顧曉燕 王原雪 朱瑋瑋

摘 要? 現(xiàn)有關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)影響出口技術(shù)復(fù)雜度的研究文獻(xiàn)，忽視了兩個方面的重要問題：一是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和執(zhí)法力度等差異性因素所決定的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在省級層面上的非勻質(zhì)性;二是知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的空間外溢性。鑒于此，本文利用2004-2017年中國30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用通用嵌套空間模型，分別引入距離關(guān)系和相鄰關(guān)系的空間滯后項，研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。計量檢驗結(jié)果表明，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，均在1%的水平上顯著。上述結(jié)果意味著一省知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提高，不僅有利于提升該省的出口技術(shù)復(fù)雜度，與此同時，還能夠有效提升地理鄰近省份的出口技術(shù)復(fù)雜度，即從促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的角度看，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)具有明顯的空間溢出效應(yīng)。分區(qū)域的檢驗結(jié)果則表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對本地區(qū)和鄰近省份的出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在異質(zhì)性。據(jù)此，新階段作為中國進(jìn)一步擴(kuò)大開放的重要舉措之一，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)不僅有助于出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，同時也有助于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施。

關(guān)鍵詞? 知識產(chǎn)權(quán)保護(hù) 出口技術(shù)復(fù)雜度 空間外溢

一、引言

十九大報告指出，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。改革開放以來，作為國民經(jīng)濟(jì)重要組成部分的出口貿(mào)易，在驅(qū)動中國經(jīng)濟(jì)增長中一直發(fā)揮著重要作用。因此，在我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新階段，如何推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，使之成為適應(yīng)乃至引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“新馬車”，是新時代中國開放發(fā)展面臨的重大理論命題。一國的出口實力可以從規(guī)模和技術(shù)含量兩個維度來反映，比較而言，技術(shù)維度更能體現(xiàn)出口貿(mào)易高質(zhì)量的發(fā)展。出口技術(shù)復(fù)雜度的提升能優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品的核心競爭力，因而是促進(jìn)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。當(dāng)前我國出口貿(mào)易發(fā)展面臨復(fù)雜多變的內(nèi)外部環(huán)境，呈現(xiàn)出全球價值鏈重構(gòu)期、發(fā)展動力轉(zhuǎn)換期、外貿(mào)政策轉(zhuǎn)向期“三期”疊加的特點。中國要實現(xiàn)從貿(mào)易大國到貿(mào)易強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變，必須依賴技術(shù)進(jìn)步以提升產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，解決中國傳統(tǒng)貿(mào)易發(fā)展模式中出口技術(shù)含量低的問題。出口技術(shù)復(fù)雜度的高低是一國技術(shù)創(chuàng)新能力與技術(shù)發(fā)展水平的重要體現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步能夠有效促進(jìn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，技術(shù)進(jìn)步離不開創(chuàng)新，創(chuàng)新需要完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度來“保駕護(hù)航”，保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)就是保護(hù)創(chuàng)新。雖然已有研究，特別是針對中國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度影響的研究文獻(xiàn)，已經(jīng)取得了豐富成果，但仍然有兩個方面的重要問題尚未受到重視：一是知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的區(qū)域差異性，二是影響作用機(jī)制的空間外溢性。就前一個方面而言，實際知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平不僅取決于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)立法水平，同時取決于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法水平，執(zhí)法水平存在較大的地區(qū)差異，不同執(zhí)法水平帶來省際層面知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的顯著差異性。就后一個方面而言，經(jīng)濟(jì)行為和作用通常存在著空間外溢。這就提出了一個很有理論和實踐價值的課題：省際層面知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的差異對出口技術(shù)復(fù)雜度有何影響，以及這種影響是否存在空間外溢？本文擬利用2004-2017年中國30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用通用嵌套空間模型，分別引入距離關(guān)系和相鄰關(guān)系的空間滯后項，對上述問題進(jìn)行初步探討。

二、文獻(xiàn)回顧

圍繞知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，學(xué)者們從區(qū)域?qū)用?、制度層面、行業(yè)層面、企業(yè)層面、產(chǎn)品層面等不同視角進(jìn)行了深入研究。

