方中秀，汪海粟

(1.華中師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430079；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、 引言與文獻(xiàn)綜述

開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，一國(guó)的技術(shù)進(jìn)步可由自主創(chuàng)新與國(guó)外技術(shù)溢出實(shí)現(xiàn)。對(duì)于技術(shù)基礎(chǔ)相對(duì)薄弱的發(fā)展中國(guó)家而言，由于知識(shí)存量不足以及自主創(chuàng)新水平較低，來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)溢出便成為技術(shù)進(jìn)步的主要來(lái)源[1]。FDI能夠產(chǎn)生知識(shí)、專(zhuān)利、商標(biāo)、專(zhuān)有技術(shù)等高級(jí)資產(chǎn)，在加強(qiáng)跨國(guó)企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)能力的同時(shí)，還能憑借正向外部性對(duì)東道國(guó)企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出，幫助其提高生產(chǎn)率水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)全球化程度日益提升的今天，F(xiàn)DI已成為國(guó)際技術(shù)溢出與轉(zhuǎn)移的重要渠道之一，越來(lái)越多的國(guó)家與地區(qū)開(kāi)始利用各種措施來(lái)吸引外商直接投資，并通過(guò)引進(jìn)、模仿等技術(shù)擴(kuò)散途徑達(dá)成技術(shù)進(jìn)步與追趕的最終目標(biāo)。自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)對(duì)外商直接投資歷經(jīng)四十多年的發(fā)展，不但為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了強(qiáng)大動(dòng)力，由其引發(fā)的技術(shù)溢出效應(yīng)更是為創(chuàng)新能力不足的中國(guó)本土企業(yè)實(shí)施“二次創(chuàng)新”提供了可能性。這種對(duì)先進(jìn)技術(shù)引進(jìn)、吸收、模仿與再創(chuàng)新的發(fā)展模式幫助中國(guó)企業(yè)實(shí)現(xiàn)了工業(yè)化初期階段技術(shù)發(fā)展的“原始積累”。

根據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，中國(guó)加入WTO以后，F(xiàn)DI對(duì)GDP增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過(guò)10%，這一效應(yīng)在制藥產(chǎn)業(yè)中尤為明顯。制藥產(chǎn)業(yè)是中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中發(fā)展最為快速的行業(yè)之一，同時(shí)也是外商投資十分活躍的領(lǐng)域。20世紀(jì)80年代，外資以合資企業(yè)的形式進(jìn)入中國(guó)制藥市場(chǎng)。隨后，全球最大的跨國(guó)制藥公司紛紛在國(guó)內(nèi)投資建設(shè)生產(chǎn)和銷(xiāo)售實(shí)體。外資企業(yè)不僅為中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供了資金與產(chǎn)品，更帶來(lái)了先進(jìn)的技術(shù)、設(shè)備以及現(xiàn)代化管理理念。近年來(lái)，伴隨著制藥產(chǎn)業(yè)國(guó)際分工格局的深化整合，該行業(yè)FDI金額不斷上升。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2017年，中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)接受外資總金額已超過(guò)447億元。進(jìn)入21世紀(jì)以后，外資的投資方式出現(xiàn)多元化發(fā)展趨勢(shì)，中外藥企之間的合作已從最初設(shè)立藥品生產(chǎn)加工基地的單一選擇向研發(fā)、采購(gòu)、生產(chǎn)、銷(xiāo)售等整體產(chǎn)業(yè)鏈轉(zhuǎn)移，并顯示出由產(chǎn)業(yè)投資逐漸向研發(fā)投資轉(zhuǎn)移的態(tài)勢(shì)。自2001年施維雅首先在中國(guó)創(chuàng)立研發(fā)中心以來(lái)，已有40余家跨國(guó)制藥企業(yè)在中國(guó)建立研發(fā)中心。截至2019年，RDPAC(中國(guó)外商投資企業(yè)協(xié)會(huì)藥品研制和開(kāi)發(fā)行業(yè)委員會(huì))會(huì)員公司已在中國(guó)設(shè)立49家工廠、31個(gè)研發(fā)中心，在中國(guó)年均研發(fā)投入約90億元人民幣。FDI規(guī)模的擴(kuò)大使兼具外部性和外溢性特征的外來(lái)先進(jìn)技術(shù)成為中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的重要來(lái)源。

