摘要：专利执行保险为企业创新提供了市场化激励途径。本文基于压力联动视角，以国家知识产权局2012年试点的专利执行保险为准自然事件，考察专利执行保险实施对客户企业供应商创新的影响效应及作用机制，并利用2008年至2017年手工整理的供应商—客户企业配对数据进行实证检验。结果显示，客户企业所在地区实施专利执行保险后，其供应商专利数量显著增加，且这一促进效应在供应商与客户企业存在竞争关系时更显著。机制分析结果显示，地区专利保护制度较为薄弱、供应商和客户企业距离较远时，专利执行保险对供应商创新的促进作用更明显，这表明企业所在地区的专利执行保险通过专利保护机制和信号传递机制促进了其供应商创新。本文研究结论证实了专利执行保险创新激励的供应链溢出效应，有助于对专利执行保险经济价值的理解以及专利执行保险的推广。
关键词：专利执行保险，供应商创新，双重差分，溢出效应
[基金项目]国家自然科学基金面上项目（71972017）；教育部人文社会科学研究青年基金项目（21YJC790069）；成都市科技项目软科学研究项目（2021-RK00-00182-ZF）；中国博士后科学基金面上项目（2020M683341）。
一、引言
增强供应链企业创新能力，是攻克核心技术瓶颈、创造突破性成果的关键。2017年，国务院办公厅发布《关于积极推进供应链创新与应用的指导意见》，将推进供应链创新上升至国家战略高度。当前，基于供应链的开放式创新已成为动态市场中获得竞争优势的重要方式。处于供应链上游的供应商，则在开发新产品、推动供应链创新中发挥着重要作用（Azadegan & Dooley，2010）。然而，占据上游地位的供应商有可能恃宠而骄不愿意贡献创新产品和服务（Das et al.，2006），因此有必要深入研究供应商创新的驱动因素及内在机理。
已有供应链关系的研究指出，供应商与客户企业之间一荣俱荣、一损俱损，供应商决策不可避免受到客户企业诸如经营业绩、财务风险、资本结构等内部特征信息的影响（Hui et al.，2012；Campello & Gao，2017；底璐璐等，2020）。现有关注供应商创新的研究从信息溢出和风险传染效应展开，探讨了成本分担、客户集中度、网络化行为等因素的作用（李娜等，2018；孟庆玺等，2018；江伟等，2019），但忽视了客户企业所处外部环境可能对供应商创新行为的潜在影响。
研究发现，专利保护作为明确知识资源归属的激励调节制度，能够从保护研发收益、增强创新动力和加快技术溢出、推动后续创新两方面驱动企业创新（史宇鹏和顾全林，2013；吴超鹏和唐菂，2016）。然而，实践中高昂的专利维权成本和较低的司法效率导致专利保护制度在创新活动中积极作用难以发挥。对此，国家知识产权局联合保险公司推出专利执行保险，将市场化的商业保险嵌入知识产权体系加强专利保护。专利执行保险以市场化途径改变了创新制度环境，通过加强专利保护传递高创新能力和需求的信号。当客户企业实施专利执行保险时，有可能对供应商形成创新压力①，当供应商感知到来源于客户企业有关创新的压力时，可能会调整其创新行为以维护供应链网络关系并实现客户价值。基于此，本文从压力联动视角对专利执行保险在供应商创新中的效应及作用机制展开研究，以国家知识产权局2012年试点的专利执行保险为准自然实验，选取2008年至2017年沪深交易所上市公司样本，手工整理供应商--客户企业配对数据，采用双重差分模型考察客户企业所在城市专利执行保险政策对供应商创新的影响。
二、文献回顾与研究假设
（一）文献回顾与评述
加强知识产权保护有助于优化创新要素配置，提升城市创新质量和能力（操龙升和赵景峰，2019；纪祥裕和顾乃华，2021）。专利保护制度是知识产权保护的重要方面，能够在塑造技术转移环境和激励发明创造之间建立平衡，为研发创新活动开展提供基本保障（马荣康等，2021）。一个国家或地区专利保护的加强既能够通过降低契约执行成本和法律监管成本产生进出口技术外溢（Ivus，2015；余长林，2016），也能够通过抑制潜在侵权行为提升专利市场收益，对知识产权密集型和高技术复杂度产品的进口产生市场扩张效应（韩剑等，2018；施炳展和方杰炜，2020）。此外，较强的知识产权保护将鼓励原始创新，促进专利技术扩散进而加快二次创新并推动创新升级。
聚焦微观企业，大量研究证实了专利保护制度对企业创新的积极影响（魏浩和巫俊，2018）。一方面，专利保护提高了专利模仿成本，增强了技术知识专有性，有助于保护创新成果潜在收益，进而提升企业创新意愿（Gangopadhyay and Mondal，2012）。另一方面，专利保护通过公开专利信息缓解信息不对称，有助于降低信息获取成本，促进技术传播，鼓励后续创新（李莉等，2014）。研究表明，专利保护降低了市场成本、提高了技术收益，进而帮助企业吸引外资、缓解融资约束并促进自主研发投入的增强，同时促进了人力资本投资和知识溢出，提升了专利产出与价值（尹志锋等，2013；吴超鹏和唐菂，2016；李俊青和苗二森，2018）。