區(qū)域?qū)用婧椭贫葘用娴难芯勘砻?，實際知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響存在較大的地區(qū)差異（代中強(qiáng)，2014），毛其淋和方森輝（2018）實證研究表明地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以強(qiáng)化企業(yè)研發(fā)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用，現(xiàn)有研究表明在發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家存在一定差異，Chen 和 Puttitanun （2005）指出知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)有利于發(fā)展中國家的技術(shù)創(chuàng)新和出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，賴敏和韓守習(xí)（2018）基于128個國家的數(shù)據(jù)實證研究表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響總體上呈現(xiàn)“U型”，對發(fā)達(dá)國家的影響顯著為正。知識產(chǎn)權(quán)制度能有效激勵創(chuàng)新，柒江藝和許和連（2012）研究指出知識產(chǎn)權(quán)制度的完善能加速出口技術(shù)的提升，完善的制度質(zhì)量對于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升存在著顯著的正向作用（戴翔和金碚，2014）。

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升是否存在行業(yè)差異，學(xué)者們從行業(yè)層面開展了深入探討。楊林燕和王俊（2015）基于30個工業(yè)制造業(yè)的數(shù)據(jù)，從細(xì)分行業(yè)、分類型行業(yè)和總體行業(yè)的不同視角實證分析了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，研究發(fā)現(xiàn)提升知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度有正的顯著影響，并且技術(shù)密集型行業(yè)受到的正影響效應(yīng)相對于勞動和資本密集型行業(yè)而言更加顯著。魏婧恬等（2017）提出制度環(huán)境的改善可以促進(jìn)產(chǎn)品復(fù)雜度高的行業(yè)形成顯著的比較優(yōu)勢，進(jìn)而帶動社會整體的出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，企業(yè)層面和產(chǎn)品層面是關(guān)鍵，這方面的研究引起了學(xué)者們的高度關(guān)注。李俊青和苗二森（2018）研究了不完全契約條件下知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)如何影響企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，肯定了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強(qiáng)能提升企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的假設(shè)。莊子銀和李宏武（2018）實證研究得出結(jié)論，美國337調(diào)查對中國出口企業(yè)創(chuàng)新的影響是正向顯著的，尤其是對高技術(shù)企業(yè)的激勵效應(yīng)更加突出。加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)有利于出口企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高 （Hudson & Minea，2013） ，促使其不斷改進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量，提升出口技術(shù)含量。戴翔和金碚（2014）研究指出，融入產(chǎn)品內(nèi)國際分工體系中有助于出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。田祖海和楊文?。?019）基于中部六省高技術(shù)產(chǎn)品層面的實證研究表明，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響呈現(xiàn)“倒U型”。

綜上可知，盡管已有文獻(xiàn)從不同角度研究了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，但鮮有研究通過空間計量模型分析和探討知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口技術(shù)復(fù)雜度之間的關(guān)系，未將空間溢出效應(yīng)納入知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口技術(shù)復(fù)雜度的分析體系，可能會使研究結(jié)論出現(xiàn)偏差。鑒于此，本文將從省際數(shù)據(jù)著手構(gòu)建空間計量模型，深入研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，以期彌補(bǔ)該領(lǐng)域的研究不足，并對現(xiàn)有文獻(xiàn)做出進(jìn)一步拓展，這也是本文對現(xiàn)有研究可能的邊際貢獻(xiàn)。

三、計量模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）基準(zhǔn)模型設(shè)定

在構(gòu)建空間計量模型前，先構(gòu)建不考慮空間溢出效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型：

lnETSit=α+βlnIPPit+∑ N j=1? δjxit+εit? （1）

公示（1）中，ETSit為被解釋變量出口技術(shù)復(fù)雜度，IPPit為核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，xit為控制變量?，具體包括地區(qū)生產(chǎn)總值GDPit、外商直接投資FDIit、研發(fā)資金投入RDit、人力資源稟賦HRit、金融發(fā)展程度DLit、交通基礎(chǔ)設(shè)施infrasit;另外，i為地區(qū)，t為時間，α為常數(shù)項，β為核心解釋變量的系數(shù)，δj為控制變量的系數(shù)，εit為隨機(jī)擾動項。在基準(zhǔn)模型中，假設(shè)lnETSit與lnIPPit呈線性關(guān)系，β是ETSit對IPPit的彈性。

（二）空間計量模型的設(shè)定

1.空間相關(guān)性的檢驗

當(dāng)經(jīng)濟(jì)個體在空間上相鄰時，有可能存在空間相關(guān)性，使用傳統(tǒng)的非空間面板模型進(jìn)行估計可能會產(chǎn)生偏差。本文在省級面板數(shù)據(jù)下研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，所涉及的相關(guān)變量在相鄰省份之間可能由于人口流動、技術(shù)溢出、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等因素的影響，而存在空間相關(guān)性。因此，有必要采用莫蘭指數(shù)I（Morans I）對樣本進(jìn)行空間相關(guān)性的檢驗，以判斷是否有必要在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上引入空間滯后項，構(gòu)建空間計量模型進(jìn)行進(jìn)一步的估計。

