一、引言

经济结构优化升级是经济新常态的重要特征，其重点在于产业结构的优化升级。习近平总书记指出，推动经济高质量发展，要把重点放在推动产业结构转型升级上。产业结构优化升级迫切需要实现要素驱动、投资驱动向创新驱动的转变，创新驱动是产业结构升级的关键路径。保护知识产权就是保护创新，知识产权保护是创新与产业深度融合、创新链与产业链深度融合的重要制度保障，是创新的动力，是创新成果转化运用的重要驱动力。这就提出了一个非常有理论和实践价值的课题：知识产权保护、技术创新对产业结构升级有何影响？影响的传导机制是怎样的？要科学地回答这些问题，必须进行严谨的理论分析和规范的实证检验。

学者们对上述问题已经展开了相关研究，并取得了有益的成果。首先，关于知识产权保护对产业结构升级的影响，国内研究相对有限且尚未达成一致结论。比如，李士梅和尹希文（2018）基于2000-2015年省级面板数据的研究表明，知识产权保护与产业结构升级之间存在负向关联，因为在技术模仿仍是中国产业结构升级主要技术来源的特定发展阶段，较高的知识产权保护水平将增加企业的技术获取成本，妨碍企业进入高技术产业[1]。但章文光和王耀辉（2018）采用定性比较分析方法，基于22个国家样本数据的研究则表明，低水平的知识产权保护显著阻碍了产业升级[2]。其次，关于技术创新对产业结构升级的影响，学者们普遍认为技术创新对产业结构升级有促进作用，但在具体作用路径方面，究竟是线性还是非线性则有不同观点。徐康宁和冯伟（2010）通过构建模型和进行案例分析，认为技术创新是产业升级的一种战略选择[3]。饶雨平（2015）认为企业的技术创新是推动产业升级的最终力量[4]。而张治栋和廖常文（2019）对长江经济带的研究表明，技术创新对产业结构合理化和高级化都有显著促进作用，但促进作用呈倒“U”型[5]。

总结现有文献发现，已有研究存在如下有待补充和完善之处：第一，缺乏对三者关联的系统化研究，现有研究多为单独考察知识产权保护对产业结构升级的影响，或技术创新对产业结构升级的影响，鲜有文献将三者纳入同一分析框架进行研究。事实上，在知识产权保护影响产业结构升级的过程中，技术创新可能发挥着重要作用。第二，忽视了知识产权保护、技术创新和产业结构升级存在的空间相关性，基于普通面板数据的分析结果可能存在偏误。第三，对知识产权保护、技术创新和产业结构升级可能存在的区域异质性问题缺乏关注。有鉴于此，本文结合2004-2017年中国省级面板数据，采用空间滞后模型和空间误差模型，结合中介效应模型，在空间视角下将知识产权保护、技术创新与产业结构升级纳入同一分析框架，并对区域差异进行进一步的拓展分析，力图在上述几个方面对现有研究做出边际贡献。

二、理论机制与研究假设

知识产权保护对产业结构影响的直接效应至少表现在两个方面：一是创新要素的激发效应；二是技术扩散的溢出效应。

首先，加强知识产权保护有利于优化创新要素配置，激发人力创新要素与资本创新要素的投入以及空间的流动，创新要素的不断升级引致产品质量升级、产业技术升级以及产业结构优化升级[6]。其次，加强知识产权保护有利于技术扩散，外商直接投资和国际贸易是典型的技术外溢渠道。加强知识产权保护会增加外商直接投资的流入，优化资本存量结构，会激励研发环节、高技术生产环节的外资引入，通过FDI的技术溢出效应、产业前后关联效应、人力资源流动效应、干中学效应等，对产业结构优化升级产生正向影响。高质量外资企业的引入有利于我国产业结构向合理化、高级化方向发展，产业结构的合理化与高级化共同推进了产业结构的优化升级[7]。加强知识产权保护会增加进口贸易的技术溢出效应，可以减少高技术产品输出国技术被剽窃的风险，有利于进口中间品技术含量的提升，推进产业结构优化升级。加强知识产权保护，有利于国际市场的开拓，激烈的出口市场竞争倒逼出口企业不断加快技术专利化—专利产业化—产品市场化的步伐，出口贸易对产业结构升级形成有效的倒逼机制。由此，提出研究假设1。

