第二章
中国版权保护强度与版权产业效益间关系研究

根据美国国际知识产权联盟的定义，版权产业指所有以版权为基础的产业，包括核心版权产业、部分版权产业、非专用性支持性版权产业和相互依赖性版权产业。 与版权产业相近的术语还有“文化产业”“创意产业”“内容产业”等，这些术语尽管有所不同，但其主体内容类似，外延范围存在近似或相同、交叉或覆盖的情况。

随着版权产业的快速发展，关于版权保护与版权产业之间的关系研究，越来越成为经济学界尤其是版权学界所关心的焦点。然而令人担忧的是，目前国内单独研究版权产业或版权保护的成果较多，但关于版权保护与版权产业之间关系的研究成果仍很少，并且极少量的关系研究多停留于定性描述层面，缺乏相关的经济数据支撑。更多时候，人们直接忽略版权保护是否可以促进版权产业的追问，直奔如何加强版权保护以促进版权产业发展这一问题。

笔者认为，一方面，在版权保护与版权产业间关系尚不明确时，只谈加强版权保护，则版权保护存在的基础——促进版权产业发展——似乎有些不稳；另一方面，版权保护与版权产业之间关系的重点不在于版权保护的“有无”与版权产业效益之间有何关系，而在于“在什么条件下”（特别是在怎样的版权保护强度下）版权保护会促进或阻碍版权产业效益。因此，本研究致力于厘清版权保护强度与版权产业效益——包括经济效益与社会效益——之间的关系。为使版权保护强度、版权产业经济效益与版权产业社会效益三个关键概念具有可操作性，本研究首先基于文献构建出一套由“立法保护强度”和“实际执行程度”组成的版权保护强度评估指标体系，然后梳理出版权保护对版权产业经济效益、社会效益的可能影响机制，继而采用计量分析的方法对研究假设进行检验。

本章研究选择的时间段为1991—2014年。选择1991年为研究起点的理由是该年度中国开始执行第一部《著作权法》，《著作权法》的执行标志着版权保护制度的正式确立。选择2014年作为研究截止时间的理由在于该年度为能查得所需数据的最新年份。

关于版权保护与版权产业效益之间的关系，在西方尤其是美国的实践界，无论是经济学家、律师、政府官员，还是诸多非法律专业人士，多主张强有力的版权保护制度有利于经济增长。正因如此，美国近年来在关税及贸易总协定（Ge neral Agreement on Tariffs and Trade，简称GATT）、世界贸易组织（World Trade Organization，简称WTO）进程中，一直向世界其他国家灌输强有力的版权保护制度理念。 然而在学术界，目前学者关于版权的研究多包含于知识产权研究中，对于两者关系的认识也并不统一，大体可以分为“版权有益说”和“版权怀疑说”。 支持“版权有益说”的学者认为，强有力的版权保护制度，能够通过赋予作者一定的物质和精神奖励，刺激其创新动力，为社会生产出更多文化作品。譬如，德姆塞茨（Demsetz）将版权制度看作文化产品生产过程中重要的资源配置方式，认为这种方式使得私人为公众提供公共物品变得可能。 兰德斯（Landes）和波斯纳（Posner）从版权产品的高固定成本、低边际成本特性出发，认为版权保护的法律性、持久性能够赋予文化产品以高于边际成本的价格售出，以弥补作者的创作成本，从而保证创意活动能够持续经营下去。 同样，在实证研究中，安德烈斯（Andres）通过考察全球24个国家在1994、1997和2000年这三年的版权数据，发现版权保护能够提高盗版商的盗版成本，从而保护了创作者与正版出版商的利益。 姚颉靖和彭辉采用灰色关联法对1999—2008年中国的版权保护与文化产业创新能力之间的关系进行研究发现，版权保护对我国的创新投入能力、产出能力和管理能力均产生正向的积极作用。

支持“版权怀疑说”的学者则认为版权本身就具有某种垄断属性，为创作者提供较强的版权保护。一方面，会阻碍社会公众及时地获取并利用版权产品，从而使得公众的创造性空间变得十分狭窄，导致版权产品生产数量的下降 ；另一方面，从社会总福利来看，版权尽管能够为创作者带来一定的额外报酬，但垄断所导致的高价格会将这种报酬转移给一般公众支付，造成市场机制的失灵 。因此，较强的版权保护制度并不会导致版权产品数量的增加，并且可能影响社会公众的经济福利。

