宋振東，張　崗，丁巨濤

（1.陜西師范大學 國際商學院，西安 710119；2.西安財經學院，西安 710100）

知識產權保護與大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新關系研究

宋振東1,2，張崗2，丁巨濤2

（1.陜西師范大學 國際商學院，西安 710119；2.西安財經學院，西安 710100）

文章選取陜西省2000—2014年知識產權保護與大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的相關數據，使用時間序列動態(tài)均衡分析法，建立了兩者之間的誤差修正模型。研究發(fā)現，陜西省知識產權保護與大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力存在動態(tài)均衡關系，表現出較強的波動性和階段性不穩(wěn)定特征，但2007年以后，知識產權保護對企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升表現出較強的促進作用。

知識產權；自主創(chuàng)新；協(xié)整分析；誤差修正模型

0　引言

在促進和保障科技進步與經濟發(fā)展的法律機制中，知識產權制度發(fā)揮著直接和獨特的作用。黨的十八大明確提出，科技創(chuàng)新是提高社會生產力和綜合國力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置，要堅持走中國特色自主創(chuàng)新道路，實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。陜西省作為中國西部地區(qū)知識產權大省，知識產權對經濟發(fā)展的驅動力長期以來未能充分發(fā)揮，減緩了陜西由知識產權大省向知識產權強省邁進的步伐。本文以陜西省大中型工業(yè)企業(yè)為樣本，利用Eviews軟件探討陜西省2000—2014年，知識產權保護對大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響，希望能通過對陜西省歷史數據的分析，為陜西省創(chuàng)新驅動發(fā)展提供決策參考。

1　模型構建

基于技術創(chuàng)新與知識產權的分析，本文將知識產權保護作為影響企業(yè)自主創(chuàng)新能力的因素之一，模型構建為：

Y=F(X，Z)

其中：Y是企業(yè)自主創(chuàng)新能力；X是知識產權保護程度；Z是其他因素。為重點考察知識產權保護與企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，本文假定其他因素不變，只考慮知識產權保護因素，建立初步模型Y=F(X)。

在對具體變量選擇上，由于自主創(chuàng)新是企業(yè)通過自身的努力和探索產生技術突破，開發(fā)新產品，完成技術的商業(yè)化，獲取商業(yè)利潤，因此,新產品銷售收入占主營業(yè)務收入的比重（xcpb），能夠從一般意義上反映企業(yè)自主創(chuàng)新能力，用來計算Y，從而因變量表示為:

Y=xcpb=新產品銷售收入/主營業(yè)務收入

專利授權是國家依法在一定時期內授予發(fā)明創(chuàng)造者或者其權利繼受者獨占使用其發(fā)明創(chuàng)造的權利，一旦專利被授權，他人未經專利權人許可而使用、制造、銷售或進口專利產品即為侵權，將受到法律的制裁，因此,專利授權與專利申請受理比（ssb），能夠反映知識產權保護的程度，用來計算X，從而自變量表示為：

X=ssb=專利授權數/專利申請受理數

基于以上對變量的理解，本文選取陜西省“大中型工業(yè)企業(yè)的新產品收入比（xcpb）”作為因變量，選取陜西省“專利授權與受理比(ssb)”作為自變量，利用相關數據來計算陜西省自主創(chuàng)新能力與知識產權保護程度[1]。在數據處理過程中，為了減少異方差，對自變量和因變量進行取對數處理。樣本數據選取2000—2014年陜西省的年度數據，具體見表1。

表1　2000—2014年陜西省知識產權保護與企業(yè)自主創(chuàng)新能力

為更好地比較大中型工業(yè)企業(yè)的新產品收入比（企業(yè)自主創(chuàng)新能力）和專利授權與受理比（知識產權保護）變動的趨勢，將兩組數據匯集到圖1。圖1顯示，兩者的變動方向與步調較為一致。使用eviews軟件進行計算，兩者之間的相關系數為-0.25，這說明兩者可能存在相關關系,但相關度較弱。