假设1：加强知识产权保护能有效促进产业结构升级。

技术创新是产业结构升级的重要力量[8]，是推动产业结构升级的内在核心动力[9]。一方面，技术创新从供给端成为产业结构升级的动力之源，通过技术创新提高劳动生产率，提升投入产出效率，获取超额利润，促使生产要素从低利润率行业向高利润率行业转移，带动产业结构升级。并且，技术创新通过工艺创新、产品创新带动产业结构优化升级，通过产业链前后关联效应，带动产业链现代化水平的提升，加速形成新兴产业和升级改造传统产业。另一方面，技术创新从需求端成为产业结构升级的倒逼之力，移动互联网和数字经济推动新消费时代的到来，需求拉动产品的快速更新换代，消费的升级效应、产业的关联效应、出口的竞争效应，倒逼产业结构更加趋向合理化和高级化、倒逼产业链现代化水平的提升、倒逼产业深度融入全球价值链。由此，提出研究假设2。

假设2：技术创新能推动产业结构升级。

上述分析表明，知识产权保护、技术创新和产业结构升级之间存在重要关联。知识产权保护对产业结构升级的作用除了通过创新要素和技术溢出渠道产生直接影响，还可以通过技术创新产生间接影响。知识产权保护是促进新知识生产和激励创新的关键制度安排。强化知识产权保护能提升发达国家技术创新能力[10]，同样对发展初始阶段依靠技术模仿的发展中国家而言，知识产权保护对技术创新的促进作用也依然显著[11]。当发展中国家的知识产权保护得到加强时，本国企业加大国内研发投入的倾向会增强[12]，这有利于原始的技术创新。不仅如此，发展中国家强化知识产权保护还能提升发达国家向其转让的国际专利技术的质量[13]，这有助于国内二次创新速度和层次的提升[14]。因而，加强知识产权保护通过加大研发投入和提升国际技术转移质量可以促进技术创新，通过技术创新对产业结构升级产生间接影响。由此，提出研究假设3。

假设3：技术创新在知识产权保护影响产业结构升级的过程中具有中介效应，即知识产权保护不仅对产业结构升级有直接影响，还会通过技术创新对其产生间接影响。

三、模型设定与数据说明

（一）计量模型的设定

1.知识产权保护和技术创新对产业结构升级影响的检验模型

中国各省域间的知识产权保护、技术创新和产业结构升级存在着不同程度的相互影响，所以不考虑空间溢出效应的分析结果可能存在偏误。为此，本文采用空间面板模型进行实证检验，以控制空间相关性的影响。空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）在空间计量实证研究中被广泛应用。空间滞后模型中包含了被解释变量的空间滞后项，主要考察被解释变量的空间溢出效应。空间误差模型中包含了误差项的滞后项，主要考察由遗漏变量引起的空间相关性。结合本文的研究主题，建立如下空间滞后模型和空间误差模型进行实证检验：

（公式）

模型中的ind、ipr和inv分别代表产业结构升级、知识产权保护和技术创新，C代表控制变量，各变量均取对数后进入模型。模型（1）为空间滞后模型，模型（2）为空间误差模型。下标i和t分别表示省份和年份，W是空间权重矩阵，∑Wlnindit代表被解释变量的空间滞后项；模型（1）中的系数ρ为空间滞后系数，模型（2）中的系数λ为空间误差系数，μit为εit的随机误差项，服从正态分布。关于SLM和SEM中最优模型的选择，通常可依据LM检验进行判断，即LM统计量更为显著的模型更加合理，如两种模型的LM检验结果有相同的显著性水平，则由RobustLM统计量的显著性水平来判定最优模型。此外，空间计量模型实证结果中的LogLikelihood(Log-L）指标值也可用于模型的比较。

2.技术创新的中介效应检验模型

为检验技术创新能否充当知识产权保护影响产业结构升级的中介变量，本文在空间计量模型的基础上，结合中介效应模型进行分析。中介效应的具体检验步骤如下：（1）在不含中介变量的模型中，核心解释变量对被解释变量有显著影响；（2）核心解释变量对中介变量有显著影响；（3）在包含核心解释变量和中介变量的模型中，如中介变量对被解释变量有显著影响，则表明存在中介效应；此时，如核心解释变量的系数不显著，表明存在完全中介效应，如核心解释变量的系数仍显著，则存在部分中介效应。

根据研究主题，我们建立如下空间滞后模型和空间误差模型进行中介效应检验：

（公式）

模型（3）和模型（4）为空间滞后模型，模型（5）和模型（6）为空间误差模型。根据中介效应的检验过程，模型（1）和模型（2）对应于检验步骤（3），模型（3）和模型（5）对应于检验步骤（1），模型（4）和模型（6）对应于检验步骤（2）。因此，模型（1）、模型（3）和模型（4）构成了完整的中介效应检验的空间滞后模型，模型（2）、模型（5）和模型（6）则构成了完整的中介效应检验的空间误差模型。根据前述的检验步骤，以空间滞后模型为例，当模型（4）的系数β1和模型（1）的系数γ2同时显著时，表明中介效应存在，此时，如果模型（1）的系数γ1不显著，则存在完全中介效应；如果系数γ1显著，则存在部分中介效应。空间误差模型下的中介效应检验步骤与此相同。

