产权激励、专利制度与企业技术创新绩效分析

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内容摘要：在市场竞争中，技术创新是企业取得竞争优势的重要手段，知识产权保护是维护企业创新利益的有效途径。本文从产权激励的视角，论述了专利制度对企业技术创新绩效的影响，分析发现：我国企业技术创新绩效波动和专利制度变革之间存在紧密的关系；随着我国专利法的修改，我国专利保护水平出现迅速提升的趋势；但是专利保护水平的提升，并不必然增强企业创新能力；如果激励企业更高的技术水平，还需要其他激励手段来提升企业创新能力。

关键词：产权激励 专利制度 技术创新绩效

引言

作为经济发展的加速器和维护创新者利益的有效途径，专利制度在激发人的创造热情、引进外来先进技术等方面具有无可比拟的作用。回顾历史发现：任何一个国家要想成为经济强国，既要具备强大技术力量，又要具有完备的专利制度保护和激励机制。

在国外学界，关于专利制度社会效益的争论，主要集中在三个层面：第一个层面是专利制度是否应该存在。一种观点认为，专利制度能够有效激励发明创新，这是由Bentham提出的，Mill & Clark等经济学家进行完善。另一种观点认为，专利制度基本上是多余的，这是由Taussig提出的，Pigou也持有同样的观点；第二个层面是专利制度是否有害。Plant认为专利制度实际上是有害的，专利法是一个严重干扰科学成果应用过程的因素，应该被废除。Arrow证明了专利保护明显有用，但仍指出专利制度并非最佳的激励手段。专利制度引起一个基本的取舍，目的是给他们提供创新的激励，专利制度可以激励与保障技术创新；第三个层面是如果专利制度有用，如何使其发挥更大的作用。Gilbert、Gallini等人纷纷提出了有关解决专利内在矛盾的制度设计方案。制度变量的选择主要集中在专利的法定保护和保护范围，认为通过变量的调整可以减少专利制度所引起的福利损失，更加充分发挥专利制度的激励功能。近些年来，关于采用什么样的专利制度更有助于技术创新日益成为经济学家们研究的热点话题。在国家层面上，Orsi & Coriat（2006）认为近代资本主义社会特别设计知识产权制度，用以维持不平等的增长。在产业层面上，Horii & Iwaisako（2007）的研究结果显示，过于严格的知识产权制度会增加垄断部门而减少竞争部门，由于在自由竞争的部门进行创新比在垄断部门容易，因此，研发人员及资本会更多地向竞争部门聚集，势必会造成不必要的重复创新，不利于经济增长。

通过文献回顾，笔者认为，温和的专利制度有利于创新，即适度的专利保护有利于技术的创新激励。但由于大部分文献都是针对发达国家的，研究结论可能不适合发展中国家，特别是不适合我国的国情。国内关于技术创新激励的实证研究，主要集中在外商投资的技术外溢方面，如赖明勇等（2005），以及从企业规模视角研究创新激励，如周黎安、罗凯（2005）等，柒江艺、许和连（2012）实证分析了知识产权保护对行业出口技术进步的影响及在不同行业间的差异性体现。本文尝试从产权激励视角实证检验专利制度对企业技术创新绩效的影响，并借鉴“环境库兹涅茨曲线”理论，选择专利保护程度作为衡量产权激励度的指标进行定量分析对技术创新绩效的影响。

构建产权、专利与企业技术创新绩效分析模型

（一）基于SFA的绩效度量模型

目前评测绩效的方法主要有参数法和非参数法两大类。非参数法以Chames等（1978）提出的数据包络分析（DEA）方法为代表。参数方法以随机前沿分析（SFA）方法为代表，该方法由Aigner等（1977）提出，采用计量方法对前沿生产函数进行估计，有更为坚实的经济理论基础而且消除白噪声误差。本文选择SFA方法来度量技术创新的绩效，同时根据研究需要，将Battese & Oelli（1995）提出的单阶段估算利润函数模型转化为：

πt=f（Kt，Lt）+（vt-ut） （1）

其中，t从1取到T，T为时间段数目（单位为年）；πt为在第t年的产出利润，表示技术创新的绩效；f代表某一函数形式；K为变动投入的资本矢量；L为变动投入的劳动矢量；vt是随机误差项，代表影响技术创新绩效的非可控因素，可正可负；ut是非负的无效率项，只会降低利润，假定ut服从被截取的单边正态分布。因此，唯一目标就是在给定的经济状况和技术条件Xt下，通过选择不同的投入和产出数量使无效率项ut最小，从而实现绩效最大。随机前沿模型中技术创新绩效（EFF）代表了实际获得产出量与最大潜在产出量的比例，最大值为1，其形式如下：