然而，F(xiàn)DI的技術(shù)溢出效應(yīng)會(huì)受到多重因素影響，東道國(guó)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度便是其中最為重要的影響因素之一[2]?，F(xiàn)有研究多從知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度與FDI的關(guān)系，以及保護(hù)強(qiáng)度變化對(duì)FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響展開(kāi)。一般觀點(diǎn)認(rèn)為，知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度會(huì)通過(guò)作用于投資環(huán)境，對(duì)跨國(guó)公司的投資決策產(chǎn)生影響。技術(shù)落后的國(guó)家只有通過(guò)加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，才能吸引高技術(shù)含量的FDI[3]。不少學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)了上述觀點(diǎn)[4-5]。但也有一些學(xué)者認(rèn)為，知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度并不會(huì)對(duì)FDI產(chǎn)生顯著影響，專(zhuān)利法強(qiáng)度與FDI的水平及變化程度之間不存在連續(xù)顯著的相關(guān)關(guān)系[6]，相關(guān)法律的設(shè)置對(duì)特許經(jīng)營(yíng)活動(dòng)或貿(mào)易的影響遠(yuǎn)大于FDI[7-8]。還有學(xué)者結(jié)合其他變量研究了知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度與FDI的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，不論對(duì)高收入國(guó)家還是低收入國(guó)家，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)都有助于提升出口產(chǎn)品的質(zhì)量，但此間的影響機(jī)制卻存在差異。在發(fā)展中國(guó)家，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)是通過(guò)FDI對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生作用的；在發(fā)達(dá)國(guó)家，充當(dāng)兩者中介變量的則是R&D與FDI，這一結(jié)論在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中尤其顯著[9]。也有研究表明，當(dāng)南方國(guó)家的創(chuàng)新規(guī)模比較小時(shí)，強(qiáng)化南方國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度將促進(jìn)FDI流入；當(dāng)創(chuàng)新規(guī)模適中或比較大時(shí)，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度將不利于FDI流入[10]。

此外，盡管FDI有利于保證技術(shù)的內(nèi)部性，從一定程度上限制東道國(guó)的技術(shù)轉(zhuǎn)移進(jìn)程，但跨國(guó)公司的先進(jìn)技術(shù)仍會(huì)通過(guò)多種渠道，如勞動(dòng)力的培訓(xùn)和流動(dòng)[1]、高質(zhì)量的中間投入品[11]以及逆向工程[12]等轉(zhuǎn)移到東道國(guó)企業(yè)。然而，有關(guān)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響研究尚未形成一致結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為，適度且有效的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制有助于東道國(guó)吸引跨國(guó)公司增加FDI投入的數(shù)量及質(zhì)量，從而實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移[2，13-15]。另外一些研究提出了不同觀點(diǎn)，例如，對(duì)中國(guó)電子及通信設(shè)備制造業(yè)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)該行業(yè)存在不顯著的后向技術(shù)溢出效應(yīng)，而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度抑制了此溢出效應(yīng)的發(fā)生[16]。此外，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移和東道國(guó)自主創(chuàng)新之間存在一定的門(mén)檻值，只有當(dāng)東道國(guó)的模仿能力超過(guò)此門(mén)檻值，強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度才能有效促進(jìn)FDI技術(shù)轉(zhuǎn)移，從而推動(dòng)?xùn)|道國(guó)的自主創(chuàng)新[17]。還有學(xué)者提出，知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度與FDI之間不存在必然聯(lián)系，但如果輔以恰當(dāng)?shù)娜肆Y本及技術(shù)吸收能力，則有可能增強(qiáng)技術(shù)溢出效應(yīng)[18]。