与本文研究相关的第二支文献是基于供应链关系分析供应商行为的研究。供应链关系管理以客户需求为导向，强调实现客户价值，意味着供应商决策不可避免会受到客户企业影响。研究发现，基于信息溢出效应和风险传染效应，客户企业的业绩公告、股票收益率、盈余管理、经营风险、财务困境等对供应商企业未来股价收益和股价波动产生影响（Pandit et al.，2011；彭旋和王雄元，2018）。客户集中度是反映供应商—客户关系的重要指标，其对供应商企业股权成本、银行贷款、现金持有、成本粘性、公司业绩以及会计稳健性等均产生重要影响（Hui et al.，2012；Dhaliwal et al.，2016；Campello & Gao，2017；底璐璐等，2020）。具体到供应商创新行为，仅有的研究从关系型交易视角指出，客户企业集中会导致供应商研发投入减少，阻碍供应商技术创新（孟庆玺等，2018）。刘丛等（2017）从成本收益视角指出制造商营销努力对供应商创新具有激励效应。
本文研究还与企业创新影响因素的文献相关。企业创新是政策性因素和市场化途径共同驱动的结果。我国政府相继制定一系列税收优惠与产业政策引导和扶持企业开展研发活动，并不断加强知识产权保护以确保技术创新的顺利进行。研究发现，政府研发补贴和非研发补贴都对企业创新具有积极影响（吴伟伟和张天一，2021）；研发税收激励有利于提升企业技术创新水平（胡凯和吴清，2018）；加强知识产权保护能够减少研发溢出损失、抑制知识泄露风险（Palomeras & Wehrheim，2021）。然而，这些政策的创新激励效应有可能因为政府和企业之间信息不对称而发生扭曲，偏离最优效果。黎文靖和郑曼妮（2016）分析了中国产业政策对企业创新的影响，发现选择性产业政策的财税手段使企业为“寻扶持”而创新。张杰和郑文平（2018）发现中国各省专利资助奖励对企业专利质量造成抑制效应。
当政策性因素无法发挥应有效用时，有必要从市场化途径中探寻驱动企业创新的动力机制。专利执行保险将知识产权资源与金融资源深度融合，为加强专利保护、抑制侵权行为提供了市场化解决方案，能够为科技创新提供风险保障并产生激励效果。研究表明，专利执行保险能够形成可置信威胁，降低专利维权费用，增加侵权成本，减少专利侵权案件（Duchêne，2017）。龙小宁和林菡馨（2018）以国家知识产权局2012年推行的专利保险试点为准自然实验发现，实施专利执行保险政策的地区，其专利诉讼数量显著上升，企业专利价值显著提高。
整体而言，现有文献为本文研究奠定了扎实基础。第一，已有研究证实了专利保护制度在区域技术进步和微观企业创新中的积极作用。专利执行保险是加强专利保护的重要方式，然而其在企业创新中的作用却未得到应有重视。少数研究关注了专利执行保险试点地区企业的创新效应，但不足以评估其在供应链企业创新中的潜在作用。第二，许多研究基于供应链关系探讨客户企业对供应商行为的影响。供应商创新除了受到客户企业集中度等企业内部特征影响外，还可能受到客户企业所处外部环境的影响。专利执行保险政策改变了企业所处专利保护制度环境，有可能对供应商创新产生影响，因而有必要从供应链关系层面探讨专利执行保险的创新效应。第三，供应商作为供应链上游，在突破新技术、开发新产品、推动供应链创新中具有重要带动作用。整合供应商在供应链中形成优势互补，能促进知识与技术流动，提升创新效率。在此背景下，从专利保护切入，将专利执行保险与供应商创新有机结合，探索两者之间内在联系，能够为促进供应商企业创新进而推动供应链创新提供市场化途径的启示。
（二）理论分析与研究假设
专利保护是推动科技创新的重要制度基础。在实践中，较高的专利维权成本（如高昂的专利侵权诉讼费用），加剧了创新收益的不确定性，导致专利保护制度的创新激励效应下降。专利执行保险的实施则可以借助商业保险的风险分担机制弥补这一缺陷（刘运华，2014）。专利执行保险承诺在投保人对侵权专利维权时所付出的费用给予赔付，因此降低了专利维权成本。这一方面增加了研发活动的预期收益，提升了专利潜在价值（Buzzacchi & Scellato，2008），另一方面能够强化企业专利维权意愿，形成可置信威胁降低专利被侵权可能性，进而确保专利专有性价值（Bessen & Meurer，2012）。进一步地，专利执行保险通过降低维权费用增加创新收益，促进了企业创新数量和质量的提升（龙小宁和林菡馨，2018）。
自我决定理论（Self-Determination Theory）强调，个体行为是基于内部需要激发和外部压力诱导所作出的反映。供应商作为企业重要利益相关者，其决策行为不可避免地受到客户企业的信号刺激。相关研究表明，客户企业在采购情境下调整策略会刺激供应商改变心理感知，造成外部压力进而诱发其创新贡献（武梦超和李随成，2021）；较强的知识产权保护可以带来产品升级和下游企业议价能力提升，促使下游企业向上游企业提出更高的产品质量需求，从而迫使上游企业提高技术含量（Godart & Gorg，2013）。由此，当接收到客户企业的创新信号刺激时，供应链关系维护与供应链沉没成本带来的危机或竞争等会增强供应商创新压力感知，促使其提升创新水平，从而增加对客户企业的创新贡献。因此，客户企业传递出的高创新能力信号会沿着供应链传导对供应商产生压力联动效应，激励供应商创新。可以预期，专利执行保险的实施将提升该地区企业的供应商创新能力。本文提出以下假设1：