（2）

通过计算连续24年的技术创新绩效，一方面可以平均随机误差项，另一方面可以囊括所有源于不可控的外界因素产生的显著效应，并最终反映到创新绩效数据中。

（二）环境库茨涅茨曲线模型

20世纪90年代初，Grossman & Krueger（1991）研究发现经济增长初期环境污染程度较轻，但污染程度随着人均收入的增加趋于严重；当人均收入达到一定程度后，环境污染反而随着人均收入的增加而减少，用一条“倒U”型的曲线可以形象地说明这个过程，该曲线称为“环境库兹涅茨曲线”。在国内外相关实证研究中，较多运用三次函数的拟合模型，本文也采用这种模型衡量专利制度的产权激励度指标专利保护程度与技术创新绩效之间的关系，具体形式如式（3）所示：

yt=α0+α1*xt+α2*xt2+α3*xt3+Xt+εt （3）

式（3）中，t表示时间，yt表示第t年的技术创新绩效；xt表示第t年的专利保护程度；Xt表示第t年其他影响技术创新绩效的控制变量；α0是常数项，α1、α2、α3表示不同的系数；εt为随机误差项。

上述模型可以表示专利保护程度与技术创新绩效的7种典型关系：

α1>0，α2=0，α3=0，表示随着专利保护程度和技术创新绩效的关系是相互促进的关系，随着保护程度的增强，技术创新绩效明显加强。

α1

α1>0，α2

α10，α3=0，表示专利保护程度和技术创新绩效之间存在“U”型关系。在专利保护前期，技术创新绩效随着保护程度的增强而降低，随后达到一定程度后，反而提高。

α1>0，α20，表示专利保护程度和技术创新绩效之间的关系为“N”型，在专利保护程度增强的一段时期内与“倒U”型关系相似，但专利保护程度进一步加强时，技术创新绩效会随着保护程度的增强而提高。

α10，α3

α1=0，α2=0，α3=0，表示专利保护程度与技术创新绩效之间没有联系。

产权、专利与企业技术创新绩效实证分析

（一）技术创新绩效衡量

1.指标选择与数据收集。对于技术创新的投入产出指标的选取，根据国外学者Griliches（1990）的研究成果，选取R&D人员（单位：万人）和R&D支出（单位：亿元）作为技术创新投入指标，选取专利申请量（单位：件）作为技术创新产出指标。本文根据R&D支出数据的统计口径统一和可获得性，选择1987-2010年的原始数据。另外，选择专利申请量作为产出的指标，而不是专利授权量。所有数据来源于《中国统计年鉴》（1988-2011年）。每年的R&D支出均换算成1987年为基准价格，以消除价格波动带来的误差。

2.结果分析。使用Frontier4.1软件对我国1987-2010年创新绩效进行估计，绩效结果如图1所示。1987-2010年我国技术创新绩效整体呈现上升趋势，偶尔出现波动。结合我国专利制度的变革，可以发现在1992、2000、2008年技术创新绩效会发生相应的波动，这是由于这三年我国对专利法进行了修改。可以预见到，专利制度对于技术创新绩效的变动有着很大的关系。本文将进一步利用“环境库茨涅茨曲线”理论从实证的视角验证专利制度和技术创新绩效之间的定量关系。

（二）从产权激励视角对专利制度与技术创新绩效关系的度量

1.变量选择、描述与数据收集。在中国国家专利局授予的全部专利中，大致可分为三类：发明专利、实用新型专利和外观设计专利。其中，发明专利具有独特性、技术含量高的特性，最能体现一个国家的创新能力水平。本文选择发明专利申请量占总专利申请量的比例（Com）作为影响技术创新绩效的其他控制变量，如图2所示。

图2反映的是1987-2010年发明专利申请量占总专利申请量的比例。其中，出现两次较大的变化，分别是1993年和2000年。这是由于我国在1992、2000年分别对专利法进行修改，一方面扩大了专利保护范围，并延长了专利保护期限，另一方面增加了有关许诺销售的规定，在复审和无效程序中增加了司法救济途径，但却带来发明专利所占比例的大幅度下降，上述现象称之为“马鞍”现象，认定其原因是专利保护时间的延长等规定刺激了更多假冒企业进行那些具有较大假冒潜力行业所致。另外，2008年之后也出现下降的趋势，这是由于2008年我国依据《多哈宣言》完善了关于给予强制许可的规定进行第三次修改专利法，在一定程度上限制发明专利比例的增加。

