知识产权保护、本土技术发展与企业出口技术复杂度

董 鹏

（1.澳门科技大学法学院，澳门 999078；2.广州酷狗计算机科技有限公司，广东 广州 518000）

一、引言

目前，我国正处于由大转强的关键阶段，亟需突破全球价值链低端锁定，实现经济发展新旧动能转换，建设贸易强国。提升企业出口技术复杂度作为贸易强国建设重要目标之一，是指企业出口产品的技术价值，可有效反映出口产品质量和生产效率，已成为评估企业国际竞争力、全球价值链地位的主要指标。然而，近年来，伴随贸易保护主义抬头、逆全球化风潮迭起，发达国家频频设置技术壁垒[1]，阻滞我国提升企业出口技术复杂度，减缓贸易强国建设进程。因此，提高企业出口技术复杂度成为当前和未来较长时期内，增强我国国际竞争力和推进贸易强国建设的重要任务。值得注意的是，伴随数字经济等新兴技术领域蓬勃发展，相关领域知识产权创造和储备数量不断增加，促使我国正逐渐从知识产权引进大国向知识产权创造大国转变，为提升企业出口技术复杂度开辟全新突破口。此情形下，强化知识产权保护成为破除“技术锁定”局面的必由之路，可有效提高企业出口技术复杂度，推动贸易强国建设进程。与此同时，我国能够通过实施自主创新战略，推动本土技术发展，从而增强创新硬实力，提高企业出口技术复杂度。但当前，中国本土技术发展普遍面临自主创新能力不足、核心技术受制于人、产学研创新体系尚未形成的困境[2]，亟须通过加强知识产权保护推动本土技术发展，提升企业出口技术复杂度。基于此，探究知识产权保护与企业出口技术复杂度的关系，检验本土技术发展在这一关系中的传导机制，以期为走好中国特色知识产权发展之路、提升企业出口技术复杂度、推进贸易强国建设提供有力保障。

关于知识产权保护的研究，学术界主要从推动路径以及影响效应两方面展开探讨。就推动路径而言，刘功奇和郭露(2022)从中非航天贸易知识产权保护角度出发，提出完善知识产权法律体系、强化地区知识产权保护和发挥双边投资贸易协议规范作用的建议[3]。任声策等(2023)基于全链条保护企业知识产权的逻辑，从上下游合作企业、高校、科研机构、金融机构和政府等方面构建闭环企业知识产权保护系统，以提升知识产权保护能力[4]。就影响效应方面，胡国恒和刘珊(2022)认为，知识产权保护可显著促进企业出口国内附加值提高，且对外资企业、一般贸易企业和东部地区企业的效应更为显著[5]。聂长飞等(2023)[6]研究发现，知识产权保护能够显著促进城市经济增长质量提高。

既有研究重点考察了企业出口技术复杂度的影响因素。肖扬等(2020)强调，贸易便利化可提升制造业出口技术复杂度，且该作用会因企业生产率、所有制和年龄等方面的不同而存在差异[7]。杨青龙和张欣悦(2022)研究发现，行政审批制度改革可以采用创新激励和减少成本的手段，推动制造业出口技术复杂度提升[8]。陶涛和樊凯欣(2022)认为，行政审批改革可显著促进制造业企业出口技术复杂度提高，且对一般贸易企业和小规模企业的驱动作用更为显著[9]。

学术界对本土技术发展的直接研究相对较少，更多是探究技术发展的影响效应[10]。岑聪(2022)研究指出，互联网技术发展对区域创新效率具有显著正向空间溢出效应和直接增长效应[11]。王晓红和李娜(2022)认为，数字技术发展能够显著促进企业创新能力提高，且产学研合作在此过程中发挥部分中介作用[12]。刘婧玲和陈艳莹(2023)指出，数字技术发展可显著降低城市碳排放强度，且随着时间推移，此效应呈逐渐增强趋势[13]。

综合来看，现有研究多从单一层面对各研究主体进行探讨。相比既往文献，文章可能的贡献在于：第一，选取2007—2022年A 股上市企业数据，探究知识产权保护与企业出口技术复杂度的关系，为相关研究提供有益补充。第二，从本土技术发展视角出发，分析知识产权保护对企业出口技术复杂度的作用机理，进一步强化对于二者关系的理解。第三，从企业所有制、贸易方式和所处地域方面探究知识产权保护影响的异质性，希冀为政府制定相关政策提供新思路。