然而，這些研究仍有以下問(wèn)題值得關(guān)注：一是目前針對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)、FDI與技術(shù)溢出相互關(guān)系的討論尚未達(dá)成相對(duì)一致的結(jié)論?，F(xiàn)有研究的結(jié)果往往因研究樣本的不同而存在較大差異。關(guān)于強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度是否有利于促進(jìn)FDI，進(jìn)而推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步的論題，不論是從理論上還是實(shí)證上都未能得到充分證實(shí)。因此，對(duì)一國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度實(shí)施效果的評(píng)價(jià)需要結(jié)合具體情況展開(kāi)。從中國(guó)的實(shí)踐來(lái)看，中國(guó)政府對(duì)《專(zhuān)利法》進(jìn)行了若干次修訂，以期通過(guò)強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平吸引高質(zhì)量FDI的流入。那么，知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)源于FDI的技術(shù)溢出究竟產(chǎn)生了何種影響，此影響效應(yīng)又是如何作用于產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步進(jìn)程的，對(duì)上述問(wèn)題的思考形成了本研究的出發(fā)點(diǎn)。二是現(xiàn)有研究對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度與具體產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展的關(guān)系探討相對(duì)較少。在中國(guó)建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的過(guò)程中，如何有效利用知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度提高產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新能力，積極推動(dòng)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)程，對(duì)于國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的形成將具有重要意義。制藥產(chǎn)業(yè)的演進(jìn)歷程與存續(xù)現(xiàn)狀均反映出當(dāng)前中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的階段性特征，即技術(shù)與資本并重、內(nèi)資與外資融合、仿制向仿創(chuàng)轉(zhuǎn)型，具有一定的典型性與代表性。以該產(chǎn)業(yè)為例開(kāi)展研究能夠?yàn)橹袊?guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究提供更為細(xì)致的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。此外，知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度的現(xiàn)狀是，對(duì)于不同問(wèn)題不加區(qū)別地采用同一種管理方法[19]。這一做法顯然忽視了不同產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展特征的異質(zhì)性所引發(fā)的對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的差異化需求。本文以制藥產(chǎn)業(yè)為例，擬從FDI技術(shù)溢出的視角出發(fā)，研究中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)，是對(duì)具體產(chǎn)業(yè)技術(shù)發(fā)展?fàn)顩r與知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)關(guān)系的探討，也是為針對(duì)不同產(chǎn)業(yè)實(shí)施差異化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)開(kāi)展的初步探索，希望能夠?yàn)橄嚓P(guān)政策改革提供更為豐富的決策依據(jù)。

二、 研究設(shè)計(jì)

(一) 研究方法與模型

本文借鑒Caves[20]和Globerman[21]的研究思路，基于內(nèi)外資企業(yè)互動(dòng)競(jìng)爭(zhēng)的思想，將外資作為獨(dú)立變量納入一個(gè)由柯布道格拉斯函數(shù)模型推導(dǎo)出來(lái)的回歸方程中，即假設(shè)內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平Gh由內(nèi)資企業(yè)的資本Kh、勞動(dòng)力Lh以及外資企業(yè)的資本Kf共同決定，由此測(cè)度外資對(duì)內(nèi)資生產(chǎn)的影響，進(jìn)而評(píng)價(jià)FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)。模型表示如下：

Gh=F(Kh,Lh,Kf)

(1)

對(duì)模型(1)進(jìn)行微分處理后可得：

ΔGh/Gh=αΔKh/Kh+βΔLh/Lh+γΔKf/Kf

(2)

(2)式中，α和β為內(nèi)資企業(yè)資本與勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出彈性。γ為外資企業(yè)資本的邊際產(chǎn)出彈性，反映了FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的方向與力度。考慮到技術(shù)進(jìn)步具有累積性、時(shí)滯性與外溢性特征，內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平會(huì)受到自身技術(shù)存量水平以及外資企業(yè)技術(shù)溢出水平的影響，對(duì)上述模型進(jìn)行如下改進(jìn)：

TCHCHh,t=f(x1t,x2t,…,TCHCHf,t,GTCHCHh,t-1,GTCHCHf,t-1)

(3)

(3)式中，TCHCHh,t是t期內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率，x1t，x2t，...是影響內(nèi)資技術(shù)進(jìn)步的其他因素，TCHCHf,t、GTCHCHh,t-1和GTCHCHf,t-1分別是t期外資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，以及t-1期內(nèi)外資企業(yè)的累積技術(shù)進(jìn)步。GTCHCHh,t-1對(duì)TCHCHh,t的影響反映了內(nèi)資企業(yè)自身技術(shù)存量水平對(duì)技術(shù)進(jìn)步的作用；而TCHCHf,t和GTCHCHf,t-1對(duì)TCHCHh,t的影響則分別反映了外資當(dāng)期的技術(shù)溢出水平以及前期累積的技術(shù)存量溢出到內(nèi)資企業(yè)，引發(fā)技術(shù)進(jìn)步的作用，兩者共同體現(xiàn)了外資的技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響。此模型表示，內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步是由產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的技術(shù)積淀以及內(nèi)外資之間的技術(shù)溢出決定的，同時(shí)結(jié)合了其他因素的影響。本文將影響技術(shù)進(jìn)步的其他因素分為三類(lèi)：一是研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)；二是勞動(dòng)力投入質(zhì)量(LQ)；三是投入要素結(jié)合程度(K/L)。

