知识产权保护与台资企业溢出效应 ——基于feder模型的省际动态面板分析-盛黎.pdf

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1、2017年第2期台湾研究集刊No.2 2017(总第150期) TAIWAN RESEARCH JOURNAL General No.150基金项目:本文受中国特色社会主义经济建设协同创新中心资助。作者简介:盛 黎,女,南开大学经济学院博士生。知识产权保护与台资企业溢出效应 基于Feder模型的省际动态面板分析盛 黎(南开大学经济学院,天津300071)摘 要:经济新常态背景下,大陆台资企业转型升级压力日益增大,对适度知识产权保护水平的探讨具有现实意义。本文建立台资、非台资两部门局部均衡模型,将知识产权保护纳入台资部门溢出作用的影响机制,构建涵盖专利权和商标权的知识产权保护指标,通过2004

2、2013年工业企业省际面板数据进行动态面板模型检验。研究发现,知识产权保护水平的提高能够促进台资部门的直接作用,而抑制其溢出作用,但东西中部地区存在差异。关键词:知识产权;台资企业;溢出效应中图分类号:F127 文献标识码:A 文章编号:1002-1590(2017)02-0047-10一、问题的提出现有研究表明,外资部门不仅能够直接带动发展中国家的经济增长,还能通过促进知识与人力资本积累、强化市场竞争等机制间接带动非外资部门增长、发挥溢出作用。东道国知识产权保护水平是影响外资企业溢出作用的重要制度因素。但理论上,知识产权保护是一把“双刃剑”:一方面,过于严苛的知识产权保护制度容易催生技术壁垒

3、、抑制市场竞争、提高欠发达地区的企业成本从而降低消费者福利(张亚斌等,2007)1;另一方面,过于宽松的知识产权保护制度又可能损害创新收益、减少FDI及削弱外资企业技术转移激励(苏为华、孔伟杰,2010)2。经济新常态背景下,台资企业转型升级压力日益增大,对深化两岸技术合作的要求也更为迫切。因此,对适度知识产权保护水平的探讨具有理论和现实意义。在台湾研究方面,现有研究从台资企业转型升级的趋势、知识产权保护的作用、两岸知识产权制度对接与合作等角度展开讨论。曹小衡等(2013)3对长三角、珠三角等台资企业聚集区的调研表明,知识产权领域的潜在风险使台资企业对转型尚存顾虑。林晓峰、陈丽丽(2015)4

4、认为,大陆台商投资产业在结构上已显示出向高端化演进的趋势,第二产业内部投资结构逐步实现由劳动密集型转为技术资本密集型。陈丽娟(2014)5以巴黎公约等国际条约为基准比较了后ECFA时期海峡两岸专利制度的异同,分析了在专利授予、审查、惩罚性赔偿等方面存在的冲突。林秀芹、陈婷(2012)6从商标立法角度,研究了两岸商标使用的互认与协调问题。武兰芬等(2010)7研究了两岸专利审查合作的74万方数据实施模式。然而,针对知识产权保护政策对台资企业的影响的定量研究仍然较少,与之相关的研究多将台资企业视为“外资企业”或“港澳台资企业”的子样本,见于知识产权保护与国际贸易、企业R&D活动、劳动力工资等主题文

5、献当中。研究普遍认为,较之内资企业,知识产权保护政策对外资企业行为和绩效影响更大。但对于我国现有知识产权保护政策的宽严松紧无法得出一致性评价。例如,张相文、郭宝忠、张超(2014)8基于中国工业企业数据库的实证研究表明,1998 2007年间,控制了反腐败、经济自由、知识产权保护等几个制度评价变量后,中国外资企业的技术溢出效应显著为负,其中知识产权保护对港澳台资企业FDI溢出效应的影响较为重要。仇云杰等(2016)9通过对一个中国微观企业与地区知识产权保护力度的匹配数据库(1998 2009年)的研究表明,知识产权保护能够有效促进研发投入转化为企业绩效,且其对外资、混合所有制企业影响大于国有、

6、集体企业。但是,这种作用只在进入和模仿成本较低的劳动密集型、资本密集型行业中显著,在技术密集型行业不显著。张杰、芦哲(2012)10利用1999 2007年的中国工业企业统计数据研究发现,知识产权保护力度上升降低了本土企业利润,而提高了外资企业的利润。本文认为,现有研究存在如下不足:第一,从台湾研究角度看,缺乏针对知识产权保护与台资企业的定量研究。台资企业较之欧美企业,在文化上与大陆具有同源性,而较之港澳企业,又对大陆的政治环境更为敏感,故有必要从宏观层面对台资企业这一整体加以研究。第二,从知识产权研究角度看,定性研究与定量研究脱节。在定性研究中,“知识产权保护制度”广泛涉及专利权、商标权、著

