安存科技承办第二届中国互联网创新与知识产权保护高峰论坛

互联网的出现，给信息的传播提供了更迅捷、更便利的高速公路，与此同时，也给侵权者提供了更简单、快捷、更为隐蔽的作案手段。

互联网是最能生发创造力的平台，也是最急需保护知识产权的“弱势群体”。激励和保护创新，就必须尊重和保护知识产权。与此同时，互联网知识产权保护，必须紧密结合时代发展的大环境，不但要保护权利人的合法权益，同时又必须兼顾对私权的保护不能过度，以免阻碍新业务和社会经济的发展。这是一个横跨互联网、司法、知识产权、运营商等行业的大议题。

10月17日——18日，20xx年第二届中国互联网创新与知识产权保护高峰论坛将在杭州隆重召开。杭州安存网络科技有限公司作为信息保全领域的全球性服务企业，承办了本届论坛。与来自国内外的司法专家、互联网大佬、运营商巨头等共聚论坛，就如何推动知识产权保护，护卫和激励互联网创新以及如何保护用户隐私，合理挖掘大数据等议题进行深入研讨和经验分享。

“守护信息正能量，让每个人都能放心生活在信息世界”是安存公司自创立以来一直努力的方向，它创造性地将互联网、司法、通信三个行业结合在一起，凭借其严谨的司法验证、领先的数据保密技术和云存储技术，通过将通话信息保全局端化、存储云端化，为广大用户研发出了全球首个一站式语音数据保全公证解决方案——安存语录，彻底突破了传统录音在作为证据使用时遭到质疑的瓶颈。

据了解，作为一款真正可以成为“呈堂证供”的通话录音工具，安存语录一经推出就备受用户青睐，目前已广泛应用于个人借贷、生意往来、劳动纠纷、房屋租赁、售后监控、媒体采访留档等各个场景。安存语录还为广大淘宝卖家带来了福音，作为淘宝网官方唯一认可的电话录音维权工具，切实帮助卖家还原事实真相、维护合法权益，在卖家圈中深受好评。 最新议程显示，安存科技将在本届论坛分享其在信息安全领域的经验，深入解析安存语录背后的技术保障和司法体系，同时就目前大家关注度极高的在线公证、电子数据证据等话题也将带来全新的解读。

据组委会相关负责人透露，由杭州安存网络科技有限公司、浙江财经大学统计评估与决策支持协同创新中心、杭州市网络与信息安全协调小组办公室共同组建的浙江财经大学安存大数据实验室此次还将带来两个精彩的深度数据报告，发布中国电子商务创业者信心指数和中国长三角企业信息风险指数，敬请期待。

第二篇：技术创新_知识产权保护对中国进口商品结构的_省略_19xx_20xx年时间序列数

经贸论坛《国际贸易问题》20xx年第5期

技术创新、知识产权保护

对中国进口商品结构的影响

——基于1986-20xx年时间序列数据的实证分析

陈丽静顾国达

摘要：本文从知识产权保护及其与技术创新的协同效应等方面扩展了CH模型，以资本品和中间投入品的进口占比来衡量中国进口商品结构，利用1986-20xx年的时间序列数据实证检验了技术创新、知识产权保护对中国进口商品结构的影响。实证结果显示：技术创新对中国进口商品结构具有显著的正向影响，知识产权保护则对中国进口商品结构具有显著的负向影响，技术创新与知识产权保护的协同效应对中国进口商品结构同样存在负向影响。

关键词：技术创新；知识产权保护；进口商品结构

一、引言

近年来，中国政府对技术创新高度重视，把提高科技自主创新能力作为推进结构调整和提升竞争力的中心环节。就中国经济发展实践和现有技术水平而言，引进技术再创新仍是一条重要的自主创新途径，进口则在其中扮演着重要角色。改革开放以来，中国进口贸易规模不断扩大，目前已成为世界第二大进口国。进口商品结构随之不断优化，工业制成品一直占据主导地位，以SITC7、SITC6和SITC5等构成的资本品进口为主。自20xx年以来初级产品的比重呈小幅上升趋势，以SITC2和SITC3构成的原料等中间投入品的进口不断增加①。机械设备等资本品和以原料等为主的中间投入品的进口产生的技术溢出效应，对中国技术创新能力的提高和外贸结构的优化、产业结构的升级都发挥了重要作用。

