知识产权保护与中国出口贸易

李昭华，杨林燕

(华中科技大学经济学院，湖北 武汉 430074)

知识产权保护与中国出口贸易

李昭华，杨林燕

(华中科技大学经济学院，湖北 武汉 430074)

本文基于1996—2013年对40个主要贸易伙伴国的出口数据，利用引力模型考察知识产权保护强度对中国出口贸易扩展边际和集约边际的影响效应。回归结果表明:总体而言，知识产权保护强度对中国出口贸易边际的影响显著为正，而且对出口贸易集约边际的影响远大于对出口贸易扩展边际的影响；分行业而言，知识产权保护强度对中低技术和高技术行业出口贸易边际的影响更显著；分国别而言，知识产权保护强度对中国高技术行业和中低技术行业出口发达国家的贸易边际的影响程度远大于中国同类行业出口发展中国家的贸易边际的影响。

知识产权保护；中国出口贸易；扩展边际；集约边际

1 引言

已有研究表明在二元边际的界定上可以从产品、企业和国家层面上进行定义，界定方法的选择需要根据具体的研究目的和可获取的贸易数据，进而选择最恰当的方法测算二元边际。但研究不足之处在于两个方面，一是仅对二元边际的分解测算大多从总体贸易角度出发，鲜见从细分行业的角度来测度；二是对二元边际影响因素的经验研究主要集中于贸易成本，对于与贸易有关的知识产权对二元边际的影响研究甚少，尤其关于知识产权保护对中国出口贸易边际影响的文献明显不足。为弥补研究的不足，本文基于中国1996—2013年对40个主要贸易伙伴国的出口数据，利用贸易引力模型实证考察知识产权保护强度对中国出口贸易扩展边际和集约边际的影响。

2 模型与数据

2.1 模型设定

为分析 “知识产权保护对中国出口贸易二元边际的影响”，本文借鉴Frensch[1]的经验研究，在扩展的引力模型基础上引入知识产权保护变量，设定如下模型:

式 (1)和式 (2)中，EMjt和IMjt分别表示t时期出口国向进口国j的出口贸易扩展边际和集约边际，EMjt-1和IMjt-1分别表示滞后一期的出口扩展边际和集约边际，IPRt表示t时期出口国的知识产权保护程度，PGDPjt表示t时期进口国j的人均国内生产总值，POPUjt表示t时期进口国j的国内人口规模，TARIjt表示t时期进口国j的平均进口关税率，λj为个体效应，反映不随时间变化的个体差异；εjt为随机扰动项，服从均值为零、方差有限的正态分布。

式 (1)和式 (2)设定的计量模型存在内生性问题。一方面，由于一国的经济发展与进口贸易密切相关，进口国经济发展水平 (PGDP)会影响中国出口贸易的二元边际 (EM、IM)，但贸易的二元边际也可能会影响进口国经济发展水平，两者互为相关；另一方面，经济发展水平、对外贸易政策也会影响一国知识产权保护强度，知识产权保护变量也具有潜在的内生性。此外，考虑到一国的出口或进口可能受到上一期出口或进口的影响，即国际贸易具有动态变化特征，因此，本模型引入了被解释变量的滞后项。

2.2 变量描述、样本和数据说明

(1)因变量:EM和IM。本文借鉴Ivus的方法来定义扩展边际EM和集约边际IM。扩展边际反映的是商品种类的变化，集约边际反映的是初始商品贸易额的变化。设Xijt表示t时期中国出口到j国的i产品的贸易额，则Xit＝∑jXijt表示t年中国出口到全世界的i产品的贸易额，那么对j国的出口贸易扩展边际可以定义为:

其中，Ijt表示 t年出口到 j国的产品集，It＝∪jIjt表示中国t年出口的全部产品集。中国对j国的出口贸易扩展边际等于中国出口的全部产品集贸易额中j国的所占的比重，分子与分母的区别在于产品集的不同，比重越大，表明中国出口到j国的产品种类越多。

式 (4)表示中国对j国的出口贸易集约边际，其值等于中国出口到j国的产品集总额与相同产品集内中国出口到所有国家的贸易额的比值，即集约边际衡量的是在相同产品集上，中国出口到每个目的国的贸易额占全部目的国贸易额的比重。

式 (5)表示扩展边际与集约边际的乘积，其值等于中国出口到j国的全部贸易额与中国出口到全世界的贸易额的比值。因此，扩展边际和集约边际是中国出口到各国商品的种类和量的一个分解。