7、作权等各类权种及其政策法规,而定量研究的文献中,仅采用专利权保护指标作为衡量知识产权保护的代理变量,缩小了考察范围,降低了实证结论的可信性。本文创新点体现为:首先,建立台资、非台资局部均衡模型,并将知识产权保护因素纳入台资部门溢出作用机制中进行考察;其次,实证研究中,结合知识产权保护量化研究的最新进展,构建涵盖专利权和商标权的知识产权保护指标;最后,通过2004 2013年工业企业省际面板数据对知识产权保护与台资企业溢出作用进行动态面板模型检验。二、知识产权保护对台资企业溢出作用影响的理论模型本文对Feder(1983)11的理论模型加以改进,将知识产权保护因素纳入台资部门溢出作用机制。首先,

8、设经济分为非台资部门N,与台资部门T,其生产函数分别为:Y T + NY Y(K,L)T T(Lt,Kt)N N(Ln,Kn,T)其中资本和劳动满足:K Kn + Kt (1)L Ln + Lt (2)其次,设资本和劳动在台资部门与非台资部门的边际作用是不同的,符合以下关系:鄣T鄣Lt (1 + ) 鄣N鄣Ln (3)鄣T鄣Kt (1 + ) 鄣N鄣Kn (4)其中体现了台资部门与非台资部门对资源的利用效率的差异,可正可负。最后,设台资部门对非台资部门的产出弹性为* IPR ,台资部门对非台资部门的影响满足不变产出弹性的函数形式,即如下形式:84 万方数据 N N(Ln,Kn,T) T* IP

9、RG(Ln,Kn)鄣N鄣T * IPR* NT其中,IPR为外生的知识产权保护水平,为正数,该数值越大表明知识产权保护力度越大。当IPR 1时,知识产权保护对台资部门的产出弹性无影响,而IPR大于1或小于1时,都会对台资部门的产出弹性产生影响。 为一常数,当IPR 1时,表示台资部门单位增长所带来的非台资部门产出的变动。对Y T + N取微分得:dY dT + dN 鄣T鄣LtdLt + 鄣T鄣KtdKt + 鄣N鄣LndLn + 鄣N鄣KndKn + 鄣N鄣TdT代入(1)(2)(3)(4)得:dY 鄣N鄣LndL + 鄣N鄣KndK + 1 + dT + 鄣N鄣TdT (5)上式两边同除以

10、Y得:dYY 鄣N鄣Ln LY dLL + 鄣N鄣Kn KY dKK + 1 + dTT TY + IPR dTT NY (6)(6)式中, dTT TY的系数1 + 为台资部门对经济的直接作用,IPRdTT NY的系数为考虑知识产权保护条件下,台资部门通过影响非台资部门对经济产生的溢出作用。考虑到Y N + T ,将(6)式简写为:dlnY 1dlnL + 2dlnK + 3(dlnT) TY + 4IPR(dlnT) NY (7)(7)式为本文计量检验的基础。三、知识产权保护水平量化国内研究对于知识产权保护水平的量化研究尚不深入。目前,通行的做法为采用专利权保护水平作为知识产权保护的代理变

11、量。樊纲等(2003)12提出的市场化指数中,采用专利申请与受理状况衡量我国知识产权保护水平,其中又包含两个子指标 三种专利申请受理数量与科技人员数的比例、三种专利申请批准数量与科技人员数的比例。韩玉雄、李怀祖(2005)13在量化专利权保护时,以国际通行的GP指数衡量专利权立法水平,再乘以一个执法水平因子。执法因子主要从司法、行政、社会中介组织等角度考察专利权保护执法效果。这一改进,也为很多学者延续,只是不同的作者在执法因子的选择与提取方法上有所不同(姚利民、饶艳,2009;陈屹立,2012)14。常用的子指标包括每万人律师数、有关知识产权案件的审结率等。孙赫(2014)15对此提供了详细比

