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隨著經濟全球化的發展，利用外商直接投資已逐步成為發展中國家加快技術進步及經濟發展的必然選擇。在當今知識經濟時代，以知識產權為表現形式和重要手段的知識、智力資源的創造、占有、使用和保護已成為國家及企業競爭優勢的重要因素。作為一種財產權，知識產權是能夠用于投資的，對其保護不力會被視為一種投資壁壘，而知識產權侵權也會使國外投資者通過直接投資形式而獲得的降低成本、避免關稅障礙等優勢大為降低。有關于知識產權保護與FDI間相關性的理論研究結論不一。目前無論是在理論上還是實證分析上，對于知識產權保護水平與FDI間的相關性仍未有明確的結論。在研究知識產權保護對外商直接投資活動的影響時，需要解決的一個核心問題為如何合理度量知識產權保護水平，我們認為出現不同實證結論的原因之一可能為知識產權保護水平測度的不合理。因此，如何更加精準地測度知識產權保護水平，從而準確界定其對FDI的影響具有十分重要的意義。鑒于此，本文將選取一個新的客觀指標，對知識產權保護進行重新度量。本文的主要貢獻為：以各省市技術市場成交額所占當地GDP的比重為指標來衡量知識產權保護水平，并以此為核心解釋變量運用中國省級面板數據及GMM法經驗檢驗了知識產權保護水平對FDI的影響。我們的研究揭示了不同因素對FDI的不同影響，并對其原因進行了闡述，為進一步有效制定吸引外商直接投資政策提供了政策參考。

1知識產權保護水平的測度

一般地，知識產權具有狹義和廣義之分。傳統的或狹義的知識產權包括版權與工業產權兩種。廣義的知識產權包括一切人類智力創造的成果，是行為主體以智力勞動的方法在技術、文藝、科學等領域創造的精神財富的專有權。在本文中，我們關注的是工業產權。

在測度知識產權保護水平時，我們必須結合制度來分析。從制度的構成層面來看，制度主要包括正式制度、非正式制度和其實施機制。正式制度包括契約制度和產權制度。在中國這樣一個具有高度統一立法權的單一制國家，各地區實施的契約制度和產權制度是相同的，其區別僅在于兩者的實施機制是不同的。從知識產權保護這一層面來看，則主要體現在知識產權的司法及行政執法的過程、效率等地區差異。因此，從制度構成來說，地區之間影響國外直接投資，即FDI的制度環境差異，進一步說是知識產權保護有效性的差異，在根本上主要體現為契約制度和產權制度實施的有效性差異。就知識產權的司法保護方面來講，目前我們從公開出版文獻中可獲取的數據僅限于國家層面，地區層面的數據是無法通過此途徑獲得的。因此我們難以從司法保護這一層面來度量中國各地區的知識產權保護水平。從知識產權的行政保護方面來看，雖然《中國知識產權年鑒》中提供了自2000年以來各地區的知識產權糾紛立案及結案數，據此能較為容易地計算得到各地區知識產權糾紛的結案率，但以該指標來衡量中國各地區的知識產權保護水平是不科學的。一方面，在中國各地區間存在不同程度的知識產權行政執法的地方化，這就會導致用結案率來反映知識產權侵權糾紛裁決存在嚴重的質量問題。另外，代中強（2010）以專利侵權案件占專利授權量比重和以專利侵權案件占專利申請量比重來測量的知識產權保護指數也不可避免的存在與上述類似的問題。另一方面，部分地區有很高的結案率，有的高達100%甚至更高，從而導致地區之間的結案率無法比較，這一點在知識產權訴訟較少的欠發達地區尤為顯著。這一現象可能源于發達地區知識產權侵權糾紛較多，而欠發達地區的知識產權侵權糾紛相對來說較少，從而在行政執法人員編制一定時，造成知識產權侵權糾紛立案數越多結案率越低的現象。但是，我們不能因此就認為結案率反映了知識產權的保護水平，因為侵權立案數多本身就意味著在一定程度上被侵權人認同該地區的知識產權行政執法機構，從而也說明該地區的知識產權行政執法機構重視本地的知識產權保護。

技術市場是一個十分重要的要素市場。技術市場得以運行的前提是賣方知識產權無爭議的界定。只有當技術交易市場對賣方的權利有較好的保護、賣方能夠在技術市場交易中獲取不低于其進行投入活動而可獲得的預期回報時，賣方才愿意在該市場同買方進行交易。技術市場交易是一個能體現交易前的賣方產權和交易后的買方產權的市場，而合同的實施機制則是買賣雙方權益得以保障的關鍵所在。由于技術市場成交額本身已經包含了所有與知識產權保護有關的信息，即該技術是否物有所值、買賣雙方對地區司法裁決質量的信任度及買賣雙方能否維護自身合法權益等，因此，我們并不需要知道合同實施的情況。此外，正如胡凱等（2012）所述，以該指標來測度知識產權保護水平的優越性是顯而易見的：首先，它是一個客觀的指標，能夠消除主觀指標中存在的因人而異的問題；其次，它是一個結果性指標，從而可以不用去追溯它的難以度量的多樣化成因；最后，它是一個綜合性指標，包含有與技術交易供求雙方偏好、地區技術交易市場環境及效用評價等多方面的信息。為了便于反應及比較地區間的知識產權保護水平差異，本文最終借鑒了胡凱等（2012）的度量方法，以各地區的技術市場成交額占當地GDP的比重來衡量地區知識產權保護水平。