首先分別通過相鄰關(guān)系和距離關(guān)系定義空間權(quán)重矩陣W：

根據(jù)相鄰關(guān)系定義相鄰權(quán)重矩陣，該矩陣的（i，j）元素表示地區(qū)i和地區(qū)j的相鄰關(guān)系，相鄰取值為1，反之取值為0。

根據(jù)距離關(guān)系定義距離權(quán)重矩陣，當(dāng)i≠j時，該矩陣的（i，j）元素取值為地區(qū)i和地區(qū)j之間距離的倒數(shù);當(dāng)i=j時，該矩陣的（i，j）元素取值為0。

從表1可以看出，基于相鄰權(quán)重矩陣計算的lnETSit的莫蘭指數(shù)I在2004至2017年間全部顯著為正，基于距離權(quán)重矩陣計算的lnETSit的莫蘭指數(shù)I僅在個別年份不顯著，在大部分年份顯著為正。說明出口技術(shù)復(fù)雜度在各省之間存在明顯的空間自相關(guān)性，有必要在實證分析中考慮空間溢出效應(yīng)，將空間滯后項引入計量模型。

2.通用嵌套空間模型

由于基準(zhǔn)模型未考慮被解釋變量、解釋變量和隨機(jī)擾動項的空間溢出效應(yīng)，導(dǎo)致估計結(jié)果存在非精準(zhǔn)性缺陷。為彌補(bǔ)這一缺陷，本文在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，引入被解釋變量、解釋變量和隨機(jī)擾動項的空間滯后項，充分考慮空間溢出效應(yīng)的影響，構(gòu)建了通用嵌套空間模型（General Nesting Spatial Model，GNSM）。

lnETSit=α+ρ∑ N j=1? WijlnETSjt+Xitβ+θ∑ N j=1? WijXjt+μit? （2）

μit=φ∑ N j=1? Wijμjt+εit，ε～N 0，σ2In? ?（3）

其中，ETSit為i省在t時期的出口技術(shù)復(fù)雜度，∑ N j=1? WijlnETSjt為lnETSit

的空間滯后項， ρ為該空間滯后項的系數(shù);Xit為對數(shù)形式的自變量集合，包括核心解釋變量和控制變量，β為Xit的系數(shù)，∑ N j=1? WijXjt為Xit的空間滯后項，θ為該空間滯后項的系數(shù);μit、εit為隨機(jī)擾動項，∑ N j=1? Wijμjt是μit的空間滯后項，φ是該空間滯后項的系數(shù)，ε服從零均值、同方差的多元正態(tài)分布;α為模型的常數(shù)項。

通用嵌套空間模型是空間計量模型的一般式，可以退化得到多種模型。當(dāng)ρ=0時，即僅考慮解釋變量和誤差項的空間溢出效應(yīng)，可以得到空間杜賓誤差模型（SDEM）;當(dāng)θ=0時，即僅考慮被解釋變量和誤差項的空間溢出效應(yīng)，可以得到帶空間自回歸誤差項的空間自回歸模型（SARAR）;當(dāng)φ=0時，即僅考慮解釋變量和被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，可以得到空間杜賓模型（SDM）;當(dāng)ρ=0且θ=0時，即僅考慮誤差項的空間溢出效應(yīng)，可以得到空間誤差模型（SEM）;當(dāng)ρ=0且φ=0時，即僅考慮解釋變量的空間溢出效應(yīng)，可以得到空間X滯后模型（SXL）;當(dāng)θ=0且φ=0時，即僅考慮被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，可以得到空間自回歸模型（SAR）。

在非空間面板模型中，解釋變量的系數(shù)可以直接反映解釋變量對被解釋變量的影響。但在（2）式和（3）式所構(gòu)成的空間面板模型中，由于引入了解釋變量和被解釋變量的空間滯后項，解釋變量Xit的系數(shù)β并不能直接反映解釋變量對被解釋變量的影響。必須利用偏導(dǎo)數(shù)將解釋變量對被解釋變量影響的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，具體分解方法如（4）式所示：