12、较。本文认为,上述做法的问题在于,仅用专利权保护作为知识产权保护水平的代理变量,口径过于狭窄。以2014年为例,专利局和工商局网站公布的数据显示,我国专利受理量为221. 06万件,而商标注册申请量达228. 5万件(且我国商标注册申请量已经连续13年位居世界第一);各省专利局行政执法案件合计2. 448万件,而工商系统共查处商标侵权假冒案件6. 75万件,案值9. 98亿元。足见单纯考察专利权保护的做法难以全面衡量知识产权执法保护的水平。目前,我国知识产权立法水平已经达到国际较高标准(比如自2009年后反映专利权立法水平的GP指数一直维持在4. 52,达到了绝大多数发达国家水平)。针对知识产

13、权执法保护,孙赫(2015)16提出了一个涉及影响知识产权保护的主要执法部门,且涵盖专利权、商标权、著作权保护的指标体系。但是,由于该体系较为复杂,且其中部分子指标缺乏省际数据(如涉及海关知识产权保护的指标),本文对其进行精简和调整,利用2004 2013年的相关数据,从司法保护、行政保护、社会保护、公民意识四个维度构建指标,形成涵盖与第二产业密切联系的专利权和商标权执法水平的IPR保护水平数据。94万方数据具体指标构成如表1所示。其中,司法保护由最高法院知识产权案件审结率、地方法院民事知识产权案件审结率两个子指标构成。这两个子指标有时序变化无省际差异。其中,地方法院民事知识产权案件审结率是各

14、省地方法院的平均值。行政保护由专利违法案件结案率、商标违法案件罚款率构成。社会保护由专利代理率一个子指标衡量。这一方面是由于商标代理申请缺失省际数据,另一方面,也是考虑到我国专利代理机构往往也可进行商标代理业务的实际情况,故本文认为专利代理率可以同时反映商标代理的信息。公民意识由专利申请量与专利违法案件数之比、商标申请量与商标违法案件数之比两个子指标构成。 KMO检验与球形检验均表明上述子指标不适合进行因子分析。因此,取各子指标的算术平均值得出各省IPR保护实际得分。然后,将该得分标准化,使其均值为1且为正值,以符合理论模型的要求。表2给出各子指标与最终形成的IPR指标的描述性统计。按照最终的

15、IPR指标做出图1,即全国平均知识产权保护水平变化趋势,以及东西中部地区平均知识产权保护水平变化趋势。整体上,我国的知识产权保护水平呈现出振荡上升的态势。东部地区知识产权保护得分一直高于全国平均水平,中西部地区的知识产权保护得分较为接近。表1 知识产权保护水平指标(IPR)一级指标二级指标数据来源解释说明司法保护最高法院知产案件审结率中国知识产权年鉴有时序变化无省际差异地方法院民事知产案件审结率中国知识产权年鉴各省平均值行政保护专利违法案件结案率专利局网站专利统计年报专利侵权、专利其他、专利假冒三类案件结案数总和除以立案数总和。由于假冒案件不区分立案和结案,其在分子分母取同一数值。商标违法案件

16、罚款率中国知识产权年鉴;工商局网站中国商标战略年度发展报告商标一般违法案件与侵权案件的罚款总金额除以总案值社会保护专利代理率专利局网站专利统计年报专利代理申请量除以专利申请受理量公民意识专利申请量/专利违法数专利局网站专利统计年报商标申请量/商标违法数中国知识产权年鉴;工商局网站中国商标战略年度发展报告表2 知识产权保护水平子指标描述性统计二级指标变量名含义均值标准差最小值最大值localjudi地方法院民事知产案件审结率97. 123 2. 918 89. 370 99. 769suprjudi最高法院知产审结率94. 273 17. 422 66. 426 131. 313adminpat

17、专利违法案件累计结案率90. 052 7. 648 62. 232 101. 437admintrama商标违法案件罚款率48. 982 24. 414 1. 421 141. 972socialpatagen专利代理率61. 513 10. 878 15. 926 86. 065personpat专利申请量/专利违法数31. 718 32. 000 2. 286 194. 176persontrama商标申请量/商标违法数17. 865 16. 841 0. 351 141. 64405 万方数据续表二级指标变量名含义均值标准差最小值最大值ipr 1各子指标的指标算术平均值62. 880 7