鉴于数据的可得性，本研究选取1996—2013年中国对40个主要贸易伙伴国的制造业出口额作为样本数据，其中22个是发达国家、18个发展中国家，制造业行业出口贸易数据分类标准为三位数的SITC Rev.3，借鉴盛斌和马涛[2]、刘庆林[3]等的分类方法，出口贸易数据进一步划分为初级产品和劳动资源密集行业、中低技术行业和高技术行业，数据来源于联合国贸易统计数据库。

(2)解释变量:IPR。IPR是中国国内的知识产权保护强度。本文参照韩玉雄和李祖怀[4]的方法，构造如下扩展知识产权保护G-P指数:

其中，IPR(t)表示t时刻扩展的知识产权保护强度，L(t)为t时刻知识产权保护立法强度，E(t)为t时刻的知识产权保护执法力度，即法律规定的知识产权保护水平被实际执行的比例。为了更完整地衡量知识产权保护立法强度，借鉴Park[5]对G-P指数的补充，本文增加了布达佩斯微生物条约和TRIPS条约两项的评分。此外，由于国外专利申请数量的增长也能代表中国专利保护的改善，本文也采用了国家知识产权局统计年报公布的历年中国向国外申请专利数量的对数 (Lnpatent)作为知识产权保护强度的度量指标，以考察模型估计结果是否存在变量选择偏误。

(3)控制变量。为使解释变量的估计系数更为可靠，本文选取能体现进出口国特征及增加贸易成本的扭曲性因素的若干控制变量，主要包括:①进口国经济发展水平 (PGDP):人均国内生产总值是衡量一个国家或地区经济发展水平最重要且常用的指标。已有宏观经济研究表明，一国经济发展水平越高，对各类工业制成产品的进口需求也越大，因此，预期该变量系数符号为正。该变量的数据根据世界银行WDI数据库整理得到。②进口国市场规模 (POPU):通常用进口国人口数量代表进口国的市场规模，理论上市场规模越大，进口的高技术产品越多，因此，预期该变量系数符号为正。该变量的数据来源于世界银行WDI数据库。③进口国平均进口关税率 (TARI):进口国平均进口关税率代表进口贸易扭曲因素，一般来说，高关税率不利于工业制成产品的进口贸易，因此，预期符号为负。该变量的数据来源于世界银行WDI数据库。

表1是各回归变量的统计性描述。

表1 主要变量的描述性统计特征

3 回归结果及分析

3.1 基本回归结果及分行业回归结果

表2报告了式 (1)和式 (2)采用系统GMM估计法的基本回归结果及分行业回归结果。在10%的显著性水平上，表2中 (1) ～ (8)列的Hansen检验统计量和AR(2)检验统计量均不显著，表明两个检验均接受原假设，说明系统GMM估计中工具变量是有效的，而且差分方程的残差项不存在序列相关。

表2所有因变量滞后项均在5%的置信水平下显著为正，表明上一期的出口对本期有明显的影响，出口贸易保持较强的惯性。表2第 (1)和第(2)列是中国总体出口贸易的回归结果，该结果表明影响双边贸易的控制变量的系数符号与预期一致，且在5%的置信水平下显著。

接下来重点讨论知识产权保护强度对出口贸易边际的影响。第 (1)和第 (2)列的回归结果显示知识产权保护强度 (IPR)对出口贸易边际的影响在1%的置信水平下显著为正，说明随着知识产权保护强度的提高，中国出口贸易的扩展边际和集约边际也随着提高，即中国知识产权保护强度的加强会促使出口贸易的产品种类和产品数量的增加。具体而言，知识产权保护指数增加1个点，出口贸易扩展边际增加0.375%，集约边际增加0.596%，由此可以看出，知识产权保护强度的增强主要是促进出口贸易集约边际，对扩展边际的影响要小得多。

表2 基于扩展的G-P指数的总体国家样本及分行业回归结果

表2中 (3) ～(8)列的回归结果表明知识产权保护强度对出口贸易边际的影响呈现较明显的行业差异。知识产权保护强度对初级产品和劳动资源密集型行业的出口贸易扩展边际的影响显著为负，这表明更强的知识产权保护强度并没有促使中国初级产品和劳动资源密集型产品出口种类的扩张。而知识产权保护强度对初级产品和劳动资源密集型行业的出口贸易集约边际的影响系数虽然为正，但未通过显著性检验。如果更强的知识产权保护并没能增加出口的利润率，那么知识产权保护强度的增强不能促使出口产品增加的情况是可能发生的[6]。知识产权保护强度对中低技术行业和高技术行业的出口贸易边际的影响在1%的置信水平下都显著为正，而且高技术行业的出口贸易边际对知识产权保护强度的反应大于中低技术行业。这主要是因为强的保护程度会促使本地企业加强和重视研发活动，从而使其产品具有较高的知识含量和包含更多专利技术，也更有利于出口产品种类的扩张和出口数量的增加。

