知识产权保护对我国出口商品结构的影响研究＊

朱树林

（湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079）

一 引 言

自20世纪中叶以来，对知识和智力资源的创造、占有、使用和保护已成为经济发展和社会进步的重要推动力量，知识形态商品在推动经济全球化进程、形成新的国际贸易体制与格局中所起的作用也越来越大。自乌拉圭谈判将知识产权列入贸易谈判的议题，签署《与贸易相关的知识产权协定》（TRIPs：Trade－Related Aspects of Intellectual Property Rights），要求发展中国家加强知识产权保护力度，实现统一的最低知识产权保护标准以来［1］，我国的知识产权保护整体水平也得到了很大提升，仅用了20年的时间就完成了从中国标准到国际标准的过渡。

由于知识资产使用边际成本为零的公共产品性质使“搭便车”现象极为严重，知识产权保护对创新产品垄断性专有的法律赋权及对模仿行为的惩戒，就使得模仿者的模仿难度与成本增加，一定程度抑制了“搭便车”行为，增强了创新产品在国际贸易中的竞争力，推动了出口贸易行为。Rafiquzzaman对加拿大出口贸易的研究发现，出口目的国强化知识产权保护会诱使加拿大增加对该国的出口，但高收入与模仿能力强的国家强化专利保护对加拿大出口的促进作用更明显［2］。Rodetal也指出，大部分实证研究表明了出口目的国知识产权保护对出口国出口贸易的促进作用，但可能受经济发展水平、模仿能力等因素的影响［3］。知识产权保护对于出口贸易结构的影响则主要体现在对不同行业出口影响效应的不一致上，Fink和Primo用引力模型和最大似然估计法研究知识产权保护对非燃料贸易和高技术产品贸易的影响，发现知识产权保护对非燃料出口贸易促进作用显著，而对高技术产品贸易具有统计上不显著的抑制作用［4］。Kang和Park对韩国出口贸易的研究却认为，进口国知识产权保护制度对韩国的总出口以及低技术行业的出口具有抑制作用，而对高技术行业的出口具有促进作用［5］。Pradhan对印度出口贸易的研究指出，印度医药制造业的出口对国外专利保护比较敏感，若世界知识产权保护水平由0增至5，印度医药制造业出口值将提高44，000美元［6］。

上述研究均以出口目的国知识产权制度对出口国出口贸易的影响为主，即考虑国外知识产权保护制度对本国出口贸易的影响。实际上，一国出口的扩张与升级除外在力量的拉动外，内部生产能力与效率的提高也是关键。本国知识产权保护制度一方面通过激励国内企业自主创新促进国内产业升级而提升在国际贸易中的比较优势，另一方面也通过影响国内外资企业的技术转移方式与质量，促进中间产品贸易的技术升级而影响出口贸易。杨震宁、李东红认为，政府知识产权监管行为对企业的运营绩效、扩张绩效和动态相乘绩效均有显著影响，即从知识产权的弱保护阶段向强保护阶段过渡的过程中，在侵权会受到严厉惩罚的压力下，严峻的环境会使本地企业提高创新能力［7］。但对于模仿生产阶段的企业来说，知识产权保护制度的强化也可能使得其模仿的成本与代价上升，抑制生产能力的扩张。对于国内外资企业而言，东道国知识产权保护制度的完善能减低其创新产品被模仿的可能性，促使外资企业转移更高水平的技术。但外资企业垄断控制力的上升，也可能会降低其从国外转移技术的质量，获取现有产品的高额垄断利润。Yang和Maskus考察了南方强化知识产权保护对南方企业出口策略的影响，认为南方提高知识产权保护水平会促使北方企业增加通过许可来转移技术的决策行为，减少南方企业国际知识获取的成本，提高南方企业出口概率及绩效［8］。对于我国出口贸易的迅速发展，许多学者从制度上寻求一定程度的解释。Rodrik注意到中国的出口商品结构与人均收入相当于我国三倍的国家相同，因此，他指出中国并非一个典型的依靠自由市场力量实现出口增长的国家，政府的推动和保护等“特殊合适的制度因素”是推进中国独特贸易结构形成的重要因素［9］。本文从知识产权保护制度角度，研究其对于我国出口贸易结构的影响，运用2000－2010年的省际面板数据，进行实证分析。