H1：企业所在地区实施专利执行保险有助于促进其供应商创新。
在开放式创新背景下，供应链成员企业间以既合作又竞争的竞合关系共处成为提升创新绩效、增强核心竞争能力的重要战略（杨震宁和赵红，2020）。如：三星电子是苹果公司移动设备的主要配件供应商，两者在智能手机行业又是竞争对手，两家行业巨头因专利纠纷发起多项专利侵权诉讼。供应商和客户企业之间既具有基于供应链的合作关系，也可能存在基于同行业的竞争关系。如果客户企业所在地区实施专利执行保险经由供应链传导对供应商产生压力联动并激励其创新，那么当供应商与客户企业存在竞争关系时，这一激励效果是否受到影响？
根据竞争理论（Rivalry Theory）的观点，企业会采取与竞争对手相似的策略来追赶或者紧跟竞争者。基于竞争视角的研究显示，企业新增投资与竞争者扩张行为之间具有正相关关系，同行企业之间创新战略的模仿动机在产品市场竞争越激烈时则越为明显（Machokoto et al.，2021）。这意味着，供应商与客户企业互为竞争者时，供应商可能根据面临的客户企业的竞争压力而改变决策行为。由此可以预期，当供应商与客户企业存在竞争关系时，客户企业创新能力的提升将对供应商产生基于供应链关系和市场竞争的双重压力，进而在更大程度上促使供应商创新。由此，企业所在地区实施专利执行保险对其供应商创新的影响在两者具有竞争关系时将更加显著。本文提出以下假设2：
H2：当供应商和客户企业具有竞争关系时，专利执行保险与供应商创新之间的正相关关系更加显著。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
考虑到专利执行保险政策实施时间及数据可得性，本文选取2008年至2017年沪深交易所A股上市公司作为初始样本。按照如下步骤进行筛选：（1）根据企业披露的前五大客户和前五大供应商信息，手工整理并匹配形成均为上市公司的供应商-客户企业对应关系，并删除客户企业缺失的公司样本；（2）删除金融保险行业公司样本；（3）删除同时发行B股或H股的交叉上市公司样本；（4）删除指标值缺失的公司样本；（5）删除ST、PT以及财务数据异常的公司样本。涉及数据来源如下：专利执行保险试点城市及试点时间数据根据国家知识产权局公布的相关文件整理；各省市专利侵权案件数来源于国家知识产权保护局网站；企业专利数据来源于CNRDS数据服务平台；其他财务数据及企业特征数据来源于CSMAR数据库和Wind金融数据库。为了克服极端值对研究结果可能造成的影响，本文对所有连续变量在1%和99%分位数进行Winsorize缩尾处理。
（二）模型设定
本文尝试回答的关键问题是：在其他因素保持不变的情况下，如果企业所在地区实施专利执行保险，其供应商创新是否会受到影响。本文构建如下双重差分（Difference-in-Difference，DID）模型开展检验：
Patenti，t+1/Patenti，t+2=α0+β1Insurancei+β2Postt+β3Insurancei×Postt+β4Sizei，t+β5Agei，t+β6Statei，t+β7Levi，t+β8ROAi，t+β9Profiti，t+β10Tobin'qi，t+β11R&Di，t+β12Cashi，t+Year+Industry+ε （1）
其中，Patenti，t+1/Patenti，t+2表示供应商i在t+1/t+2时期的创新成果；Insurancei表示专利保险虚拟变量，若客户企业所在城市为试点地区则取值为1，否则取值为0；Postt为试点时间虚拟变量，试点开始之后的年份取值为1，试点开始之前的年份取值为0；Insurancei×Postt交乘项估计系数反映了客户企业所在地区专利执行保险对供应商创新的影响；其余变量为控制变量；Year和Industry分别控制时间和行业效应；ε代表扰动项。在回归分析中，对模型按照城市——年度聚类并进行异方差调整。依据前文分析，预期Insurancei×Postt的估计系数显著为正。
使用双重差分（DID）方法的一个重要前提假设是在政策实施之前，实验组和对照组之间存在相同的变化趋势。图1呈现了客户企业所在地区实施专利执行保险和未实施专利执行保险两种情况下供应商在试点时间前后创新成果的变化趋势。可以发现，在专利保险试点之前两类组别中供应商专利申请数量呈现出相似的增长趋势，且未试点城市企业的供应商专利申请数略高于试点城市；在专利执行保险试点之后，试点城市企业的供应商专利申请数量逐年增加，且高于未试点城市。这说明本文使用双重差分模型具有一定的合理性。
（三）变量定义
