亢梅玲 馮靜云 田子鳳

摘要：本文使用1995-2010年中國對世界各國出口的HS6分位產(chǎn)品的面板數(shù)據(jù)，檢驗了知識產(chǎn)權保護對中國出口貿(mào)易流量的影響。實證結果發(fā)現(xiàn)：從整體上看，出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進中國出口貿(mào)易流量的增加，這在知識密集型行業(yè)中更為明顯；高收入和中等收入出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的提高對中國出口到這些國家的出口貿(mào)易流量具有正向影響，而低收入出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的提高對中國出口到這些國家的出口貿(mào)易流量具有負向影響；對于不同收入水平的出口目的國，知識產(chǎn)權保護提高的影響在知識密集型行業(yè)中均相對更大。

關鍵詞：出口貿(mào)易流量；知識產(chǎn)權保護；知識密集型行業(yè)；收入水平

中圖分類號：F752.62；F113；D923.4 文獻標識碼：A

一、引言

近年來，我國授予的專利數(shù)增加非常迅速①，且在所授予的專利中，由國內(nèi)發(fā)明人申請的專利數(shù)占絕大多數(shù)。雖然專利數(shù)據(jù)并不能完全說明一國知識產(chǎn)權保護的強度，但授予的專利數(shù)越多，說明企業(yè)的創(chuàng)新越多，而且也越重視對自主創(chuàng)新的保護，因而在一定程度上能夠體現(xiàn)出知識產(chǎn)權保護強度的增加。

部分學者認為，較高的知識產(chǎn)權保護不利于全球凈經(jīng)濟福利的改善，不僅會阻礙發(fā)展中國家通過模仿等途徑改善本國的經(jīng)濟福利，而且在一定條件下也會阻礙發(fā)達國家的創(chuàng)新活動（Chin et al.， 1991；Helpman，1993；Lai et al.， 1998；Smith， 2001）。與此不同，另外一些研究者則認為知識產(chǎn)權保護強度的提高會鼓勵發(fā)達國家向發(fā)展中國家進行投資，降低發(fā)達國家保護性研發(fā)的投入，從而促進發(fā)展中國家的技術創(chuàng)新（Diwan et al.， 1991； Gould and Gruben， 1996；Maskus and Penubarti， 1995）。然而這些文獻僅僅分析了知識產(chǎn)權保護對技術進步和社會福利的影響，并沒有分析其對出口貿(mào)易流量的影響。為了彌補這一研究的不足，一些經(jīng)濟學家進行了相應的研究。Ferrantino（1993）認為更強的知識產(chǎn)權保護將鼓勵外國企業(yè)以FDI、專利注冊許可而不是貿(mào)易的形式進入該國市場，因此加強知識產(chǎn)權保護的力度將導致出口的減少。然而Ferrantino的研究遭到了一些學者的質(zhì)疑。Maskus and Penubarti（1995）認為，知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易有“市場擴張效應”（market expansion effect）和“市場支配力效應”（market power effect）。在較弱的知識產(chǎn)權保護環(huán)境下，市場擴張效應使得潛在侵權者侵蝕企業(yè)的收益，降低企業(yè)專利產(chǎn)品在該市場上收益， 因而知識產(chǎn)權保護的加強將導致對該產(chǎn)品進口的增加；而在知識產(chǎn)權保護較好的地區(qū)，由于市場支配力效應的存在，企業(yè)不用擔心潛在的侵權和模仿行為，企業(yè)將采取減少銷售、收取高價的方式維持市場支配力。然而，由于無法判斷兩種效應的大小，理論上知識產(chǎn)權保護對貿(mào)易流動的影響是無法確定的。Braga and Fink（1999）和Fink and Maskus （2005）利用引力模型發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權保護與貿(mào)易之間存在著顯著的正相關關系，但對高技術產(chǎn)品出口的影響則沒有統(tǒng)計意義上的顯著性。Awokuse and Yin （2010）應用中國的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)以及知識產(chǎn)權保護數(shù)據(jù)對進口貿(mào)易與知識產(chǎn)權保護之間的關系進行了實證分析，結果發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權保護強度的增加會促進中國的進口，尤其是對高技術產(chǎn)品的進口。梁紅英和余勁松（2010）應用我國2000-2006年省際面板數(shù)據(jù)分析了知識產(chǎn)權保護與出口貿(mào)易之間的關系，結果表明知識產(chǎn)權保護力度的加強對出口總量和結構存在顯著正向作用，但不同變量的作用存在差異。