18、. 711 43. 501 91. 211ipr标准化后的知识产权执法保护水平1. 000 0. 390 0. 199 2. 433图1 IPR指标四、实证检验1.计量模型构建与估计方法选择由前文分析可知,本文回归的基础为(7)式。但是,由于理论分析中关于经济中只有台资、非台资两个部门的假设过于简化,使得计量分析可能产生内生性问题。例如,一个明显的内生性来源,就是其他外资部门同时对台资、非台资部门的产出增长带来影响。为了对不可控制的内生性加以克服,在计量分析时,在自变量中加入因变量的滞后项及年度虚拟变量,建立动态面板模型。实际回归当中,对如下两个模型加以考察:dlnYi,t 0dlnYi,t-

19、1 + 1dlnLi,t + 2dlnKi,t + 3taidirecti,t + 4taiipr1i,t + 5yeari + i,t (8)dlnYi,t 0dlnYi,t-1 + 1dlnLi,t + 2dlnKi,t + 3taidirecti,t + 4taiipri,t + 5yeari + i,t (9)其中,i为省份标识、t为年份标识; taidirecti,t (dlnTi,t) Ti,tYi,t, yeari为年度虚拟变量, i,t和i,t为随机误差项;式(8)为当假设各省份和各年IPR变量均取值为1时的计量模型,其中taiipr1 (dlnTi,t)Ni,tYi,t ;式

20、(9)为各省份各年IPR变量按照本文构建的知识产权保护水平变量取标准化后真实值时的计量模型,其中taiipr IPRi,t(dlnTi,t) Ni,tYi,t。比较系数3、 3与4、 4的大小,以显示实际IPR条件下,台资部门的直接效应、溢出效应较之假设各省各年IPR均为1条件下有何差异。当3 4时,表明现有知识产权保护水平抑制了台资企业的溢出作用,反之反是。在估计方法上,由于本文使用的面板数据年份较短而截面较大,故采用系统GMM方法对模型进行估计。估计时,设dlnL、dlnK、taidirect三个变量为先决变量,并采用异方差稳健标准误进行显著性检验。15万方数据2.指标与数据除知识产权保护

21、水平之外,其它指标选取如表3所示。产出Y、劳动投入L、资本投入K指标分别选取中国工业经济统计年鉴中各省历年规模以上工业企业的工业销售产值、从业人员、固定资产总值,并计算相应的增长率。台资企业的产出指标,以中国工业经济统计年鉴中各省历年港澳台企业的工业销售产值为基础,乘以台资企业的比例系数。该系数按照两种方式加以估计,一是按照中国统计年鉴公布的“按国别(地区)分实际利用外商投资额”表下,港澳台三地对大陆FDI的数据,转化为对应年份的存量值,并算出其中台湾FDI所占比例;二是按照中国统计年鉴公布的港澳台历年GDP计算台湾总产出占三者之和的比例。非台资企业产出,用总产出减去台资企业产出得到。由于青海

22、、西藏、宁夏三个省份数据缺失较多,因此将这三个省份去除。最终使用28个省份2004 2013年的面板数据进行分析。表3 计量模型变量变量含义指标数据来源说明dlny产出增长率工业销售产值增长率dlnl劳动投入增长率工业企业年平均从业人员增长率dlnk资本投入增长率工业企业固定资产总值增长率taidirect台资企业产出增长率乘以台资企业产出占比台资企业工业销售产值增长率乘以其全部工业企业工业销售产值的比例taiipr知识产权指标、台资企业产出增长率、非台资企业产出占比三者乘积中国工业经济统计年鉴由于港澳台企业合并统计,分别通过台湾GDP占三地GDP总和比例、来自台湾的累计FDI占三地总累计FD

23、I比例推算台资企业的产出3.结果分析表4和表5分别为全样本回归和按IPR变量取值分组回归的估计结果,为节省篇幅,省去了年度虚拟变量的估计系数。表6和表7分别为按时间分组及按东西中部地区分组回归的结果,由于进行这两类回归时,发现添加年度虚拟变量造成自由度损失严重且对优化估计结果并无帮助,故舍去年度虚拟变量。值得说明的是,本文选取2010年作为分界点,对2004 2009和2010 2013两个时间段进行分组,其合理性源于两点:第一,从两岸关系发展历程来看,作为ECFA的一部分,两岸知识产权合作框架协议于2010年签署,这是影响两岸知识产权合作的重要事件;第二,由图1知,本文构建的IPR指标在20