E[lnETS] x1k … E[lnETS] xNk? = I-ρW -1 Iβk+Wθk? ?（4）

其中， I-ρW -1 Iβk+Wθk 的對角線元素為解釋變量對被解釋變量的直接效應(yīng)，非對角線元素為解釋變量對被解釋變量的間接效應(yīng)。

3.變量與數(shù)據(jù)說明

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量為省際出口技術(shù)復(fù)雜度，參照Hausmann（2007）、戴翔和金碚（2014）、代中強(qiáng)（2014）的計算方法，分兩步測算，第一步測算各產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，具體計算公式如下（5）所示，第二步測算每個省的出口技術(shù)復(fù)雜度，具體計算公式如下（6）所示：

PETSk=∑ i? ? xik/Xi? ∑ i? xik/Xi? Yi? ?（5）

ETSi=∑ k? ? xik Xi? PETSk? ?（6）

其中， ETSi 為i省的出口技術(shù)復(fù)雜度，PETSk為k 產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，Yi為i省人均生產(chǎn)總值，xik為i省k產(chǎn)業(yè)的出口額，Xi為i省的出口總額。根據(jù)《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》提供的各年度各省市分產(chǎn)業(yè)的出口數(shù)據(jù)加權(quán)核算，人均生產(chǎn)總值根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)整理得出。

（2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，參照Ginarte和Park（1997）、韓玉雄和李懷祖（2005），各省市的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平由立法意義上的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法水平相乘而得到。立法意義上的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的測算考慮了保護(hù)的覆蓋范圍、是否為國際條約的成員、權(quán)利喪失的保護(hù)、執(zhí)法機(jī)制、保護(hù)期限五個指標(biāo)，執(zhí)法水平的測算考慮了執(zhí)法力度、社會法制化水平、社會知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、法律體系完備程度、國際監(jiān)督制衡機(jī)制六個指標(biāo)，具體的度量標(biāo)準(zhǔn)和數(shù)據(jù)來源參考了關(guān)成華等（2018）。

（3）控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究成果，為減少模型估計的遺漏偏差，本文選取了地區(qū)生產(chǎn)總值、外商直接投資、研發(fā)資金投入、人力資源稟賦、金融發(fā)展程度、交通基礎(chǔ)設(shè)施作為控制變量加入計量模型。其中，地區(qū)生產(chǎn)總值為各省市的地區(qū)生產(chǎn)總值，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;外商直接投資以各省市外商投資企業(yè)年底投資總額衡量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;研發(fā)資金投入為各省市研究與試驗發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》;人力資源稟賦選擇各省市大學(xué)生在校生數(shù)占當(dāng)?shù)爻Ｗ∪丝诘谋壤齺砗饬?，?shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》;金融發(fā)展程度，以各省市金融機(jī)構(gòu)人民幣各項存貸款余額之和來衡量，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國金融年鑒》;交通基礎(chǔ)設(shè)施以標(biāo)準(zhǔn)公路里程數(shù)衡量，由于鐵路、公路和水路運(yùn)輸能力不同，本文參考姚樹潔和韋開蕾（2008）的方法，對鐵路、公路和水路分別賦予4.27、1和1.06的權(quán)重，加權(quán)后得出標(biāo)準(zhǔn)公路里程數(shù)，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

受數(shù)據(jù)可獲得性的限制，本文采用了中國30個省級行政區(qū)2004-2017年的面板數(shù)據(jù)，未包含西藏、香港、澳門和臺灣地區(qū)，個別變量在個別年份的數(shù)據(jù)缺失采用插值法補(bǔ)齊。

四、實證結(jié)果解釋

（一）基準(zhǔn)模型的估計結(jié)果

本文首先估計了不考慮空間溢出效應(yīng)的基準(zhǔn)模型，其中固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果如表2的（1）列所示，隨機(jī)效應(yīng)模型的估計結(jié)果如表2的（2）列所示。不難看出，基準(zhǔn)模型的兩列估計結(jié)果的符號方向是一致的，并且系數(shù)大小相差不大，這說明回歸結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性。核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的回歸系數(shù)在基準(zhǔn)模型下均在5%的水平上顯著為正且略大于1，說明在其他變量不變的情況下，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提高一定比例時，出口技術(shù)復(fù)雜度可以獲得更高比例的提升，這與預(yù)期相符。

