知识产权保护对中国高技术产品出口贸易的影响分析

阚哲涵

（华东政法大学 商学院，上海 201620）

一、引言

科学技术一直在进步，世界各国也在一直加强民众和企业对知识产权（Intellectual Property Rights，IPR）保护的认知。WTO 于1995 年签署了《与贸易有关的知识产权协定》（TRIPS 协议），这表示国际组织对IPR保护给予了充分的重视。20 世纪80 年代中国开始了知识产权立法之路，结合改革开放相关文件制定并出台了《商标法》等一系列法律条款。中国在加入WTO 之时曾被要求修改国内产权保护机制，使之与TRIPS 达成一致，因此在21 世纪初，中国又一次强化了产权保护。在短短几十年间，中国在IPR 保护立法方面的显著成就引起了全世界的广泛关注。

现如今，产权保护日益成为各国贸易关注的重点，尤其在近年来，受发达国家贸易保护主义抬头的影响，全球多边贸易摩擦仍在继续，引起了越来越多关于知识产权的贸易纠纷。与此同时，中国对外贸易正在努力提高IP 质量和高出口附加值的产品比例。高技术产品出口取决于一国的创新能力，而创新能力与知识产权息息相关。因此，IPR 与中国高技术产品出口如何协同发展，已成为亟待解决的问题。

二、文献综述

提高企业的自主创新能力是目前我国实现贸易结构转型的重要途径，而创新能力和知识产权保护之间密切相关。因此，对中国而言，建立完整的知识产权保护体系，符合中国现有的贸易要求，由此还可以改善我国出口贸易结构、提升出口产品质量。

相关学者在进行IPR 保护方面的研究时，大多采用Ginarte 和Park（1997）[1]所提出的评分法，或在此方法上添加更加细化的评分标准以进行改善。Ginarte-Park评分法是对以往Rapp-Rozek 法的改良，考虑到Rapp-Rozek 法中区间长度过大的问题，Ginarte-Park 法划定了5 类评分指标，又在每一类大指标下细分出了3—7个小指标，每一类小指标根据测量结果是否符合标准，按0 和1 进行打分，最后以总的加权平均数作为衡量该国当期IPR 保护程度的数据。Ginarte-Park 法通过缩短区间长度，将具有不同保护程度的国家区分开，为实证分析提供了数据支持，但同时它没有解决Rapp-Rozek法的另一问题，即依旧没有对法律执行程度和效果进行评估，因此该评分只能表现名义上一国的IPR 保护程度。此后，韩玉雄，李怀祖（2005）[2]通过借鉴已有的测度方式，对产权保护机制实际的运行效果设置变量，主要以律师在总人口中的占比程度、立法时间、人均国内生产总值、有无加入世贸组织来衡量产权保护的执法力度。该方法在一定程度上解决了G-P 指数的不足，通过结合执法力度这一要素，建立了一个IPR 保护水平综合评价体系，能够较好地反映出一国实际的知识产权保护程度，从而为法制建设、国际贸易等领域提供建议，而且该方法也是目前实证研究中使用较多的一种测量办法。

在IPR 保护对进出口贸易影响方面，Ivus（2010）[3]分析了各产业出口对象以及产业对IPR 保护的敏感程度后得出观点，IPR 保护对企业或行业出口的影响程度还受到目的国模仿威胁和行业对知识产权保护依赖程度的影响。进而Ivus 在2011 年利用南北贸易模型深入研究后发现，加强发展中国家的知识产权保护对发达国家出口的影响主要体现在企业的出口品种和企业的市场份额这两个方面。此后，一些学者（Hummels，2005[4]；施炳展，2010[5]）对二元边际中的分类标准进行扩展，发展出了三元边际影响机制。

而在出口目的国产权机制作用效果的方面，也有学者进行研究。翁润，代中强（2017）[6]和刘钧霆等（2018）[7]认为出口目的国加强IPR 保护对中国这样的发展中国家有正向促进作用，既可以提高出口企业的利润，也可以显著提高出口产品多样性。但从学者们的研究中也能发现，产权保护在中短期将会抑制企业出口数量，对企业的经营和国家经济发展有一定的负面效果，这种负面效果在长期将会消除。但王焱梅，任晨铭（2017）[8]和余长林（2010）[9]通过分析近15 年出口贸易数据得出，出口目的国产权保护的增强并不利于我国出口。

Branstette 等学者（2011）[10]通过分析美国跨国公司海外经营数据，发现发展中国家的知识产权保护的提高有利于美国跨国公司在其的发展，同时也能加快发展中国家产品出口种类的增加。Maskus 和Yang（2013）[11]研究发现，本国知识产权保护的增强明显有利于专利密集型产品的出口。所谓专利密集型产品，指的是对专利保护措施敏感的技术型产品。与此同时，国内学者根据中国近十年的出口贸易数据发现，IPR 保护会对我国出口型产品的科技含量和商品质量产生影响。