本文采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。在參數(shù)估計(jì)時(shí)，以模型(3)為基礎(chǔ)，兩邊取對(duì)數(shù)，建立基準(zhǔn)模型如下：

lnTCHCHh,t=α0+α1lnRDh,t+α2lnLQh,t+α3ln(K/L)h,t+α4lnTCHCHf,t+α5lnGTCHCHh,t-1

+α6lnGTCHCHf,t-1+μt

(4)

(4)式中，μt為服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度既是影響產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的直接要素，又可以通過(guò)作用于外資先進(jìn)技術(shù)的溢出效應(yīng)、本土企業(yè)技術(shù)累積及生產(chǎn)要素的投入，對(duì)本土制藥產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。因此，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的單獨(dú)項(xiàng)及其與各自變量的交互項(xiàng)：

lnTCHCHh,t=β0+β1lnIPRh,t+β2lnRDh,t+β3lnIPRh,t×lnRDh,t+β4lnLQh,t+β5lnIPRh,t×lnLQh,t+β6ln(K/L)h,t+β7lnIPRh,t×ln(K/L)h,t+β8lnTCHCHf,t+β9lnIPRh,t×lnTCHCHf,t

+β10lnGTCHCHh,t-1+β11lnIPRh,t×lnGTCHCHh,t-1+β12lnGTCHCHf,t-1+β13lnIPRh,t

×lnGTCHCHf,t-1+ηt

(5)

(5)式中，lnIPRh,t為t期知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的自然對(duì)數(shù)，ηt為服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二) 樣本與數(shù)據(jù)

本文依照《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》的統(tǒng)計(jì)口徑，將研究對(duì)象設(shè)定為整體制藥產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)中的內(nèi)外資制藥企業(yè)。制藥產(chǎn)業(yè)子行業(yè)具體包括化學(xué)藥品制造業(yè)、中藥制造業(yè)與生物藥品制造業(yè)。在數(shù)據(jù)的選取中，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度與制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率的測(cè)算說(shuō)明見(jiàn)變量測(cè)算部分。研發(fā)投入強(qiáng)度以企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出與研發(fā)活動(dòng)全時(shí)當(dāng)量的比表示；勞動(dòng)力投入質(zhì)量以R&D人員數(shù)表示；投入要素結(jié)合程度以從業(yè)人員人均固定資本表示。所需原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)法律年鑒》、World Bank數(shù)據(jù)庫(kù)，以及國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局的《專(zhuān)利統(tǒng)計(jì)年報(bào)》。由于《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》自發(fā)行之后的最初一兩年有個(gè)別數(shù)據(jù)缺失，出于對(duì)數(shù)據(jù)完整性與可對(duì)比性的考慮，實(shí)證研究區(qū)間設(shè)定為1997—2015年。

(三) 變量測(cè)算

1. 中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度

本文以GP指數(shù)[22]評(píng)價(jià)中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)立法的相對(duì)完善程度，并綜合韓玉雄和李懷祖[23]、姚利民和饒艷[24]、沈國(guó)兵和劉佳[25]等的研究，進(jìn)一步設(shè)立知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度指標(biāo)，選擇司法保護(hù)水平、行政保護(hù)水平、法律執(zhí)行程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)意識(shí)與國(guó)際監(jiān)督制衡六項(xiàng)指標(biāo)作為評(píng)價(jià)因子(相關(guān)指標(biāo)的說(shuō)明與取值方法如表1所示)。本文假定上述指標(biāo)貢獻(xiàn)相同，執(zhí)法力度取值為此六項(xiàng)指標(biāo)取值的算術(shù)平均值，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度則定義為立法強(qiáng)度(GP指數(shù))與執(zhí)法力度的乘積。

表1 中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度測(cè)算指標(biāo)及說(shuō)明

2. 制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步效率

圖1 中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度評(píng)價(jià)指標(biāo)測(cè)算