（二）变量与数据说明

1.被解释变量

产业结构升级（ind），以第二产业和第三产业的产值与GDP的比值表征。根据《中国统计年鉴》中各年度各省份的第二产业、第三产业产值及GDP计算得出。

2.核心解释变量

知识产权保护（ipr），本文将知识产权保护立法水平乘以知识产权保护执法水平计算得到各省份实际知识产权保护水平。其中，知识产权保护执法水平测算指标具体包括公民法律保护意识、法制化程度、政府执法态度、法律完备程度、经济发展水平、国际监督[15]。具体度量标准、数据来源等根据李平和史亚茹（2019)[16]的研究，本文进行数据整理后测算得出各省份实际知识产权保护水平。

技术创新（inv），同时也是中介变量，文中以各省份的专利授权量来表征，数据来源于国家知识产权局统计年报。

3.控制变量

本文选取市场化水平、外商直接投资、金融发展水平、交通基础设施水平作为控制变量加入计量模型。其中，市场化水平（mar）以非国有经济固定资产投资比重来衡量，数据来源于国泰安数据库；外商直接投资（fdi）以各省份实际利用外资金额度量，数据来源于历年的《中国统计年鉴》，按照当年人民币对美元汇率折算后，以2004年为基期进行平减处理；金融发展水平（fin）用各省份金融机构人民币的各项存贷款余额之和与其地区生产总值的比重来表征，数据的来源为历年《中国金融年鉴》；交通基础设施水平（tra）以标准公路里程数来表征，根据姚树洁和韦开蕾（2007）的测算方法，铁路、公路和水路的权重分别为4.27、1和1.06，通过加权计算后得到标准公路里程数[17]，数据的来源为历年《中国统计年鉴》。

受数据限制，本文采用2004-2017年中国30个省级行政区的面板数据（西藏、香港、澳门和台湾未包含），个别缺失数据采用插值法补齐。表1列出了变量的名称及含义。

表1变量的名称及含义

四、实证结果分析

（一）全局空间自相关

本文首先对产业结构升级、知识产权保护和技术创新进行全局空间自相关检验。全局自相关性可以通过Moran’sI指数测度，指数的计算公式如下：

（公式）

式（7）中n表示省份，Xi、Xj、分别代表i和j地区产业结构升级的观测值及其省份均值，Wij代表空间权重矩阵。本文采用地理距离权重矩阵作为空间权重矩阵，选取各地区省会城市之间最短距离平方的倒数构建。Moran’sI的取值在-1至1之间，大于0表示存在空间正相关，小于0则表示存在空间负相关。

全局空间自相关的检验结果如表2所示，产业结构升级、知识产权保护的Moran指数在样本期的14年中有13年都显著为正，表明中国各省份的产业结构升级和知识产权保护均存在明显的空间正相关性，即呈现出高—高型集聚和低—低型集聚的分布特征。技术创新的Moran指数都大于0，虽然显著性水平低于产业结构升级和知识产权保护，但仍能表明技术创新存在一定的空间正相关性。上述检验显示，产业结构升级、知识产权保护和技术创新均具有空间相关性，如果忽略这些变量的空间溢出效应，实证分析结果可能会存在偏误。因此，下文将采用空间面板模型进行回归分析，以控制变量的空间相关性。

表2产业结构升级、知识产权保护、技术创新的全局Moran’I指数

（二）知识产权保护和技术创新对产业结构升级影响的检验

在实证分析前，首先对变量进行方差膨胀因子检验，结果显示各解释变量的VIF值均小于10，因此确定模型中不存在严重的多重共线性问题。

知识产权保护和技术创新对产业结构升级的影响需使用模型（1）和模型（2）进行分析。表3是具体的回归结果，其中，列（1）和列（2）为普通面板固定效应和随机效应估计结果，列（3）～列（6）分别为SLM和SEM模型下的固定效应和随机效应估计结果。综合LM检验和Log-L指标，判定空间面板模型中，SLM模型即模型（1）更优（限于篇幅，LM检验结果未在文中汇报）。由于SLM模型的Hausman检验为负值，因此应使用随机效应模型分析。由此，表3中的最优空间面板模型回归结果为列（4），表3中的普通面板模型和SEM模型的回归结果可作比对之用，以检验结果的稳健性。