尹（Yoon）从微观经济学理论模型出发指出，版权保护强度的增大会减少因版权产品生产不足而引起的社会损失；但对于公众未能充分利用版权产品而引起的社会损失，则具有不确定性，即既可能增加也可能减少。综合这两方面因素的影响，他认为，社会总福利（生产者剩余与消费者剩余之和）与版权保护强度之间大体呈现倒U形关系：当版权保护强度未达临界值时，版权保护对社会总福利具有促进作用；而超过临界值后，过度的版权保护则可能会促使版权人更多地维护版权，阻碍公众接触版权作品。 同样，该观点也得到了验证，姚颉靖和彭辉通过对2006年56个国家和地区的版权保护强度与版权贸易的关系进行实证研究发现，版权进出口贸易额随着版权保护强度的增加起初增加然后减少，两者呈倒U形关系。

综上所述，尽管学者在版权保护与版权产业效益之间的关系问题上存在着诸多争议，但其趋于一致的观点为，版权的保护是必要的，通过保护创作者的经济财产权利和人身权利，给予其创作激励，有利于促进版权产品数量或种类的增加；但是，过度的版权保护，则又不利于社会公众及时地获取作品、最大限度地分享文化进步、艺术繁荣带来的利益，同时也会导致版权保护执法成本的增加。 可见，版权的核心在于权衡创作者利益与公共利益之间的关系，这也是国内外著作权法同时强调版权保护和合理使用制度的重要因素。

此外，从现有研究成果来看，无论是国内还是国外文献，偏向于考察版权产业的经济效益或版权产品的数量，而未考虑版权产业的社会效益或版权产品的质量问题。由于中国版权产业尤其是传媒产业特别强调社会效益，因此，本章除关注版权产业经济效益外，还关注版权产业社会效益。

第一节
变量的测量

本章研究涉及的重要变量包括版权保护强度、版权产业经济效益与版权产业社会效益，除此之外，还包括若干控制变量。我们首先需要明确上述重要变量的操作性定义，即测量指标。

一、版权保护强度的测量

在构建版权保护强度的操作性定义指标时，这里主要参考了学者吉那尔特（Ginarte）和帕克（Park）、勒纳（Lerner）、彭辉和姚颉靖等人的指标体系 ，并遵循以下两个原则：原则一，根据现有的文献和数据资料，所选的指标体系能够反映我国版权保护的实际情况；原则二，这些指标能够最大限度地区分出不同时间段之间版权保护强度的差异。最终构建出的版权保护强度操作性定义指标与测量方式如下。

版权保护强度的测量指标体系应由包括保护客体、条约成员资格等立法方面的评价指标和涵盖基本保护成本、管理和执行等执法方面的评价指标所构成。 并且版权保护强度等于立法保护强度乘以实际执行程度，其中实际执行程度介于0到1之间，0表示法律规定的版权保护条款完全没有被执行，1表示法律规定的版权保护条款被全部执行。其理由主要是目前我国的著作权法律体系本身还不够完善，立法保护与实际保护之间仍存在着较大差距。 其中立法保护强度的测量，主要参考吉那尔特和帕克的指标体系 ，包括：（1）保护客体。按照《世界版权公约》将客体的类别划分为“文字作品”“美术、摄影作品”等9类。（2）国际条约成员。目前世界上主要的版权国际条约有《伯尔尼公约》《世界知识产权组织版权条约》《世界知识产权组织表演和录音制品条约》《保护录音制品制作者防止未经许可复制其录音制品公约》《罗马公约》《世界版权公约》以及《与贸易有关的知识产权协议》（Agreement on Trade-Related Aspects of Intellectual Property Rights，简称TRIPS协议）等7项。（3）权利限制。分为是否有“合理使用制度”“法定许可制度”“强制许可制度”等3项内容。（4）执行机制。选取“诉前禁令”“既发侵权”“技术实施权”“诉前证据保全”以及“全面赔偿原则”等5项内容作为度量版权执行机制的指标。（5）保护期限。参考正常国际版权保护期70年的标准，当版权保护期限小于70年时，计算方法为保护期限除以70；当等于或超过70年时，计算结果为1。以上各类测量指标除保护期限外，其计算方法均为每符合一个选项则计分1／ n （ n 为类别中包含的内容选项数量）。

