張雨　戴翔

摘要：本文在匹配中國工業(yè)企業(yè)數據庫和中國海關數據庫基礎上，測度了2006—2013年企業(yè)出口國內增加值率，并利用省級層面的知識產權保護測度指標，計量檢驗了知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響。結果表明：知識產權保護程度對企業(yè)出口國內增加值呈現倒U型非線性影響，即知識產權保護程度的增強，對企業(yè)出口國內增加值率的影響呈現從促進到抑制的作用過程轉變。在控制了其他可能影響因素后以及在各種穩(wěn)健性檢驗中，上述研究發(fā)現依然成立。進一步的作用機制檢驗表明，知識產權保護主要通過企業(yè)創(chuàng)新這一重要作用機制影響著企業(yè)出口國內增加值率。因此，從促進企業(yè)出口國內增加值率提升的角度看，繼續(xù)加強知識產權保護不僅必要而且可行。本文研究發(fā)現為中國進一步擴大以加強知識產權保護等為表現的開放舉措提供了科學依據和經驗證據，也對中國探尋改善全球價值鏈分工地位的有效路徑有著重要政策意涵。

關鍵詞：知識產權保護;出口國內增加值率;企業(yè)創(chuàng)新;價值鏈分工

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2021（02）-0097-12

一、問題的提出

2008年全球金融危機沖擊之后，單邊主義、霸凌主義、逆全球化思潮等不斷有新的表現。尤其是2017年以來，特朗普政府頻繁揮動貿易保護主義大棒，不斷升級對華貿易摩擦，并以所謂的“中國竊取知識產權”等為借口對中國進行指責并落實到實際行動，突出表現為從“301調查”到“中興事件”再到“華為斷供”等一系列舉動。從本質上看，美國固然是假借“竊取知識產權”之名，行貿易保護主義之實[1]，但與此同時也應當看到，伴隨經濟全球化深入發(fā)展，加強知識產權保護已經成為全球經貿談判的核心議題之一。從中國開放型經濟發(fā)展的實踐經驗看，雖然以“低端嵌入”的方式融入全球價值鏈分工體系，實現了制造業(yè)的長足發(fā)展，但規(guī)模的快速擴張并未邏輯地帶動“筋骨之強”[2]。目前，中國制成品出口國內附加值不高問題，仍然是開放條件下中國制造業(yè)發(fā)展備受詬病的焦點所在[3]。而據世界知識產權組織（World Intellectual Property Organization，WIPO）發(fā)布的《2017年世界知識產權報告：全球價值鏈中的無形資本》顯示，在當前全球價值鏈分工條件下，企業(yè)制成品生產和銷售的1/3價值增值來自于品牌、外觀設計和技術等“無形資本”。這一報告首次為“無形資產在國際制造業(yè)中發(fā)揮關鍵作用”提供了直接的量化證據，一定程度上說明提升出口國內增加值的根本之道，就在于實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。據此可見，無論是從應對經濟全球化發(fā)展新形勢、新變化的角度看，還是從提升中國創(chuàng)新能力和水平，進而在提升出口國內增加值中實現價值鏈分工地位改善的現實需求角度看，加強知識產權保護已然成為新階段中國開放發(fā)展的重要戰(zhàn)略選擇。正是基于這一現實背景和需求，習近平總書記在許多重要國際國內場合強調和重申，中國將采取一系列重大改革開放舉措，其中就包括更大力度加強知識產權保護并愿意同世界各國加強國際合作。

如果說，創(chuàng)新是加強知識產權保護提升出口國內增加值的主要作用機制的話，那么，由于現有關于知識產權保護與創(chuàng)新相關性研究所得結論和觀點并非一致，比如Yi等[4]認為知識產權保護與創(chuàng)新顯著正相關，而Lee等[5]則認為知識產權保護與創(chuàng)新負相關或者相關性很小，因此，這就提出了一個很有理論意義和實踐價值的課題：加強知識產權保護，能夠提升中國制造業(yè)出口國內增加值嗎？如果說答案是肯定的，那么對上述問題的回答，不僅有助于從知識產權保護角度理解和探尋提升中國制造業(yè)出口國內增加值的有效對策舉措，而且也能夠為新階段中國以加強知識產權保護為表征的進一步擴大開放的戰(zhàn)略選擇提供科學依據和經驗證據支撐。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，在研究視角上，與現有針對企業(yè)出口國內增加值率影響因素的文獻不同，本文著重從加強知識產權保護的角度做一初步探討，這是對現有研究的一種有益補充。第二，突破一味強調加強知識產權保護的傳統(tǒng)觀點和認識，本文充分考慮知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率影響可能存在的非線性特征，并從實證檢驗的角度對此進行了經驗驗證。第三，本文不僅在實證層面上檢驗了知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響，而且力圖揭示其中的主要作用機制。

