论文讨论：DIANA WEINHOLD，USHA NAIR-REICHERT(2009)

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DIANA WEINHOLD，USHA NAIR-REICHERT(2009) ,Innovation, Inequality and Intellectual Property Rights,World Development Vol. 37, No. 5, pp. 889–901, 2009

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关键词：WEINHOLD DIANA Reich hold USHA 讨论 论文 USHA DIANA WEINHOLD

作者考察了收入差距对创新的影响。收入差距较小可以认为存在一个规模较大的中产阶层，这个阶层可以通过两个方面影响创新，首先他们会影响一些制度因素，如IPR，进而影响创新；另一方面，它会通过自己的需求与供给效应来影响创新，采用工具变量来克服一些变量的内生性，作者发现，中产阶层的规模有助于解释国内居民的创新行为，而一些外生因素及国际因素则解释了它国居民的创新行为。

研究动机
研究者们并没有发现收入差距与经济增长短期稳健的关系（Banerjee &Duflo, 2000; Lundberg & Squire, 2003)，但在研究居民的生活水平决定因素中，人们发现强大的中产阶级在很大程度上可以决定经济的长期增长，其中的机制在于中产阶级有利于建立、完善有效的制度环境（Alesina and Rodrik ,1994;Benabou ,2000; Persson and Tabellini ,1994)。在这里，作者想讨论收入差距与IPR及创新的关联。

有些研究讨论创新对收入差距的影响，即节省劳动的技术会加大工人的失业，从而加大收入差距（Acemoglu, 2002; Aghion, 2002; Huw,1999; Mendez, 2002)，技术创新所对应的技术扩散对制度因素，如再分配制度的影响，进而引起收入差距的相应变化（Benabou，2005)。但反过来的研究并不多见，即收入差距对创新的影响，及其作用机制。作者想关注收入差距、制度因素与创新长期关系。一些研究考察了初始收入不均作用于制度因素，并进一步加剧了收入不均（Acemoglu et al. 2001; Engerman and Sokoloff ,1997), Chong and Gradstein (2004) ； Easterly (2007)将这种关系显性化，发现中产阶级的壮大有利于经济发展，其中一个重要机制是提高制度质量。
大多数的实证研究用产权保护程度来刻画制度，作者在这里用IPR衡量制度水平，因为大量的实证研究发现了IPR与创新存在紧密的关联。如果有关制度与收入差距的动态关系较为稳健，以IPR作为制度质量的刻画，应该也可以得到类似的结论。另外，从美国的经济发展史来看，中产阶级的对创新的影响可以通过以下几个渠道：消费渠道，中产阶级消费的物品具有大众性与标准性，因而对于标准化的制造业产品具有强大的需求，因而会促进这些技术的发展（Engerman and Sokoloff (1997),Khan and Sokoloff (2001), and Sokoloff and Khan (1990)；另一渠道是中产阶级广泛地参与生产，创新活动（(Sokoloff & Khan, 2000, p. 2）。除了这两个因素，中产阶级还可以通过影响制度因素，如IPR制度来影响创新，如美国的专利申请较欧洲更为便捷化与大众化。而这种市场的开放性及专利申请的便捷性在一定程度上促进了美国的创新活动(Sokoloff & Khan, 2000, p. 6)。因而可以将中产阶级对美国创新的影响渠道分为市场需求、市场参与、（IPR）制度改善等三个方面。美国的经验是否具有推广性，可以结合数据实证一下。

但讨论收入分配、IPR与创新三者的关系时，不能回避可能存在的内生问题，可以理解为双向因果关系。如具有较高创新水平的国家通常会要求制度的改进以及减少收入差距，因而很难将因果关系的方向厘清。作者认为自己有两个贡献：亮化了收入差距对创新的影响；在实证中证明了IPR的内生性。

数据与方法
由于收入差距或其它因素对IPR的影响是一个长期的过程，而从短期的IPR数据与收入差距数据来看，也未显示出两者稳健的关系。受限于数据，需要考察收入差距对IPR的累积作用（Acemoglu et al. (2001), Easterly (2007)）。在数据操作上即取各年数据的平均值。
        衡量创新的指标为居民与非居民的专利申请数 。有些研究用R&D数据刻画创新，但作者回答提出了两个反对观点：R&D为一投入指标，而非产出指标；另外R&D的研发效率可能存在内生性，且R&D数据在发展中国家不完整或没有记录。

但用专利数据也存在一些瑕疵，如它刻画的是研发结果而非研发过程，而后者才更好地表现创新；它也可能低估IPR的影响，如专利申请者一般认为获得专利的收益大于申请成本才会进行申请，因而专利申请数量没有将那些未申请者的研发激励考虑进来；同时，有些研究也表明，专利申请行为在不同行业具有异质性（Cohen, Nelson, & Walsh, 2000; Levin,Klerovick, Nelson, & Winter, 1987)，因而估算的结果可能具有样本选择性。为了使内心安稳，作者假定加总的专利数据可以可平滑不同产业内不同企业在申请专利的异质性，近似地反映一国的创新活动（Griliches ,1995）,由于采用的是国别数据，作者需要考察各国的专利条件（即申请专利的条件）是否具有一致性，因而加入一个虚拟变量，即是否加入了1994年的巴黎公约。

作者想要考察IPR对创新活动的影响，而不可避免地存在双向因果关系，因而需要找到一些被认为相对具有外生性的工具变量。现在可以引入收入差距，如果收入差距对创新的影响全部通过IPR实现，那么在回归式中同时加入IPR与收入差距，收入差距应该是不显著的（其作用方式已经通过IPR完全表达，但从前面分析可知，收入差距还可以通过消费者的需求与市场参与机制影响创新，而需求机制会促进居民与非居民的创新，但市场参与机制更多地影响市民的创新活动。
现在刻画IPR，由于IPR与其它制度一样，其演进需要一定的时间，且具有一定的路径依赖，因而在短期内变化不大。而作者为了捕捉这种长期效应，将面板数据经过平均，得到截面数据。这样，就可能存在遗漏变量问题，以及一些国别因素的影响。但可以做的补救措施是加入一些工具变量。回归方程为：

IPR采用Ginarte and Park (1997)指数 ，考虑到IPR对创新活动可能存在时滞，采用1990年的专利指数。与一般的想法不一样，如用基尼系数刻画不平行程度，作者采用中产阶级份额（Deininger and Squire ,1996)来刻画收入分布状况，即在Deininger and Squire (1996)的数据中，采用累积人口分布中第2/5、3/5的人口作为中产阶层，而这些人群被认为具有积极的市场参与度与市场影响力，并会对制度改造形成重要影响(Sokoloff & Khan, 1990; Easterly, 2001)。其它制度变量包括规制质量与法律规范的加总平均（Kaufmann, Kraay, and Mastruzz,2004)。作者取1996年的值。

还有一些常用的控制变量：
1980GDP，用来控制初始收入差距；城区人口比重1980（Henderson (2004，认为交通成本及研发的规模效应等因素)；1990年的人口数（World Bank (2005) World Development
Indicators）；成年人的受教育年限（Barro and Lee (1996)；贸易开放程度，为克服内生性，采用Frankel and Romer (1999)的自然贸易率。
其它的虚拟变量包括：大国或小国，是否为OECD国家，是否在为1994年巴黎工业产权保护及专利合作公约上签字。
作者采用的工具变量包括：离赤道的距离（纬度）；源于英国法系；1980年人口中新教徒的比例；国家所在的区域；人口集中度；内陆国家；