关于实际执行程度的测量，吉那尔特和帕克认为应当从“侵权事件进入法庭的百分比”“法官和执法人员的态度”和“侵权赔偿金额”三个层面进行考察；但囿于司法数据披露有限，吉那尔特和帕克的研究最终利用“公众对执法系统（法院、政府官员和判决结果）的抱怨度”即美国贸易代表办公室（United States Trade Representative，简称USTR）和美国国际贸易委员会（United States International Trade Commission，简称USITC）报告中存在的版权投诉类型来衡量实际执行程度。 基于此，本研究依据我国版权保护实际情况和已公开披露的司法、行政保护数据，采用以下指标测量中国版权实际执行程度：（1）司法保护水平，包括“律师数量”和“地方法院受理版权一审民事案件数量”。其中律师数量，由于无法获取历年版权律师或法官的相关数据，姑且采用全国律师人数占总人口的比例，并且一般认为，当一个国家的律师人数达到万分之五时，该国的司法保护水平达到较高水平 ，因此，律师数据最终以万分之五为标准进行换算；一审民事案件受理数量，由于2014年对应的数量为历年最高，将其作为标准“1”，其余年份以此进行换算。（2）行政保护及管理水平，包括“立法时间”“行政处罚案件数量”和“行政收缴盗版品数量”。其中立法时间，参照世界各国的版权实践过程，一个国家版权法律体系的相对完善大致需要经历30年时间，因此当我国的立法时间小于30年，计算结果为实际立法时间除以30，当等于或超过30年时，计算结果为1；行政处罚案件数量，由于2003年对应的数值最高，以其作为标准“1”，2003年之前的年份以此进行换算，2003年之后年份的结果均为1；行政收缴盗版品数量的处理，与行政处罚案件数量的处理类似，以2005年作为分界线 。（3）监督机制，包括“行业监督机制”和“国际监督机制”，其中行业监督机制，选取是否有音著协、文著协等著作权集体管理组织，共5项，每符合其中一项得1／5分；国际监督机制，选取是否为WTO、WIPO和联合国教科文组织（United Nations Educational，Scientific and Cultural Organization，简称UNESCO）的成员国来测量，每符合其中一项得1／3分。最终按照各二级指标满分为1／3分进行换算。

二、版权产业经济效益的界定及测量

目前，学界较缺乏版权产业经济效益测量指标方面的相关研究。不过，在文化产业领域，学者多采用产业增加值、产业综合要素生产率等指标来测量文化产业经济效益。 姚颉靖和彭辉则通过文化产业增加值、版权输出量和版权合同登记量三个指标来衡量中国文化产业的产出能力。 基于上述研究，本研究最终拟从“国内版权生产”与“国际版权贸易”两个层面衡量中国版权产业经济效益。在“国内版权生产”层面上，由于版权保护的实质在于平衡版权所有者个人私利与社会公共利益间的关系，因此从个人私利角度，拟采用“版权产品产量”测量版权保护对版权所有者生产版权产品积极性的影响。由于数据披露有限，本研究最终采用“作者版权自愿登记数量”估量“版权产品产量”。不过，需要说明的是，从理论上讲，“作者版权自愿登记数量”数值可能会低于实际的版权产品产量。从公共利益角度，拟采用“人均核心版权产业增加值”来衡量版权保护所带来的社会总福利的变化。由于国家版权局副局长阎晓宏在2013年接受《人民日报》访谈时曾明确提到“版权产业中的核心版权产业和文化产业外延、内涵大致相同” ，因此本研究最终采用数据更丰富的“人均文化产业增加值”代替目前只能得到2004—2014年数据的“人均核心版权产业增加值”，并且将“人均文化产业增加值”与“人均核心版权产业增加值”视为等同的概念。从国际版权贸易层面看，本研究选取“版权进出口贸易差额”进行衡量，受公开披露数据所限，最终采用“版权进出口贸易种类差额”（即版权产品进口种数减去出口种数）估量“版权进出口贸易差额”。本研究虽尽可能结构化衡量版权产业经济效益的上述三项指标，但由于可借鉴的此类研究成果较少，因此该指标建构仍带有一定的主观性。

