目前无论是在理论上还是实证分析上，对于知识产权保护水平与FDI间的相关性仍未有明确的结论。在研究知识产权保护对外商直接投资活动的影响时，需要解决的一个核心问题为如何合理度量知识产权保护水平，我们认为出现不同实证结论的原因之一可能为知识产权保护水平测度的不合理。因此，如何更加精准地测度知识产权保护水平，从而准确界定其对FDI的影响具有十分重要的意义。鉴于此，本文将选取一个新的客观指标，对知识产权保护进行重新度量。本文的主要贡献为：以各省市技术市场成交额所占当地GDP的比重为指标来衡量知识产权保护水平，并以此为核心解释变量运用中国省级面板数据及GMM法经验检验了知识产权保护水平对FDI的影响。我们的研究揭示了不同因素对FDI的不同影响，并对其原因进行了阐述，为进一步有效制定吸引外商直接投资政策提供了政策参考。
1知识产权保护水平的测度
一般地，知识产权具有狭义和广义之分。传统的或狭义的知识产权包括版权与工业产权两种。广义的知识产权包括一切人类智力创造的成果，是行为主体以智力劳动的方法在技术、文艺、科学等领域创造的精神财富的专有权。在本文中，我们关注的是工业产权。在测度知识产权保护水平时，我们必须结合制度来分析。从制度的构成层面来看，制度主要包括正式制度、非正式制度和其实施机制。正式制度包括契约制度和产权制度。在中国这样一个具有高度统一立法权的单一制国家，各地区实施的契约制度和产权制度是相同的，其区别仅在于两者的实施机制是不同的。从知识产权保护这一层面来看，则主要体现在知识产权的司法及行政执法的过程、效率等地区差异。因此，从制度构成来说，地区之间影响国外直接投资，即FDI的制度环境差异，进一步说是知识产权保护有效性的差异，在根本上主要体现为契约制度和产权制度实施的有效性差异。就知识产权的司法保护方面来讲，目前我们从公开出版文献中可获取的数据仅限于国家层面，地区层面的数据是无法通过此途径获得的。因此我们难以从司法保护这一层面来度量中国各地区的知识产权保护水平。从知识产权的行政保护方面来看，虽然《中国知识产权年鉴》中提供了自2000年以来各地区的知识产权纠纷立案及结案数，据此能较为容易地计算得到各地区知识产权纠纷的结案率，但以该指标来衡量中国各地区的知识产权保护水平是不科学的。一方面，在中国各地区间存在不同程度的知识产权行政执法的地方化，这就会导致用结案率来反映知识产权侵权纠纷裁决存在严重的质量问题。另外，代中强（2010）以专利侵权案件占专利授权量比重和以专利侵权案件占专利申请量比重来测量的知识产权保护指数也不可避免的存在与上述类似的问题。另一方面，部分地区有很高的结案率，有的高达100%甚至更高，从而导致地区之间的结案率无法比较，这一点在知识产权诉讼较少的欠发达地区尤为显著。这一现象可能源于发达地区知识产权侵权纠纷较多，而欠发达地区的知识产权侵权纠纷相对来说较少，从而在行政执法人员编制一定时，造成知识产权侵权纠纷立案数越多结案率越低的现象。但是，我们不能因此就认为结案率反映了知识产权的保护水平，因为侵权立案数多本身就意味着在一定程度上被侵权人认同该地区的知识产权行政执法机构，从而也说明该地区的知识产权行政执法机构重视本地的知识产权保护。技术市场是一个十分重要的要素市场。技术市场得以运行的前提是卖方知识产权无争议的界定。只有当技术交易市场对卖方的权利有较好的保护、卖方能够在技术市场交易中获取不低于其进行投入活动而可获得的预期回报时，卖方才愿意在该市场同买方进行交易。技术市场交易是一个能体现交易前的卖方产权和交易后的买方产权的市场，而合同的实施机制则是买卖双方权益得以保障的关键所在。由于技术市场成交额本身已经包含了所有与知识产权保护有关的信息，即该技术是否物有所值、买卖双方对地区司法裁决质量的信任度及买卖双方能否维护自身合法权益等，因此，我们并不需要知道合同实施的情况。此外，正如胡凯等（2012）所述，以该指标来测度知识产权保护水平的优越性是显而易见的：首先，它是一个客观的指标，能够消除主观指标中存在的因人而异的问题；其次，它是一个结果性指标，从而可以不用去追溯它的难以度量的多样化成因；最后，它是一个综合性指标，包含有与技术交易供求双方偏好、地区技术交易市场环境及效用评价等多方面的信息。为了便于反应及比较地区间的知识产权保护水平差异，本文最终借鉴了胡凯等（2012）的度量方法，以各地区的技术市场成交额占当地GDP的比重来衡量地区知识产权保护水平。