根据上述文献综述，产权保护既可以减少我国进出口贸易纠纷，提高国内技术密集型企业的科研积极性，但同时也可能影响我国贸易活动。国外大多数研究都是以发达国家知识产权制度为研究对象，国内学者在知识产权保护对国际贸易的影响方面也有一定的研究。多数学者都是在一国总体进出口贸易数据的基础上，对IPR保护水平进行测度，从而分析知识产权保护水平对于进口或出口的不同影响方向。在之前相关文献的基础上，研究我国高技术产业出口贸易，结合韩玉雄-李怀祖（2005）的测量方法，通过搜集和计算相关IPR 保护水平的数据进行研究分析，探究二者之间的关系。

三、知识产权保护水平的测度

（一）Ginarte-Park 指数

知识产权保护水平测度的方法最早是由Rapp 和Rozek 提出的，但由于考虑的指标过于单一，且每个指标的不同分段之间跨越较大，容易将知识产权保护水平有明显差异的两个国家归入同一层次内，所以在1997年Ginarte 和Park 以Rapp-Rozek 方法为基础提出对IPR保护水平的计算标准进行扩展，共5 类，每个类别占1分，根据该国家是否符合评定标准为依据按0 和1 进行打分，最后进行加权平均得到当期IPR 保护水平数值。

（二）韩玉雄-李怀祖修正方法

韩、李二人对法律条款的执行程度设置了4 个变量，这四个指标的均值，被定义为“执法力度”F(t)，那么修正G-P 指数的公式为：

其中PA(t)是修正后的IPR 保护指数，PG(t)是按G-P修正法计算得出的中国IPR 保护水平。

根据韩李算法计算后的中国历年IPR 保护水平如表1 所示。

表1 1998—2019 年修正后中国IPR 保护水平

四、研究方法与数据处理

（一）模型建立

郑国洪，梁红英（2010）[12]设定模型的基础上，选用IPR 保护指数作为本次主要解释变量，此外也将选取GDP、劳动力平均工资WAGE、高技术产业研发经费RD 作为控制变量，但由于研发经费RD 与IPR 之间的相关性程度可能过高，会导致模型回归分析结果无法通过显著性检验，因此将研发经费RD 从模型中删去。

考虑到前一期产品出口对当期出口的影响，以及前一期IPR 保护水平对当期的影响，因此引入出口量和IPR 保护指数的滞后一阶项，从而得到模型：

在（1）式中，EXPORTSt分别表示当期和上一期中国高技术产业产品出口额，IPRt表示根据韩玉雄，李怀祖（2005）对知识产权保护水平的计量方法修正后的当期和上一期的知识产权保护水平，GDPt表示不同年份中国国内生产总值，RDt表示政府给予高技术产业的经费支持，WAGEt表示不同年份劳动力平均工资，εt表示随机干扰项，模型中的下标t 表示不同年份。为了避免模型受到异方差问题的影响，因此对模型中部分变量做了取对数的处理。

（二）变量选取与数据来源

在研究IPR 保护对贸易的影响时，首先需要汇总各高技术产业出口数据，因此将会涉及产业分类标准的问题。面对国内外不同的分类标准，采用国家统计局关于高技术产业（制造业）分类（2017）标准，通过国家统计局数据库进行数据搜集。在此基础上利用我国1988—2019 年高技术产业相关贸易数据进行回归，目的为说明知识产权保护水平对高技术产品的具体影响，变量选取和数据来源如下：

1.高技术产业产品出口贸易总额（EXPORTS）

在实证分析中主要是对不同年份高技术产业产品出口额进行回归分析，因此（1）式中被解释变量的数据如表2 所示。

表2 1995—2019 年中国高技术产业产品出口额

数据来源：根据1995—2019 年《中国统计年鉴》中高技术产品出口贸易总额测算得出。

2.知识产权保护水平（IPR）

采用韩-李修正算法（2005），并结合相关学者计算得出的历年G-P 指数，对已有IPR 保护水平进行分析和计算，得出结果如表1 所示。

3.国内生产总值（GDP）

GDP 是（1）式的控制变量。一般来说，一国GDP与该国经济发展程度成正相关，经济发展程度越高则国家自主创新能力越强。而一国的创新能力与该国知识产权保护水平有密切关系，适当的知识产权保护能够增强本国科研竞争力并使本国出口贸易在国际市场上取得相对优势。

4.劳动力平均工资（WAGE）

平均工资的数据，源自国家统计局数据库中记录的居民人均可支配收入。工资是高技术产业经营成本的一部分，因此从理论上来说，劳动力工资水平对高技术产品出口具有负向效应。随着劳动力成本的不断提高，我国高技术产业对外出口竞争力会下降，所以不利于产品向国际市场推广。