全要素生產(chǎn)率(TFP)中包含了技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)容[26-27]。本文遵循Fareetal.[28]的研究思路，采用Malmquist指數(shù)法對(duì)中國(guó)整體制藥產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)中內(nèi)外資制藥企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步效率進(jìn)行測(cè)算。具體數(shù)據(jù)處理如下：(1)以工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標(biāo)?，F(xiàn)行工業(yè)統(tǒng)計(jì)制度中，工業(yè)產(chǎn)值指標(biāo)包括工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值和工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值三類(lèi)[29]。相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒中工業(yè)分行業(yè)增加值與總產(chǎn)值數(shù)據(jù)分別于2008年和2012年后便不再發(fā)布，為了得到具有一致性的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，本文以工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值作為替代，并以1996年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格定基指數(shù)對(duì)制藥產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)的工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值進(jìn)行平減。(2)資本投入數(shù)據(jù)以永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算。首先以1996年末的固定資產(chǎn)凈值作為該年的固定資產(chǎn)存量，并以固定資產(chǎn)投資價(jià)格定基指數(shù)平減；之后各年的固定資產(chǎn)存量取值為前一年固定資產(chǎn)存量加上當(dāng)年平減后的固定資產(chǎn)投資額，并剔除當(dāng)年平減后的折舊值。有關(guān)固定折舊率的取值，本文參考單豪杰[30]的做法。(3)以勞動(dòng)力人數(shù)作為勞動(dòng)力投入指標(biāo)，用年均就業(yè)人數(shù)表示。

三、 實(shí)證研究

(一) 中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度測(cè)算

對(duì)中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度與保護(hù)強(qiáng)度的測(cè)算結(jié)果分別如圖1和表2所示。

表2 1990—2015年中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度測(cè)算

(二) 中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步效率分析

本文使用DEAP 2.1軟件。中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)中內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效率如表3所示。整體制藥產(chǎn)業(yè)中，內(nèi)外資企業(yè)的累積技術(shù)進(jìn)步水平均經(jīng)歷一個(gè)先減少再增加的過(guò)程，但外資企業(yè)的增幅更大。從子行業(yè)情況看，除中藥制造業(yè)中內(nèi)資企業(yè)的累積技術(shù)進(jìn)步水平始終大于外資企業(yè)外，化學(xué)藥品制造業(yè)與生物藥品制造業(yè)的累積技術(shù)進(jìn)步水平均為外資強(qiáng)于內(nèi)資。

表3 中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)及其子行業(yè)中內(nèi)外資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步率 單位：%

(三) 模型檢驗(yàn)

本文采用面板數(shù)據(jù)的計(jì)量分析方法，并運(yùn)用Eviews 8.0對(duì)基準(zhǔn)模型與加入交互項(xiàng)后的模型進(jìn)行F檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)，以確定具體的面板數(shù)據(jù)模型形式。

1. F檢驗(yàn)

F檢驗(yàn)的原假設(shè)與備擇假設(shè)分別為：

H0：αi=α，模型中不同個(gè)體的截距相同(真實(shí)模型為混合回歸模型)。

H1：模型中不同個(gè)體的截距項(xiàng)αi不同(真實(shí)模型為個(gè)體固定效應(yīng)模型)。

根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量的定義：

(6)

(6)式中，SSEr為估計(jì)混合模型的殘差平方和，SSEu為個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和。根據(jù)計(jì)算，基準(zhǔn)模型的F=12.39，加入交互項(xiàng)模型的F=17.25。由于F0.05(3,66)及F0.05(3,60)均小于基準(zhǔn)模型與加入交互項(xiàng)模型的F值，因此推翻原假設(shè)，建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型更為合適。

2. H檢驗(yàn)

Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)與備擇假設(shè)如下所示：

H0：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無(wú)關(guān)(個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)回歸模型)。

表4 面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

H1：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)(個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型)。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，基準(zhǔn)模型Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是34.19，相對(duì)應(yīng)的概率為0.00，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型假設(shè)，應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。同樣的，加入交互項(xiàng)后模型的Hausman統(tǒng)計(jì)量的值為57.52，相對(duì)概率為0.00；因此對(duì)引入交互項(xiàng)后模型的估計(jì)也使用個(gè)體固定效應(yīng)模型。