相对于进口而言，先进技术的直接引进可能对提升中国技术创新能力的效果更为显著。然而，一方面，所有的技术都具有局限性，在“全球搜寻”先进适用技术

[基金项目]本文得到国家社科基金项目（编号：09BJY072）和浙江省社科联重点研究课题（编号：2010Z38）的资助。

陈丽静：浙江大学经济学院，浙江万里学院商学院315100电子信箱：in0421clj@163.com；顾国达：浙江大学经济学院。

①《国际贸易商品标准分类》（SITC）包括SITC0-SITC9共十类，其中SITC2表示非食用原料，SITC3表示矿物燃料、润滑油及有关原料，SITC5表示化学品及有关产品，SITC6表示橡胶制品矿冶产品及其制品，SITC7表示机械及运输设备。

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《国际贸易问题》20xx年第5期经贸论坛引进后必须重视“本土再开发”（Stiglitz，2000），形成自己的研发能力。另一方面，发达国家健全的知识产权保护体系已成为先进技术引进的“屏障”，为维护技术创新产生的垄断优势，发达国家往往借助知识产权保护限制先进技术和高新技术产品的出口，使发展中国家只能追赶其后；并且一旦发现侵权，其对发展中国家的制裁尤其严厉。因此，加快提升技术创新能力，发展自主知识产权保护体系，促进进口商品结构的优化，不失为一条优化中国贸易与产业结构、提升经济发展能级的有效路径。

二、文献回顾

有关技术创新对进口商品结构影响的直接研究较少，大多探讨的是进口的国际技术溢出效应问题，最具代表性的是Coe和Helpman（1995）提出的国际技术溢出的基本计量模型（简称CH模型）。他们使用双边进口份额作为权重构造国外R&D存量，首次实证分析了贸易伙伴国的R&D通过进口贸易对本国技术进步产生的促进作用。Coe、Helpman和Hoffmaister（1997）和Keller（2002）的研究结果进一步表明发展中国家进口机械设备和先进的中间产品可以获得被动的技术溢出效应，进而促进其技术进步和生产率的提高。此后，国外学者通过对CH模型的扩展证实了进口的国际技术溢出效应（LichtenbergandBrunoVanPottelsberghedelaPotter-ie，1998；WangandOlarreaga，2002；Falvey，FosterandGreenaway，2002）等。国内学者的研究大多也证明了进口是国际技术外溢的重要传导渠道，促进了中国的技术进步与经济增长（方希桦、包群、赖明勇，2004；黄先海、石东楠，2005；喻美辞、喻春娇，2006；叶灵莉、赵林海，2007）。但进口最终的技术溢出效果要受技术吸收能力的限制（郑海滨等，2006），人力资本结构和发展水平则直接决定了进口的技术溢出效果（NelsonandPhelps，1966；BenhabibandSpiegel，1994；赵伟、汪全力，2006；叶灵莉、王志江，2008），只有当人力资本发展到一定水平时，技术溢出才有可能成为现实。知识产权保护则与技术创新具有相关关系，但二者并非简单的线性关系（Markus，2000），而是呈现一种复杂的“U形”关系特征（ChenandPuttitanun，2005；余长林、王瑞芳，2009）。一国的知识产权保护水平与人均GDP相关性最大（姚利民、饶艳，2009），与技术创新也可能存在“U形”关系（BragaandFink，2000）。唐保庆、黄繁华（2009）以APEC17个成员为研究对象，对从国际贸易结构与知识产权保护两方面扩展的CH模型进行的实证研究结果表明：知识产权保护与本国R&D的协同效应显著地促进了生产率的增长，其与货物贸易R&D溢出的协同效应未能显著促进生产率的增长。苏为华、孔伟杰（2010）则立足知识产权保护强度视角，在CH模型基础上引入了进口渗透率和知识产权保护强度变量，采用岭回归分析方法实证研究了1985-20xx年中国知识产权保护强度与国际贸易和FDI技术溢出效应之间的关系，得出：在开放经济条件下，中国现阶段的知识产权保护强度正处于对外贸和外资的技术溢出有正向效应的阶段，FDI对中国知识产权保护制度的敏感度更高。