1.被解释变量：供应商创新。使用专利数据刻画企业创新是较为常见的作法。考虑到企业创新战略开始执行至创新成果产生通常存在时滞，故使用供应商在t+1年和t+2年的专利申请数量自然对数进行测度，分别记为Patentt+1，Patentt+2。此外，专利根据类型不同，可划分为发明专利、实用新型专利及外观设计专利。其中，发明专利技术复杂度较其他类型专利更高，申请程序也更严格，更能反映企业创新质量。因而本文还根据不同类型专利分别构造变量开展检验。
2.解释变量：专利执行保险。首先根据国家知识产权局公布的专利保险试点文件整理开展专利执行保险试点的城市，共包括2批25个城市；②随后，根据企业所在地区判断该企业是否处于专利执行保险试点区域。据此构造专利执行保险虚拟变量（Insurance），若客户企业所在城市为试点地区则取值为1，否则取值为0。两批试点城市开始时间分别为2012年4月和11月，因而本文将2012年之后的年份视为实施政策年份。据此构造时间虚拟变量（Post），试点开始之后的年份取值为1，试点开始之前年份取值为0。交互项（Insurance×Post）的估计系数刻画了客户企业所在地区专利执行保险对供应商创新的影响效应。
3.调节变量：竞争关系。同一行业的企业通常具有竞争关系，因而本文采用供应商与客户企业是否处于同一行业来反映两者是否具有竞争关系（Compete）。若处于同一行业视为具有竞争关系，Compete取值为1，否则取值为0。
4.机制检验变量：（1）专利保护。采用地区专利未被侵权率衡量该地区专利保护（PP）。专利未被侵权率等于“1-专利侵权率”，其中专利侵权率采用知识产权局当年受理的专利侵权纠纷案件数除以该省截至当年累计授权专利数测度。（2）地理距离（Distance）。反映供应商与客户企业之间的地理距离。在获取供应商与客户企业具体地址后，通过Google-Earth查询其经度和纬度，并利用GIS距离公式计算两者之间的地理距离。
5.控制变量。模型中加入如下可能影响供应商创新的变量：供应商企业规模（Size）、上市时间（Age）、产权性质（State）、资产负债率（LEV）、资产收益率（ROA）、盈利能力（Profit）、市场价值（Tobin'q）、研发投资（R&D）、现金持有比例（Cash）以及年度（Year）和行业（Industry）虚拟变量。具体变量定义如表1所示。
四、回归结果分析
（一）描述性统计
表2列示了因变量为t+1期专利申请数量时主要变量的描述性统计结果。③可以发现，供应商创新变量（Patentt+1）的均值为2.720，其专利申请数量约为15.18件；样本企业中约21.3%的客户企业位于专利执行保险试点城市；样本企业中国有企业（State）的比例约为44.9%，研发投资（R&D）约占营业收入的3.8%，资产负债率（LEV）均值为41%，总资产收益率（ROA）的均值为5.5%，利润率（Profit）的均值约为10.5%，市场价值（Tobin'q）的均值为2.026，现金资产占比（Cash）均值约为19.2%。
（二）基本回归分析
表3报告了专利执行保险对供应商创新影响的实证回归结果。列（2）的结果显示，当因变量为第t+1期专利申请数量（Patentt+1）时，交互项（Insurance×Post）的回归系数显著为正，且在5%水平上显著（回归系数为0.343，T值为2.43）；列（4）的结果显示，当因变量为第t+2期专利申请数量（Patentt+2）时，交互项（Insurance×Post）的回归系数显著为正，且在1%水平上显著（回归系数为0.299，T值为2.14）。这意味着专利执行保险显著促进了该地区企业的供应商创新，且促进效应存在时间延续性。此结果支持了本文假设1，即供应商创新会受到客户企业所在地区专利保护环境的影响，客户企业所在地实施专利执行保险传递了潜在高创新能力信号，对供应商产生压力进而促使其改善创新绩效。
控制变量中，企业规模（Size）、资产收益率（ROA）和研发投资（R&D）的回归系数在各个模型中均显著为正，意味着企业资产规模越大、资产收益率越高、研发投资越多，企业的创新绩效越好；与此相反，企业上市时间（Age）、资产负债率（LEV）和企业利润率（Profit）的回归系数显著为负，说明上市时间越短的企业可能越具有创新活力而表现出更高创新水平，较高资产负债率和较低利润率给企业造成经营压力从而迫使企业开展创新以改善业绩。
（三）竞争关系调节效应分析
表4报告了供应商与客户企业竞争关系对专利执行保险与供应商创新之间关系的影响。将样本企业分为无竞争关系和有竞争关系两组子样本分别回归，比较专利执行保险对供应商创新的影响在两组中是否存在差异。列（1）至列（4）的结果显示，无论因变量是滞后一期（Patentt+1）还是滞后两期（Patentt+2），无竞争关系组中交互项（Insurance×Post）的回归系数均为正但不显著，有竞争关系组中交互项（Insurance×Post）的回归系数分别为0.465和0.444，显著性水平分别为1%和5%。以上结果支持了本文假设2，即当供应商与客户企业具有竞争关系时，专利执行保险对供应商创新的影响效应更加明显。这可能是因为供应商与客户企业存在竞争关系时，客户企业创新能力提升的信号通过供应链和竞争者双重渠道对供应商造成更大压力，进而在更大程度上促进了供应商创新。