二、文獻回顧及研究假說

關于出口國內增加值的影響因素是學術研究的熱點問題。馬丹等[6]從互聯(lián)網化、融資約束和中間產品內向化，陳虹等[7]從貿易自由化，李小帆等[8]從全球價值鏈嵌入位置、服務業(yè)開放、制造業(yè)服務、利用外資等角度展開了廣泛探討，遺憾的是目前尚沒有針對知識產權與企業(yè)出口國內增加值關系的直接研究。但是有關知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新的研究與本文具有較高的相關性，能為本研究提供有益的啟發(fā)和借鑒。因為創(chuàng)新顯然與企業(yè)附加值創(chuàng)造能力具有直接的相關性，這一點已經得到了李昕等[9]的理論和實證研究證實。從這一角度看，認識知識產權保護與出口國內增加值之間的關系，需要建立在知識產權保護與創(chuàng)新之間關系認知基礎之上。

針對知識產權保護與創(chuàng)新之間的關系，國內外學者已經做出了較為廣泛的探討，主要有三種代表性觀點。胡凱等[10]認為，知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新之間存在顯著的正相關關系，即知識產權保護程度的提升，對企業(yè)創(chuàng)新具有激勵作用。知識產權保護為何有助于提升創(chuàng)新能力和水平？Yi等[4]認為，創(chuàng)新成果往往具有知識和技術密集型特征，而具有這種特征的成果又兼具“公共物品”的特性，在市場交易中極其容易被模仿。如果保護力度不夠，就會因為較強的外溢性而容易被其他企業(yè)或者個人“侵權”。即便不考慮創(chuàng)新成果因具有“公共物品”特性從而更容易被模仿的特性，由于其能夠帶來較好的收益且節(jié)約前期大量的研發(fā)投入，更多的企業(yè)和個人更愿意選擇“竊取”創(chuàng)新成果，而不是去進行創(chuàng)新。因此，創(chuàng)新成果作為知識產權的客體，對知識產權進行保護其實就是保護創(chuàng)新。人才和企業(yè)是知識產權的主體，核心技術和創(chuàng)新成果離不開創(chuàng)新人才和創(chuàng)新企業(yè)這一主體，也只有保護好創(chuàng)新主體的知識產權，才能激勵和激發(fā)出創(chuàng)新主體的積極性和創(chuàng)造性。這正是知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新之間具有相關性的根本理論邏輯。

雖然激勵和激發(fā)創(chuàng)新主體進行創(chuàng)新活動，需要知識產權保護，但是知識產權保護與創(chuàng)新之間的關系是否一定，或者說在任何條件下都會呈現出顯著的正相關關系呢？事實上，基于哲學的基本原理可知，任何事物發(fā)展其實都是量變和質變的統(tǒng)一，量變是質變的必然準備，量變達到一定程度必然引起質變，質變是量變的必然結果，因此，事物發(fā)展一旦超過了某種“度”，就會引發(fā)質變。知識產權保護也不例外，也就是說，當知識產權保護的強度一旦超過某個“臨界值”，那么極有可能發(fā)生“物極必反”的現象，即知識產權保護與創(chuàng)新之間可能不再是顯著的正相關關系，而會有其他的表現，比如相關性不明顯甚至出現顯著的負相關關系等。對此，部分實證研究也予以了證實。這也正是為什么林毅夫等[11]研究發(fā)現知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新之間相關性很小甚至出現顯著負相關關系的根本原因。Branstetter等[12]認為，企業(yè)創(chuàng)新會隨著知識產權保護程度的增強而有所抑制，或者企業(yè)創(chuàng)新并不會受到知識產權保護的影響。當然，不論是持有正相關關系的觀點，還是持有負向關或者弱相關關系的觀點，其實都是建立在二者具有簡單線性相關關系的條件之下的。知識產權保護領域可能具有的“物極必反”現象，同時也意蘊著二者之間的關系并非簡單的線性關系。