圖1　新產品收入比（lnxcpb）與專利授權受理比（lnssb）組合比較圖

在研究變量間相關關系時，一般的方法是,根據現有樣本資料建立比較合適的回歸方程。在傳統(tǒng)回歸分析中，要求所用時間序列必須是平穩(wěn)的，否則將會產生“偽回歸”的問題。然而，在現實經濟活動中，時間序列往往是非平穩(wěn)的(帶有明顯變化趨勢)，破壞了平穩(wěn)性假定。為使回歸有意義，一般要對其實行平穩(wěn)化。常用方法是對水平序列差分，然后以差分序列回歸。但這樣做的結果忽視了水平序列所包含的有用信息，而這些信息對分析問題來說，既是必要的，也是重要的。協(xié)整理論提供了一種處理非平穩(wěn)數據的方法。協(xié)整分析是用于非平穩(wěn)變量組成的關系式中長期均衡參數估計的方法，是應用于動態(tài)模型的設定、估計與檢驗的一種新技術。在實際分析中，基本步驟是：對時間序列變量及其一階差分序列平穩(wěn)性進行檢驗；檢驗變量間協(xié)整關系，建立協(xié)整變量與均衡間的誤差修正方程；對具有協(xié)整關系的時間變量序列的因果關系進一步檢驗分析[2]。

2　檢驗變量序列的平穩(wěn)性

在進行協(xié)整分析之前，必須先檢驗變量是否平穩(wěn)的。采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法，對表1中的新產品收入比（lnxcpb）、專利授權與受理比（lnssb）及其差分變量dlnxcpb和dlnssb進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表2。

表2　平穩(wěn)性檢驗結果

由表2可知，lnxcpb和lnssb的ADF檢驗值均大于臨界值（-0.851210＞-4.450425，-1.223340＞-4.450425），所以變量lnxcpb和lnssb非平穩(wěn)；dlnxcpb和dlnssb的ADF檢驗值均小于臨界值（-4.555977＜-1.988198，-5.173176＜-1.988198），所以變量dlnxcpb和dlnssb在5%臨界值下平穩(wěn)。因此，lnxcpb和lnssb是非平穩(wěn)的，但其一階差分變量dlnxcpb和dlnssb是平穩(wěn)序列，lnxcpb和lnssb均為一階單整序列。

3　誤差修正模型

（1）協(xié)整檢驗

為了判斷l(xiāng)nxcpb與lnssb的協(xié)整關系，本文選擇對lnxcpb和lnssb進行最小二乘法回歸，并對其殘差進行ADF檢驗，得到結果如表3所示。

表3　ADF檢驗結果

由表3結果可知，p檢驗值小于0.05，因此，lnxcpb與lnssb存在協(xié)整關系。

（2）建立誤差修正模型

通過eviews軟件，建立企業(yè)自主創(chuàng)新能力與知識產權保護程度的誤差修正模型為：

dlnxcpb=-0.018822-0.043557dlnssb-1.373048ecm(-1)

R2=0.660553；標準差s.d.=0.227110較小，說明模型較為合理。

本模型結果分析表明：

第一，在2000—2011年間，陜西省自主創(chuàng)新能力和知識產權保護程度之間存在動態(tài)均衡關系。

第二，短期內，陜西省專利授權與受理比每增加一個單位，新產品銷售收入比會下降約0.004個單位。（但表現出較強的波動性和階段性不穩(wěn)定特征，2007年以后，知識產權保護對企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升表現出較強的促進作用。見本文第五部分）。

第三，誤差修正項ecm的系數反映了誤差修正規(guī)模自身偏離均衡時的修正能力，由于系數大于1，說明陜西省新產品銷售收入比和專利授權受理比之間的均衡關系，對當前非均衡誤差調整的自身修正能力很強。

4　因果關系檢驗

檢驗結果顯示，陜西省知識產權保護程度與企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間存在長期的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系還需進一步的驗證。根據表1中的知識產權保護程度(dlnssb)和企業(yè)自主創(chuàng)新能力(dlnxcpb)的相關數據，對其進行Granger因果關系檢驗，結果如表4所示。表4中的第一列是Granger因果關系檢驗的零假設，其他列的第一行數據為F統(tǒng)計量的數值，第二行的數據為F統(tǒng)計量在零假設成立時的概率顯著性水平。