三、版权产业社会效益的界定及测量

关于版权产业的社会效益评估方面，国外学者多从内容的多样性或差异性来考察。沃尔夫（Wurff）和库伦伯格（Cuilenburg）认为，内容多样性应包括反映多样性和开放多样性。其中，反映多样性指媒介内容是否按照读者的偏好来呈现主题和观点，开放多样性指媒介内容等比例报道所有合理的主题和观点而不考虑受众的支持。 基于此，浅井澄子（Asai Sumiko）采用了赫芬达尔赫希曼指数（HHI）来测量内容的多样性，即将节目内容按照不同类型划分，从而测量总体节目的集中度；用赫尔曼偏差指标（Hellman's deviation index）来反映内容的差异性，即不同媒体所提供的节目类型、节目时长是否完全相同。 麦克唐纳（McDonald）和林（Lin）则认为，均值的差异并不能真正反映内容的多样性，从而将原本应用于生物学中多样性水平测量的辛普森系数（Simpson's D）引入传媒领域 ，目前该指数已被国内外多位学者采用。基于此，本研究根据目前我国版权产业的相关披露数据，选择通过“版权合同登记数量”和“版权合同登记多样性”指标来间接测量我国版权产品的生产数量以及其对应的多样性特征。

其中版权合同登记多样性，采用辛普森系数。

辛普森系数=

其中 k 为主题分类的个数，按照《中国版权年鉴》中对版权产品采用的分类标准方式，包括图书、期刊、音像制品、电子出版物、软件、电影、电视节目和其他（包括美术、摄影作品，地图、示意图等图形作品）等8项。 p _i 则表示分类对象 i 占整体版权合同数量的比例。辛普森系数的变化范围在0～1之间，其中0表示多样性为0，1表示多样性程度最高。

四、控制变量的度量

影响文化产业效益的因素除了版权保护强度以外，还包括宏观经济环境、人口素质、产业组织结构等。 因此，本研究将前人认为影响文化产业效益的最重要外来变量“人均国内生产总值（人均GDP）”“成人识字率”等作为控制变量纳入考察范围。具体的变量及指标分布如表2-1所示。

基于以上分析，这里提出以下研究假设：

首先，版权保护强度与版权产业经济效益的关系分为：

H1：版权保护强度与人均文化产业增加值之间存在显著的相关关系；

H2：版权保护强度与作者版权自愿登记数量之间存在显著的相关关系；

H3：版权保护强度与版权进出口贸易种类差额之间存在显著的相关关系。

其次，版权保护强度与版权产业社会效益的关系分为：

H4：版权保护强度与版权合同登记数量之间存在显著的相关关系；

H5：版权保护强度与版权合同登记多样性之间存在显著的相关关系。

第二节
关键变量的描述统计

在分析版权保护强度与版权产业效益之间的关系前，我们有必要对自变量与因变量进行描述统计分析，以观察其近年来的大致发展趋势。

一、版权立法保护强度

我国的版权立法保护强度，自1991年国家版权局实施第一部版权法——《著作权法》以来，整体呈现逐年增强的趋势。其中，1992年的强度提升，主要由于我国在该年加入了两个主要的版权国际公约——《伯尔尼公约》和《世界版权公约》；2001年的强度提升，主要由于我国在该年加入了WTO，并开始正式实施世界贸易组织要求的TRIPS协议。同时，为了与该协议保持一致，国家对原有的版权政策法规进行了适应性的修正，如在“保护客体”中增加了“建筑作品”内容，增加了“诉前禁令”“既发侵权”等5项“执行机制”内容；2006年强度的再次提升，主要由于我国在该年加入了《世界知识产权组织表演和录音制品条约》。版权立法保护强度的不断提升，一方面是为了与国际公约、国际惯例保持一致，另一方面也体现了国家对版权立法保护工作的重视。1991—2014年，中国版权立法保护强度各项指标得分如表2-2所示。