综上所述，进口及其结构将受到一国的技术创新能力、人力资本发展水平、人

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经贸论坛《国际贸易问题》20xx年第5期均GDP、知识产权保护强度和FDI等的影响，但影响程度到底多大还需从实证角度进一步加以分析。与此同时，已有实证研究大多立足经济增长视角，从商品结构角度开展的研究较少；将技术创新、知识产权保护与进口商品结构三者联合起来进行的实证分析更不多见。为此，本文将基于商品结构视角，将上述各种可能影响技术创新、知识产权保护对进口商品结构作用的因素考虑进来，就技术创新和知识产权保护对中国进口商品结构的影响展开实证分析。

三、模型构建与变量说明

1.模型构建

本文在CH模型基础上，用技术创新能力（INNO）指标替代R&D指标，从知识产权保护、FDI、人均GDP以及知识产权保护与技术创新能力之间的协同效应等方面加以扩展，最终建立的模型如下：

MSt=c+α1INNOt+α2IPRt+α3FDIt+α4AGDPt+α5HCt+α6(INNOt*IPRt)+εt（1）公式（1）中，MSt表示t年中国进口商品结构，INNOt表示t年中国技术创新能力，IPRt表示t年中国知识产权保护强度，FDIt表示t年中国实际利用FDI规模，AGDPt表示t年中国人均GDP，HCt表示t年中国人力资本存量，INNOt*IPRt表示技术创新能力与知识产权保护强度的联合交互项，反映技术创新能力与知识产权保护强度之间的关系及其产生的协同效应。

2.变量说明

（1）进口商品结构

大多学者将进口商品结构区分为初级产品和工业制成品两类来研究技术创新与进口的关系，但真正影响技术创新与进口的关系的是进口品中的资本品和中间投入品（Helpman，2002）。因此，本文采用Helpman（2002）的分类方法，将进口商品结构进一步细分为资本品、中间投入品和消费品，分别用资本品占进口总额的比重（记为CMt）、中间投入品占进口总额的比重（记为MMt）来衡量进口商品结构。由于《中国统计年鉴》只能获得按SITC标准的分类数据，因此需将其按照BEC分类标准中有关资本品、中间投入品的界定，将SITC标准向BEC标准转换②。

（2）技术创新能力

现有文献多从创新投入和产出两个角度来衡量技术创新能力，常用的指标有：R&D经费占GDP的比重（Griliches，1988）、R&D资本存量（CoeandHelpman，1993；Coeetal.1995）、科学家和工程师的人数（Jones，1993；Kortum，1994）等创新投入指标和发明专利数（Fagerberg，1987，1988；Kortum,1994）、专利申请量和专利授权量、新产品销售收入等创新产出指标。CH模型采用的是R&D资本存量指标来分析进口的技术溢出效应，但包括R&D资本存量等在内的创新投入指标并不能真实反应企业的创新能力，且中国创新投入总量相对较小，所以本文采用创新产出指标来衡量技术创新能力。由于专利授权量易受政府专利机构等人为因素

②BEC分类与SITC的对应关系参照联合国经济与社会理事会统计司发布的《按经济大类分类——以<标准国际贸易分类>订正3以及<商品名称及编码协调制度>（20xx年）第三版界定》。