（四）稳健性检验
1.PSM-DID回归。如前所述，使用DID方法的一个重要前提是处理组和控制组需要满足共同假设。前文分析了运用DID方法的合理性，此部分继续使用PSM-DID方法开展稳健性检验。该方法基于匹配估计量的思想能有效解决DID中处理组和控制组受到政策影响前不完全具备共同趋势假设所带来的潜在问题（Heckman et al.，1998）。基本思路如下：在没有实施专利执行保险地区的企业中找到企业J，使得J与实施专利执行保险地区的企业（处理组）I的可观测变量尽可能相似（匹配），并将匹配成功后的未实施专利执行保险地区的企业视为控制组，开展双重差分（DID）检验。匹配过程中，采用核匹配方法以及Logit回归获得倾向得分。各协变量的平衡性检验结果显示，匹配后样本的各协变量均值在处理组和控制组之间不存在显著差异，说明采用PSM-DID方法进行检验是合适的。表5报告了相应的回归结果，可以发现当因变量是滞后一期（Patentt+1）专利数量时，专利执行保险的回归系数为0.817，在5%的水平上显著；当因变量为滞后两期（Patentt+2）专利数量时，专利执行保险的回归系数为0.459，在10%的水平上显著。这意味着采用PSM-DID方法的稳健性检验结果依然支持了前文研究结论。
2.反事实检验。除了专利执行保险这一政策之外，也有可能存在一些影响客户企业的其他政策或随机性因素会促使供应商创新而导致研究结论受到干扰。为进一步确保结果稳健性，借鉴已有研究（刘瑞明和赵仁杰，2015；纪祥裕和顾乃华，2021），通过改变政策执行时间开展反事实检验。假设专利执行保险政策实施年份提前一年或者两年，若专利执行保险变量显著为正，则说明供应商创新的提升很可能来自其他政策或随机因素；若专利执行保险变量不显著，则说明供应商创新受到专利执行保险的影响。表6列示了反事实检验的回归结果，列（1）和（3）将专利执行保险政策实施时间提前1年，列（2）和（4）将专利执行保险政策实施时间提前2年。可以发现，关键变量Insurance×Post的回归系数均不显著，表明专利执行保险政策是促进供应商创新的因素，本文研究结论是稳健的。
3.供应商是否在试点地区。本文所探讨的核心问题是客户企业所在地区实施专利执行保险政策是否会通过供应链产生压力联动进而激励供应商创新。在实证检验过程中存在一个无法忽视的问题，即如果供应商所在地区实施专利执行保险政策，其创新能力也将提升。因此，本部分探讨供应商所在城市试点是否会影响本文结论。若存在影响，预期客户企业专利执行保险政策对供应商创新的促进效应会被削弱。具体来讲，根据专利执行保险试点信息，构造供应商专利执行保险试点虚拟变量（InsuranceS），若供应商所在城市为试点地区则取值为1，否则取值为0。表7列示了回归结果，列（1）和（3）控制供应商专利执行保险试点变量（InsuranceS），列（2）和（4）列示InsuranceS对客户企业专利执行保险试点与供应商创新之间关系的影响。可以发现，控制供应商专利执行保险试点变量后，Insurance×Post的回归系数依然显著为正，且在5%水平上显著；加入Insurance×Post×InsuranceS三重交互变量后，Insurance×Post的系数依然在1%水平上显著为正，且Insurance×Post×InsuranceS的回归系数在5%水平上显著为负。这一结果表明，供应商创新受到其所在地区专利执行保险和客户企业所在地区专利执行保险的共同作用，随着供应商所在地区实施专利执行保险的加强，客户企业专利执行保险政策对供应商创新的促进效应会逐渐减弱。在此基础上，为了进一步排除供应商在试点地区对回归结果的影响，本文将样本中供应商所在地区实施专利执行保险的样本删除后重新回归。表8的结果显示，不管被解释变量是Patentt+1还是Patentt+2，核心解释变量Insurance×Post的回归系数依然在5%或1%水平上显著为正，前文研究结论仍然成立。
4.地区层面因素的影响。本文研究结果可能受到地区层面因素的干扰，故开展以下稳健性检验：1）控制供应商所在地区；2）删除供应商与客户企业在同一地区的样本。回归结果如表9所示，可以发现交互项变量（Insurance×Post）的回归系数显著为正，专利执行保险促进了该地区企业供应商创新，本文研究结论依然成立。
5.其他稳健性检验。企业研发投入是影响专利产出的主要因素。前文回归中控制了滞后一期的研发投入，然而创新是一个持续投入不断探索的过程，可能会受到过去几年研发投入的累积影响。因此，本文参考Hirshleifer et al.（2013）的研究，利用企业滞后5年的研发投入综合指标控制当年研发投入对专利产出的滞后影响效应。回归结果报告于表10，核心解释变量（Insurance×Post）的回归系数在5%水平上显著为正，专利执行保险促进了该地区企业供应商创新，本文研究结论是稳健的。