注：单项数据根据原始数据四舍五入保留小数点后两位，而合计数据通过单项原始数据得出后四舍五入保留小数点后两位。

资料来源：《中国出版年鉴》《著作权法》《图书、期刊版权保护试行条例》《录音、录像、出版权保护暂行条例》。

二、版权保护实际执行程度

我国的版权保护实际执行程度，自1991年至2014年，大体经历了一个快速加强的过程，由1991年的0.13增加到2014年的0.87，23年间共增长了5.70倍；对应的版权保护强度，由1991年的0.25上升到了2014年的3.41，期间增长了12.64倍。起点较低说明我国在刚推行《著作权法》时，存在着诸多贯彻保护不到位的情况，而缓慢增强则说明了随着时间的推移，我国版权保护措施的落实已有了一定程度的改善。与欧美等发达国家相比，目前我国的律师人口比例仍然较低，版权法实施时间较短，导致日常生活中侵害版权事件仍然频繁发生。1991—2014年中国版权保护强度几项指标得分如表2-3所示。

三、版权产业经济效益

从1991年到2014年，我国文化产业增加值得到了迅速的增长，从1991年的393.8亿元增加到2014年的23 940亿元，期间增长了59.79倍；扣除通货膨胀因素的影响 ，期间仍增长了21.42倍。作者版权自愿登记数量自2000年到2014年，由3 174份增加至2014年的997 350份，增长了313.23倍。

在版权引进方面，2000年引进的版权种类数量为7 343种，2014年则增加至16 695种，增长了1.27倍，表现为缓慢增长态势，并且在2010—2014年表现为上下震荡的局面。在版权输出方面，2000年输出的版权种类数量仅有638种，到了2014年则增加至10 293种，期间增长了15.13倍，体现出中国文化影响力的不断增强。在版权进出口方面，2000年版权种类逆差规模为6 705种，2014年减少至6 402种，减少了4.52％，呈现出先增长后减少的局面，表明尽管目前我国在版权对外交易方面仍处在文化低地的位置，但贸易逆差量正在不断减小。1991—2014年中国版权产业经济效益各项测量指标状况如表2-4所示。

资料来源：司法保护中全国律师点总人口的比例来自《中国律师年鉴》和国家统计局；司法保护中地方法院受理版权一审民事案件数量和得政保护数据均来自《中国知识产权年鉴》

资源来源：文化产业增加值数据来自国家统计局；作者版权自愿登记数量、版权进出口贸易种类差额数据来自《中国知识产权年鉴》。

四、版权产业社会效益

关于版权产业的社会效益，数据显示，自1998年到2014年，中国版权合同登记数量保持稳定增长态势。从1998年的4 959份上升到2014年的17 376份，期间增长了2.50倍，年复合增长率为8.15％，远低于同期文化产业增加值的年复合增长率18.54％。与此同时，期间版权合同登记多样性除个别年份（1998、2011年）外，整体处在0.128到0.344之间，保持相对稳定态势。这说明期间我国的文化产业在经济总量上虽得到了较快的增长，但其社会效益却表现一般。文化产品的数量增长缓慢、产品的多样性保持相对稳定，显示出我国当前在文化领域仍存在着明显的“人民日益增长的物质文化需要与落后的社会生产之间的矛盾”。1998—2014年中国版权产业社会效益各项测量指标状况如表2-5所示。

资料来源：数据均来自《中国知识产权年鉴》。

第三节
版权产业效益影响因素分析

本研究从经济效益与社会效益两个方面衡量版权产业效益。

一、版权产业经济效益的影响因素分析

针对版权保护强度对版权产业效益方面的影响，为减少数据的波动性，这里对自变量、因变量及控制变量均进行了对数处理。同时，通过自变量与因变量的散点图发现，人均文化产业增加值与版权保护强度、版权立法与执法强度均存在二次曲线关系，与人均国内生产总值、成人识字率等存在线性关系，因此构建的时间序列回归模型如下：

lnR t ＝α＋ β ₁ *（lnCR t ）＾2＋ β ₂ *lnCR t ＋ β ₃ *lnPGDP t ＋ β ₄ *lnALR t ＋u ₁

其中 t 为1991年至2014年所有涉及货币价值的均以1991年为基准消除价格因素带来的影响；R表示人均文化产业增加值；CR表示版权保护强度；PGDP表示人均国内生产总值；ALR表示成人识字率。系数 β ₁ 、 β ₂ 、 β ₃ 、 β ₄ 分别表示版权保护强度（ β ₁ 、 β ₂ ）、国内生产总值、成人识字率对文化产业经济收入的影响；u ₁ 表示方程对应的残差。