24、10年前出现过波动,而2010年后呈现出持续增长,前后变化趋势有所差异。回归结果分析如下:第一,台资企业直接效应为负,但知识产权保护水平提高利于促进直接效应。首先,全样本回归(表4)及按IPR取值分组时,台资企业直接效应均为负值,但是, IPR 1组的台资企业直接效应大于IPR 1和IPR 1组(0. 1550. 031),而直接效应小于IPR 1组(-37. 194 1组全样本IPR 1组L1. dlny 0. 06 -0. 034 0. 092 0. 061 -0. 016 0. 108dlnl 0. 001 -0. 007 0. 606* * * 0. 001 -0. 007 0. 64

25、8* * *dlnk 0. 007 0. 007 0. 001 0. 007 0. 007 0. 001taidirect -12. 327* * -37. 194* * -1. 929 -1. 541* * * -5. 135* * * -0. 393taiipr 0. 082* * * 0. 155* * 0. 031 0. 084* * * 0. 165* * * 0. 036*cons 0. 185* * * 0. 065 0. 059* * 0. 184* * * 0. 054 0. 103* * *N 224 91 84 224 91 84P ar2 0. 602 0. 655 0

26、. 158 0. 263 0. 372 0. 929sargan 11. 035 8. 528 4. 78 15. 114 9. 442 9. 078P sargan 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000sar df 156 66 82 156 66 82指标说明同表4。表6 按时间分组回归结果按累计fdi估计台资企业产出的模型按gdp估计台资企业产出的模型Variable全样本2004 2009年2010 2013年全样本2004 2009年2010 2013年L1. dlny 0. 06 -0. 155* -0. 186* * * 0. 061

27、 -0. 200* * * -0. 219* * *dlnl 0. 001 0. 893* * * -0. 001 0. 001 0. 980* * * 0. 001dlnk 0. 007 -0. 004 -0. 004 0. 007 -0. 004 -0. 005taidirect -12. 327* * -18. 592 31. 125* * * -1. 541* * * -1. 667 2. 237taiipr 0. 082* * * 0. 246* * 0. 117* * * 0. 084* * * 0. 192* 0. 153* * *cons 0. 185* * * 0. 186*

28、 * * 0. 178* * * 0. 184* * * 0. 176* * * 0. 160* * *N 224 112 112 224 112 112P ar2 0. 602 0. 733 0. 276 0. 263 0. 685 0. 45sargan 11. 035 26. 709 24. 231 15. 114 27. 04 25. 554P sargan 1. 000 0. 982 1. 000 1. 000 1. 000 0. 979sar df 156 44 109 156 44 109指标说明同表4。45 万方数据表7 按地区分组回归结果按累计fdi估计台资企业产出按gdp估

29、计台资企业产出Variable全样本东部中部西部全样本东部中部西部L1. dlny 0. 06 0. 042 -0. 011 0. 096 0. 061 -0. 030 -0. 091 0. 070dlnl 0. 001 0. 010 0. 561* * * 0. 265 0. 001 0. 008 0. 547* * * 0. 232dlnk 0. 007 -0. 013* 0. 007 0. 005 0. 007 -0. 013* * 0. 011 0. 005taidirect -12. 327* * 41. 921* * * 67. 890* * 8. 954 -1. 541* * *

30、 5. 406* * * 7. 397* * -0. 004taiipr 0. 082* * * -0. 033 0. 033 0. 209* * 0. 084* * * -0. 069* * 0. 030 0. 242* *cons 0. 185* * * 0. 141* * * 0. 150* * * 0. 154* * * 0. 184* * * 0. 120* * * 0. 147* * * 0. 137* * *N 224 88 72 64 224 88 72 64P ar2 0. 602 0. 061 0. 289 0. 935 0. 263 0. 022 0. 28 0. 623

31、sargan 11. 035 3. 396 1. 709 3. 122 15. 114 1. 822 0. 598 3. 824P sargan 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000 1. 000sar df 156 100 88 82 156 100 88 82指标说明同表4。五、结论与建议综上所述,实证结果表明,知识产权保护执法水平的提升能够带来台资企业溢出作用的小幅减少,但增大了台资企业的直接效应。从空间上看,台资企业在中部地区直接效应最大,在西部地区溢出效应最大。据此,本文提出如下政策建议:第一,采取因地制宜的知识产权保护政策