至于其他解釋變量和控制變量。在固定效應(yīng)模型中，地區(qū)生產(chǎn)總值和人力資源稟賦在1%的水平上顯著為正，研發(fā)資金投入在5%的水平上顯著為正，這與預(yù)期相符，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增加、勞動力素質(zhì)提升和研發(fā)投入增長有利于資本積累、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化和技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高出口技術(shù)復(fù)雜度;金融發(fā)展程度在1%的水平上顯著為負(fù)，與預(yù)期有所出入，這可能是由于國內(nèi)的金融市場尚不健全，還不能夠?qū)①Y金有效地配置到創(chuàng)新能力更強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)部門;交通基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)不顯著，這與代中強(qiáng)（2014）的研究結(jié)論是一致的，一種可能的解釋是出口產(chǎn)品的物流運(yùn)輸要穿越多個省市，一省交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善對該省出口產(chǎn)品完整的運(yùn)輸流程的影響會被稀釋掉，導(dǎo)致對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不顯著;外商直接投資的系數(shù)不顯著，但是比較空間計量模型的結(jié)論就會發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致該系數(shù)不顯著的原因可能是沒有考慮空間溢出效應(yīng)導(dǎo)致估計出現(xiàn)偏差。

在隨機(jī)效應(yīng)模型中，控制變量的系數(shù)與固定效應(yīng)模型下的系數(shù)相差不大，地區(qū)生產(chǎn)總值、人力資源稟賦、金融發(fā)展程度也均在1%的水平上高度顯著，研發(fā)資金投入的顯著性水平略有提升，交通基礎(chǔ)設(shè)施依然不顯著。變化較大的是外商直接投資顯著為正，這與預(yù)期是一致的。

為了考察固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型哪一個更適用于本文面板數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)模型分析，我們進(jìn)一步進(jìn)行了豪斯曼檢驗，檢驗結(jié)果顯示，采用固定效應(yīng)模型更合適?；谝陨戏治觯疚淖罱K選擇固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型的估計方法，用于比較空間計量模型的估計結(jié)果。

（二）空間計量模型的估計結(jié)果

從空間計量模型的估計結(jié)果來看，考慮了空間溢出效應(yīng)之后，核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平系數(shù)的顯著性水平得到了明顯的改善。其中，以距離關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣時，如表2的（3）、（4）列所示，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的系數(shù)在固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型中均在1%的水平上顯著為正;以相鄰關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣時，如表2的（5）、（6）列所示，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的系數(shù)在固定效應(yīng)模型中在5%的水平上顯著為正，在隨機(jī)效應(yīng)模型中則是在1%的水平上顯著為正。另外，被解釋變量出口技術(shù)復(fù)雜度、核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平和誤差項的空間滯后項均顯著，說明這些變量確實存在空間自相關(guān)性，空間計量模型比非空間計量模型更適合用于分析本文的面板數(shù)據(jù)樣本，這與前文的莫蘭指數(shù)I的檢驗結(jié)果是一致的。

進(jìn)一步分析以距離關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣時控制變量系數(shù)的估計。在固定效應(yīng)模型下，外商直接投資、研發(fā)資金投入、人力資源稟賦和金融發(fā)展程度的系數(shù)均顯著且方向與基準(zhǔn)模型一致;交通基礎(chǔ)設(shè)施的系數(shù)雖然顯著為負(fù)，但是僅在10%的水平上顯著;地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)為正但并不顯著。在隨機(jī)效應(yīng)模型下，所有控制變量估計系數(shù)的顯著性水平和符號方向均與基準(zhǔn)模型大體一致。當(dāng)以相鄰關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣時，部分變量系數(shù)的顯著性水平出現(xiàn)下降。

為檢驗固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型哪一個更適合用來估計本文的空間面板數(shù)據(jù)，本文對兩種不同空間權(quán)重矩陣的空間計量模型進(jìn)行了豪斯曼檢驗，檢驗結(jié)果顯示，豪斯曼統(tǒng)計量均為負(fù)數(shù)，故可以接受隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。此外，從AIC和BIC的匯報結(jié)果來看，均顯示以距離關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣的固定效應(yīng)模型能夠更好地擬合本文的空間面板數(shù)據(jù)。因此，在下文直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的分析中，本文將匯報固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的全部結(jié)論，并進(jìn)行全面的分析和比較。

（三）空間計量模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

在空間計量模型中所估計的變量系數(shù)并不能直接解釋變量對被解釋變量的影響，需要通過將總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來進(jìn)一步分析。直接效應(yīng)即指本地區(qū)某影響因素的變動對本地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的總體影響，其中涉及空間反饋效應(yīng)，即本地區(qū)該因素對相鄰地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度有影響，而相鄰地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度的變動又對本地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生影響的循環(huán)作用過程。間接效應(yīng)即空間溢出效應(yīng)，本地區(qū)的某因素變動對相鄰地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度所產(chǎn)生的影響。