二、理论分析与研究假设

1. 知识产权保护与企业出口技术复杂度

知识产权保护可凭借创新激励效应和市场竞争效应，有效提高企业出口技术复杂度。一方面，发挥创新激励效应，促进企业出口技术复杂度持续提高。本质而言，知识产权保护是促进技术扩散和创新激励的主要手段，也是企业创新的制度保障，可提升出口技术复杂度。细言之，知识产权保护包含法律保护、技术保护和市场保护等多方面内容，其制度的确立可有效维护创新者合法权益，严惩知识产权侵权行为，激发企业技术创新潜力[14]，促进专利链、创新链、产业链深度融合，增强出口产品技术复杂度。另一方面，发挥市场竞争效应，赋能企业出口技术复杂度提高。知识产权保护能够促使相关政府部门借助相关政策制度规范技术交易市场，维护企业创新相关合法权益，为企业间加强技术交流提供机会，助力企业对出口产品生产工艺与关键技术进行改造，推动出口技术复杂度提升。基于此，文章提出如下研究假设：

假设H1：知识产权保护可以提高企业出口技术复杂度。

2. 本土技术发展的传导作用

为深入探究本土技术发展的传导作用，从技术市场规模、技术创新能力和技术发展质量三方面展开分析。一是通过扩大技术市场规模提升企业出口技术复杂度。知识产权保护通过企业、高校和科研机构交流或学术研讨会等方式进行知识技术交易，能够为企业技术创新营造良好市场环境，有效扩大技术市场规模[15]。而技术市场规模的扩大能够增强企业现代化技术获取便利性，并促使企业借助大数据、云计算等现代化技术提升产品技术价值，提高出口技术复杂度。二是通过增强技术创新能力提升企业出口技术复杂度。知识产权保护能够以奖金和税收优惠的形式，促使企业在技术攻关中获取必要资金与政策支持，在技术研发过程中迅速提升自身技术创新能力。而技术创新能力的增强可提升产品技术含量，提高出口技术复杂度。三是通过技术发展质量提升企业出口技术复杂度。知识产权保护可以促进创新主体通过现代化技术转让、授权等方式进行技术转移，从而推动现代化技术在企业生产中的应用，补齐企业技术发展短板，提高技术发展质量。而技术发展质量的提高可促使企业借助大数据、人工智能等先进技术进行生产技术升级，提升产品生产效率，增强出口技术复杂度。基于此，文章提出如下研究假设：

假设H2：知识产权保护可扩大技术市场规模，赋能企业出口技术复杂度提高。

假设H3：知识产权保护可增强技术创新能力，助推企业出口技术复杂度提高。

假设H4：知识产权保护可提升技术发展质量，驱动企业出口技术复杂度提高。

三、研究设计

1. 样本和数据来源

文章以2007—2022年A 股上市企业为研究样本。各主要变量数据均来自历年中国工业企业数据库、中国海关数据库、BACI 数据库、CSMAR 数据库和Wind数据库。对样本进行如下处理：剔除金融企业样本；剔除设立年份不足1 和1949年前设立的样本；剔除主要变量数据存在缺失的样本；剔除ST、*ST 企业样本；对所有涉及价格的变量以2007年不变价格进行调整。最终，获取3346 个上市企业年度数据。对于部分缺失数据，采用插值法和查阅上市企业年报补齐。另外，为避免极端值影响，对连续变量进行1%缩尾处理。

2. 模型设定与变量定义

为检验知识产权保护与企业出口技术复杂度关系，设立如下计量模型：

其中，CEETit代表企业i 在t年的出口技术复杂度；IPPit-1为企业i 在t-1年的知识产权保护情况。Controlsit表示一系列控制变量；α0为截距项；α1和αc均为各变量回归系数；μi和δt分别表示企业和年度固定效应；εit为随机扰动项。

（1） 企业出口技术复杂度(CEET)

参考高翔和袁凯华(2020)[16]提出的方法，采用企业全要素生产率指标测度企业出口技术复杂度。

第一，测度行业出口技术复杂度：

其中，Esij反映行业j 的出口技术复杂度；xcj表示一国（地区） c 行业j 的出口额；Rc和pcgdpc分别为一国（地区） c 的总出口额和人均GDP。出于篇幅考量，pcgdpc测度过程不再列示。为缓解异方差问题，对行业出口技术复杂度指标进行取对数处理。

第二，在式(2)基础上，进一步采用企业全要素生产率(TFP)计算企业出口技术复杂度指数：

其中，Esii表示企业出口技术复杂度。TFPi和TFPj分别反映企业i 及其所在行业的平均生产率。企业全要素生产率指标(TFP)运用Levinsohn(2003)[17]提出的LP 方法展开测度。

（2） 知识产权保护(IPP)

采用知识产权保护立法强度和执行强度交互项反映知识产权保护强度。就立法层面而言，运用知识产权保护指数（GP 指数） 反映知识产权保护立法强度。就执行层面而言，从各地区专利纠纷案件结案率、律师数量占总人口比例、每百万GDP 发明专利授权量、本地区公安机关打击侵犯知识产权工作开展情况四方面构建知识产权保护执法强度评价指标体系，并运用熵值法进行测度，获取知识产权保护执法强度。