正是基于知識產權保護和創(chuàng)新之間的關系在實證研究結論方面出現了截然不同的結果，進而產生了迥然的認知，部分學者對產生上述差異性的原因進行了進一步探討和研究后認為，知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系并非是簡單的線性關系，知識產權保護作用于企業(yè)創(chuàng)新，其具體效應如何會受到知識產權保護強度的影響。至于什么樣的知識產權保護強度才更加有助于創(chuàng)新？Sweet等[13]認為，知識產權保護強度的高低應該與經濟發(fā)展水平和所處具體發(fā)展階段相適應，或者說，處于不同發(fā)展階段同樣的保護強度對創(chuàng)新的影響不盡相同，其實正是二者表現出復雜的非線性關系的重要原因?；诓煌瑯颖緦ο蟮膶嵶C研究結果發(fā)現，發(fā)達國家執(zhí)行較高的知識產權保護程度，是與發(fā)達經濟體的創(chuàng)新需要相適應的，因而有助于激發(fā)和激勵其創(chuàng)新活動，然而，同樣的保護強度對發(fā)展中國家的創(chuàng)新行為可能帶來不利影響，因此，考慮到發(fā)展中國家所處的實際發(fā)展階段以及對知識產權保護的實際需求，不可輕易復制發(fā)達國家的知識產權保護制度。實際上，上述研究在一定程度上證實了知識產權保護與創(chuàng)新之間的非簡單線性關系，也在某種程度上解釋了為什么不同學者選取不同樣本所得研究結論會呈現巨大差異的現象。

由于創(chuàng)新是決定企業(yè)附加值創(chuàng)造的重要因素，因此綜合以上分析，本文認為，知識產權保護與創(chuàng)新之間實際上是一種非線性關系，換言之，在起初階段隨著知識產權保護強度的提高，對創(chuàng)新從而對附加值創(chuàng)造能力的提升具有顯著促進作用，但是當保護強度一旦超越某個臨界點，其對創(chuàng)新從而對附加值創(chuàng)造能力的提升可能就會發(fā)生相反的作用。據此，本文提出如下待檢驗理論假說和機制假說：

理論假說1：加強知識產權保護對出口國內增加值的影響，會呈現出先促進后抑制的非線性作用。

機制假說2：加強知識產權保護對出口國內增加值的影響，從具體的作用機制上看，主要通過激勵和激發(fā)創(chuàng)新活動而發(fā)揮作用。

三、研究設計

前文的理論假說仍然停留在邏輯推演層面，尚未得到有說服力的經驗證據支撐。為此，本節(jié)及以下部分將實證分析知識產權保護是否影響了企業(yè)出口國內增加值率，并呈現出非線性關系，以及這種影響是否透過企業(yè)創(chuàng)新而發(fā)生作用。這一研究對于厘清和認識現行知識產權保護水平，距離促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升進而提高企業(yè)出口附加值的現實需求，究竟是過低還是過高，據此可為提出實施符合現實經濟發(fā)展階段的知識產權戰(zhàn)略提供科學和可靠的經驗證據支撐。

（一）指標選取及測度

1.被解釋變量

本文著重研究知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值的影響，因此，被解釋變量即為企業(yè)出口國內增加值率（記為dva）。從企業(yè)層面測算出口國內增加值率的方法，本文借鑒張杰等[14]提出的測度方法，具體見式（1）：

其中，dva表示企業(yè)微觀層面的出口國內增加值率;Y表示企業(yè)微觀層面的總產出水平;D表示微觀層面的企業(yè)生產所使用的國內原材料中包含的國外進口部分;IMP表示實際的中間產品進口額;k=1，2，3分別表示出口企業(yè)的貿易所屬類型，即通常所劃分的一般貿易、加工貿易以及混合貿易三種類型的企業(yè)。

2.核心解釋變量

知識產權保護程度是本文關注的核心解釋變量。針對知識產權保護程度的測度，目前學術界已經進行了較為有益的探討，并提出了多種測度方法，如Ginarte-Park方法（簡稱GP法）和HL法。然而，GP法會明顯高估中國知識產權保護力度，而HL法則低估了中國知識產權保護力度，因而再引入經濟發(fā)展水平、法治水平和知識產權執(zhí)法水平3個指標對GP法進行修正，提出了所謂的知識產權實際保護程度（記為APS）。本文也借鑒這一方法，具體的測度方法見式（2）：

其中，NIPP表示基于GP方法所測度的知識產權名義保護水平，EDL表示經濟發(fā)展水平，RLL表示中國法制水平，ILL表示中國知識產權執(zhí)法水平?？紤]到本文主要采用企業(yè)層面的微觀數據進行計量研究，因此，有必要盡可能區(qū)別位于不同區(qū)域的出口企業(yè)所面臨的知識產權保護程度的差異性，這是因為，既然知識產權保護與經濟發(fā)展水平等因素密切相關，而中國不同地區(qū)的經濟發(fā)展水平等又存在著顯著差異。因此，本文利用省際層面的經濟發(fā)展水平等指標，從而測度省級層面的知識產權保護程度。