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《国际贸易问题》20xx年第5期经贸论坛的影响，不确定性较大，因此本文采用专利申请量来表示创新能力。从图1可以看出，1986-20xx年间，中国专利申请量大幅增加，从13680件迅猛增加到586498件，扩大了42.9倍，年均增长

21.6%。

图1中国专利申请量及其增长情况

（3）知识产权保护强度图2中国知识产权保护强度指数

Rapp和Rozek（1990）最早对知识产权保护强度进行了量化分析，Ginarte和Park（1997）在此基础上提出了一个更为深入、应用更广的5级定性评级度量方法。国内学者韩玉雄、李怀祖（2005）在Ginarte-Park指数基础上，结合中国实际情况，将“执法力度”引入作为知识产权保护的度量因素，测算了1984-20xx年间经过修正的中国的知识产权保护强度指数。而后，许春明等（2008）、颜珲（2009）、孙旭玉（2010）等参照韩玉雄、李怀祖（2005）的方法加以修正，测算出了19xx年以来中国的知识产权保护强度指数。他们的测算方法类似，测算结果差距也不太大。本文参考借鉴上述学者的研究方法，结合中国知识产权的立法强度和执法强度对中国的知识产权保护强度指数重新进行测算，结果如图2所示。从图2可以看出，1985-20xx年间，中国知识产权保护强度指数不断提高，从0.326提高到2.848，提高幅度较大。尽管如此，与欧美等发达国家和亚洲部分发展中国家相比，中国的知识产权保护强度仍较低，仅相当于欧美等发达国家19xx年的水平，也明显低于韩国、新加坡、马来西亚等亚洲发展中国家的知识产权保护强度。

（4）人力资本存量

衡量人力资本存量的方法较多，如劳动报酬法、教育成本法、技术等级法、学历指数法、受教育年限法等。基于数据的可得性和度量的准确性，本文采用人均受教育年限来衡量人力资本存量③。考虑到中国不同学历的受教育年限，本文采用Kim,Jong-Il和LawrenceJ.Lau（1995）的修正方法，按照修正后的公式来计算：

HCt=(a′15+b′10+c′6)/10000（2）③受教育年限法先将劳动力分类，以度量不同劳动力之间所含人力资本的差异；而后按照不同劳动力的人力资本特质进行加权求和，即得到人力资本存量。其计算的公式为：HCt=?HEitYi。其中，HCt是第t年人力资本存量，HEit是第t年第i学历层次劳动力的人数，Yi是第i学历层次劳动力的受教育年限。

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经贸论坛《国际贸易问题》20xx年第5期

其中，a、b、c分别表示大学生、中学生和小学生的人数，15、10、6分别为相应的平均受教育年限。

四、实证检验与结果分析

本文采用时间序列数据，样本期为1986-20xx年，数据主要来源于历年的《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和国家知识产权局网站。利用Eviews6.0软件，运用普通最小二乘法（OLS），分别以资本品进口占进口总额的比重（CMt）和中间投入品进口占进口总额的比重（MMt）为被解释变量，以技术创新能力INNOt、知识产权保护强度IPRt、FDIt、人均GDPAGDPt、人力资本存量HCt等为解释变量，就技术创新、知识产权保护对中国进口商品结构的影响进行回归分析。为消除时间序列的异方差性，对上述各变量分别取对数，主要检验如下两个回

归方程：

（3

）

（4）

其中，回归方程（3）检验的是技术创新能力、知识产权保护强度对中国资本品进口的影响，回归方程（4）检验的是技术创新能力、知识产权保护强度对中国中间投入品进口的影响。

本文首先引入回归方程中除联合交互项外的五个解释变量进行回归，然后剔除上述回归中未能通过显著性检验的变量后再重新进行计量检验，最后引入技术创新能力与知识产权保护强度的联合交互项再进行计量检验。