基于空間計量模型的估計結(jié)果，表3給出了解釋變量分別以距離關(guān)系和相鄰關(guān)系構(gòu)建空間矩陣的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。從核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的估計結(jié)果來看，在四種估計中，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，并且估計結(jié)果在不同的模型中相差不大，較為穩(wěn)健。以距離權(quán)重矩陣的固定效應(yīng)模型為例，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)顯著為正，說明一省知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提高有利于提升該省的出口技術(shù)復(fù)雜度;同時，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對出口技術(shù)復(fù)雜度的間接效應(yīng)顯著為正，說明一省知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提高能夠有效提升地理鄰近省份的出口技術(shù)復(fù)雜度，有明顯的空間溢出效應(yīng)。這說明，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平具有正的外部性，不但能夠提升本省出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度，而且能夠間接提升鄰近省份出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度。這背后可能的原因是，鄰近省份之間更容易形成產(chǎn)業(yè)鏈上下游的關(guān)系，一省知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提高所帶來的創(chuàng)新能力提升，能夠通過產(chǎn)業(yè)鏈上的原材料、半成品供應(yīng)關(guān)系向鄰近省份傳導(dǎo)，進(jìn)而在更大范圍實現(xiàn)產(chǎn)成品技術(shù)的提升。此外，鄰近省份人力資源的流動能夠強(qiáng)化知識、技能在各省之間傳遞，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系下的創(chuàng)新型技術(shù)和產(chǎn)品可以更快地被學(xué)習(xí)模仿，在比較大的空間范圍產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，并且最終在出口產(chǎn)品部門實現(xiàn)技術(shù)提升。當(dāng)空間計量模型采用相鄰關(guān)系構(gòu)建空間權(quán)重矩陣時，上述基本結(jié)論依然成立，即知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平不但能夠提升本省出口產(chǎn)品的技術(shù)附加值，而且能夠間接提升相鄰省份出口產(chǎn)品的技術(shù)附加值。

各控制變量在不同模型下的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)也表現(xiàn)出了較好的穩(wěn)健性。地區(qū)生產(chǎn)總值對出口技術(shù)復(fù)雜度的間接影響在不同模型下均顯著為正，但是直接效應(yīng)在距離權(quán)重矩陣的模型下并不顯著，說明一省出口技術(shù)復(fù)雜度受到鄰近省份經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響甚至要比本省經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響更大，可能的原因是地區(qū)與地區(qū)之間所形成的價值鏈將鄰近省份的出口貿(mào)易緊密聯(lián)系在一起，省際經(jīng)濟(jì)關(guān)系不是割裂、封閉的，而是開放、廣泛聯(lián)系的。外商直接投資和人力資源稟賦在大部分模型中主要表現(xiàn)為對出口技術(shù)復(fù)雜度正的直接效應(yīng);研發(fā)資金投入在大部分模型中直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著為正;交通基礎(chǔ)設(shè)施在大多數(shù)的模型下影響效應(yīng)不顯著，這與基準(zhǔn)模型的模擬結(jié)果基本相符。值得注意的是，金融發(fā)展程度對出口技術(shù)復(fù)雜度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)基本上都顯著為負(fù)，這與基準(zhǔn)模型的研究結(jié)論是一致的，說明即使考慮了空間溢出效應(yīng)，現(xiàn)階段一省金 融發(fā)展程度的提高并不能有效提升當(dāng)?shù)睾袜徑》莸某隹诩夹g(shù)復(fù)雜度，甚至?xí)焕诔隹诋a(chǎn)品的技術(shù)附加值提升。這與當(dāng)前中國金融體系尚不健全，不能有效地將資金分配到創(chuàng)新能力更強(qiáng)的生產(chǎn)部門有直接關(guān)系，例如，對出口貢獻(xiàn)不大的房地產(chǎn)市場吸納了中國大量的金融資源，而具有創(chuàng)新活力、對出口具有重要貢獻(xiàn)的實體經(jīng)濟(jì)部門，尤其是中小制造企業(yè)往往很難獲得技術(shù)研發(fā)所需的金融資源。

（四）分樣本空間計量模型的估計結(jié)果

中國不同區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，進(jìn)而在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度、出口技術(shù)復(fù)雜度等方面也存在不同。本部分進(jìn)一步將全樣本劃分為東、中、西三個區(qū)域，分別檢驗知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的區(qū)域異質(zhì)性影響。根據(jù)豪斯曼檢驗的結(jié)果，在兩種空間權(quán)重矩陣下，各區(qū)域的檢驗結(jié)果均顯示應(yīng)使用隨機(jī)效應(yīng)。下文分別匯報在兩種空間權(quán)重矩陣下三個區(qū)域的各變量直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)模型估計結(jié)果。