（3） 控制变量

控制变量包括企业特征和外部环境特征两方面。企业特征方面：企业规模(ES)，采用从业人数的对数衡量。企业年龄(EA)，运用当年年份与企业成立年份之差+1 的对数表示。企业利润率(CPM)，采用企业年利润/销售收入衡量。企业出口国内附加值率(DVRE)，以海关贸易数据计算。外部环境特征方面：经济发展水平(LED)，采用人均GDP 水平衡量。政府补贴(GS)，运用补贴收入占总销售收入比值进行计算。

四、实证结果分析

1. 基准结果

知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响结果如表1 所示。其中，列(1)是仅加入核心解释变量后的回归结果。列(2)为加入企业特征控制变量后的回归结果。列(3)为引入外部环境特征控制变量后的回归结果。从列(1)来看，知识产权保护可显著提升企业出口技术复杂度。因此，假设H1 得以验证。究其原因，知识产权保护水平提升能够营造良好技术市场竞争环境，鼓励企业进行技术创新，提高企业出口技术复杂度。从列(2)结果来看，企业规模、企业年龄、企业利润率和企业出口国内附加值率的影响系数均在10%及以上水平上显著，说明四者均可提升企业出口技术复杂度。从列(3)来看，经济发展水平的回归系数显著为正，说明经济发展水平可显著提高企业出口技术复杂度。政府补贴的影响未通过显著性检验，表明政府补贴未能充分发挥其对企业出口技术复杂度的促进作用。

表1 基准回归结果

2. 内生性问题

知识产权保护对企业出口技术复杂度的正向影响可能会受到以下变量内生性问题困扰。一方面，企业出口技术复杂度的影响因素较多，难以控制所有潜在影响因素，可能存在遗漏变量问题。另一方面，知识产权保护与企业出口技术复杂度之间可能存在反向因果关系，致使研究结果出现误差。文章采用以下方法缓解内生性问题：其一，在式(1)基础上引入企业资本密集度(ECI)作为控制变量，从而削弱因遗漏变量产生的误差，并采用企业固定资产与企业员工人数比值衡量。其二，使用二阶段最小二乘法(2SLS)，并采用知识产权保护滞后一期作为工具变量进行分析，结果如表2 列(1)和列(2)所示。可以发现，知识产权保护回归系数显著为正，说明研究结论可靠。

表2 内生性检验及稳健性分析

3. 稳健性检验

第一，更换核心解释变量。采用技术市场成交额与生产总值比值衡量知识产权保护，替换前文核心解释变量进行回归，结果如表2 列(3)所示。第二，更换被解释变量。借鉴何琨玟等(2023)[18]的研究方法衡量企业出口技术复杂度，并进行回归分析，结果如表2 列(4)所示。第三，调整样本范围。删除样本期内未进行专业申请的企业，回归结果如表2 列(5)所示。上述稳健性检验结果表明，知识产权保护的影响系数显著为正，表明上述研究结论具有较强稳健性。

五、机制检验

文章以技术市场规模、技术创新能力和技术发展质量衡量本土技术发展，并探究其在知识产权保护与出口技术复杂度关系中的传导机制。计算公式如下：

式(2)和式(3)中，LTDit反映本土技术发展，包括技术市场规模(LTDT)、技术创新能力(LTDI)和技术发展质量(LTDD)；β0和γ0均为常数项，β1、βc、γ1、γ2、γ3分别为各变量系数，其他变量定义与前文相同。

1. 技术市场规模

考虑到技术市场交易额能够有效反映各地区技术商品交换情况，且计算方式较为简单，测算数据容易获得，故文章利用技术市场交易额衡量技术市场规模，借助式(4)和式(5)，探究技术市场规模在知识产权保护对企业出口技术复杂度影响中的传导作用，回归结果如表3 所示。可以看出，知识产权保护对技术市场规模的影响系数为0.352，且通过1%水平的显著性检验。同时，技术市场规模影响系数为0.117，且通过5%水平的显著性检验。这说明技术市场规模在知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响中发挥正向中介效应。因此，假设H2 得以验证。细究其因，知识产权保护有助于形成全国统一的知识产权保护标准，营造良好技术市场发展环境，继而提升技术市场交易数量和交易质量，扩大技术市场规模。同时，技术市场规模的提升有利于企业借助人工智能、大数据等现代化技术以改进落后生产方式，提高企业产品技术价值，进而提升出口技术复杂度。

表3 机制检验：技术市场规模

2. 技术创新能力

文章基于前文对技术创新能力的理论分析，以标准化处理后的企业年度技术人员占比和研发投入强度数据进行加总，获取技术创新能力综合指数，衡量技术创新能力。采用式(4)和式(5)分析技术创新能力的传导作用，结果如表4 所示。从计量结果来看，知识产权保护对技术创新能力的影响系数为0.386，且在1%水平上显著。同时，技术创新能力影响系数为0.106，且在5%水平上显著。这说明技术创新能力在二者间发挥正向中介效应。因此，假设H3 得以验证。