1.技术创新、知识产权保护对中国资本品进口影响的检验结果分析

从表1第（1）组的估计结果可以看出，模型拟合度非常高（调整的R2为0.91）。其中，LnINNO与LnCM呈显著的正相关关系，影响系数为0.04，t值为

2.97，通过了1%水平上的显著性检验，表明中国技术创新能力的提高显著地促进了资本品进口的扩大。LnIPR与LnCM呈显著的负相关关系，影响系数为-2.23，t值为-3.41，通过了1%水平上的显著性检验，表明中国知识产权保护强度的提高不利于资本品进口的扩大。究其原因在于，中国知识产权保护立法的日益完善和执法力度的增强，使得中国资本品的进口成本以及随之产生的模仿成本均上升，进而抑制了资本品进口。LnFDI、LnHC与LnCM负相关，LnAGDP与LnCM正相关，这说明中国实际利用外资规模的扩大和人力资本存量的增加对中国资本品进口存在负向影响，而人均GDP的提高则有利于中国资本品的进口。

第（1）组中，LnFDI、LnAGDP和LnHC均未能通过10%的显著性检验，表明实际利用外资规模的扩大、人均GDP的提高和人力资本存量的增加对中国资本品进口的影响不显著。将上述三个因素剔除掉后得到第（1）'组的估计结果，LnIN-NO与LnIPR的t值更为显著。这说明相对于剔除的三个因素而言，中国目前的资本品进口受技术创新能力和知识产权保护强度的影响更大。但从DW值来看，LnIN-NO与LnIPR二者间可能存在序列相关。

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《国际贸易问题》20xx年第5期经贸论坛

将技术创新能力和知识产权保护水平的交互项Ln（INNO*IPR）纳入考察后，得到第（1）''组的估计结果，模型的拟合度更优（调整的R2为0.91，高于前两组）。LnINNO对LnCM的影响更为显著，影响系数为0.06，t值提高到3.38，且通过了1%水平上的显著性检验。LnIPR对LnCM的影响系数有所下降（为-1.59），但依然通过了1%水平上的显著性检验。原因在于技术创新能力和知识产权保护强度二者间存在协同效应。从第（1）''组的估计结果可以看出，Ln（INNO*IPR）与LnCM之间负向相关，影响系数为-0.03，t值提高到-1.89，通过了10%水平上的显著性检验。这说明技术创新能力与知识产权保护强度二者的协同效应不利于中国资本品的进口。提高知识产权保护水平反而会降低中国的技术创新能力，这主要归因于中国的技术创新大多体现为实用新型专利和外观设计专利，发明专利所占比重较低。相比较而言，实用新型专利和外观设计专利的模仿度较高，受知识产权保护制度的约束较大。因此，中国提高知识产权保护水平将抑制模仿行为，从而使短期内专利申请量受到影响，进而以专利申请量衡量的技术创新能力有所下降。

2.技术创新、知识产

变量LnINNOLnIPRLnFDILnAGDPLnHCLn（INNO*IPR）R2

调整的R2F统计量DW值

0.930.9141.331.42

0.910.90100.251.21

表1技术创新、知识产权保护对中国进口商品结构影响的回归结果

资本品进口（LnCM）（1）（1）'（1）''

中间投入品进口（LnMM）

（2）（2）'（2）''

0.04***0.03***0.06***0.03**0.04***0.05***

（2.97）（3.07）（3.38）（2.90）（4.32）（3.31）-2.23***-2.34***-1.59***-4.12***-3.34***-2.97***（-3.41）（-12.87）（-3.66）（-8.30）（-22.24）（-8.06）-0.005（-1.017）0.03（1.44）-0.08（-0.11）

-0.03*（-1.89）0.930.9277.111.45

0.980.97132.101.41

0.970.97200.271.45

-0.006*-0.007**-0.007**（-2.11）（-2.42）（-2.36）0.02（1.20）1.01（1.74）

-0.01（0.29）0.970.97152.261.42

注：回归结果中省略了常数项；括号内为t统计量值；“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的显著性水平；上述变量在估计过程中均采用对数形式。