五、作用机制分析与拓展性检验
前文理论分析认为专利执行保险通过加强专利保护、释放创新信号对供应链企业产生压力联动进而促进供应商创新。本部分对此作用机制展开实证检验，结果如表11。
（一）专利保护机制
专利执行保险是降低专利维权费用、加强专利保护、促进创新的重要手段。如果专利执行保险通过强化专利保护促进企业创新，那么预期在专利保护制度较为薄弱的地区，实施专利执行保险政策带来的积极效应将更加明显。据此，本文采用客户企业所在地区专利未被侵权率衡量该地区专利保护强度（PP），并按区域对样本区间内专利未被侵权率取平均值，以反映该地区专利保护的平均水平。在此基础上，以所有省份专利保护平均水平的中值为基准，若某省份专利保护平均水平高于中值，表示该客户企业所在地区专利保护制度较为完善（专利保护完善组），若某省份专利保护平均水平低于中值，则表示该客户企业所在地区专利保护制度相对较为薄弱（专利保护薄弱组）。表11的实证结果显示，交互项变量（Insurance×Post）的回归系数在专利保护完善组中不显著，但在专利保护薄弱组中显著性水平为10%。这表明，专利执行保险在专利保护制度较为薄弱的地区发挥了更明显的作用，即当客户企业所在地区专利保护制度相对落后时，实施专利执行保险政策对供应商创新的促进效应更显著，前文基于专利保护的理论分析是合理的。
（二）信号传递机制
专利执行保险通过传递更强的创新能力信号在供应链中产生压力联动，进而改变供应商创新行为，这一激励效应发挥的一个前提是该信号所包含的信息没有被其他信息渠道替代。近年来，地理临近性在企业决策中的作用受到越来越多的关注，交易双方地理距离越近，越能够以较低成本实现较快信息传递（罗进辉等，2017；周泽将等，2021）。与距离较远的供应商相比，距离较近的供应商更容易获取客户企业经营信息。特别是地理临近性带来的一系列相近习俗、惯例等非正式制度，为供应商获取客户企业私有信息提供便利，有助于了解客户企业创新情况，这有可能削弱专利执行保险在创新活动中的信号作用。相反，距离较远的供应商获得客户企业信息不充分，将凸显专利执行保险的信号作用。据此，本文将供应商与客户企业的地理距离作为信息传递的影响因素，考察其是否影响专利执行保险在供应商创新中的效应。具体地，以供应商与客户企业之间地理距离均值为划分依据，将距离小于均值的归类为地理距离较近组，距离大于均值的归类为地理距离较远组。回归结果如表12所示，核心变量（Insurance×Post）的回归系数在地理距离较近组中不显著，但地理距离较远组中在5%和10%水平上显著为正。这表明，地理距离作用于信息获取便利性影响了专利执行保险在供应商创新中的信号效应，进而影响了专利执行保险对供应商创新的激励效果。前文基于信号传递机制的分析是合理的。
（三）创新质量与数量的拓展性检验
根据专利类型不同可划分为发明专利、实用新型专利以及外观设计专利。其中，发明专利技术复杂度较其他类型专利更高，申请程序更严格，更能反映企业创新质量。本文将专利区分为发明专利（PatentInv）和非发明专利（PatentNonInv），并以此为因变量开展检验。表13的结果显示，当因变量为发明专利（PatentInv）时，解释变量Insurance×Post回归系数在5%水平上显著为正；当因变量为非发明专利（PatentNonInv）时，t+1期的Insurance×Post回归系数在5%水平上显著为正，但在t+2期Insurance×Post回归系数为正但不显著。这表明，专利执行保险对供应商发明专利和非发明专利均存在显著促进作用，但对发明专利促进效应比非发明专利促进效应更具有持续性，从而在提升创新质量方面发挥了积极作用。
六、研究结论与启示
专利执行保险能够为企业创新提供市场化激励。本文基于压力联动视角，剖析客户企业所在地区实施专利执行保险对其供应商创新的影响，认为专利执行保险通过专利保护机制和信号传递机制对企业的供应商产生后向压力进而促使供应商创新。以国家知识产权局2012年试点的专利执行保险为准自然事件，利用2008年至2017年手工整理的供应商—客户企业配对样本开展实证检验。结果显示，客户企业所在地区实施专利执行保险后，供应商企业的专利数量显著增加，表明专利执行保险创新激励在供应链企业中产生了后向溢出效应。结果还显示，这一溢出效应在供应商与客户企业存在竞争关系时更加显著。进一步的机制检验发现，地区专利保护制度较为薄弱、供应商和客户企业距离较远时，专利执行保险对供应商创新的促进作用更加明显，证实了专利保护机制和信号传递机制的合理性。本文研究结论在一系列稳健性检验后仍然成立。