3.其他控制變量

考慮到主要解釋變量遺漏從而對估計結果造成的不良影響，本文在綜合現有研究所揭示的有關企業(yè)出口國內增加值影響因素基礎上，在設定計量模型時同時還納入了其他解釋和控制變量，主要包括企業(yè)年齡變量（記為Age）、企業(yè)規(guī)模變量（記為Size）、企業(yè)出口依存度變量（記為Ex）、企業(yè)出口目的地變量（記為Dest）、以及企業(yè)利潤總額變量（記為Tpro）。關于企業(yè)年齡，主要以成立的具體年份表示;關于企業(yè)規(guī)模，采用企業(yè)所擁有的員工數加以表示;關于企業(yè)出口依存度變量，主要采用企業(yè)出口額占當年企業(yè)總產出之比加以表示;關于企業(yè)出口目的變量，考慮到同一企業(yè)可能同時具有多元出口目的地，而戴翔等[15]的研究指出，出口到發(fā)達國家市場和發(fā)展中國家市場給企業(yè)帶來的“干中學”等效應可能是不同的，為此采用企業(yè)出口總額中出口到發(fā)達國家市場的占比表示。

（二）數據來源及處理

在企業(yè)微觀層面測算出口國內增加值，本文使用的微觀數據庫主要包括兩套，一套是中國工業(yè)企業(yè)數據庫，另外一套是中國海關數據庫。通過匹配上述兩套數據庫，不僅能夠在企業(yè)微觀層面上測算出口國內增加值率，而且這兩套數據庫同時也提供了上述計量模型中所納入的體現企業(yè)自身特征的其他變量數據，使用的數據期間年份為2006年至2013年。需要說明的是，由于中國海關數據庫和中國工業(yè)企業(yè)數據庫中的企業(yè)代碼，其體系設定是完全不同的，因此，在對兩套數據庫進行匹配時無法使用企業(yè)代碼進行變量匹配。對此，本文采用Kee等[16]解決企業(yè)過度出口和過度進口問題的處理方法，據此從微觀層面測度企業(yè)出口國內增加值率。就本文的核心解釋變量即知識產權保護程度測算所使用到的數據，計算過程中所使用的主要來自于各?。ㄖ陛犑谢蜃灾螀^(qū)）歷年的統(tǒng)計年鑒以及《中國法律年鑒》《中國律師年鑒》《中國知識產權年鑒》《中華人民共和國國家知識產權局專利統(tǒng)計年報》。外資利用數據來自于各?。ㄖ陛犑谢蜃灾螀^(qū)）歷年的統(tǒng)計年鑒。

（三）計量模型設定

綜合以上分析，并考慮到知識產權保護程度對企業(yè)出口國內增加值率可能產生的非線性影響，本文同時將表征知識產權保護程度變量的平方項作為解釋變量納入模型之中，據此設定的計量模型見式（3）：

其中，dva即為微觀層面測算的企業(yè)出口國內增加值率，下標i表示企業(yè)，下標j表示出口企業(yè)所在地區(qū)，下標t表示年份，ηi、ηj和ηp分別表示企業(yè)層面的固定效應、企業(yè)所在地區(qū)層面的固定效應、企業(yè)所在行業(yè)層面的固定效應，εi，t表示隨機擾動項。

四、實證結果

（一）基準回歸結果

表1列出了基于OLS估計法的基準模型回歸結果。在回歸估計過程中，為了避免由于可能存在的異方差等問題從而對估計結果帶來的不良影響，本文在計量回歸過程中采取了聚類穩(wěn)健標準誤。

第（1）列匯報的計量檢驗結果，是在未納入其他影響因素條件下，僅考慮知識產權保護程度及其平方項兩個關鍵解釋變量，并且未控制其他固定效應情況下，進行回歸估計所得;

第（2）列報告的計量檢驗結果，是在同時納入其他影響因素但未控制其他固定效應條件下，進行回歸估計所得;