权保护对中国中间投入品进口影响的检验结果分析

从表1第（2）组的估计结果可以看出，模型拟合度非常高（调整的R2为0.97）。其中，LnINNO与LnMM呈显著的正相关关系，影响系数为0.03，t值为2.90，通过了1%水平上的显著性检验，表明中国技术创新能力的提高显著地促进了中间投入品的进口。LnIPR与LnMM呈显著负相关关系，影响系数为-4.12，t值为-8.30，通过了1%水平上的显著性检验，表明中国知识产权保护强度的提高不利于中间投入品的进口。原因在于，随着知识产权保护水平提高，中国对中间投入品的模仿成本随之上升，因而一定程度上抑制了中间投入品的增长。LnFDI与LnMM呈负相关关系，影响系数为-0.006，t值为-2.11，通过了10%水平上的显著性检验。这说明利用FDI的同时可以带来中间投入品，进而对中间投入品的进口产生了一定程度的挤占效应。LnAGDP、LnHC与LnMM均正相关，这说明中国经济发展水平的提高和人力资本存量的增加有利于促进中间投入品的进口。

第（2）组中，LnAGDP和LnHC均未能通过10%水平上的显著性检验，表明人

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经贸论坛《国际贸易问题》20xx年第5期均GDP的提高和人力资本存量的增加对中国中间投入品的进口没有显著影响。将上述两个因素剔除掉后得到第（2）'组的估计结果，LnINNO、LnIPR与LnFDI的t值更为显著。LnINNO、LnIPR均通过了1%水平上的显著性检验；LnFDI的影响系数提高到0.007，且通过了5%水平上的显著性检验。相对于剔除的两个因素而言，中国目前的资本品进口受技术创新能力、知识产权保护强度和实际利用外资规模的影响更大。

再将技术创新能力和知识产权保护强度的联合交互项Ln（INNO*IPR）纳入模型，得到第（2）''组的估计结果。LnINNO对LnMM的影响更为显著，影响系数为0.05，且通过了1%水平上的显著性检验。LnIPR对LnMM的影响系数（为-2.97）和t值（为-8.06）有所下降，但依然通过了1%水平上的显著性检验。LnFDI的t值（为-2.36）虽小幅下降，但依然通过了5%水平上的显著性检验。Ln（INNO*IPR）与LnMM呈负向相关关系，但未能通过10%水平上的显著性检验。这说明技术创新能力与知识产权保护强度二者的协同效应对中间投入品进口没有显著影响。

综上，比较表1中LnCM与LnMM的回归结果可以看出，LnINNO对中国进口商品结构存在显著的正相关关系，并且对资本品进口和中间投入品进口二者的影响差异不大；LnIPR对中国进口商品结构则存在显著的负相关关系，并且对中间投入品进口的负向影响高于对资本品进口的影响；Ln（INNO*IPR）的协同效应对资本品进口存在较为显著的负向影响，但对中间投入品进口的影响不显著。LnFDI对中国资本品进口影响不显著，但对中间投入品的进口存在比较显著的负向影响；LnAG-DP的提高和LnHC的增加对中国进口商品结构均没有显著影响。

五、主要结论与启示

本文借鉴CH模型的研究思路，从知识产权保护及其与技术创新的协同效应等方面扩展了CH模型，选取1986-20xx年的时间序列数据主要考察了技术创新、知识产权保护及二者的协同效应对中国进口商品结构的影响，得出了以下重要结论与启示。

1.技术创新能力对中国进口商品结构具有显著的正向影响

20余年来，中国专利申请量大幅增加，技术创新能力不断提升，由此使得中国资本品和中间投入品的进口随之增加。实证检验结果表明，以专利申请量为衡量指标的技术创新能力每提高1个百分点，最高能使资本品和中间投入品的进口占比提高0.05%。因此，要加快进口商品结构调整，必须加快提升技术创新能力。就中国目前专利申请量来看，实用新型专利和外观设计专利所占比重较大，而真正能体现一国技术创新能力的则是发明专利。因此，中国应采取有效措施，积极促进企业重视发明专利，加快提升核心技术，尽快打造一批具有自主核心技术的产品和企业。