有关知识产权保护水平的最早量化当属Rapp & Rozek，他们把知识产权保护水平划分为5个不同的等级，并用0到5之间的整数来定量地表示。接下来，Ginarte&Park （1997）将专利保护水平指标划分为5个类别，较好地细化了专利保护程度的评价标准，简称GP方法，已得到国际上广泛的认同。GP方法比较适用于司法制度健全的西方国家，但是对于司法体系正在完善的转型国家，比如中国，采用静态指标所度量出的保护水平与实际的保护水平可能并不一致。为此，韩玉雄、李怀祖（2005）修正GP方法，测算出1984-2002年中国知识产权保护的执法力度及修正的保护水平（简称HL方法）。本文参考HL方法将时间顺延到2010年，结果如表1所示。

2.单位根检验。在进行模型回归之前，根据计量经济学方法，如果要对时间序列变量进行回归分析，首先必须保证各时间序列的平稳性，如果时间序列的统计特征随时间趋势变化，即非平稳，则可能存在“伪回归”，对计量回归分析的有效性产生极大的影响。对于非平稳的时间序列，要求进行协整检验，即检验各变量之间的线性组合是否存在长期均衡关系，而协整检验的前提是各变量同阶单整，因此首先要对各时间序列进行单位根检验，即对随机过程单整阶数的检验，也即平稳性检验。

本文通过计量软件Eviews6.0，分别对x、x2、x3、Com、y五个时间序列变量进行单整检验，得到相关的统计量结果如表2所示。

由表3可见，x、x2、x3、Com、y均满足一阶平稳条件，因此可以进行下一步协整关系检验。

3.协整关系检验。在协整关系检验中目前常用的方法有：E-G两步法和Johansen协整检验。相对于比较简单的E-G两步法，Johansen协整检验更有方便分析多变量之间的协整关系。本文基于VAR方法的协整系统检验，分析y与x、x2、x3、Com之间是否存在协整关系。变量x、x2、x3、Com和y进行Johansen多变量的协整检验结果，如表3所示。

根据表3协整关系检验结果可以得到：变量x、x2、x3、Com和y存在协整方程，并且y与x、x3、Com存在正的协整关系，与x2存在负的协整关系。

4.回归分析。为了进一步验证协整检验结果，本文利用方程式（3）进行计量回归，其中y表示技术创新绩效，x表示专利保护水平，X表示发明专利申请量占总申请量的比例（Com）。结果如表4所示。

根据表4的回归结果可以得到：通过相关系数的判断，可以确定专利保护水平和技术创新绩效的关系满足模型关系方程（3），即α1>0，α2

结论

本文从产权激励视角论述了专利制度对技术创新绩效的影响，并针对专利制度对技术创新绩效的产权激励作用分析提出了自己的假设，即只有温和的专利制度，才会带来技术的创新激励，运用SFA模型分析技术创新绩效的水平和变化趋势，以及专利制度与创新绩效之间的关系，得出以下结论：

第一，对我国技术创新绩效的考察发现，技术创新绩效出现的波动和我国专利制度的变革之间存在紧密的关系。第一次专利法修改增强了知识产权的保护，但也带来技术创新绩效的剧烈下降，形成了“马鞍”现象。第二次和第三次变革也都带来一定的波动，不过波动的幅度有所降低。这表明我国在专利制度保护、应用等方面已经形成比较稳固的基础，技术创新水平也在不断增强。

第二，对我国专利制度的保护水平进行考察后发现，随着我国专利法的几次修改，我国专利保护水平出现迅速增长的趋势。但值得考虑的问题是这样的增长趋势对于我国现阶段的技术创新绩效是有利还是有弊。

第三，专利保护水平的增强，并不必然带来创新能力的增强和技术水平的创新激励。当专利保护水平到达一定程度后，会出现技术创新绩效下降的趋势。这就需要政府采取知识产权保护政策的时候，考虑到保护程度的问题。另外，激励创新不能单靠专利制度，还需要通过多种激励手段来增强创新水平，比如公共资助、政府奖励或者其他激励制度等。

综上所述，本文研究尽管得出一些有利于政府在专利制度方面做出决策的结论和启示，但仍存在一些不足，比如说在衡量专利保护水平和创新绩效的“倒U”型关系，没有考虑不同地区或者不同行业的差异，如何区分产业，区分不同经济发展阶段来发挥专利制度的作用仍然需要继续研究；在衡量技术创新绩效的影响因素时仅考虑到技术创新的投入水平和能力的影响，忽略了技术特征和市场规模的影响，这些将是本文进一步的研究方向和重点。

参考文献：

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2.周黎安，罗凯.企业规模与创新：来自中国省级水平的经验证据[J].经济学（季刊），2005，4（3）

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4.韩玉雄，李怀祖.关于中国知识保护产权保护水平的定量分析[J].科学学研究，2005（3）