5.高技术产业研发经费（RD）

RD 采用的指标，是国家统计局网站中高技术产业研究与试验发展经费这一数据，是高技术产业通过自身经营，以及政府拨款而投入到高技术产业中的科研经费。理论上来说，研发经费对于产业技术水平的提升具有正向效应，但随着产业的不断发展，研发经费投入到达某一指标后对产业创新能力的增强效应会逐渐减弱。

五、实证分析

（一）变量描述性统计

在实证分析前，对被解释变量、主要解释变量以及控制变量进行描述性统计，结果如表3 所示。根据描述统计结果及检验发现，1988—2019 年，中国高技术产业产品出口总额有了一个较大的突破，从1988 年的21.03 亿美元增长到2019 年的7307.14 亿美元。知识产权保护水平也从0.37 提升到了3.77。

表3 变量描述性统计

（二）基本回归分析结果

对上述模型进行回归，回归结果如表4 所示。表4（1）列为解释变量和控制变量对出口额的对数值进行回归所得的结果，可以看出对于出口而言，知识产权保护水平指标IPR 这个主要解释变量的回归结果显著，说明知识产权保护水平对我国高技术产业出口具有积极效果。

考虑到GDP、劳动力平均工资和高技术产业研发经费对出口的影响，本文通过最初的回归模型进行检验，检验结果如表4 所示。从表4（2）列可以看出，GDP、劳动力平均工资WAGE 和高技术产业研发经费RD 这三个控制变量对出口的对数值的回归结果均显著，且除了GDP 外，系数的正负性也符合先前根据理论得出的假设，这说明城镇就业人员平均工资WAGE和企业研发经费投入RD 都可以有效促进高技术产品出口额的增长，尤其可以看到，平均工资WAGE 每增长1 个百分点将会促进高技术产品出口增加0.8089 个百分点。但与此同时也需要注意到GDP 参数估计量的正负性不如预期，国内生产总值GDP 与高技术产业产品出口增长呈反向相关。通过模型的参数估计值发现，知识产权保护水平每增加1 个百分点，高技术产业产品出口将会增加0.5542 个百分点。可能的原因是，目前我国出口贸易以制造业为主，企业大多属于模仿型生产，这会使得本国注重技术研发的企业在国内市场受损，从而对其出口规模产生了抑制作用。

表4 OLS 回归分析结果

模型整体回归R2=0.9898，调整后的=0.9883，可见IPR 这个核心变量以及GDP、RD 和WAGE 这三个控制变量对于EXPORTS 的解释程度较高；模型整体回归的P 值=0.0000，说明模型总体在1%的显著性水平下通过了检验。回归后，采用White 检验法对其进行异方差检验，结果得出：P 值=0.2735，显著接受原假设，因此可以认为该模型无异方差。

六、结论及政策建议

研究知识产权保护水平对中国高技术产业出口贸易的影响，通过理论和实证分析发现：提高IPR 保护水平有利于促进高技术产业出口贸易发展；研发经费的提高对于我国高技术产品出口贸易具有积极影响。我国自从改革开放以来，国内企业已经开始从以往的模仿型生产和劳动力密集型生产转变为重视创新、自主研发型生产，所以知识产权保护的增强有助于提高企业的创新自信，使其能够在国际市场上建立自己的比较优势。研发经费是企业吸引人才和实力提高的重要来源，我国企业逐渐重视科技研发，对高新技术部门投入了更多的经费支持，引进了国内外许多优秀人才，但研发经费实际回报率较低。政府应增加对高技术产业的研发补助，加大产权保护执法力度。我国现有知识产权保护水平相较于发达国家而言还较低，因此从具体因素上来看，中国《专利法》目前还没有覆盖到动植物品种专利，而且对于专利权利丧失的保护也有所欠缺，说明尽管已经完善了相当一部分的知识产权保护机制，但仍存在缺漏，还需要政府对现有产权保护法律进行弥补。同时，政府也需要加大执法力度，完善的法律体系也需要合理执行才能发挥作用。此外，作为经济发展源泉的中小企业自主研发能力仍较低，一方面是企业自身存在过度模仿等一系列经营问题，另一方也需要政府在研发经费或相应政策上有所扶持。中小企业应提高自主创新能力。人才是创新的关键，因此企业在提高自主创新能力时，应当注重人才的重要性。研发经费投入对高技术产品出口的影响十分重要，这也与人才培养有密不可分的关系。企业缺乏足够的研发人员，即使经费再多，也难以得到好的成效，因此，企业应当构建有利于人才培养的企业文化和工作环境，鼓励员工进行创新，对于剽窃等行为严厉惩处，提高员工的产权保护意识。