事實上，僅從總出口貿(mào)易流量與我國總專利數(shù)之間的相關關系來看，兩者之間存在著較強的正相關關系，相關系數(shù)達0.93②，但這一關系是否能得到分行業(yè)數(shù)據(jù)的支持？本文在已有研究成果的基礎上，從知識產(chǎn)權保護的角度出發(fā)，利用1995-2011年的分行業(yè)數(shù)據(jù)考察知識產(chǎn)權保護對我國出口貿(mào)易流量的影響。

二、計量模型和變量說明

（一）多變阻力引力模型

分析雙邊貿(mào)易流量的影響因素必然會考慮經(jīng)典的引力模型，其重要理論假設包括壟斷競爭市場、常替代彈性需求函數(shù)以及冰山成本。傳統(tǒng)的引力模型為一個包含出口國和進口國的特征（如GDP、人口以及地理距離等）以及其他阻礙或促進貿(mào)易的變量（如關稅、共同邊界以及關稅同盟等），其基本方程為：

參數(shù)β1和β2的估計值預期為正，因為國家i和國家j的經(jīng)濟增長會促進國家間的貿(mào)易，因而會引起出口貿(mào)易流量的增加；參數(shù)β3和β4的估計值預期為正，因為人口越多的國家越傾向于更高的國際貿(mào)易，因而出口流量越大；參數(shù)β5的估計值預期為負，兩國間地理距離越大，出口流量越??；參數(shù)β6的估計值預期為正，一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會推動給定的雙邊貿(mào)易，即兩個國家之間的貿(mào)易取決于它們之間的雙邊貿(mào)易成本和它們與所有貿(mào)易伙伴之間的平均貿(mào)易成本間的相對值，多邊貿(mào)易阻力與雙邊出口正相關（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010）；參數(shù)β7、β8和β9估計值預期為正，一國的貿(mào)易開放程度越大、兩國相鄰以及同屬一個區(qū)域貿(mào)易同盟在一定程度上會降低貿(mào)易成本，因而會對出口流量產(chǎn)生正的影響；參數(shù)β10的估計值的符號難以預測，如果該參數(shù)值為正，說明市場擴張效應（market expansion effect）要強于市場支配力效應（market power effect），若該參數(shù)值為負，則剛好相反。盡管如此，由于中國的市場規(guī)模較大，從事技術模仿的可能性很大，可以合理假設中國的市場擴張效應要超過市場支配力效應，因此知識產(chǎn)權保護強度的加大會引起中國出口貿(mào)易流量的增加，即參數(shù)β9的估計值預期為正。

（二）估計模型及方法

由于本文的分析是基于1995-2010年間中國向世界各國出口的產(chǎn)品層面的面板數(shù)據(jù)，因此如果使用OLS進行回歸，可能存在內(nèi)生性偏差問題，如GDP以及IPR與殘差確實存在著相關性。工具變量法能夠在一定程度上消除內(nèi)生性問題，然而工具變量法的一個主要問題是如何選取有效的工具變量，如果工具變量選擇失誤，則可能存在過度識別問題。解決該困難的一個常用辦法是將被解釋變量的滯后項當做工具變量進行回歸，該方法同時還能夠考慮因變量隨時間變化的情況，而且在估計時能夠使用差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進行估計，得到的估計結果相對穩(wěn)定和可靠。

基于固定效應模型和隨機效應模型無法解決內(nèi)生性問題的特點和GMM方法在估計動態(tài)面板數(shù)據(jù)時所具有的獨特優(yōu)勢，本文在接下來的實證分析部分所使用的回歸方法都是動態(tài)面板的差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法，其估計模型為：

動態(tài)面板的差分GMM和系統(tǒng)GMM方法消除了那些不隨時間變動的變量（如兩國間地理距離、兩國是否相鄰以及兩國是否是區(qū)域貿(mào)易同盟等）的影響，因而也具有固定效應的特點，同時還考慮了隨機效應模型的隨機變量的影響。

（三）變量及數(shù)據(jù)

各變量的數(shù)據(jù)來源如表1所示。其中，本文的關鍵變量貿(mào)易流量，使用的是1995-2010年中國對世界114個國家③出口的各種產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟研究中心CEPII的官方網(wǎng)站，含1995-2010年HS-6位數(shù)產(chǎn)品的細分產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。根據(jù)該數(shù)據(jù)庫中的產(chǎn)品分類數(shù)據(jù)庫以及出口商品的國際貿(mào)易標準分類（SITC）可以將不同的出口產(chǎn)品分成21個行業(yè)大類，而且這些行業(yè)大類可以再分為知識密集型的產(chǎn)品（主要由科技行業(yè)部門生產(chǎn)）和非知識密集型行業(yè)（主要由傳統(tǒng)部門或低科技行業(yè)部門生產(chǎn)）。