2模型、数据与方法
2.1模型设定和方法选择
由于地区之间的FDI流入与知识产权保护水平均存在时空差异及变化，因此为考察知识产权保护对FDI流入的影响，我们采用动态面板数据进行估计，即（1）根据研究需要，yit代表中国各省市的外商直接投资；Xit代表知识产权保护和影响FDI流入的其他控制变量；ai为不可观察的省市效应，用于控制省市固定效应；εit为残差项。上述动态面板数据模型虽然考虑了时间效应，但并没有消除未观察到的特殊省市效应，同时它不仅包含了被解释变量yit的滞后项,而且FDI流入与知识产权保护之间也可能存在内生性问题，即FDI流入本身也可能造成各省市知识产权保护水平的提高，从而使包含滞后项的解释变量与随机扰动项之间的相关系数不为零。此时，尽管采用固定效应方法（FE）能够消除解释变量与个体固定效应的相关性问题，但是却无法解决模型中的前定变量、滞后变量的相关性问题，如若此时强行使用固定效应模型估计则可能会带来偏差，从而使得根据估计参数进行的统计推断无效。而广义矩估计法（GMM）尤其适用于这种截面数据较大、时间序列较短，并且解释变量具有内生性的数据。一般的，用于动态面板数据模型估计的GMM法主要包括两种：一种为一阶差分GMM，它是由Arellano和Bond（1991）提出的，其主要思想是以一阶差分变换来消除固定效应的影响，同时以解释变量的水平滞后项作为差分项工具变量，这种方法不需要另外寻找工具变量，但是它也有个缺点，即可能会带来弱工具变量及小样本偏误的问题；另一种为系统GMM，这种方法进一步采用差分变量的滞后项作为水平值的工具变量，即进一步增加了可用的工具变量，因此能较为有效的克服上述DIF-GMM的不足。此外，在对GMM估计结果的可靠性、有效性检验时，我们一般采用Sargan检验和Hansen检验的方法，本文中我们将采用Sargan检验。
2.2变量选取和数据来源
（1）被解释变量。本文的目的是利用中国31个省市的动态面板数据来考察知识产权保护对FDI流入的影响。因此，被解释变量是31个省市的外商直接投资(lnfdi)。（2）解释变量。知识产权保护水平（lnipp）。大量事实表明，发展中国家会通过制定一系列的政策来吸引跨国公司的进入，知识产权保护就是一个吸引跨国公司进入东道国的重要方面。目前，文献中测度知识产权保护水平的方法有好几种。为了便于反应及比较地区间的知识产权保护水平差异，我们用各省市的技术市场成交额占当地GDP的比重来衡量各省市知识产权保护水平。在其他控制变量的选择上，我们主要考虑那些能够对FDI流入产生影响的变量，主要包括：市场规模（lngdp）、贸易开放度(lnopen)、工资水平（lnwage）。所有变量的样本时间跨度均为2000~2008年。变量的详细说明及数据来源见表1所示，变量的描述性统计见表2所示。
3计量结果及分析
为了更直观的观察知识产权保护水平和外商直接投资之间的关系，我们计算了了变量间的简单相关系数。从表3中可以看出，我们最为关心的外商对外直接投资额（lnfdiit）与知识产权保护水平（lnippit）之间的相关系数为0.2487，表明二者之间具有一定的相关性。另外，我们也画出了二者之间的线性关系散点图。从图1中可以看出，知识产权保护水平与外商直接投资之间存在正向关系。但这只是无条件相关，我们需要加入其他控制变量，通过动态面板数据GMM方法做进一步的估计和分析。首先，我们考察全国总体层次上知识产权保护对FDI流入的影响。我们使用了动态面板系统GMM估计。估计结果见表4所示。在表4中，（1）、（2）列分别为没有加知识产权保护水平这一变量的情况下的最小二乘法（OLS）和固定效应（FE）估计结果，（3）、（4）、（5）分别为考虑了知识产权保护水平情况下的OLS、FE及系统GMM回归结果。从系统GMM估计结果来看，知识产权保护水平的系数值为0.0209，未能通过10%的显著性水平检验。OLS和FE估计的结果中，知识产权保护水平的回归系数也都未能通过10%的显著性水平检验。这说明了我们回归结果的稳健性。