二 计量模型构建及变量选取

（一）计量模型构建

对于发展中国家而言，知识产权保护通过对创新与模仿的共同作用，改变一国的资源配置结构与生产能力，进而影响出口商品结构。除此之外，依据传统的要素禀赋理论，一国应出口密集使用其充裕要素的产品，即出口商品应受包括资本、劳动在内的一国基本要素禀赋及技术等要素的影响。外商直接投资则作为外部资源获取的重要通道之一，可通过从国外传递资金、管理、经营经验等，影响国内的生产能力，作用于代表一国最高生产能力的出口商品。为此，本文建立知识产权保护影响出口商品结构的计量模型如下：

TCI为出口商品结构度量指标，CL、RD、FDI、IPR分别代表要素禀赋、研发、外商直接投资和知识产权保护变量。i、t代表区域和时间，εi，t为模型误差项。

历年的经济数据显示，我国资本劳动比的不断上升，劳动力、资本等要素不断从劳动密集型产业向资本技术密集型产业的转移，推动了我国资本要素密集型产品的出口。而随着研发投入力度的不断加大，技术市场成交额、国内专利申请授权量也显著上升，这些都促进我国技术密集型产品的生产和出口。外商直接投资（FDI）则通过资本、技术、经营管理技能的跨国转移，在增加东道国资本积累的同时，还为东道国带来了不可忽视的技术外溢作用，积极影响了东道国的出口商品结构。但外资企业“产品未到，专利先行”的知识产权战略也会成为外资企业占领我国市场的锐利武器，掠夺相当一部分国内企业的生存空间，因此，反而不利于国内生产能力的提高与出口商品结构的优化。

知识产权保护明确地表明了知识生产者对其产品的排他性与专有性，能够促使知识生产者的私人收益率接近社会收益率，从而可以促进国内技术进步，提高我国出口商品的竞争力。知识产权保护还会直接增加国外专利申请的流入（尤其是来自技术主导国家的专利申请），高额的技术许可费用及知识存量的增加都会促进国内的二次创新活动，促进国内生产能力的提高及高新技术产品的出口。但知识产权的垄断性保护也会增加一国用于模仿的资源使用，造成资源的非优化配置，尤其对于创新能力较弱的区域来说，垄断性保护不但可能扼杀处于幼稚阶段的创新活动，而且增加了模仿成本，使更多的生产活动停滞或锁定于生产价值链的低端，反而不利于出口商品结构优化。最终，知识产权保护对出口商品结构的作用取决于不同区域的经济基础与现实情况。

（二）变量选取及数据来源

对于出口贸易结构的度量，Nicholas则提出了从初级产品、工业制成品两个层面进行度量的出口商品结构指数，该指数能直接反映两类商品在出口商品总额中的变动情况［11］。进一步拓展Nicholas指标，纳入高新技术产品出口额占总出口额的比重，从初级产品、高新技术产品、其他工业制成品三个层面构建新的出口商品结构指标（简称TCI2）。具体计算公式如下：

其中AE、ME分别表示初级产品、所有工业制成品出口额，HT、NHT代表高技术产品与非高新类工业制成品（其他工业制成品）出口额，T表示总出口额，GDP为国内生产总值，0、t分别表示基期和分析期。