綜合F檢驗(yàn)與H檢驗(yàn)的結(jié)果，選擇可變系數(shù)個(gè)體固定效應(yīng)模型作為面板數(shù)據(jù)模型形式對(duì)式(4)和式(5)進(jìn)行估計(jì)。

3. 計(jì)量分析結(jié)果

表4為基準(zhǔn)模型與加入交互項(xiàng)后模型的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。

根據(jù)基準(zhǔn)模型，在未考慮知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的情況下，研發(fā)投入強(qiáng)度、勞動(dòng)力投入質(zhì)量以及投入要素結(jié)合程度均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在中國(guó)內(nèi)資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步過(guò)程中，上述內(nèi)源化發(fā)展動(dòng)力的作用并不顯著，其技術(shù)進(jìn)步的實(shí)現(xiàn)更多依賴(lài)于自身的技術(shù)積淀，以及外資企業(yè)的技術(shù)溢出。其中，當(dāng)期外資的技術(shù)進(jìn)步、滯后一期的內(nèi)資累積技術(shù)進(jìn)步，以及滯后一期的外資累積技術(shù)進(jìn)步對(duì)當(dāng)期內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)分別為0.31、0.59和0.21，且都在1%的顯著性水平下顯著。

加入交互項(xiàng)后的模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提升直接抑制了本土制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的提升，這一影響效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著，證實(shí)了知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平是影響該產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵因素。至于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度是否能夠通過(guò)調(diào)節(jié)相關(guān)變量對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響，這里將其交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)作為重點(diǎn)考察對(duì)象。

一是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度與勞動(dòng)力投入質(zhì)量的交互項(xiàng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明隨著本土人力資源投入水平的提高，知識(shí)產(chǎn)權(quán)強(qiáng)保護(hù)對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的阻礙作用將被抵消。內(nèi)源化發(fā)展動(dòng)力開(kāi)始作用于本土制藥企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，而這一轉(zhuǎn)變是伴隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加顯現(xiàn)的。

二是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度與當(dāng)期外資技術(shù)進(jìn)步的交互項(xiàng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步在1%的水平上顯著為正，與滯后一期的外資累積技術(shù)進(jìn)步的交互項(xiàng)系數(shù)則在5%水平下顯著為正。這表明知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提升會(huì)阻礙內(nèi)資藥企技術(shù)進(jìn)步的水平，而隨著外資藥企技術(shù)進(jìn)步水平的提高，由保護(hù)強(qiáng)度提升而引發(fā)的這種降低效應(yīng)被削弱，即外資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的提高可以抵消趨嚴(yán)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的負(fù)面效應(yīng)；或者說(shuō)外資藥企的技術(shù)進(jìn)步提升了內(nèi)資制藥企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，而隨著知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加，這種促進(jìn)效應(yīng)得到進(jìn)一步加強(qiáng)。

三是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度與滯后一期的內(nèi)資累積技術(shù)進(jìn)步的交互項(xiàng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步在1%的水平上顯著為正。這表明隨著內(nèi)資企業(yè)累積技術(shù)進(jìn)步的提高，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)化對(duì)內(nèi)資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的阻礙效應(yīng)被減弱，即內(nèi)資制藥企業(yè)累積技術(shù)進(jìn)步水平的上升可減少知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的負(fù)面影響作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，減少整體大樣本對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果的影響，本文剔除制藥產(chǎn)業(yè)總樣本，僅以化學(xué)藥品制造業(yè)、中藥制造業(yè)與生物藥品制造業(yè)這三類(lèi)子行業(yè)作為研究樣本，采用同樣的篩選規(guī)則和分析方法，考察知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，分析結(jié)果見(jiàn)表5。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，雖然強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)直接抑制了中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的提升，但知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度卻能夠通過(guò)調(diào)節(jié)相關(guān)變量對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響。結(jié)論與上述分析結(jié)果基本一致。