此外，Sargan检验所对应的值为0.435，回归结果通过了Sargan检验，不能拒绝原假设，即所使用的工具变量与误差项不相关。这说明了模型设定的合理性和工具变量的有效性。因此，在全国总体层次上，知识产权保护对各省市的FDI流入没有显著的影响。得到这一结论的原因可能为：一方面，虽然东道国加强对知识产权的保护能够提高跨国公司在技术及管理上的优势，进而促使其由出口贸易转向FDI，但是，过强的知识产权保护又会降低跨国公司内部化的必要性，从而使其增加对东道国的技术许可而减少FDI；另一方面，中国作为一个发展中国家，本身对知识产权保护的力度就较低，在这一经济环境下，可能会使那些进入中国市场进行FDI投入的大多为技术含量低或者不易被模仿的企业。对于不同的行业来说，知识产权保护对FDI的影响是不同的，其存在显著的行业特征，即对于那些技术密集型行业，东道国知识产权保护力度对FDI的影响显著，而对于那些技术含量低或不易模仿的行业，东道国知识产权保护水平对FDI的影响不显著，从而导致在中国当前的经济制度环境下，知识产权保护水平对FDI的影响相较于市场规模等要低得多，甚至不显著。系统GMM估计结果还显示，市场规模和前一期FDI对当期FDI流入有明显的正相关性，能促进当期FDI的流入；而贸易开放和工资水平的回归系数却没有通过10%的显著性检验，这表明贸易开放和工资水平对FDI流入影响不显著。对于贸易开放对FDI的影响，与前述理论分析基本上一致，贸易开放度的增加不仅能够刺激FDI的流入，而且也能促进进口，而进口与FDI之间有替代性，两者综合作用，因而贸易开放度对FDI的流入的增长没有显著性影响。对于职工工资水平，在前述经济理论分析中，我们认为其与FDI流入呈负相关，而在表3回归结果中，系数却没有完全体现为负，而且均未通过10%的水平上的显著性水平。究其原因，可能是由于工资水平能在一定程度上体现当地的经济发展水平，当东道国的工资水平很低时，也说明其经济的不发达性，从而减弱对FDI的吸引。接下来我们依次就知识产权保护对FDI流入的影响分别对中西部和东部进行回归。表5及表6分别给出了仅以中西部地区和东部地区进行计量分析的结果，其中（1）~（5）所对使用的计量方法与表4一致。从表5和表6的回归结果中我们仍能得到：前一期FDI对当期FDI流入有显著的正相关性，能促进当期FDI的流入；而贸易开放度和职工工资水平对FDI流入仍没有显著的影响。值得注意的是，在表5中，市场规模（lngdpit）的回归系数虽然为正，但未通过10%的显著性水平检验，而在表6中，FE的回归结果则表明，市场规模对当期FDI的流入有显著的影响。这说明虽然在总体上，市场规模与FDI间有显著的正相关，但是就不同地区而言，其对FDI的影响程度却是不同的，东部地区市场规模的影响程度要明显大于中西部地区，究其原因，可能为中西部地区，尤其是一些西部地区的经济不发达，从而导致在同等变化情况下其对FDI的吸引程度明显低于经济较发达的东部地区。此外，在表6中，第（5）列的回归结果中lnippit的回归系数仍不显著，并且Sargan检验所对应的系数为0，这可能是由于样本观测值过少。而在表5中，（5）虽然通过了Sargan检验，但是lnippit的回归系数却为通过显著性检验。总体来说，从表5及表6的回归结果中，我们仍能得出，无论在中西部地区还是东部地区，知识产权保护水平对FDI流入仍然没有显著的影响。
4结论
本文通过采用各省市技术市场成交额占各省市生产总值的比重来衡量各省市的知识产权保护水平，运用2000~2008年中国省级动态面板数据GMM方法实证检验了知识产权保护水平对FDI流入的影响。结果显示，知识产权保护水平与FDI流入之间没有显著相关性，即知识产权保护对中国吸引FDI没有显著的促进作用。此外，在回归结果中我们还得出，在当今影响中国FDI流入的主要因素仍为前期FDI流入量及市场规模，并且不同地区的市场规模对FDI的影响程度不同，在东部地区其对FDI的影响程度要明显大于中西部地区。
作者：石卫星 徐小聪 任军 单位：淮阴工学院 华南理工大学 淮安市政府办
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