第（3）列是在控制企業(yè)固定效應并且只考慮知識產權保護程度及其平方項目時所得回歸估計結果;第（4）-（6）列是在納入其他影響因素并依次控制企業(yè)、年份以及行業(yè)固定效應基礎上，對計量模型進行回歸估計所得。第（1）列報告的回歸估計結果顯示，知識產權保護程度變量的系數估計值為正且通過了1%的顯著性統(tǒng)計檢驗;與此同時，知識產權保護程度變量平方項的系數估計值為負并且通過了5%的顯著性統(tǒng)計檢驗。這表明，加強知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響的確表現出非線性，呈現出倒U型的典型特征。在考慮了其他影響因素以及控制了各種固定效應后，知識產權保護程度變量及其平方項的回歸估計結果依然穩(wěn)健，并未表現出實質性改變，說明上述所得倒U型的非線性影響結論依然是成立的。比如第（6）列匯報的計量檢驗結果表明，知識產權保護程度變量及其平方項的系數回歸值分別為正和負且均通過了顯著性統(tǒng)計檢驗。需要指出的是，由于在計量模型設定時被解釋變量采用的是水平值，而核心解釋變量和部分控制變量采用的分別是水平值和對數值，因此后兩種不同解釋變量的回歸系數估計值具有不同的經濟含義。具體而言，采用水平值的核心解釋變量的系數估計值，意味著該解釋變量變化1單位所能引起的被解釋變量的變動量，而采用對數形式的部分控制變量的系數估計值，意味著其相對變化量導致的被解釋變量的絕對變化量。

進一步地，以第（6）列的估計結果為基準，本文測算的倒U型的轉變臨界值為5.0226。而作為關鍵解釋變量的知識產權保護程度，樣本期間內所測算的實際最高值僅為4.3821，遠遠低于5.0226的臨界值水平。這就說明加強知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值可能會產生的抑制作用，目前的強度尚未達到門檻值水平。

（二）系統(tǒng)GMM回歸估計結果

實際上，經濟行為通常具有慣性作用，即上一期的經濟狀況對本期經濟狀況具有影響，從企業(yè)出口國內增加值率的角度看，應該同樣如此，也就是說，企業(yè)出口國內增加值的變動情況往往具有延續(xù)性特征?；谶@一考慮，本文將滯后一期的企業(yè)出口國內增加值率作為解釋變量進一步納入到上述計量模型中，據此得到了如下動態(tài)面板數據模型（4）。

動態(tài)短面板的GMM估計方法中，系統(tǒng)GMM（SGMM）可以提高估計效率。據此，本文采用系統(tǒng)GMM估計方法對上述計量模型（4）進行回歸估計。在實際回歸過程中，為了盡可能地解決可能存在的內生性問題，本文在Stata命令中加入了其他選項（options）的endogenous命令，所得回歸估計結果具體見表2。與此同時，本文還在表2的最后幾行一并給出了模型的有效性檢驗結果。從中可以看出，Sargan檢驗的P值較大，基本可認為不存在過度識別問題;AR（1）、AR（2）的檢驗結果顯示擾動項顯著拒絕了二階自相關的假設，表明序列間不存在相關性問題;Wald檢驗結果顯示均在1%水平上顯著，拒絕解釋變量系數同時為零的原假設?？梢?，針對系統(tǒng)GMM的過度識別檢驗及自相關檢驗的總體結果顯示，模型設定是有效的。

3.Sargan檢驗的零假設為工具變量與殘差無相關性，即模型不存在過度識別;AR（1）、AR（2）檢驗的零假設為殘差不存在一階、二階自相關;Wald檢驗的零假設為回歸方程解釋變量系數聯(lián)合不顯著。

根據表2各列呈現的回歸估計結果，本文可以得到如下幾個方面的基本判斷：第一，就企業(yè)出口國內增加值率的滯后一期dvat-1的系數估計值而言，在各列中都顯著為正且通過了顯著性統(tǒng)計檢驗，說明以企業(yè)出口國內附加值率為表現的經濟行為，的確存在著慣性作用，換言之，企業(yè)出口國內增加值率的當期狀況會對下一期產生顯著的影響。這一發(fā)現可能也說明了，以提升企業(yè)出口國內增加值率為表現的全球價值鏈分工地位的改善，需要遵循循序漸進的經濟規(guī)律，而不能一蹴而就。第二，知識產權保護程度變量APS的系數估計值，在第（1）-（6）列報告的結果中均顯著為正，而知識產權保護程度變量的平方項APS2的回歸結果，在第（1）-（6）列報告的結果中均顯著為負，說明知識產權保護程度對企業(yè)出口國內增加值率的作用確實具有倒U型特征。第三，對于其他解釋變量而言，表2各列匯報的結果與表1的估計結果相比，沒有發(fā)生實質性改變?？傊谙到y(tǒng)GMM回歸估計方法所得的計量檢驗結果，與前文基于OLS的基準模型回歸結果以及TSLS估計結果相比，表現出較高的穩(wěn)定性和前后一致性，說明回歸估計結果所揭示的知識產權保護程度對企業(yè)出口增加值率的影響效應具有相對穩(wěn)定性和可靠性。