对于知识产权保护的度量，被广泛使用是Ginarte和Park的方法（简称GP方法），从5个领域细化知识产权保护强度的得分［12］。鉴于我国执法水平与立法水平存在一定差距的事实，韩玉雄和李怀祖构建了“执法力度”指标，对仅从立法角度考虑的GP方法进行了修正［13］。代中强则另辟蹊径，从专利申请与授权角度构建了区域的相对保护水平指标［14］。本文借鉴上述方法，构建了省际知识产权保护度量指标IPR＝立法强度×执法强度，其中：

专利授权量包括发明、实用新型和外观设计三种专利授权量之和，专利纠纷包括侵权纠纷、其他纠纷、查处冒充专利行为、查处假冒他人专利行为等四种情况。在全国统一的知识产权立法背景下，一个地区的立法及法律申请服务越完善，专利发明者就越倾向于采用法律形式来获取对创新知识的垄断权，因此，用各地区专利授权量的相对比重来衡量区域相对立法强度。在区域法律意识相对完善，创新者对创新产品更多的愿意从法律途径获取保护的情况下，专利立案中可能结案的概率就一定程度反映了该地区司法部门投入执法过程中的人力、物力、解决问题的积极性等，也就是地区执法强度大小。

要素禀赋变量（CL）用各地区的资本存量与就业人数的比率表示，其中资本存量的计算方法借鉴单豪杰。研发（RD）以各地区的研发投入经费占GDP的比重来表示。外商投资（FDI）指各地区的外商直接投资总额。数据样本集为我国31个省市2000－2010年的区域平衡面板数据。由于数据的自然对数变换能在一定程度上消除异方差现象并不改变原有的线性关系，所以出口商品结构（TCI）、知识产权保护（IPR）、要素禀赋（CL）、FDI和研发（RD）等变量均以对数形式进入模型，分别记为LTCI、LIPR、LCL、LFDI、LRD。

三 实证结果分析

（一）总样本估计

对于面板数据的估计主要考虑两种模型：固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）。Hausman检验是确定选择固定效应还是随机效应的有效方法。其检验基础是在估计方程的残差项与解释变量不相关的假设下，固定效应和随机效应模型是一致的，但固定效应不具有效性；反之，若残差项与解释变量相关，则随机效应模型不具一致性，而应采用固定效应模型。本文检验结果表明，对于TCI1适合采用固定效应模型，对于TCI2适合采用随机效应模型。

表1 整体样本的OLS及GLS回归结果

回归结果显示，当从初级产品与工业制成品角度度量出口商品结构时，知识产权保护对出口商品结构优化存在促进作用，但该作用在10%的水平下未能通过显著性检验。而从初级产品、高技术产品、其他工业制成品三个层面来度量出口商品结构时，知识产权保护促进出口商品结构优化的显著性有所增强。知识产权保护对出口商品的影响可能更多地体现在知识含量高、技术附加值较高的知识密集型产品，尤其是高技术产品上，仅将出口商品划分为初级产品与工业制成品时，知识产权保护对高技术产品出口贸易的影响可能被弱化。尽管我国高新技术产品在外贸中的比重已从2001年的21.7%提高到2010年的30.4%，高技术产品出口增长率高达22%，但高技术产品出口贸易在总出口贸易中的占比仍相对较小。这从要素禀赋变量（LCL）中也可以得到一定程度的反映。资本存量与劳动数量的比对TCI1的促进作用在方程中不显著，而对TCI2的促进作用则通过了10%水平下的显著性检验。我国资本劳动比的上升，更有利于高技术产品的出口，而对于一般性的工业制成品的作用可能并不明显。值得注意的是，在以初级产品与工业制成品角度度量出口商品结构的模型中，技术要素（LRD）是显著为正的，而在初级产品、高技术产品、其他工业制成品三个层面度量出口商品结构的模型中虽然仍表现出正向作用，但不显著，技术要素是否对出口商品结构优化存在促进作用就需要更进一步的分析与探讨。外商直接投资（LFDI）的作用方向更是与预期方向相反，对于TCI1的变化存在阻碍作用，对于TCI2的变化尽管其作用方向不再为负，但正向促进作用也不显著。上述结果到底是由于指标变量选取上存在偏误，还是估计方法未考虑异方差、共线性等问题影响了系数的显著性检验及估计结果呢？