首先，通过单位根检验方法（ADF）分别对自变量与因变量进行平稳性检测，发现在0.05的显著性水平下，均为非平稳序列。进一步，对变量同时进行一阶差分后，再次检验平稳性，发现除人均GDP外，其余均呈现较好的平稳性，进而对人均GDP采取二阶差分，结果如表2-6所示。

其次，为了进一步避免伪回归问题，需要检验自变量与因变量之间是否存在长期的经济学关系。本研究采用Johansen协整检验方法对其进行鉴别（由于人均GDP的单整阶数不同于其他变量，故对其进行一阶差分），结果发现，变量间在0.05的水平上存在三个协整关系（见表2-7），故不存在伪回归问题，进而进行回归分析。

最后，通过回归方程拟合得出lnR _t ＝－4.04＋0.732*lnR _t －1＋6.377*ALR _t （见表2-8）。对上述协整方程残差进行单位根检验，其 t 统计量为－5.542，大于0.01显著性水平下单位根 t 检验临界值－2.674，因此推翻了残差有单位根的原假设，认为残差是平稳的，该协整分析是可靠的。据此得出研究假设H1不成立，即版权保护强度对人均文化产业增加值无显著性影响。

协整检验结果只证明了变量CR ² 、CR、d（lnPGDP）、ALR和lnR之间存在长期稳定的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需做进一步的分析。本研究主要采用Granger因果关系检验法来检验可能存在的相互影响变量之间的作用方向。Granger检验显示：第一，在0.05显著性水平下，版权保护强度以及版权保护强度的平方值不是人均文化产业增加值的原因，相反，人均文化产业增加值对版权保护强度及其平方值会产生显著性影响；第二，在0.05显著性水平下，人均GDP的增长率与人均文化产业增加值之间并非互为因果关系；第三，在0.10的显著性水平下，成人识字率是人均文化产业增加值的原因（见表2-9）。总而言之，在我国，版权保护强度与人均文化产业增加值之间的关系，并不是版权保护强度对人均文化产业增加值起作用，而是人均文化产业增加值的提升导致版权保护强度的增大。

重复上述同样的步骤，得到“作者版权自愿登记数量”方程lnREG _t ＝12.18＋2.74*CR _t ，据此可判断研究假设H2成立，即版权保护强度的提升对“作者版权自愿登记数量”具有显著提升作用。同时，由于CR ² 、CR、d（lnPGDP）、ALR等自变量对“版权进出口贸易种类差额”不产生显著性影响的可能性系数Sig.值均大于0.05，从而验证了研究假设H3不成立，即版权保护强度对“版权进出口贸易种类差额”不产生显著性影响。进一步检验发现，“版权产品出口种数”lnTET _t ＝－17.73＋0.21*CR _t ＋29.72*ALR _t ，表明随着版权保护强度的增大，“版权产品出口种数”呈现显著提升效应；而CR ² 、CR、d（lnPGDP）、ALR等自变量对“版权产品进口种数”不产生显著性影响的可能性系数Sig.值均大于0.05，说明自变量对“版权产品进口种数”无显著性影响。

二、版权产业社会效益的影响因素分析

针对版权保护强度对版权产业社会效益方面的影响，由于本研究所涉及的自变量与因变量均为时间序列数据，因此，在模型拟合前需对其进行平稳性检测。

首先，通过单位根检验方法（ADF）分别对自变量与因变量进行平稳性检测，发现在0.05的显著性水平下，均为非平稳序列。对所有变量采用一阶差分后，再次进行平稳性检测，发现除成人识字率、人均GDP外，其余均呈现较好的平稳性，进而对成人识字率、人均GDP采取二阶差分，结果如表2-10所示。

其次，通过自变量与因变量的散点图发现，版权合同登记数量、版权合同登记多样性与版权保护强度、人均国内生产总值、成人识字率等均存在线性关系（由于人均国内生产总值、成人识字率的单整阶数不同于其他变量，故对其进行一阶差分），因此拟构建的时间序列回归模型如下：

lnCC t ＝α＋ β ₁ *lnCR t ＋ β ₂ *d（lnPGDP t ）＋ β ₃ *d（ALR t ）＋u ₁

lnCD t ＝γ＋ δ ₁ *lnCR t ＋ δ ₂ *d（lnPGDP t ）＋ δ ₃ *d（ALR t ）＋u ₂

其中 t 为1998年至2014年所有涉及货币价值的均以1998年为基准消除价格因素带来的影响；CC、CD分别表示版权合同登记数量和版权合同登记多样性；PGDP表示人均国内生产总值；ALR表示成人识字率。系数 β ₁ 、 β ₂ 、 β ₃ 分别表示版权保护强度、人均国内生产总值、成人识字率对版权合同登记数量的影响； δ ₁ 、 δ ₂ 、 δ ₃ 分别表示上述自变量对版权合同登记多样性的影响；u ₁ 、u ₂ 表示方程对应的残差。