基于前述分析可見，知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率具有顯著的非線性影響，即表現出典型的倒U型特征。這一結果意味著知識產權保護并非越嚴越好，就其與企業(yè)出口國內增加值率的關系而言，后者會隨著前者的增強，出現一個先上升后下降的變化趨勢。也就是說，從促進企業(yè)出口國內增加值率提升的角度看，知識產權保護程度實際上是存在一個最優(yōu)臨界值的。在此臨界值之前，知識產權保護程度的加強，有助于企業(yè)出口國內增加率的提升，而越過臨界值之后，知識產權保護程度的加強，反而會抑制企業(yè)出口國內增加值率的提升?？紤]到當前中國擴大開放的重要舉措之一就是要加強知識產權保護，既然知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響呈現倒U型特征，因此，本文更關心的是，以加強知識產權保護為表征的開放戰(zhàn)略轉型，是否有助于提升企業(yè)出口國內增加值率，從而有助企業(yè)攀升全球價值鏈？現有研究指出，目前，中國知識產權保護程度相對于激勵創(chuàng)新的實際需要而言仍然較低。也就是說，如果從倒U型角度看，中國即便是在較為發(fā)達的沿海地區(qū)，其知識產權保護強度的實際水平，仍然遠遠低于理論上的臨界值水平。因此，結合現有研究結論，本文的研究結果意味著，繼續(xù)加強知識產權保護，從促進企業(yè)出口國內增加率提升的角度看，仍然有巨大的作用空間，因此也是必要的。

（四）進一步拓展分析

1.分企業(yè)性質

不同所有制類型的企業(yè)出口國內附加值是否會受到知識產權保護的差異性影響？為了回答這一問題，本文按照出口企業(yè)所有制類型，將全樣本分為外資企業(yè)、民營企業(yè)以及國有企業(yè)三個子樣本，具體回歸結果匯報于表3。從中基本可以得到兩個方面的判斷：第一，不論對于何種性質的企業(yè)而言，知識產權保護對其出口國內增加值率都有顯著影響;第二，不同所有制類型企業(yè)受知識產權保護強度的影響確實存在差異，其中，民營企業(yè)所受影響作用力最大，其次是外資企業(yè)，最后是國有企業(yè)。

2.分貿易類型

不同貿易類型的企業(yè)出口國內附加值是否會受到知識產權保護的差異性影響？為了回答這一問題，本文按照前述測算時的劃分方式，將樣本企業(yè)分為一般貿易型企業(yè)樣本組、加工貿易型企業(yè)樣本組以及混合貿易型企業(yè)樣本組，并就此進行進一步計量檢驗，所得回歸估計結果具體匯報于表4。從中容易看出，一般貿易型企業(yè)出口國內增加值率受知識產權保護的影響效果最強，其次是混合型貿易型企業(yè)，最后是加工貿易型企業(yè)。

五、穩(wěn)健性檢驗

前述各種估計方法下所得回歸結果，雖然盡可能考慮到了內生性、其他影響因素以及特征性因素等，但變量值的測算以及可能存在極端值等情況，仍有可能對計量回歸結果產生不良影響，為此，本文再從指標重新測算角度對計量模型進行穩(wěn)健性檢驗。

針對企業(yè)出口國內增加值率的測算，本文再借鑒Kee等[16]的測算方法，進一步測算了樣本期間的相應變量值，以此為基礎進行進一步的穩(wěn)健性計量檢驗，所得計量回歸結果見表5。

表5報告的回歸估計結果是以重新測度的企業(yè)出口國內增加值率為被解釋變量時，對前述計量模型進行回歸估計所得。第（1）列實證檢驗結果顯示，知識產權保護程度變量的系數估計值為0.0163，且通過了顯著性統(tǒng)計檢驗，知識產權保護程度變量平方項的系數估計值為-0.0055，這表明，當替換企業(yè)出口國內增加值率的測算指標后，知識產權保護程度對企業(yè)出口國內增加值率依然呈現倒U型影響特征。進一步地，再考慮了其他可能影響因素及逐步控制其他固定效應后，作為本文關鍵解釋變量的知識產權保護程度及其及其平方項，均沒有發(fā)生實質性改變，即所得結果表現出了較高的邏輯一致性。對此，本文不再贅述。

除了對被解釋變量重新測度之外，本文再以知識產權保護執(zhí)法力度作為知識產權保護程度的替代變量，據此進行進一步穩(wěn)健性檢驗，所得回歸估計結果依然穩(wěn)健