当样本数据存在异方差时，运用OLS的估计结果虽然不会产生偏误或不一致，但是由此产生的方差估计是有偏的，因而通常OLS的t统计量和F统计量不再有效，广义最小二乘法（GLS方法）能从很大程度上消除以上问题。因此，本文采用GLS方法进行进一步的估计，出口商品结构同样采用TCI1及TCI2两种指标。

GLS方法的输出结果显示，由于很好地消除了异方差的影响，知识产权保护变量不管是在TCI1还是在TCI1的方程中均变得显著了，且在从初级产品、高技术产品、其它工业制成品三个层面来度量出口商品结构的模型中的系数要明显大于仅从初级产品、工业制成品两个层面来度量出口商品结构的模型中的系数，这再一次验证了前述结论，也就是说知识产权保护对于商品出口的正向促进作用可能在高技术产品中更显著，当出口商品结构考虑到高技术产品的占比时，知识产权保护对出口商品结构优化的作用就变得更显著了。外商直接投资对出口商品结构的作用与预期符号相同，尽管在TCI1模型中仍不显著。外商直接投资一方面通过技术、知识、管理等外溢效应促进东道国技术进步，另一方面由于相当一部分外资企业的生产技术优于国内本土企业，具备“飞地特征”的一些外资企业的出口能力也就强于国内企业，因此，外资企业的不断进入会促进我国出口贸易结构的优化。与前述关于外商直接投资的估计结果的比较分析可以发现，原模型中存在的异方差确实较大程度影响了估计结果。

异方差的消除并未给技术要素（LRD）变量的显著性带来实质性影响，在TCI2的模型中仍未能通过10%水平下的显著性检验。这可能受到模型内生性问题的影响。一方面，前述分析结果表明，知识产权保护制度可以一定程度带来商品结构的优化。另一方面，出口商品结构优化的最直接体现就是高技术产品或知识密集型工业制成品所占比重日益提高，这些知识产品对于法律保护的要求更高也更迫切，利益博弈的结果就会促使政策制定者进一步提高知识产权保护水平。技术要素作为知识产品的关键投入要素，会直接带来知识产品国内供给能力的上升，增加知识产品的出口贸易能力。同时，随着高技术产品出口的增加，意味着从国外获取市场规模与市场利润的动力会增加，而要维持这些知识产品或者获取新产品的国际市场竞争力，投入更多的技术要素是必然途径之一。这就说明，知识产权保护、技术要素与出口商品结构之间可能存在内生性问题，系统GMM估计能很好的消除这一问题。

表2 整体样本的GMM回归结果

表2为采用GMM方法估计的输出结果，不管是采用从初级产品与工业制成品角度来度量出口商品结构指数，还是采用从初级产品、高技术产品、其它工业制成品三个层面来度量的出口商品结构指数，知识产权保护制度对出口商品结构优化的促进作用都得到了很好的验证。知识产权保护通过从法律上明确知识生产者对其产品的排他性与专有性，通过对侵权行为的打击，激励了更多的技术创新与进步，同时更好地优化了国内投资环境，吸引了更多更高质量的技术转移行为，提高了国内二次创新与集成创新的能力，这都能促进国内的经济增长，提高工业制成品尤其是高技术产品的出口能力，优化我国的出口贸易商品结构。由于我国人力资本素质相对较高，模仿能力与创新能力都不断增强，在知识产权保护制度打击模仿与侵权行为，恶化模仿型企业生存环境的同时，也迫使这些企业提高创新能力，绝地重生，“鳗鱼效应”明显。消除内生性问题后，外商直接投资、技术要素对出口商品结构优化的促进作用变得稳定，且在大部分方程中通过了10%水平下的显著性检验。