32、,为促进台资企业转型升级、深化两岸技术合作创造良好条件。首先,完善知识产权保护制度,重在提升执法效果。应当从提升公众的知识产权保护意识、强化专利部门的工作效率、培养知识产权方面的法律专业人才、提升整体法治水平等方面着手,降低台商在大陆的维权成本,从而使其知识产权得到切实的保护。其次,台资企业在东部地区具有的技术优势相对较小,而在中西部地区则较大。中西部地区应当更加注重知识产权保护,增强对台资企业转移及自主创新的激励。第二,以经济合作为纽带,加强政治互信,积极探索创新台资与陆资合作的新方式。台资在大陆的知识产权是否能得到有效的保护,不仅涉及企业与企业间的市场行为,又因政治问题,涉及台商对大陆制度

33、环境的整体信任。实证研究表明,目前大陆知识产权保护水平不断优化,对保护台资权益起到了积极作用。下一步,应当积极探索创新台资与陆资合作的新方式,寻求既能有效保护台资利益,又能优化大陆经济环境的组织形式与制度安排。比如,推进产业技术创新联盟等,减少台资与陆资之间的信息不对称,深化两岸经济与技术合作,形成经济互信到政治互信的良性循环。注释: 1 张亚斌、吴江、易先忠:知识产权保护与南北技术扩散,世界经济研究,2007年第1期,第8-11页。 2 苏为华、孔伟杰:基于知识产权保护的国际贸易和FDI技术溢出效应研究,统计研究,2010年第2期,第58-65页。 3 曹小衡、高一、朱航:大陆台资企业转型分

34、析 基于长三角、珠三角等台资企业聚集区的调研,调研世界,2013年第1期,第22-26页。 4 林晓峰、陈丽丽:新常态下大陆台资企业转型升级的困难与路径,亚太经济,2015年第5期,第132-137页。 5 陈丽娟:后ECFA时代海峡两岸专利法的调和与差异,海峡法学,2014年第4期,第12-19页。55万方数据 6 林秀芹、陈婷:海峡两岸商标使用的互认与协调问题研究 ECFA时代两岸知识产权合作的拓展,台湾研究集刊,2012年第2期,第45-55页。 7 武兰芬、余翔、周莹:海峡两岸专利审查合作的影响及实施模式研究,科研管理,2010年第6期,第80-90页。 8 张相文、郭宝忠、张超:制度

35、因素对FDI溢出效应的影响 基于中国工业企业数据库的实证,宏观经济研究,2014年第8期,第32-46、99页。 9 仇云杰、吴磊、张文文:知识产权保护影响企业研发绩效吗 基于微观数据的实证分析,华中科技大学学报(社会科学版),2016年第2期,第87-98页。10张杰、芦哲:知识产权保护、研发投入与企业利润,中国人民大学学报,2012年第5期,第88-98页。11 Feder G. “On Exports and Economic Growth”. Journal of Development Economics, 1983, 12 (1): 59-73.12樊纲、王小鲁、张立文、朱恒鹏:中

36、国各地区市场化相对进程报告,经济研究,2003年第3期,第9-18、89页。13韩玉雄、李怀祖:关于中国知识产权保护水平的定量分析,科学学研究,2005年第3期,第377-382页。14姚利民、饶艳:中国知识产权保护的水平测量和地区差异,国际贸易问题,2009年第1期,第114-120页;陈屹立:中国知识产权保护水平度量:时序变化与省际差异,制度经济学研究,2012年第1期,第109-120页。15孙赫:知识产权保护强度测量方法研究述评,科学学研究,2014年第3期,第359-365页。16孙赫:我国知识产权保护执法水平的度量及分析,科学学研究,2015年第9期,第1372-1380页。(责任

37、编辑:王 华)Protection of Intellectual Property Rights and Spillover Effect ofTaiwan-Funded Enterprises Based on the Dynamic Panel Analysis of Feder ModelSheng LiAbstract:As there is an increasing upgrade pressure for the Taiwan-funded enterprises in the mainland under the back-ground of the new economic

38、 norm, it is of practical significance to explore the appropriate level of protection of intellectualrights. This paper establishes a two-sector partial equilibrium model of Taiwan-invested and non-Taiwan-invested enterprisesto bring the protection of intellectual property rights into the influence

39、mechanism of Taiwan-invested spillover effect and con-struct the IPR protection index covering both patent and trademark rights before examining the dynamic panel models throughthe provincial panel data of industrial enterprises from 2004 to 2013. The findings show that the improvement of IPR protectioncan promote the direct role of Taiwan-invested sectors, and at the same time, restrain their spillover effects. However, thereremain differences among eastern, western and central regions.Key W ords:intellectual property rights, Taiwan-invested enterprises, spillover effect65 万方数据