表4 机制检验：技术创新能力

3. 技术发展质量

利用当年发明专利数量与总专利数量比值衡量技术发展质量。在此基础上，运用式(4)和式(5)探究技术发展质量的传导作用，回归结果如表5 所示。可以看出，知识产权保护对技术发展质量的影响系数为0.336，且通过1%水平显著性检验。同时，技术发展质量影响系数为0.114，且在5%水平上显著为正。这表明知识产权保护能够有效提升技术发展质量，提高企业出口技术复杂度。因此，假设H4 得以验证。

表5 机制检验：技术发展质量

六、异质性分析

考虑到不同类型企业所拥有的要素资源禀赋存在明显差异，可能导致知识产权保护影响效应存在异质性。因此，从企业所有制、贸易方式和区域三方面展开异质性分析，结果如表6 所示。

表6 异质性检验

1. 企业所有制异质性

文章将样本划分为外资企业和内资企业，探究知识产权保护对企业出口技术复杂度影响的异质性，结果如表6 列(1)和列(2)所示。结果表明，知识产权保护对两类型企业出口技术复杂度的影响系数分别为0.394 和0.265，并在5%和10%水平上显著，表明知识产权保护对外资企业出口技术复杂度的促进作用更为明显。

2. 贸易方式异质性

鉴于我国出口企业主要以加工贸易为主，将样本划分为加工贸易企业和一般贸易企业，结果如表6 列(3)和列(4)所示。可以看出，知识产权保护对加工贸易企业出口技术复杂度的影响未通过显著性检验，对一般贸易企业的影响显著为正。究其原因，加工贸易企业主要以完成跨国公司的外包加工订单为主，所需技术水平相对较低，致使知识产权保护对该企业出口技术复杂度的影响效应不明显。而一般贸易企业具有较高生产技术水平，需要通过掌握前沿技术以应对企业间竞争，从而提升知识产权保护对一般贸易企业的促进作用。

3. 区域异质性

文章依据国家统计局划分标准，将样本划分为东部、中部和西部地区，探究知识产权保护影响的区域异质性，结果如表6 列(5)～列(7)所示。可以看出，知识产权保护的促进作用存在显著区域异质性，呈现出“东部地区>中部地区>西部地区”的特征。细究其因，东部地区企业拥有明显的技术、人力、资金优势，可充分发挥知识产权保护驱动作用，赋能企业出口技术复杂度提升。而中部和西部地区企业资源相对有限，导致知识产权保护对中部和西部地区企业出口技术复杂度的促进作用难以充分发挥。

七、研究结论与政策建议

文章基于2007—2022年A 股上市企业数据，探究知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响。结果显示：第一，知识产权保护对企业出口技术复杂度具有显著促进作用，且经过一系列内生性和稳健性检验，该结论依旧成立。第二，知识产权保护主要通过影响技术市场规模、技术创新能力和技术发展质量，提升企业出口技术复杂度。第三，知识产权保护对外资企业、一般贸易企业和东部地区企业出口技术复杂度的促进作用更明显。

基于上述研究结论，提出以下政策建议：

其一，全面加强知识产权保护。相关政府部门应结合当前我国知识产权保护现实情况，积极推进专利法、专利法实施细则等法律制度配套修改工作，提高知识产权保护法治化水平，为企业进行产品生产技术升级提供必要支持，赋能出口技术复杂度提升。同时，相关政府部门应进一步深化国家级知识产权保护中心和快速维权中心建设工作，并针对部分项目实施知识产权保护专项行动，确保知识产权保护相关政策得以落实。

其二，构建本土技术创新发展高地。高校和企业应根据地区科技发展特色和要素资源禀赋，着力构建开放实验室平台，联合培养技术创新型人才，为构建本土技术创新发展高地提供技术创新型人才支撑。基于此，地方政府可借助技术创新型人才优势，着手建立区域创新中心，激发地区人才集聚和本土技术创新潜力，提升当地技术创新能力，增强知识产权保护的驱动作用。

其三，实施差异化知识产权保护政策。首先，政府应通过颁布相关政策文件强化内资企业专利、商标、版权等内容的保护，防止企业在日常生产经营中仿造、假冒、盗用他人知识产权行为出现，推动企业出口技术复杂度提高。其次，政府应完善知识产权补助政策和奖励评审标准，引导加工贸易企业不断进行技术创新，提高出口技术复杂度。最后，中部和西部地区政府应借助后发优势，借鉴东部地区先进经验，建立知识产权保护服务中心，打造知识产权服务支持体系，提升企业出口技术复杂度。