再次，为了进一步避免伪回归问题，需要检验自变量与因变量之间是否存在长期的经济学关系。本研究采用Johansen协整检验方法对其进行鉴别，结果发现变量间在0.05的水平上存在一个协整关系（见表2-11），故不存在伪回归问题，进而进行回归分析。

最后，通过回归方程拟合得出lnCC _t ＝7.53＋0.19*CR _t （见表2-12）。对上述协整方程残差进行单位根检验，其 t 统计量为－3.838，小于在0.01显著性水平下单位根 t 检验临界值－2.728，因此推翻了残差有单位根的原假设，认为残差是平稳的，该协整分析是可靠的。据此得出研究假设H4成立，即版权保护强度对版权合同登记数量具有显著提升作用。

协整检验结果只证明了变量CR、d（lnPGDP）、d（ALR）和lnCC之间存在长期稳定的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系以及因果关系的方向如何，还需做进一步的分析。本研究主要采用Granger因果关系检验法来检验可能存在的相互影响变量之间的作用方向。Granger检验显示：第一，在0.05显著性水平下，版权保护强度是版权合同登记数量的原因，相反，版权合同登记数量不是版权保护强度的原因；第二，版权合同登记数量与人均国内生产总值的增加值、成人识字率的增加值之间并非互为因果关系（见表2-13）。总而言之，在我国，版权保护强度与版权合同登记数量之间的关系，表现为版权保护强度的增大，能够增加版权合同登记的数量，而不是版权合同登记数量对版权保护强度起作用。

重复上述同样的步骤，发现“版权合同登记多样性”与版权保护强度、人均GDP、成人识字率之间均不存在长期的协整效应（见表2-14）；并且Granger因果检验数据也显示，版权合同登记多样性与上述自变量之间并不互为因果关系，由此推断出研究假设H5不成立，即版权保护强度的增大并不会导致版权合同登记多样性的提升。

第四节
结论与讨论

本章通过构建一套由立法强度和实际执行程度组成的版权保护强度评估指标体系，采用计量分析的方法揭示出我国现阶段版权保护强度与版权产业效益的关系。

一、版权保护强度与版权产业经济效益

（1）版权保护强度对“作者版权自愿登记数量”具有正向推动作用。

自1991年正式实施第一部《著作权法》以来，我国的版权保护强度呈现逐年增大趋势，目前已经达到了相对较高的水平；与此同时，2000年至2014年之间，作者版权自愿登记数量呈现显著增加态势。而在这一发展过程中，版权保护强度是重要的推动因素（Beta＝2.742，Sig.＝0.002）。

虽然“作者版权自愿登记数量”可能低于实际的“版权作品产量”，但在“版权作品产量”数值不可得的情况下，考虑到“作者版权自愿登记数量”与实际“版权作品产量”间的相关性，可以认为该结论在一定程度上与前文文献回顾基本一致，即“强有力的版权保护机制，能够促进作者的创新动力，为社会生产出更多数量的文化作品” 。

（2）版权保护强度对“人均文化产业（人均核心版权产业）增加值”无显著性影响，我国版权保护强度的提升可能是文化产业／版权产业发展推动的结果。

自1991年到2014年，我国“人均文化产业增加值”得到了明显提升，通过分析版权保护强度与其之间的关系，发现两者的关系并不是版权保护强度作用于“人均文化产业增加值”，而更可能是“人均文化产业增加值”的提升导致版权保护强度的增大，从而说明我国版权保护强度的提升，可能是文化产业发展推动的结果。造成这一结果的可能原因是，随着文化产业的增长，该产业利益代表有足够的动机与力量去推动相关部门完善与加强中国的版权保护。