（二）分区域样本估计

由于我国的“大国特征”，各区域的经济基础、经济发展政策也存在很大差异，出口贸易能力尤其是高技术产品的出口贸易能力就存在很大差距。市场经济与政府博弈的结果使得不同区域在统一的知识产权保护制度下的实际知识产权保护执法程度也不相同。因此，进一步从东、中、西部区域进行分样本估计，以考察知识产权保护对出口商品结构优化的促进作用是否在所有区域都存在，就显得非常必要。上述计量估计过程还说明，合适的估计方法的选取对于模型估计结果有很大影响。为此，本文针对两种出口商品结构指数，对东、中、西部区域分样本面板数据进行异方差与内生性检验，最终确定东部区域均用GMM方法，中部区域全部用GLS方法，而对西部区域的LTCI1用FE估计方法，LTCI2用GLS方法。针对不同区域，采用相应估计方法所估计出来的结果见表3。

东部区域是知识资源投入、外商直接投资较集中的区域，资本劳动比也明显高于全国平均水平。从对东部区域的估计结果来看，不管是从初级产品与工业制成品两个角度来度量出口商品结构，还是从初级产品、高技术产品、其它工业制成品三个层面来度量出口商品结构，各自变量对出口贸易商品结构的影响不但在所有方程中显著，而且其系数也明显高于全国总体样本的估计结果。知识产权保护明显地促进了工业制成品与高技术产品的出口，其估计系数高于整体GMM的回归结果。由于东部地区聚集了较多的工业企业，技术在企业间能较快传递，如果没有较好的知识产权保护，就有可能会导致这些地区大量侵权事件的发生，挫伤企业技术创新的动力，导致出口商品结构弱化。

中部地区在地理位置上连东接西，在经济发展上处于全国中等水平的格局也相当稳固，但经济总量、经济基础、资本劳动比、技术投入等要素与东部还是存在较大距离，短期内还无法赶超。从对中部地区的回归结果来看，知识产权保护对出口商品结构TCI1指数的影响为正但不显著，而对出口商品结构TCI2指数的影响为负且不显著。从两种出口商品结构指数的构成来分析，这可能说明，中部地区强化知识产权保护制度可能会引起工业制成品出口比例相对于初级产品出口比例较快上升，却也会带来高技术产品出口比例相对于工业制成品比例的下降。这些区域高技术产品的出口额及技术水平相对全国来说处于中等水平，在国际市场上的整体竞争力不高，知识产权保护制度促进高技术产品出口的整体效应，可能就弱于对占出口较大比例的工业制成品出口的整体促进效应，也就是说，强化知识产权保护制度造成的高技术产品出口增速可能会弱于工业制成品的出口增速，这就使得从初级产品、高技术产品、其它工业制成品三个层面来度量的出口商品结构也就反而被弱化了。但该作用未能通过10%水平下的显著性检验，对其结论还应持谨慎态度。

西部区域经济发展水平整体落后，尽管我国政府已日益关注到这种经济发展不平衡问题，也通过制定“西部大开发”等政策来大力扶持西部地区加快发展，但西部地区经济发展滞后于中、东部地区的格局在短期内是难以改变的。从西部地区回归结果看，知识产权保护对出口商品结构TCI1和TCI2指数的估计系数均为负，但均未能通过10%水平下的显著性检验。若从出口商品结构指数的两种构成方式来分析，则西部地区强化知识产权保护制度，不但不能带来高技术产品出口额占工业制成品出口额比重的增加，也不能带来工业制成品出口额与初级产品出口额相对比值的提高。由于西部地区出口主要集中于资源性产品与地方性特色产品，这些产品对于知识产权保护制度的敏感性不强，因此，知识产权保护制度的变化并不能引起出口商品增速的较大变化。出口的工业制成品一般聚集于价值链低端，对知识资产依赖性较弱，较弱的人力资本水平却可能在强化知识产权保护水平的大背景下，短期内反而促使更多的资源使资源性行业聚集，并不能带来西部区域出口商品结构的优化。但我们要注意，若西部区域长期被锁定于价值链低端产品的生产，东、中、西区域经济发展不平衡的格局就无法改变，西部区域只有下大力气改革现有生产格局，加大研发投入，提高创新能力，才能实现跨越式发展。所以从长期来看，强化知识产权保护是一种必然选择。