表3中列（3）～列（6）系数ρ和λ均显著为正，验证了全局空间自相关检验的结果，说明产业结构升级具有正的空间溢出效应，列（4）的结果显示本省产业结构升级的指标值每升高1%，相邻省份的指标值可上升约0.31%。表3中，列（4）的知识产权保护系数显著为正，说明考虑了空间溢出效应后，知识产权保护在样本期内对产业结构升级有显著正向影响，研究假设1得到验证。Hausman检验结果显示，普通面板模型应使用固定效应，SEM模型应使用随机效应，分别为列（1）和列（6），两列中知识产权保护的系数都为正，其中列（6）的系数显著为正。这一方面证明回归结果有较好的稳健性，另一方面则证明控制空间溢出效应的必要性。技术创新的系数在表3的各列中均显著为正，表明技术创新能显著推动产业结构升级，并且这一结果是稳健的，研究假设2得到验证。控制变量中，外商直接投资的系数均在1%的水平上显著为正，表明外商直接投资对产业结构升级具有积极的促进作用。交通基础设施的系数在列（1）中显著为正，列（4）和列（6）为正但不显著，表明考虑空间相关性之后，交通基础设施对产业结构升级的正向影响在统计意义上缺乏显著性。市场化水平和金融发展水平的系数分别为负向和正向，但都不显著，表明变量对产业结构升级无显著影响。

表3知识产权保护、技术创新对产业结构升级的影响

（三）技术创新的中介效应检验

下文依据中介效应检验步骤，综合模型（1）～模型（6），对技术创新能否作为知识产权保护影响产业结构升级的中介变量进行判断。首先检验知识产权保护对技术创新的影响，即中介效应检验的步骤（2），对应模型（4）和模型（6）。表4为具体的回归结果。根据LM检验结果，SLM模型即模型（4）更优。Hausman检验的结果显示，SLM模型应选择随机效应。据此，表4中的最优空间面板模型回归结果为列（4）。表5中列（3）～列（6）的系数ρ和λ均显著为正，说明技术创新具有正的空间溢出效应；知识产权保护的系数在列（4）及其他各列都显著为正，说明知识产权保护在样本期内对技术创新有显著正向影响，结果是稳健的。这一结果初步预示着技术创新可能是知识产权保护影响产业结构升级的中介变量。

表4技术创新的中介效应检验——检验步骤

接着检验在不含技术创新的模型中，知识产权保护对产业结构升级的影响，即中介效应检验的步骤（1），对应模型（3）和模型（5）。表5为具体的回归结果。综合LM检验和Log-L指标，发现SLM模型即模型（3）更优。根据Hausman检验的结果，SLM模型应选择随机效应，据此，表5中的最优空间面板模型回归结果为列（4）。表中列（3）～列（6）的系数ρ和λ均显著为正，再一次验证了空间自相关检验的结果，说明产业结构升级具有正的空间溢出效应。知识产权保护的系数在列（4）及其他各列都显著为正，表明在不考虑技术创新的情况下，知识产权保护在样本期内对产业结构升级仍有显著的正向影响。结合上文所述中介效应检验步骤，对模型（1）～模型（6）的检验发现，考虑空间相关性后，知识产权保护的系数在中介效应检验的三个步骤中均显著为正，技术创新的系数在中介效应检验步骤（3）中也显著为正，证明经过完善规范的中介效应检验，技术创新确实为知识产权保护影响产业结构升级的中介变量，发挥了部分中介效应。实证分析结果为假设3提供了经验证据。

表5技术创新的中介效应检验——检验步骤

（四）进一步的拓展性检验

由于中国各省份经济发展的不均衡，知识产权保护、技术创新和产业结构升级之间的关联可能存在区域异质性，因此，本文将样本划分为东部地区和中西部地区再次进行回归分析。表6和表7列出了分区域空间面板模型的实证分析结果。

表6东部地区的回归结果

根据LM检验结果，东部地区的模型（1）和模型（2）、模型（3）和模型（5）中，SLM模型更优，模型（4）和模型（6）中SEM模型更优。表6中列出了模型（1）、模型（3）和模型（6）的结果，依次为SLM、SLM和SEM模型，表6中的列（1）和列（2）为检验东部地区知识产权保护、技术创新对产业结构升级的影响，列（3)～(6）为技术创新的中介效应检验，其中：列（3）和模型（4）对应中介效应检验步骤（1），即检验不含中介变量时解释变量对被解释变量的影响，列（5）和模型（6）对应中介效应检验步骤（2），即解释变量对中介变量的影响。结合Hausman检验的结果，表6中列（2）、列（3）和列（6）的结果更优。表6中各列的系数ρ和λ都显著为正，证明东部地区的产业结构升级和技术创新都具有空间正向溢出效应。列（2）的结果中，知识产权保护和技术创新的系数都显著为正，表明东部地区的知识产权保护、技术创新对产业结构升级有显著的促进作用；列（3）和列（6）的结果中，知识产权保护的系数均显著为正，表明在东部地区知识产权保护促进产业结构升级的过程中，技术创新发挥了显著的部分中介效应。