根據(jù)之前的研究（Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010），出口國的多邊貿(mào)易阻力值是衡量一個國家與其他所有國家之間貿(mào)易難易程度的關鍵變量。一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿(mào)易伙伴開展貿(mào)易，即多邊貿(mào)易阻力與雙邊出口正相關。多邊貿(mào)易阻力的計算公式為θrd=∑[DD（]R[]r=1[DD）]（Yr/Y）φrd，其中Yr代表的是出口國的收入水平，Y表示的是世界平均的收入水平，而φrd=[KF（][SX（]ErdEdr[]ErrEdd[SX）]表示的是經(jīng)濟自由度，Erd和Edr分別表示從r國出口到目的地d國的總出口以及從d國出口到目的地r國的總出口，Err和Edd分別表示r國和d國的國內(nèi)銷售額，等于各自國內(nèi)的總產(chǎn)出減去各自的總出口。

三、實證結果及解釋

本文對（9）式采取差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進行動態(tài)面板數(shù)據(jù)的回歸。表2顯示了實證回歸的結果，包含對所有國家的差分GMM和系統(tǒng)GMM方法回歸的結果以及對高等收入國家、上中等收入國家、下中等收入國家和低等收入國家的差分GMM方法回歸的結果，不同國家按收入水平劃分的標準參照世界銀行的分類準則④。從總體來看，差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計的大部分回歸結果的Sargan檢驗值都在10%的水平上接受所有工具變量都有效的原假設，因此回歸模型選擇的所有工具變量都是有效的。從Arellano-Bond檢驗結果來看，大部分回歸結果的Arellano-Bond檢驗的p值都大于0.05，在5%的顯著性水平上拒絕擾動項的差分存在二階自相關性，因此差分GMM和系統(tǒng)GMM方法很好地克服了變量的內(nèi)生性問題。

（一）對所有國家的差分GMM和系統(tǒng)GMM回歸

表2顯示的是IPR指數(shù)對所有國家的所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)和分行業(yè)數(shù)據(jù)的差分GMM回歸結果。第一列顯示的是對所有產(chǎn)品回歸的結果，隨后各列顯示的是根據(jù)SITC標準分類的21個行業(yè)的產(chǎn)品回歸結果。總體上看，各解釋變量（IPR、Barrier、Open、PRGDP及l(fā)npop）的回歸系數(shù)大部分在5%的顯著性水平下顯著，可以認為各回歸結果與實際吻合較好。

從各解釋變量的回歸系數(shù)來看（表2所示），IPR的回歸系數(shù)對所有行業(yè)和大部分行業(yè)都為正值，說明出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進中國的對外貿(mào)易，證實了中國的市場擴張效應超過市場支配力效應。這與之前的分析一致，即由于中國的市場規(guī)模較大，從事技術模仿的可能性很大，因此中國的市場擴張效應會超過市場支配力效應，知識產(chǎn)權保護強度的加大會引起中國出口貿(mào)易流量的增加。多邊貿(mào)易阻力的回歸系數(shù)普遍為正值，而且非常顯著，這也與之前分析的預期值相符，即一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學峰， 2009；錢學峰和熊平， 2010）。同樣，貿(mào)易開放程度的回歸系數(shù)普遍為正值，也與前文的預期相符，即出口目的國的貿(mào)易開放程度越大，貿(mào)易壁壘相對較小，中國出口到該國的成本相對較小，出口貿(mào)易流量越大。經(jīng)濟規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，這也說明出口國和進口國的經(jīng)濟增長會促進國家間的貿(mào)易。人口規(guī)模的回歸系數(shù)也普遍為正值，而且大部分回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，也與前文的分析相符，即人口越多的國家相對來說需要消費更多的商品，在本國生產(chǎn)力有限的情況下，越傾向于更高的國際貿(mào)易，因而出口流量越大。