表3 分区域样本估计结果

四 结 论

考虑到我国出口商品中高技术产品的增加，借鉴Nicholas（2006），本文构建了包含初级产品、高技术产品和其他工业制成品的出口商品结构指标。同时，从立法与执法两个角度构建了我国区际知识产权保护指标。在此基础上，运用我国31个省市2000～2010年的省际面板数据，基于总样本以及区分东、中、西部的地区样本，实证分析了我国知识产权保护对出口商品结构变化的影响，并详细考察了这种影响的区际差异。得到如下结论：

（1）在消除异方差与内生性影响的情况下，我国知识产权保护水平的提高确实存在促进出口商品结构优化的作用。当不考虑模型的异方差与内生性影响时，我国强化知识产权保护水平对于出口商品结构优化的作用在相当一部分方程中未能通过显著性检验。采用GLS和GMM方法消除以上问题后，知识产权保护对出口商品结构优化的作用变得显著了，且在从初级产品、高技术产品、其它工业制成品三个层面来度量出口商品结构的模型中的系数要明显大于仅从初级产品、工业制成品两个层面来度量出口商品结构的模型中的系数。

（2）知识产权保护对于出口商品结构优化的促进作用在区域之间存在差异。东部地区由于高技术产品生产能力、经济基础均强于全国平均水平，知识产权保护对出口贸易商品结构的正向促进作用在所有方程中显著，作用系数明显高于全国总体样本的估计结果，并且不依赖于出口商品结构指标的选取。但对于经济发展水平、人力资本水平相对较低的中、西部区域来说，并没有明显证据表明知识产权保护的强化促进了出口商品结构的优化。对于中部区域而言，知识产权保护会使工业制成品相对初级产品的出口增速提高，但却可能使高技术产品相对工业制成品的出口增速减少。西部区域强化知识产权保护制度，对工业制成品出口及高技术产品出口的促进作用不够明显，而资源性产品及区域特色产品的出口快速增长，反而弱化了该区域的出口商品结构。

（3）从全国层面来看，要素禀赋变量对出口商品结构的优化作用在大部分方程中通过了10%水平下的显著性检验，资本劳动比越高，意味着更多的资源朝资本密集型行业聚集，提高了全国整体生产能力与技术水平，有利于出口贸易结构升级。外商直接投资通过技术、知识、管理等外溢效应促进东道国技术进步，外资企业的不断进入促进我国出口贸易结构的优化。［15］技术要素作为高技术产品的关键投入要素，同样对我国出口商品结构的优化做出了巨大贡献。但在不同区域中，要素禀赋、技术要素、外商直投投资的作用同样存在一定差异性。

基于上述结果我们认为，知识产权保护制度作为一项非贸易性政策，其对于高技术产品出口的促进作用是存在的，因此，强化知识产权保护水平整体上有利于我国出口商品结构的升级。但技术要素、外商直接投资、要素禀赋等因素在出口商品结构变化过程中的作用也不可小视，只有充分结合我国的产业政策、技术扶持政策、经济刺激政策，才能有效促进我国出口商品结构的高级化，改变目前我国出口贸易技术含量不高、商品贸易附加值低的状况。但对于中、西部区域来说，知识产权保护政策的完善短期并不能直接带来出口贸易结构的优化，反而可能阻碍出口商品结构的升级，但只有通过知识产权保护政策制造压力、恶化生存环境，迫使企业全面改革提高自主创新能力，长期而言才能实现中、西部地区的弯道超车，提高经济增长速度，改变出口贸易商品结构。

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