2模型、數據與方法

2.1模型設定和方法選擇由于地區之間的FDI流入與知識產權保護水平均存在時空差異及變化，因此為考察知識產權保護對FDI流入的影響，我們采用動態面板數據進行估計。根據研究需要，yit代表中國各省市的外商直接投資；Xit代表知識產權保護和影響FDI流入的其他控制變量；ai為不可觀察的省市效應，用于控制省市固定效應；it為殘差項。上述動態面板數據模型雖然考慮了時間效應，但并沒有消除未觀察到的特殊省市效應，同時它不僅包含了被解釋變量yit的滯后項,而且FDI流入與知識產權保護之間也可能存在內生性問題，即FDI流入本身也可能造成各省市知識產權保護水平的提高，從而使包含滯后項的解釋變量與隨機擾動項之間的相關系數不為零。此時，盡管采用固定效應方法（FE）能夠消除解釋變量與個體固定效應的相關性問題，但是卻無法解決模型中的前定變量、滯后變量的相關性問題，如若此時強行使用固定效應模型估計則可能會帶來偏差，從而使得根據估計參數進行的統計推斷無效。而廣義矩估計法（GMM）尤其適用于這種截面數據較大、時間序列較短，并且解釋變量具有內生性的數據。一般的，用于動態面板數據模型估計的GMM法主要包括兩種：一種為一階差分GMM，它是由Arellano和Bond（1991）提出的，其主要思想是以一階差分變換來消除固定效應的影響，同時以解釋變量的水平滯后項作為差分項工具變量，這種方法不需要另外尋找工具變量，但是它也有個缺點，即可能會帶來弱工具變量及小樣本偏誤的問題；另一種為系統GMM，這種方法進一步采用差分變量的滯后項作為水平值的工具變量，即進一步增加了可用的工具變量，因此能較為有效的克服上述DIF-GMM的不足。此外，在對GMM估計結果的可靠性、有效性檢驗時，我們一般采用Sargan檢驗和Hansen檢驗的方法，本文中我們將采用Sargan檢驗。

2.2變量選取和數據來源（1）被解釋變量。本文的目的是利用中國31個省市的動態面板數據來考察知識產權保護對FDI流入的影響。因此，被解釋變量是31個省市的外商直接投資(lnfdi)。（2）解釋變量。知識產權保護水平（lnipp）。大量事實表明，發展中國家會通過制定一系列的政策來吸引跨國公司的進入，知識產權保護就是一個吸引跨國公司進入東道國的重要方面。目前，文獻中測度知識產權保護水平的方法有好幾種。為了便于反應及比較地區間的知識產權保護水平差異，我們用各省市的技術市場成交額占當地GDP的比重來衡量各省市知識產權保護水平。在其他控制變量的選擇上，我們主要考慮那些能夠對FDI流入產生影響的變量，主要包括：市場規模（lngdp）、貿易開放度(lnopen)、工資水平（lnwage）。所有變量的樣本時間跨度均為2000~2008年。變量的詳細說明及數據來源見表1所示，變量的描述性統計見表2所示。

3計量結果及分析

3.1描述性分析為了更直觀的觀察知識產權保護水平和外商直接投資之間的關系，我們計算了了變量間的簡單相關系數。從表3中可以看出，我們最為關心的外商對外直接投資額（lnfdiit）與知識產權保護水平（lnippit）之間的相關系數為0.2487，表明二者之間具有一定的相關性。另外，我們也畫出了二者之間的線性關系散點圖。從圖1中可以看出，知識產權保護水平與外商直接投資之間存在正向關系。但這只是無條件相關，我們需要加入其他控制變量，通過動態面板數據GMM方法做進一步的估計和分析。