就知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響而言，直接效應(yīng)方面，兩種空間權(quán)重矩陣下，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的正向影響在東部和西部地區(qū)顯著，在中部地區(qū)則不顯著;間接效應(yīng)方面，東部和中部地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對相鄰地區(qū)有正向的空間溢出效應(yīng)，西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)則不顯著。由于東部地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度都遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，異質(zhì)性檢驗中的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的直接和間接效應(yīng)都很顯著。西部地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在樣本期內(nèi)與中部地區(qū)差異較小，在相應(yīng)指標(biāo)均值非常接近的情況下，西部地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)發(fā)展速度很快，這可能是西部地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用較中部地區(qū)更為顯著的原因。樣本期內(nèi)西部地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度在三個區(qū)域內(nèi)最低，該地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)未能顯著影響鄰近地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升。

控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)在兩種空間矩陣下表現(xiàn)出一定的差異。根據(jù)R2和Log-likelihood的值判斷東部和西部地區(qū)在空間距離矩陣下的回歸結(jié)果更為合理，中部地區(qū)估計結(jié)果在兩個矩陣下差異很小，但空間相鄰矩陣下模型的R2顯著高于空間距離矩陣，因此中部地區(qū)的估計結(jié)果依據(jù)空間相鄰矩陣進(jìn)行分析。據(jù)此，直接效應(yīng)方面，東、西部地區(qū)的研發(fā)資金投入，東、中部地區(qū)的人力資源稟賦，東部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施，西部地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值和外商直接投資都對本地區(qū)的 出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生了正向的推動作用，各區(qū)域內(nèi)的金融發(fā)展的影響都不顯著。由于東部地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較中西部地區(qū)更為發(fā)達(dá)與完善，因而在分樣本檢驗中表現(xiàn)為對本地出口技術(shù)復(fù)雜度的正向影響。間接效應(yīng)方面，各區(qū)域的國內(nèi)生產(chǎn)總值、西部地區(qū)的外商直接投資、中部地區(qū)的研發(fā)資金投入對相鄰地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度有正向的空間溢出效應(yīng);各區(qū)域的金融發(fā)展，東部地區(qū)的外商直接投資和西部地區(qū)的人力資源稟賦對鄰近區(qū)域的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生了負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。東部地區(qū)吸引外商直接投資的總量仍在全國領(lǐng)先，對相鄰中部地區(qū)的外資引入存在一定的擠占作用，而西部地區(qū)吸收的外資規(guī)模逐年壯大，外資的技術(shù)溢出效應(yīng)能輻射至鄰近地區(qū)，因此東西部地區(qū)外商直接投資表現(xiàn)出了相反的空間溢出效應(yīng)。西部地區(qū)人力資源稟賦的負(fù)向空間溢出效應(yīng)則可能緣于“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略下的人才引進(jìn)對相鄰中部地區(qū)的人才流入有一定的反向影響。

五、結(jié)論及啟示

中國不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大差距，進(jìn)而在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的執(zhí)法水平和執(zhí)法力度等方面同樣會存在顯著差異，這是一個不爭的事實特征。此外，由于省域之間經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性等作用機(jī)制的存在，從而使知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能不僅限于一省省域內(nèi)部，還可能對其他鄰近省域產(chǎn)生影響，發(fā)揮顯著的空間溢出效應(yīng)。從上述事實特征和基本判斷出發(fā)，本文通過構(gòu)建空間計量模型的一般式，將被解釋變量、解釋變量和誤差項的空間滯后項引入通用嵌套空間模型，充分考慮空間溢出效應(yīng)的影響，利用2004-2017年中國30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實證研究了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響效應(yīng)。計量檢驗結(jié)果表明：第一，出口技術(shù)復(fù)雜度對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的彈性顯著為正，也即知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提高有助于該地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升;第二，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用，不僅限于實施知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的特定省域，與此同時還會產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)，即某一省域的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)還會對其他鄰近省域的出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生顯著影響;第三，東部和西部地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)顯著推動了本地區(qū)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，并且東部和中部的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對相鄰地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