表7中西部地区的回归结果

关于中西部地区，综合LM检验和Log-L指标发现，模型（1）～模型（6）中SLM模型都优于SEM模型，表7中列出了相应的SLM模型的回归结果，表7中的列（1）和列（2）检验中西部地区知识产权保护、技术创新对产业结构升级的影响，列（3）和列（4）检验不含中介变量时解释变量对被解释变量的影响，列（5）和列（6）检验解释变量对中介变量的影响。依据Hausman检验的结果，表7中的列（2）、列（4）和列（6）的结果更优，这三列的系数ρ都显著为正，表明中西部地区的产业结构升级和技术创新也具有显著的正向空间溢出效应。列（2）中知识产权保护系数显著为正，技术创新的系数为正但不显著，表明知识产权保护能显著促进中西部地区的产业结构升级，技术创新的产业升级促进效应则不显著。进一步观察列（4）和列（6）的中介效应检验结果发现，知识产权保护的系数均显著为正。这样的回归结果意味着，在中西部地区，尽管知识产权保护能推动技术创新，但技术创新在知识产权保护影响产业结构升级的过程中却未能发挥中介效应。

综合上述检验结果，本文发现，东部和中西部地区的技术创新对产业结构升级的影响存在明显差异。究其原因，主要在于技术创新提升产业结构的作用的实现有赖于创新成果的现实转化，这与各区域所具备的将科技成果转化为现实生产力的能力和环境紧密关联。东部地区技术成果转移的市场平台、转移体系、激励机制等环境建设和制度配套比中西部地区更为完善，企业生产的技术能力也更强[18]。因此，技术创新在东部地区能有效促进产业结构升级，并充当知识产权保护影响产业结构升级的中介变量，但在中西部地区技术创新的这些作用都不显著。

五、结论及启示

加强知识产权保护作为中国扩大开放的重要举措之一，在经济新常态背景下，能否成为技术创新与产业结构升级的助推器，是新时期中国经济高质量发展和高水平对外开放面临的重要命题。本文在空间视角下将知识产权保护、技术创新与产业结构升级纳入同一分析框架，通过理论分析形成研究假设，并利用我国30个省份的面板数据，对理论假设进行计量检验。本文研究发现：第一，加强知识产权保护能有效促进产业结构升级；第二，技术创新能推动产业结构升级；第三，技术创新在知识产权保护影响产业结构升级的过程中具有中介效应，即知识产权保护不仅对产业结构升级有直接影响，还会通过技术创新对其产生间接影响；第四，分区域的进一步拓展分析的结果表明，技术创新对产业结构升级的作用，及其在知识产权保护影响产业结构升级过程中的中介效应存在区域差异性。

本文的研究发现为加强知识产权保护的产业结构升级效应提供了经验证据，并揭示了其中的作用机制，对于从知识产权保护角度探寻促进产业结构升级的有效对策，也有重要政策含义。产业结构升级是经济高质量发展的必然选择，也是跃升全球价值链中高端的关键举措，而本文的研究证明了加强知识产权保护能促进产业结构的合理化和高级化。为此，新阶段中国要进一步加强知识产权执法力度，以主动、互利、开放的知识产权保护战略更好地实行高水平开放，同时有理有利有节，反对以保护知识产权之名行贸易保护之实，维护发展中国家应有的权益。与此同时，考虑到技术创新在知识产权保护影响产业结构升级的过程中具有中介效应，因此，要充分发挥知识产权保护对技术创新的激励作用，加大创新成果的转化运用，推进创新链产业链深度融合，使创新成果源源不断地为产业结构升级提供动力之源。此外，针对技术创新对产业结构升级影响的区域差异性，当前应着力提升中西部地区科技成果转化的效率，完善技术转化的市场环境，建设开放性的技术转移服务体系，建立市场化导向的创新成果转化激励机制，构建区域间创新成果转化平台的共享机制，以东部地区的优势带动中西部地区协同发展。总之，加强知识产权保护是新时代强国建设的重要标志之一，充分发挥知识产权保护对技术创新的激励作用，以创新驱动产业结构升级，对打好产业高级化基础以及实现产业链现代化具有重要意义，对实现制造强国和贸易强国的目标具有关键作用。

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