從對不同行業(yè)的回歸結果來看（表2），一些傳統(tǒng)行業(yè)（如動植物產(chǎn)品、油脂、煙草及紡織等）的IPR回歸系數(shù)比較小，而這些傳統(tǒng)行業(yè)往往生產(chǎn)低技術含量的產(chǎn)品，知識產(chǎn)權保護強度的提高對這些傳統(tǒng)行業(yè)的出口雖然有一定的促進作用，但作用不是很大。相反，一些新型行業(yè)（如機器制造、交通器械、精密儀器及生活器械）需要使用比較先進的技術進行生產(chǎn)，從技術進步中獲得的利益大，因而知識產(chǎn)權保護強度的提高對這些高新技術行業(yè)的出口有較大而且非常顯著的促進作用。此外，對于低技術行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)普遍顯著為負值，而對于高技術行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)普遍顯著為正值，據(jù)此可以認為，對于高科技行業(yè)，知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進對外貿(mào)易，而對于低科技行業(yè)則剛好相反。

對上述回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，運用系統(tǒng)GMM方法對（9）式進行回歸，得到的回歸結果除了在回歸系數(shù)的大小上與表2有一定的差距外，回歸系數(shù)的符號與表2相同，而且其標準誤和p值都很接近，可以認為，系統(tǒng)GMM方法與差分GMM方法的回歸結果相似，二者并無非常顯著的差異。

綜合上文的分析，可以得出如下結論：出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的增加能夠促進中國出口貿(mào)易流量的增加，而且相對于非知識密集型行業(yè)而言，知識產(chǎn)權保護的提高對促進知識密集型行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加更為明顯；分行業(yè)看，知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進高科技行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加，而低科技行業(yè)則剛好相反。

（二）對不同收入水平國家的差分GMM回歸

上文的分析表明，一國的收入水平、人口規(guī)模與貿(mào)易流量之間存在著正相關性，因此提高知識產(chǎn)權保護強度對出口流量的影響可能會隨著各國經(jīng)濟發(fā)展水平的不同而發(fā)生變化。高收入國家人均收入較高，傾向于使用知識密集型產(chǎn)品，因此這些國家的進口會受到知識產(chǎn)權保護強度的影響。相反，低收入國家的居民往往只能消費起基本的低技術產(chǎn)品，而這些產(chǎn)品往往與知識產(chǎn)權保護的關系不大，且低收入國家缺乏足夠的創(chuàng)新能力來生產(chǎn)高技術水平的產(chǎn)品，因此可以認為知識產(chǎn)權保護強度的提高對高收入國家出口貿(mào)易流量的影響要大于對低收入國家的影響。

1.對不同收入水平國家GMM回歸的IPR系數(shù)比較

首先對不同收入水平國家的數(shù)據(jù)分別進行GMM回歸，同樣分為對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸和分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸。由于篇幅有限，本文只列出了不同回歸下的IPR系數(shù)值，如表3所示。比較不同收入水平下IPR的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，對所有產(chǎn)品的數(shù)據(jù)進行回歸時，高收入國家的IPR系數(shù)值最大，IPR系數(shù)隨收入水平呈遞減趨勢，但IPR的系數(shù)值始終為正。這說明，出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的增加會促進中國出口貿(mào)易流量的增加，而且出口目的國的收入水平越高，知識產(chǎn)權保護強度增加對中國出口貿(mào)易流量的這種正向刺激作用越大，證明了中國出口的市場擴張效應超過市場支配力效應。

再比較不同行業(yè)回歸系數(shù)值的大小同樣可以發(fā)現(xiàn)，知識密集型行業(yè)的IPR回歸系數(shù)值遠大于非知識密集型行業(yè)的回歸系數(shù)值，而且對于一些低技術水平的行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)值對于非低收入水平的國家都為負值，說明在較高收入水平的國家中，對于低技術行業(yè)知識產(chǎn)權保護強度的提高并不利于對外貿(mào)易，只有當出口目的國的收入水平非常低時，出口目的國知識產(chǎn)權保護強度的提高才會促進中國對外貿(mào)易的發(fā)展。與平均水平相比，不管是對低技術行業(yè)還是高技術行業(yè)，知識產(chǎn)權保護強度的提高對中國出口到高收入國家出口貿(mào)易流量的影響更大， 而且對高技術行業(yè)的影響比低技術行業(yè)更大，因而可以認為，出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的增加會促進中國出口貿(mào)易流量的增加，且這種正向刺激作用對中國出口到高收入國家的出口貿(mào)易流量的影響更大，對高技術行業(yè)的影響比低技術行業(yè)更大。