在經(jīng)濟(jì)全球化新形勢下和中國開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段后，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)成為中國主動擴(kuò)大開放的重要戰(zhàn)略舉措之一。本文上述研究發(fā)現(xiàn)，不僅能夠為中國加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的擴(kuò)大開放戰(zhàn)略舉措提供科學(xué)依據(jù)和經(jīng)驗證據(jù)支撐，而且對于探尋提升出口技術(shù)復(fù)雜度的有效途徑，推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而實現(xiàn)從貿(mào)易大國邁向貿(mào)易強(qiáng)國的目標(biāo)，也有重要的政策意義。強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，自主開發(fā)產(chǎn)業(yè)鏈中高端的核心技術(shù)和關(guān)鍵技術(shù)，推進(jìn)創(chuàng)新鏈與產(chǎn)業(yè)鏈融合發(fā)展，是新時代我國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的必然要求，也是占據(jù)全球價值鏈中高端的必然選擇。更為重要的是，由于中國各省的經(jīng)濟(jì)是廣泛聯(lián)系的，經(jīng)濟(jì)變量普遍存在跨越省際的空間溢出效應(yīng)，因此，一省出口技術(shù)復(fù)雜度的提升不但受到本省各類經(jīng)濟(jì)變量的影響，而且還受到其他省份的影響，價值鏈發(fā)展和產(chǎn)業(yè)鏈供需關(guān)系將各省出口貿(mào)易緊密串聯(lián)在一起，這正是知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)提升出口技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)的根本作用機(jī)制所在。因此，伴隨未來城市群的一體化發(fā)展，尤其是伴隨國家區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施，必將推進(jìn)區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新能力的提升，城市群產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展將成為出口技術(shù)復(fù)雜度提升和出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力，在此過程中，發(fā)揮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的提升作用，將會有更大的作用空間。當(dāng)然，從不同省域?qū)用婵?，實施怎樣的知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略和采取何種程度的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，才能在更好地促進(jìn)自身出口技術(shù)復(fù)雜度提升的同時，又能在有效的空間外溢和互動中實現(xiàn)共贏，已經(jīng)超出了本文探討范圍，是一個有待深入研究的大課題，也是我們后續(xù)研究和努力的重要方向。

參考文獻(xiàn)：

[1]代中強(qiáng).知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)提高了出口技術(shù)復(fù)雜度嗎？——來自中國省際層面的經(jīng)驗研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2014（12）.

[2]戴翔，金碚.產(chǎn)品內(nèi)分工、制度質(zhì)量與出口技術(shù)復(fù)雜度[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014 （7）.

[3]關(guān)成華，袁祥飛，于曉龍.創(chuàng)新驅(qū)動、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于2007—2015年省級數(shù)據(jù)的門限面板回歸[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2018（10）.

[4]韓玉雄，李懷祖.關(guān)于中國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的定量分析[J].科學(xué)學(xué)研究，2005（6） .

[5]賴敏，韓守習(xí).知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口技術(shù)復(fù)雜度的影響研究[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2018（7） .

[6]李俊青，苗二森.不完全契約條件下的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018 （12）.

[7]李煒， 趙澤月. 中國OFDI的逆向動態(tài)產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)研究--基于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)問題， 2019（7）.

[8]毛其淋，方森輝.創(chuàng)新驅(qū)動與中國制造業(yè)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度[J].世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇，2018（2）.

[9]柒江藝，許和連.行業(yè)異質(zhì)性、適度知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口技術(shù)進(jìn)步[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（2）.

[10]田祖海，楊文俊.中部六省高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響因素實證研究[J].武漢理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019（1）.

[11] 魏婧恬，葛鵬，王健.制度環(huán)境、制度依賴性與企業(yè)全要素生產(chǎn)率[J].統(tǒng)計研究，2017（5）.

[12]楊林燕，王俊.知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)提升了中國出口技術(shù)復(fù)雜度嗎？[J].中國經(jīng)濟(jì)問題，2015 （5）.

[13]莊子銀，李宏武.貿(mào)易、知識產(chǎn)權(quán)與出口企業(yè)創(chuàng)新：基于美國337調(diào)查的實證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2018（4）.

[14]鄭長云. 中國區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口品質(zhì)結(jié)構(gòu)的影響研究[J]. 現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討， 2019（10）.

[15]Chen Y， Puttitanun T. Intellectual Property Rights and Innovation in Developing Countries[J]. Journal of Development Economics，2005（2）.

[16]Ginarte J C， Park W G. Determinants of Patent Rights：A Cross-national Study[J]. Research Policy，1997（26）.

[17]Hausmann R， Hwang J， Rodrik D. What You Export Matters[J]. Journal of Economic Growth，2007（1）.

[18]Hudson J， Minea A. Innovation， Intellectual Property Rights， and Economic Development： A Unified Empirical Investigation[J]. World Development，2013 （46）.

（ 責(zé)任編輯： 彭琳）