受篇幅所限，此處未匯報具體結果，筆者留存?zhèn)渌?。?/p>

六、進一步的機制檢驗

知識產權保護何以影響企業(yè)出口國內增加值率？實際上，從最直接的效應以及知識產權保護的初衷看，所保護的正是企業(yè)的創(chuàng)新成果。這也正是現有文獻多集中探討知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新之間關系的根本原因所在。從這一意義上說，知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響，主要是通過企業(yè)創(chuàng)新這一作用機制。知識產權保護情況對于激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活動、提升企業(yè)創(chuàng)新能力和水平等均能產生顯著的作用力，從而影響到企業(yè)績效。從企業(yè)參與全球價值鏈的角度看，顯然會表現在企業(yè)出口國內增加值率這一企業(yè)經營績效的重要表征上。為了檢驗知識產權保護是否通過企業(yè)創(chuàng)新這一作用機制而影響企業(yè)出口國內增加值率，本文借鑒方杰等[15]使用的中介效應模型進行檢驗。具體地，本文設定的中介效應模型如下：

其中，IN表示企業(yè)的創(chuàng)新活動情況，考慮到本文所使用的數據庫實際情況即數據的可獲得性，以及前后回歸分析樣本的一致性，本文采用企業(yè)研發(fā)投入經費占據企業(yè)總產值之比作為企業(yè)創(chuàng)新活動的替代變量。據此進行中介作用機制檢驗，所得具體結果見表6。

第（1）列報告的是計量模型（5）的回歸估計結果，第（2）列報告的是計量模型（6）的回歸估計結果，第（3）列報告的是計量模型（7）的回歸估計結果。從中可以看出，知識產權保護變量系數回歸估計值在第（2）列和第（3）列報告的估計結果均顯著，并且企業(yè)創(chuàng)新變量的系數估計值在第（3）列報告的估計結果顯著，說明知識產權保護程度確實通過企業(yè)創(chuàng)新能力影響著企業(yè)出口國內增加值率。只不過，這一中介效應是部分中介效應而非完全中介效應。綜合來看，這一結論證實了前文的理論預期，也是與現有研究發(fā)現基本是一致的。

七、簡要結論及啟示

以加強知識產權保護等為主要表現的擴大開放舉措，在中國開放發(fā)展新階段，能否成為提升企業(yè)出口國內增加值，進而實現全球價值鏈分工地位改善的政策舉措，是當前中國開放發(fā)展所需回答的重要問題。本文利用中國工業(yè)企業(yè)數據庫和中國海關數據庫的匹配數據，從企業(yè)層面測算了出口國內增加值率，并在借鑒現有方法的基礎上通過適當改進，從而在省級層面上測度了知識產權保護程度，據此計量檢驗知識產權保護狀況對企業(yè)出口國內增加值率的影響。實證檢驗的回歸結果顯示：第一，知識產權保護強度對企業(yè)出口國內增加值具有顯著影響，并且呈現出倒“U”型特征，也就是說，隨著知識產權保護程度的增強，知識產權保護對企業(yè)出口國內增加值率的影響，表現為從促進作用到抑制作用的轉變過程。第二，在控制了其他可能影響因素以及控制了各種固定效應之后，上述研究發(fā)現依然成立，即知識產權保護強度對企業(yè)出口國內增加值率表現出的倒“U”型非線性影響具有較高的穩(wěn)定性和一致性。第三，當采用新的測度指標，以及采用去頭子樣本和去尾子樣本等的穩(wěn)健性檢驗中，上述結論依然成立。第四，進一步的作用機制檢驗表明，知識產權保護確實通過企業(yè)創(chuàng)新這一重要作用機制影響著企業(yè)出口國內增加值。