3.2估計結果與分析首先，我們考察全國總體層次上知識產權保護對FDI流入的影響。我們使用了動態面板系統GMM估計。估計結果見表4所示。在表4中，（1）、（2）列分別為沒有加知識產權保護水平這一變量的情況下的最小二乘法（OLS）和固定效應（FE）估計結果，（3）、（4）、（5）分別為考慮了知識產權保護水平情況下的OLS、FE及系統GMM回歸結果。從系統GMM估計結果來看，知識產權保護水平的系數值為0.0209，未能通過10%的顯著性水平檢驗。OLS和FE估計的結果中，知識產權保護水平的回歸系數也都未能通過10%的顯著性水平檢驗。這說明了我們回歸結果的穩健性。此外，Sargan檢驗所對應的值為0.435，回歸結果通過了Sargan檢驗，不能拒絕原假設，即所使用的工具變量與誤差項不相關。這說明了模型設定的合理性和工具變量的有效性。因此，在全國總體層次上，知識產權保護對各省市的FDI流入沒有顯著的影響。得到這一結論的原因可能為：一方面，雖然東道國加強對知識產權的保護能夠提高跨國公司在技術及管理上的優勢，進而促使其由出口貿易轉向FDI，但是，過強的知識產權保護又會降低跨國公司內部化的必要性，從而使其增加對東道國的技術許可而減少FDI；另一方面，中國作為一個發展中國家，本身對知識產權保護的力度就較低，在這一經濟環境下，可能會使那些進入中國市場進行FDI投入的大多為技術含量低或者不易被模仿的企業。對于不同的行業來說，知識產權保護對FDI的影響是不同的，其存在顯著的行業特征，即對于那些技術密集型行業，東道國知識產權保護力度對FDI的影響顯著，而對于那些技術含量低或不易模仿的行業，東道國知識產權保護水平對FDI的影響不顯著，從而導致在中國當前的經濟制度環境下，知識產權保護水平對FDI的影響相較于市場規模等要低得多，甚至不顯著。

系統GMM估計結果還顯示，市場規模和前一期FDI對當期FDI流入有明顯的正相關性，能促進當期FDI的流入；而貿易開放和工資水平的回歸系數卻沒有通過10%的顯著性檢驗，這表明貿易開放和工資水平對FDI流入影響不顯著。對于貿易開放對FDI的影響，與前述理論分析基本上一致，貿易開放度的增加不僅能夠刺激FDI的流入，而且也能促進進口，而進口與FDI之間有替代性，兩者綜合作用，因而貿易開放度對FDI的流入的增長沒有顯著性影響。對于職工工資水平，在前述經濟理論分析中，我們認為其與FDI流入呈負相關，而在表3回歸結果中，系數卻沒有完全體現為負，而且均未通過10%的水平上的顯著性水平。究其原因，可能是由于工資水平能在一定程度上體現當地的經濟發展水平，當東道國的工資水平很低時，也說明其經濟的不發達性，從而減弱對FDI的吸引。接下來我們依次就知識產權保護對FDI流入的影響分別對中西部和東部進行回歸。表5及表6分別給出了僅以中西部地區和東部地區進行計量分析的結果，其中（1）~（5）所對使用的計量方法與表4一致。從表5和表6的回歸結果中我們仍能得到：前一期FDI對當期FDI流入有顯著的正相關性，能促進當期FDI的流入；而貿易開放度和職工工資水平對FDI流入仍沒有顯著的影響。值得注意的是，在表5中，市場規模（lngdpit）的回歸系數雖然為正，但未通過10%的顯著性水平檢驗，而在表6中，FE的回歸結果則表明，市場規模對當期FDI的流入有顯著的影響。這說明雖然在總體上，市場規模與FDI間有顯著的正相關，但是就不同地區而言，其對FDI的影響程度卻是不同的，東部地區市場規模的影響程度要明顯大于中西部地區，究其原因，可能為中西部地區，尤其是一些西部地區的經濟不發達，從而導致在同等變化情況下其對FDI的吸引程度明顯低于經濟較發達的東部地區。此外，在表6中，第（5）列的回歸結果中lnippit的回歸系數仍不顯著，并且Sargan檢驗所對應的系數為0，這可能是由于樣本觀測值過少。而在表5中，（5）雖然通過了Sargan檢驗，但是lnippit的回歸系數卻為通過顯著性檢驗。總體來說，從表5及表6的回歸結果中，我們仍能得出，無論在中西部地區還是東部地區，知識產權保護水平對FDI流入仍然沒有顯著的影響。

4結論

本文通過采用各省市技術市場成交額占各省市生產總值的比重來衡量各省市的知識產權保護水平，運用2000~2008年中國省級動態面板數據GMM方法實證檢驗了知識產權保護水平對FDI流入的影響。結果顯示，知識產權保護水平與FDI流入之間沒有顯著相關性，即知識產權保護對中國吸引FDI沒有顯著的促進作用。此外，在回歸結果中我們還得出，在當今影響中國FDI流入的主要因素仍為前期FDI流入量及市場規模，并且不同地區的市場規模對FDI的影響程度不同，在東部地區其對FDI的影響程度要明顯大于中西部地區。

作者：石衛星 徐小聰 任軍 單位：淮陰工學院 華南理工大學 淮安市政府辦