同时，值得关注的是，尽管在0.05的显著性水平下，版权保护强度对“人均文化产业增加值”无明显影响，但在0.10的显著性水平下，版权保护强度对“人均文化产业增加值”的影响呈现U形结构，这与尹通过经济学理论模型得出的“两者之间呈倒U形关系”结论相反。其原因可能是：尹得出的结论，建立在消费者对版权产品的需求曲线恒定不变，以及消费者对正版产品的不可替代性系数是稳定的之基础上。但在我国实践中，由于早期盗版猖獗，不少消费者习惯于购买价格低廉的盗版产品，正版产品相对较高的定价可能会高于其心理价位。这就导致在消费者消费正版产品的习惯形成之前，版权保护强度的提升反而会抑制消费者文化方面的需求；而随着消费者对正版产品消费习惯的逐渐形成，版权保护强度对版权产业的影响更多表现为尹“倒U形结构”的第一阶段，即版权保护强度的增大，会增加因版权产品数量提升而产生的社会效益，同时因公众未能充分利用版权产品而造成的社会损失有限。

（3）版权保护强度对“版权进出口贸易种类差额”与“版权产品进口种数”不存在显著影响，但对“版权产品出口种数”具有正向推动作用。

在“版权进出口贸易种类差额”方面，自2000年到2014年呈现先增加后减少的局面，表明尽管我国在版权对外交易方面仍处在文化低地的位置，但其差距正在不断缩小。在影响因素方面，版权保护强度、成人识字率和人均GDP均对其不产生显著性影响。进一步检验发现，上述变量对“版权产品进口种数”不存在显著影响，但版权保护强度对“版权产品出口种数”表现为正向积极作用关系，说明目前数据虽无法证实版权保护强度与中国在国际版权贸易中的地位相关，但可以证明版权保护强度的提升对中国“版权产品出口种数”具有一定的促进作用，有助于中国实现“走出去”战略。

二、版权保护强度与版权产业社会效益

（1）版权保护强度对版权合同登记数量具有显著促进作用。

自1991年我国实施第一部版权法《著作权法》以来，我国的版权保护强度呈现逐年增加趋势，目前已经达到了相对较高的水平；与此同时，期间我国版权合同登记数量也保持稳定增长态势。通过研究两者之间的关系发现，版权保护强度与版权合同登记数量之间存在着长期均衡关系，并且两者之间表现为单向的Granger因果关系，即版权保护强度的加大，能够显著增加版权合同登记数量。该结论的得出，在一定程度上说明了版权保护强度对版权产品的生产数量具有提振作用，这与前人的研究结论基本一致。

（2）版权保护强度对版权合同登记多样性无显著性影响。

版权合同登记多样性，自1998年到2014年，除个别年份（1998、2011年）外，整体处在0.128到0.344之间，保持相对稳定态势，与版权保护强度之间并不存在显著的相关性（r＝0.186，Sig.＝0.523）。之所以会出现这样的现象，一种可能的原因是随着我国社会主义市场经济发展的不断深入，版权企业越来越倾向于追求利益的最大化，主动去迎合受众对特定版权产品的偏好，如电影、图书等，而非追求版权产品的多元化。

当然，本研究作为一项聚焦中国版权保护强度与版权产业间关系的探索性研究，也存在诸多不足：第一，样本数量略显不足，特别是关于“作者版权自愿登记数量”“版权进出口贸易种类差额”方面，使用的是从2000年到2014年这15年的数据，能否推广到更长时间段还有待考证；第二，受目前国内公开披露数据所限，衡量版权产业经济效益、版权产业社会效益的指标均只能采用与其相接近的指标，这种退而求其次的选择虽为不得已之选，但在客观上成为本研究的一个瑕疵；第三，受数据所限，衡量“实际执行程度”的变量指标仅仅反映了我国实际执行程度的一个方面。比如在“司法保护程度”上仅选择“律师比例”和“地方法院受理版权一审民事案件数量”两项指标，受公开披露数据所限未能将审判的质量、审判的结果等可能影响版权保护强度的因素纳入指标体系。上述不足，亦提示了下一步研究的方向。在未来的研究中，一方面需要在数据条件具备时进一步优化现有指标体系，另一方面则需要采用质化研究方法以弥补量化研究方法之不足。 gUOidDDlGByDJtPwJjRC+SpJ+D7DDNyLH2ixq1jm6C8ebbXGWZvn8WB6RIGCGPN/