需要指出的是，正如戴翔[17]的研究指出，在經濟全球化時代尤其是價值鏈分工不斷深化背景下，國內出口增加值率的高低并不存在一個簡單的好壞問題。比如，一國從以最終產品為界限的分工參與模式轉向以產品價值增值為界限的價值鏈分工參與模式，顯然其出口的國內附加值率會從100%而不斷趨于下降，但這種下降顯然并非一定意味著壞事，因為這是分工深化和細化帶來的必然結果。但是，在假定其他條件不變的情況下，提升出口國內增加值率意味著參與國際分工和貿易的獲益能力提升，因而可以看作是一國參與全球價值鏈分工地位得以改善的表現，是向價值鏈中高端邁進的表現。正是基于這一意義，根據本文上述研究發(fā)現，知識產權保護強度并非越嚴越好，從促進企業(yè)出口國內增加值的角度看，需要尋求更為契合特定發(fā)展階段的知識產權保護強度。換言之，在知識產權保護強度達到這一臨界值之前，不斷加強知識產權保護程度，是有助于提升企業(yè)出口國內增加值率從而改善全球價值鏈分工地位的。而結合現有研究結論，即目前中國知識產權實際保護強度與激勵創(chuàng)新所需的實際強度相比，還有一定距離。因此，從這一意義上說，加強知識產權保護強度能夠更加有效地促進企業(yè)出口國內增加值率提升。由此也說明了，當前進一步加強知識產權保護作為中國擴大開放的重要舉措之一是必要的。當然，如前文分析指出，知識產權保護程度的適當與否，通常與經濟發(fā)展階段密切相關，經濟發(fā)展越是高級化，產業(yè)結構越是趨于知識化和技術化，對知識產權保護保護的需求就會更加強烈。這也就意味著，作為適度知識產權保護程度的所謂臨界值并非一成不變，而應該是伴隨經濟發(fā)展階段的變化而變化的。從這一意義上說，伴隨中國經濟發(fā)展從以往高速增長轉向高質量發(fā)展，新階段其實對知識產權保護的要求更為強烈，對于中國進一步融入全球價值鏈分工體系，在開放發(fā)展中提升企業(yè)出口國內增加率從而獲取更好的開放發(fā)展效應，意義更為重大。尤其是從要素和投資驅動轉向創(chuàng)新驅動后，如何實現開放創(chuàng)新的深度融合，進而加快提升企業(yè)出口國內增加值率的提升，改善全球價值鏈分工地位，顯然離不開適度知識產權保護的制度性保障作用?；蛘吒_切地說，加強知識產權保護，及時迎合、順應乃至引領新一輪經濟全球化發(fā)展對包括知識產權保護在內的高標準國際經貿規(guī)則的需要，也是中國自身開放型經濟轉型升級的需要。

上述研究發(fā)現，不僅能夠為新階段中國開放發(fā)展戰(zhàn)略的轉型，即采取以加強知識產權保護等進一步擴大開放的舉措提供了科學依據和經驗證據，而且對于進一步厘清影響企業(yè)出口國內增加值率的因素，進而據此探尋有效的提升對策，以此攀升全球價值鏈也有重要政策意涵。當然，由于中國經濟發(fā)展存在著顯著的區(qū)域差別特征，因此知識產權保護程度在不同地區(qū)也應該有所差異。因此，各地如何根據自身經濟發(fā)展階段和需要，探索更加適宜的知識產權保護的制度設計和安排，顯得更有意義和更為重要。目前，在擴大開放的舉措方面，自貿區(qū)的設立特別是2019年進行了新一輪自貿區(qū)的擴容，中國自貿區(qū)已經形成了從點到線到面的全面開放新格局，這為不同地區(qū)在自貿區(qū)內試行知識產權改革提供了重大戰(zhàn)略機遇，也為知識產權改革探索出更多的成果和經驗做法，進而向其他地區(qū)的復制和推廣帶來了重要契機。當然，采取怎樣的對策舉措從而探索出更加適宜的知識產權保護強度，已經超出了本文的探討范圍。在中國擴大開放過程中，如何根據自身發(fā)展需要以及進一步融入全球價值鏈分工體系的需要，對接經濟全球化發(fā)展經濟新規(guī)則的需要，探索出更加適宜的知識產權保護制度和體制機制的安排，是一個有待深入研究的大課題。

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責任編輯、校對： 鄭雅妮

Abstract： Based on the matching of China Industrial Enterprise Database and China Customs Database， this paper measures the domestic value-added rate of export of enterprises from 2006 to 2013， and uses the IPR protection measurement indicators at the provincial level to test the impact of protection of intellectual property rights on exporting domestic value-added rates. The results show， that the degree of intellectual property protection has a negative “U”-type nonlinear effect on the domestic value-added of enterprises， that is， the degree of intellectual property protection is enhanced， and the impact on the domestic value-added rate of enterprises exports is changed from promotion to inhibition. The above findings still hold after controlling for other possible influencing factors and various robustness tests. Further testing of the mechanism of action shows that intellectual property protection mainly affects the domestic value-added rate of export of enterprises through the important mechanism of enterprise innovation. Therefore， it is not only necessary but also feasible to continue to strengthen intellectual property protection from the perspective of promoting the increase of domestic export growth rate. The research findings of this paper not only provides scientific evidence and empirical evidence for China to expand its opening up measures to enhance the protection of intellectual property rights， but also has important policy implications for China to explore an effective way to improve the status of global value chain division.

Keywords： intellectual property protection; export domestic value-added rate; innovation; value chain division