2.引入虛擬變量對不同收入水平國家差分GMM回歸的比較

之前的回歸結果發(fā)現(xiàn)，多邊貿(mào)易阻力、貿(mào)易開放程度、經(jīng)濟水平和人口規(guī)模的回歸系數(shù)并不存在顯著的差異。為了更進一步考察知識產(chǎn)權保護強度的增加對中國出口到不同收入國家的出口貿(mào)易流量的影響，本文引入四個虛擬變量D1、D2、D3、D4進行回歸。其中，當出口目的國為高收入國家時，D1=1，否則為0；當出口目的國為上中等收入國家時，D2=1，否則為0；當出口目的國為下中等收入國家時，D3=1，否則為0；當出口目的國為低收入國家時，D4=1，否則為0。因而虛擬變量與IPR的交叉項為不同收入水平的知識產(chǎn)權保護強度，引入該交叉項進行差分GMM回歸的結果如表4所示。

與前文的回歸相比，各回歸系數(shù)的符號并沒有發(fā)生顯著變化。從各虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數(shù)看，對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)和大部分分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)都為正值，說明出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進中國的出口貿(mào)易流量的增加，這與前文的分析相符，也證實了中國的市場擴張效應要超過市場支配力效應。多邊貿(mào)易阻力的回歸系數(shù)普遍為正值，且非常顯著，這也與之前分析的預期值相符。同樣，貿(mào)易開放程度的回歸系數(shù)普遍為正值，經(jīng)濟規(guī)模及人口規(guī)模的回歸系數(shù)顯著都為正。

具體看各虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸和大部分分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸都顯示出虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數(shù)值呈遞減趨勢，即D1*IPR的系數(shù)值最大，而D4*IPR的系數(shù)值最小。根據(jù)上文對各虛擬變量的定義可知，D1*IPR表示的是高收入國家的IPR值，同理D4*IPR表示的是低收入國家的IPR值。因此，虛擬變量與IPR交叉項的回歸系數(shù)值的這種遞減趨勢，說明了出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的增加對中國出口貿(mào)易流量的正向刺激作用，會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。從不同行業(yè)的交叉項的回歸系數(shù)看，對于低技術行業(yè)，交叉項的系數(shù)普遍為負值，而且依然存在隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢；相較而言，對于高技術行業(yè)，交叉項的系數(shù)都為正值，而且系數(shù)值比較大，隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢依然存在，低收入水平下的回歸系數(shù)較小。這說明出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的增加并沒有促進低技術行業(yè)出口流量的增長，反而減少了其出口流量，但對高技術行業(yè)的促進作用則非常大。同樣，不管是對低技術行業(yè)還是高技術行業(yè)，知識產(chǎn)權保護強度的增加對中國出口貿(mào)易流量的刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。

四、結論

本文檢驗了知識產(chǎn)權保護對中國總的出口貿(mào)易流量和各行業(yè)的出口貿(mào)易流量的影響，得出如下主要結論：（1）出口目的國的知識產(chǎn)權保護強度的提高能夠促進中國出口貿(mào)易流量的增加，知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易流量影響的市場擴展效應大于市場支配力效應。（2）知識產(chǎn)權保護強度的提高對中國出口到不同收入水平國家的出口貿(mào)易流量均具有正向影響，且這種正向刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。（3）相對于非知識密集型行業(yè)而言，知識產(chǎn)權保護的提高對促進中國知識密集型行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加更為明顯，但其對低技術行業(yè)出口貿(mào)易流量卻具有負向影響。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國知識產(chǎn)權局網(wǎng)站上的數(shù)據(jù)整理得到（http：//www.sipo.gov.cn/）。

② 根據(jù)1995-2011年我國總出口貿(mào)易流量與總專利數(shù)數(shù)據(jù)計算得到。

③ 114個國家的具體信息及分類方法參照世界銀行2010年的人均GNI劃分標準，感興趣的讀者可聯(lián)系作者。

④ 具體參見：http：//data.worldbank.org/about/country-classifications/.

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Abstract：This paper tests the influence of intellectual property protection （IPR） on China′s export trade flows by using the China′s HS6 export panel data from 1995 to 2010. The empirical results show that enhancing of IPR in the export destination country will promote China′s export trade flows on the whole， and this effect is stronger in knowledge intensive industry than in other industries； furthermore， enhancing of IPR in high-income and middle-income countries has a positive influence on China′s export trade flows in these countries， while enhancing of IPR in low-income countries has a negative impact； what′s more， this effect is always relatively larger in knowledge intensive industry no matter what the income level of the export destination country is.

Key words：export trade flows； intellectual property protection； knowledge intensive industry； income level

（責任編輯：張曦）