2.知识产权保护强度对中国进口商品结构具有显著的负向效应

20余年来，尽管中国的知识产权保护强度不断提高，但无论是从增速还是与欧美等发达国家和亚洲部分发展中国家相比，中国的知识产权保护依然滞后，中国企业大多依靠引进资本品和中间投入品后再模仿。实证结果表明，无论是资本品进口还是中间投入品进口，知识产权保护强度对其均具有显著的负向影响，特别是中间-20-

《国际贸易问题》20xx年第5期经贸论坛投入品进口。这说明，提高中国知识产权保护强度，会加大企业的模仿成本，反而不利于资本品和中间投入品的进口。这也一定程度上反映了中国通过进口获得的技术溢出效应，与国内外学者有关“发展中国家加强知识产权保护不利于其技术进步”的研究结论一致。就中国的总体发展状况来看，目前未能有效形成“引进——模仿——创新”的良性循环，技术吸收能力有限，使得知识产权保护水平对进口造成了不利影响。为此，要发挥知识产权保护制度对进口商品结构的调整和优化的作用及其对经济增长的有利影响，还需加快提高技术吸收能力即技术引进后的再创新能力。

3.技术创新能力与知识产权保护强度的协同效应不利于中国进口商品结构的优化实证结果表明，技术创新能力与知识产权保护强度的协同效应对中国资本品进口和中间投入品进口的影响均为负，且对资本品进口的负向影响较为显著。中国现有的知识产权保护水平对技术创新的激励不足，使得企业的博弈结果仍是较低层次的模仿创新。为此，欲使得技术创新能力与知识产权保护强度的协同效应有利于中国进口商品结构的优化，政府应加大知识产权执法力度，加快健全与完善知识产权保护体系，鼓励发明创造；企业则应加大研发投入，培育具有核心技术和自主知识产权的产品。

[参考文献]

韩玉雄、李怀祖，（2005）“关于中国知识产权保护力度的定量分析，”《科学学研究》第3期。

李有、刘万岚，（2007）“国际贸易与技术溢出：经验研究的最新进展，”《国际贸易问题》第3期。

苏为华、孔伟杰，（2010）“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》第2期。唐保庆、黄繁华，（2009）“国际贸易结构、知识产权保护与国际R&D溢出效应，”《财贸经济》第9期。叶灵莉、王志江，（2008）“进口贸易结构、人力资本与技术进步，”《科研管理》第6期。

ChenYongmingandPuttitanunThitima,（2005）“IntellectualPropertyRightsandInnovationinDeveloping

Countries,”JournalofDevelopmentEconomics78,474-493.

Coe,D.T.andHelpman,E.,（1995）“InternationalR&DSpillovers,”EuropeanEconomicReview39,859-877.

（责任编辑郑宝银）

ImpactofTechnologicalInnovationandIntellectualPropertyProtectiononStructureofChina’sImports:BasedonTimeSeriesDatafrom1986to2007

CHENLi-jingGUGuo-da

Abstract:Thispapertakestheintellectualpropertyprotectionandtheinterac-tionindexbetweentechnologicalinnovationandintellectualpropertyintoaccounttoexpandtheCHModelandusesatimeseriesdataofChinafrom1986to2007toexaminetheimpactoftechnologicalinnovation,intellectualpropertypro-tectiononthestructureofChina’simports.TheempiricalresultsshowthatthereissignificantpositiveimpactoftechnologicalinnovationonthestructureofChina’simports,whilesignificantnegativeimpactofintellectualpropertyprotec-tion.Moreover,thecorrelationbetweenintellectualpropertyprotectionandtechno-logicalinnovationhasnegativeimpactonthestructureofChina’simports.

Keywords:Technologicalinnovation;Intellectualpropertyprotection;Struc-tureofChina’simports

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