整体而言，第一，本文以专利执行保险试点为契机，从压力联动视角深入分析其在供应链中产生的创新溢出效应，有助于丰富专利执行保险创新激励的研究文献，深化对专利执行保险经济价值的理解，为完善我国专利保护制度提供市场化途径的政策启示；第二，不同于以往考察客户企业内部特征对供应商创新的影响，本文重点关注客户企业所在地区创新环境，发现专利执行保险通过专利保护渠道和信号传递渠道促进了供应商创新，拓展了对供应商创新决定因素和激发路径的理论认知，为理解企业创新行为贡献了新的知识；第三，本文基于供应链关系将客户企业专利执行保险与供应商创新有机结合，剖析两者之间作用机理并实证检验客观关系，期望从专利保护维度为推动供应链创新提供市场化解决方案。
本文结论政策启示体现在以下方面。第一，继续推行专利执行保险政策，扩大专利执行保险覆盖范围。本文验证了专利执行保险的积极创新效果，意味着借助商业保险维护企业创新权益，有助于保障知识产权价值的实现。因此，在当前我国知识产权争端逐渐增多与专利维权成本增大的背景下，有关部门需要继续推广专利保险，健全实施机制帮助保险公司制定更精准且具有针对性的专利保险产品，以切实维护专利所有者合法权益。第二，有必要探索政府政策引导和市场自主运作相结合的模式，促进专利保险良性发展。本文证实了专利执行保险在构建以产业链和创新链为根基的现代产业体系中的重要意义。因此，政策制定者需要坚定发展专利保险市场，并加强专利保护配套制度建设，促进保险政策落地实施并避免实施过程中出现扭曲，从而为供应链创新提供“政府+市场”协同发力的驱动途径。
诚然，本文研究也存在一些不足有待将来继续完善。第一，目前企业只披露了前5名供应商和客户企业信息，文中搜集的数据限定于上市公司，对于没有披露信息或者为非上市公司的企业没有纳入研究样本。未来随着信息披露不断完善，可以在此基础上拓展相关研究。第二，由于企业层面专利保险数据获取受限，本文采用地区层面数据开展准自然实验研究。虽然文中验证了专利保护机制和信号传递机制的合理性，但不得不承认没有购买专利执行保险的企业受到的影响有限，这可能对研究结论产生干扰。因此，我们将继续跟踪这一主题以在将来研究中从企业层面进行更深层次探讨。
注释：
①Godart和Görg（2013）在考察供应商生产率的研究中首次提出压力联动效应（Forced Linkage Effect），指出客户企业能够以更换供应商或强制压低价格的方式迫使供应商满足其高标准要求，客户企业降低生产成本和开发新产品的压力提高了供应商生产率。
②2012年4月专利保险试点地区包括北京市中关村、辽宁省大连市、广东省广州市、四川省成都市、江苏省镇江市；2012年11月专利保险试点地区包括辽宁省沈阳市、江苏省南京市、江苏省无锡市、江苏省苏州市、江苏省南通市、浙江省嘉兴市、安徽省合肥市、安徽省蚌埠市、福建省福州市、山东省济南市、山东省德州市、湖北省武汉市、湖南省湘潭市、湖南省株洲市、广东省深圳市、广东省东莞市、广东省佛山市禅城区、重庆市、四川省绵阳市、陕西省宝鸡市。
③因变量为t+2期专利申请数量时的描述性统计结果未报告，留存备索。
参考文献：
[1]操龙升，赵景峰.专利制度对区域技术创新绩效影响的实证研究——基于专利保护视角[J].中国软科学，2019，（5）：97-103.
[2]底璐璐，罗勇根，江伟，陈灿.客户年报语调具有供应链传染效应吗？——企业现金持有的视角[J].管理世界，2020，36（8）：148-163.
[3]韩剑，冯帆，李妍.FTA知识产权保护与国际贸易：来自中国进出口贸易的证据[J].世界经济，2018，41（9）：51-74.
[4]胡凯，吴清.R&D税收激励、知识产权保护与企业的专利产出[J].财经研究，2018，44（4）：102-115.
[5]纪祥裕，顾乃华.知识产权示范城市的设立会影响创新质量吗？[J].财经研究，2021，47（5）：49-63.
[6]黎文靖，郑曼妮.实质性创新还是策略性创新？——宏观产业政策对微观企业创新的影响[J].经济研究，2016，51（4）：60-73.
[7]李俊青，苗二森.不完全契约条件下的知识产权保护与企业出口技术复杂度[J].中国工业经济，2018，（12）：115-133.
[8]李莉，闫斌，顾春霞.知识产权保护、信息不对称与高科技企业资本结构[J].管理世界，2014，（11）：1-9.
[9]李娜，李随成，崔贺珵.供应商创新性的利用机制：企业网络化行为的作用[J].南开管理评论，2018，21（1）：39-53.
[10]刘丛，黄卫来，郑本荣，杨超.考虑营销努力和创新能力的制造商激励供应商创新决策研究[J].系统工程理论与实践，2017，37（12）：3040-3051.
[11]刘瑞明，赵仁杰.国家高新区推动了地区经济发展吗？——基于双重差分方法的验证[J].管理世界，2015，（8）：30-38.
[12]龙小宁，林菡馨.专利执行保险的创新激励效应[J].中国工业经济，2018，（3）：116-135.
[13]罗进辉，黄泽悦，朱军.独立董事地理距离对公司代理成本的影响[J].中国工业经济，2017，（8）：100-119.
[14]马荣康，朱姗姗，金鹤，刘凤朝.专利公开时滞和授权时滞条件下的技术许可时机选择——基于中国专利制度和许可数据的研究[J].管理工程学报，2021，35（4）：61-71.