表4　Granger Causality因果關系檢驗結果

表4結果表明，滯后期為1年時，知識產權保護和自主創(chuàng)新能力之間的因果關系不明顯；滯后期為2年時，知識產權保護和自主創(chuàng)新能力之間因果關系也相對不明顯。

5　結論

從具體數據看，陜西省在2001—2003年期間，知識產權保護程度與企業(yè)自主創(chuàng)新能力變動較為一致；從2004—2007年，企業(yè)自主創(chuàng)新能力與知識產權保護程度出現了反向相關，且波動較為明顯，即當知識產權保護程度增強時，企業(yè)的自主創(chuàng)新能力就會下降，而當知識產權保護程度減弱時，企業(yè)自主創(chuàng)新能力又會上升；2007年以后，知識產權保護程度與企業(yè)自主創(chuàng)新能力變動趨勢較為一致，當知識產權保護程度減弱，企業(yè)自主創(chuàng)新能力下降更快，當知識產權保護程度增強，企業(yè)自主創(chuàng)新能力上升更快，知識產權保護程度對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響作用顯著。這一結果，與有關學者發(fā)現的在發(fā)展中國家知識產權保護程度與技術創(chuàng)新能力之間呈現出一種“倒U”型的關系相一致[3]。

在2003—2007年之間知識產權保護程度對企業(yè)自主創(chuàng)新能力建設有抑制作用，這與陜西作為發(fā)展中國家的欠發(fā)達地區(qū)，其技術創(chuàng)新戰(zhàn)略突出表現為模仿性直接相關。從區(qū)域技術創(chuàng)新特征的角度，在國際和國內“技術勢差”客觀存在的情況下，欠發(fā)達地區(qū)以發(fā)揮“后發(fā)優(yōu)勢”，謀求經濟的較快發(fā)展為目標的技術引進活動有其必然性，欠發(fā)達地區(qū)的自主技術創(chuàng)新能力往往是在從發(fā)達國家和地區(qū)引進技術的基礎上，通過模仿創(chuàng)新逐漸積累而成的，因此，欠發(fā)達地區(qū)技術創(chuàng)新除具有技術創(chuàng)新一般意義上的創(chuàng)造性、累積性、效益性、風險性和市場性等特征之外，其突出的創(chuàng)新特征表現為模仿性。而模仿性與知識產權保護負相關。

相反，在2007年以后，知識產權保護程度與企業(yè)自主創(chuàng)新能力變化趨勢基本一致，知識產權保護對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升具有較強的促進作用?？赡艿脑蚴?，由于在2006年，國家做出了“走中國特色自主創(chuàng)新的道路、努力建設創(chuàng)新型國家”這一具有深遠歷史意義的重大決策[4]；同時，陜西省提出了“堅持自主創(chuàng)新、重點跨越、支撐發(fā)展、引領未來”的指導方針，深入實施“科教興陜”和“人才強省”戰(zhàn)略，把增強自主創(chuàng)新能力作為調整經濟結構，轉變增長方式的中心環(huán)節(jié)[5]。而自主創(chuàng)新與知識產權保護正相關，這印證了陜西省實施自主創(chuàng)新戰(zhàn)略以后，知識產權保護對企業(yè)自主創(chuàng)新能力的促進作用。

[1]劉和東.知識產權保護與企業(yè)自主創(chuàng)新關系的實證[J].統(tǒng)計與決策，2008，（16）.

[2]李子奈，潘文卿.計量經濟學（第三版）[M].北京：高等教育出版社，2010.

[3]余長林，王瑞芳.發(fā)展中國家的知識產權保護與技術創(chuàng)新:只是線性關系嗎?[J].當代經濟科學，2009，（3）.

[4]徐冠華.關于自主創(chuàng)新的幾個重大問題[J].中國軟科學，2006，（4）.

（責任編輯/易永生）

F062.41

A

1002-6487（2016）22-0183-03

宋振東（1983—），男，陜西西安人，博士研究生，講師，研究方向：產業(yè)發(fā)展、技術創(chuàng)新。

張崗（1980—），男，陜西寶雞人，碩士，助理研究員，研究方向：知識產權法學。

丁巨濤（1968—），男，陜西武功人，博士，教授，研究方向：技術創(chuàng)新經濟學、區(qū)域經濟學。