四、 結(jié)論與政策建議

本文基于FDI技術(shù)溢出效應(yīng)的研究視角，考察分析了知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度變革對(duì)中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)直接抑制了中國(guó)制藥產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的提升，但外資企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平的加強(qiáng)可抵消趨嚴(yán)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)內(nèi)資藥企技術(shù)進(jìn)步的負(fù)面效應(yīng)。造成這一現(xiàn)象的原因可能在于，嚴(yán)格的制度保護(hù)有利于形成良好的投資環(huán)境，吸引更多高技術(shù)含量的外資流入中國(guó)，內(nèi)外資之間的人員流動(dòng)效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)，以及廣泛存在的技術(shù)交流與合作活動(dòng)，間接促使中國(guó)本土企業(yè)提升技術(shù)進(jìn)步水平。內(nèi)資企業(yè)累積技術(shù)進(jìn)步水平的增加亦可削減知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度對(duì)內(nèi)資制藥企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的消極影響作用。在此過(guò)程中，以高質(zhì)量人力資本投入為代表的內(nèi)源化發(fā)展動(dòng)力開(kāi)始發(fā)揮顯著影響(1)莊子銀[31]提出，嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)FDI的效應(yīng)有賴(lài)于南方的技能勞動(dòng)水平，本文通過(guò)經(jīng)驗(yàn)研究論證了這一觀點(diǎn)。。

制藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀體現(xiàn)了中國(guó)相當(dāng)一部分高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在轉(zhuǎn)型期的典型特征，即技術(shù)與資本并重、內(nèi)資與外資融合、仿制向仿創(chuàng)轉(zhuǎn)型。本研究就中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)此類(lèi)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響效應(yīng)進(jìn)行了探討，提出如下政策建議：

第一，在新經(jīng)濟(jì)時(shí)代，技術(shù)創(chuàng)新的能力和水平已逐漸上升為國(guó)家核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要組成部分，強(qiáng)化知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠通過(guò)優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境加快技術(shù)進(jìn)步進(jìn)程。因此，中國(guó)有必要參照日本、韓國(guó)等國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)，確保知識(shí)的專(zhuān)屬性與創(chuàng)新回報(bào)，實(shí)施適宜的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，以改善外商投資環(huán)境，維護(hù)研發(fā)者的創(chuàng)新動(dòng)力。同時(shí)，也不能脫離我國(guó)尚屬于發(fā)展中國(guó)家的實(shí)際，避免知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)產(chǎn)生太強(qiáng)的壟斷勢(shì)力，造成市場(chǎng)扭曲與資源配置失衡。

第二，深化對(duì)外開(kāi)放政策，鼓勵(lì)擁有先進(jìn)技術(shù)與管理理念的跨國(guó)公司與研究機(jī)構(gòu)在中國(guó)設(shè)立研發(fā)基地，將中國(guó)由制造基地轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)際性研發(fā)設(shè)計(jì)營(yíng)銷(xiāo)平臺(tái)。促進(jìn)內(nèi)外資企業(yè)合作交流，充分利用國(guó)際人力資源，吸收專(zhuān)家與技術(shù)人員到我國(guó)從事研發(fā)、生產(chǎn)與培訓(xùn)的工作，積極培育本土人力資本，并通過(guò)人員培訓(xùn)與流動(dòng)加快我國(guó)對(duì)先進(jìn)技術(shù)的消化吸收過(guò)程，提升產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平，充分發(fā)揮技術(shù)溢出的正向影響。

第三，當(dāng)前我國(guó)人力資源管理水平與實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度之間存在脫節(jié)，人才培養(yǎng)、教育體制與管理模式均缺乏靈活性與創(chuàng)新性，嚴(yán)重制約了經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，并在開(kāi)放環(huán)境中助長(zhǎng)了高素質(zhì)人才的大量流失。因此，中國(guó)政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步加大對(duì)人力資本建設(shè)的重視程度，提升高素質(zhì)人力資本的存量與增量，全面發(fā)揮教育在調(diào)節(jié)與優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)方面的重要功能。通過(guò)設(shè)立健全的人才激勵(lì)機(jī)制，加強(qiáng)本土企業(yè)的自主研發(fā)與創(chuàng)新能力，提高對(duì)溢出技術(shù)的吸收水平，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，為實(shí)施創(chuàng)新型國(guó)家戰(zhàn)略奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。

今后，可將其他類(lèi)型行業(yè)作為研究對(duì)象，探討知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)具體產(chǎn)業(yè)的影響，進(jìn)而探索不同產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步受知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度影響的區(qū)別，發(fā)現(xiàn)異質(zhì)性產(chǎn)業(yè)對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的差異化要求，為針對(duì)具有不同技術(shù)發(fā)展特征的產(chǎn)業(yè)實(shí)施差異化的知識(shí)產(chǎn)權(quán)管理政策，最大化提高各產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平，提供經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)。