[15]孟庆玺，白俊，施文.客户集中度与企业技术创新：助力抑或阻碍——基于客户个体特征的研究[J].南开管理评论，2018，21（4）：62-73.
[16]江伟，底璐璐，胡玉明.改进型创新抑或突破型创新——基于客户集中度的视角[J].金融研究，2019，（7）：155-173.
[17]施炳展，方杰炜.知识产权保护如何影响发展中国家进口结构[J].世界经济，2020，43（6）：123-145.
[18]史宇鹏，顾全林.知识产权保护、异质性企业与创新：来自中国制造业的证据[J].金融研究，2013，（8）：136-149.
[19]魏浩，巫俊.知识产权保护、进口贸易与创新型领军企业创新[J].金融研究，2018，（9）：91-106.
[20]吴超鹏，唐菂.知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效——来自中国上市公司的证据[J].经济研究，2016，51（11）：125-139.
[21]吴伟伟，张天一.非研发补贴与研发补贴对新创企业创新产出的非对称影响研究[J].管理世界，2021，37（3）：137-160+10.
[22]武梦超，李随成.三元采购情境下供应商创新贡献诱发机理研究[J].南开管理评论，在线发表，http://kns.cnki.net/kcms/detail/12.1288.F.20210506.0709.002.html.
[23]杨震宁，赵红.中国企业的开放式创新：制度环境、“竞合”关系与创新绩效[J].管理世界，2020，36（2）：139-160+224.
[24]尹志锋，叶静怡，黄阳华，秦雪征.知识产权保护与企业创新：传导机制及其检验[J].世界经济，2013，36（12）：111-129.
[25]余长林.知识产权保护与中国出口比较优势[J].管理世界，2016，（6）：51-66.
[26]张杰，郑文平.创新追赶战略抑制了中国专利质量么？[J].经济研究，2018，53（5）：28-41.
[27]周泽将，雷玲，杜兴强.本地任职与独立董事异议行为：监督效应vs.关系效应[J].南开管理评论，2021，24（2）：83-95.
[28]Azadegan A, Dooley K J. Supplier Innovativeness, Organizational Learning Styles and Manufacturer Performance: An Empirical Assessment[J]. Journal of Operations Management, 2010, 28, （6）: 488-505.
[29]Bessen J, Meurer M J. The Private Costs of Patent Litigation[J]. Journal of Law, Economics and Policy, 2012, 9, （1）: 59-96.
[30]Buzzacchi L, Scellato G. Patent Litigation Insurance and R&D Incentives[J]. International Review of Law and Economics, 2008, 28, （4）: 272-286.
[31]Campello M, Gao J. Customer Concentration and Loan Contract Terms[J]. Journal of Financial Economics, 2017, 123, （1）: 108-136.
[32]Das A, Narasimhan R, Talluri S. Supplier Integration—Finding an Optimal Configuration[J]. Journal of Operations Management, 2006, 24, （5）: 563-582.
[33]Dhaliwal D, Judd J S, Serfling M, Shaikh S. Customer Concentration Risk and The Cost of Equity Capital[J]. Journal of Accounting and Economics, 2016, 61, （1）: 23-48.
[34]Duchêne A. Patent Litigation Insurance[J]. Journal of Risk and Insurance, 2017, 84, （2）: 631-660.
[35]Gangopadhyay K, Mondal D. Does Stronger Protection of Intellectual Property Stimulate Innovation? [J]. Economics Letters, 2012, 116, （1）: 80-82.
[36]Godart O N, Görg H. Suppliers of Multinationals and the Forced Linkage Effect: Evidence from Firm Level Data[J]. Journal of Economic Behavior & Organization, 2013, 94, 393-404.
[37]Heckman J J, Ichimura H, Todd P. Matching as an Econometric Evaluation Estimator[J]. The Review of Economic Studies, 1998, 65, （2）: 261-294.
[38]Hirshleifer D, Hsu P H, Li D. Innovative Efficiency and Stock Returns[J]. Journal of Financial Economics, 2013, 107, （3）: 632-654.
[39]Hui K W, Klasa S, Yeung P E. Corporate Suppliers and Customers and Accounting Conservatism[J]. Journal of Accounting and Economics, 2012, 53, （1-2）: 115-135.
[40]Ivus O. Does Stronger Patent Protection Increase Export Variety? Evidence from US Product-level Data[J]. Journal of International Business Studies, 2015, 46, （6）: 724-731.
[41]Machokoto M, Gyimah D, Ntim C G. Do Peer Firms Influence Innovation? [J]. The British Accounting Review, 2021, https://doi.org/10.1016/j.bar.2021.100988.
[42]Palomeras N, Wehrheim D. The Strategic Allocation of Inventors to R&D Collaborations[J]. Strategic Management Journal, 2021, 42, （1）: 144-169.
[43]Pandit S, Wasley C E, Zach T. Information Externalities Along the Supply Chain: The Economic Determinants of Suppliers' Stock Price Reaction to Their Customers' Earnings Announcements[J]. Contemporary Accounting Research, 2011, 28, （4）: 1304-1343.
作者简介：李摇琴，四川大学商学院助理研究员，研究方向：企业创新与公司治理，E-mail:liyaoqin@scu.edu.cn。