3.2 分国别回归结果

发展中国家由于缺乏足够的研发和创新能力，对知识产权的保护程度较低，因此，与贸易有关的知识产权保护壁垒也较少。相比较而言，发达国家具有较高的研发能力，在知识产权方面拥有绝对优势，其强化知识产权保护的贸易政策易形成贸易壁垒，这也会使发展中国家生产和贸易成本大幅度提高。因此，可以预期知识产权保护强度对中国出口发达国家和发展中国家的贸易边际的影响会不同。表3报告了发达国家样本的回归结果，表4报告了发展中国家样本的回归结果。

表3所有因变量滞后项均在1%的置信水平下显著为正，表明中国对发达国家的出口贸易保持较强的惯性。第 (1) ～(8)列的回归结果显示，各控制变量的系数符号与预期一致，除了进口国平均关税率 (TARI)的系数显著性不稳定以外，其余控制变量均在10%的置信水平下显著。这主要是由于发达国家的平均进口关税率普遍较低且较平稳[7]，因此对中国出口贸易边际的影响不稳定。对发达国家的总体出口产品的回归结果显示，知识产权保护强度每增加1个点，出口贸易扩展边际和集约边际分别增加0.261%和0.532%，这表明知识产权保护强度的增强对中国出口发达国家的贸易集约边际的影响大于扩展边际。与总体国家样本回归结果相似，知识产权保护强度对中低技术行业和高技术行业出口贸易边际的影响在1%的置信水平下显著为正，对初级产品和劳动资源密集型行业出口贸易扩展边际的影响在5%的置信水平下显著为负，对集约边际的影响虽然为正，但系数在统计上不显著。这主要还是因为高技术行业通常属于专利密集型行业，知识产权保护强度的增强一方面能够更好地获得国外技术转让，从而提高自身的研发能力，另一方面也能降低生产的边际成本，使其产品在发达国家市场上具有较强的竞争力，因此知识产权保护对中高技术行业出口贸易边际的影响程度也更高。相反，初级产品和劳动资源密集型行业由于对知识产权保护的依赖性较低，因此知识产权保护强度对其影响也较低。

表3 基于扩展的G-P指数的发达国家样本回归结果

表4所有因变量滞后项均在1%的置信水平下显著为正，表明中国对发展中国家的出口贸易也保持一定的惯性。表4的回归结果显示，各控制变量的系数符号与预期基本一致，显著性也较稳定，与表3的回归结果主要不同点在于知识产权保护强度对出口贸易边际的影响。具体而言，知识产权保护强度对初级产品和劳动资源密集型行业出口贸易边际的影响系数为正，但不显著；对中低技术和高技术行业出口贸易边际的影响系数值下降明显。这主要是因为大多数发展中国家对知识产权保护较弱，各行业的专利技术密集程度较之发达国家要低得多，对于来自中国的出口产品不能提供较好的知识产权保护，这将引致出口企业更愿意选择发达国家作为目标市场，而减少对发展中国家的出口份额。因此，知识产权保护强度对中国中低技术和高技术行业出口发展中国家的贸易边际的影响程度较之发达国家要小得多。

3.3 稳健性检验

为考察模型估计结果是否存在变量选择偏误，本文也采用历年中国向国外申请专利数量的对数(Lnpatent)来估计知识产权保护强度对中国出口贸易边际的影响。表5报告了总体国家样本的回归结果。

表4 基于扩展的G-P指数的发展中国家样本回归结果

表5 基于国外专利申请量 (Lnpatent)的总体国家样本回归结果

表5显示，不管是对总体出口产品的回归，还是对分行业的回归，各控制变量系数符号与预期一致，与表4的回归结果也保持基本一致。第(1) ～(8)列因变量滞后项均在1%的置信水平下显著为正；从国外专利申请量 (Lnpatent)的系数值可以看出，采用两种不同衡量知识产权保护强度的指标进行估计的结果仅是估计系数大小的不同，两者的显著性是一致的。总体出口产品的回归结果显示，知识产权保护强度对中国出口贸易扩展边际和集约边际的影响均在1%的置信水平下显著为正，这进一步证实了知识产权保护强度的增强主要是促进了出口贸易集约边际的增长。细分行业的回归结果显示，知识产权保护强度对中国初级产品和劳动资源密集型行业出口贸易边际的影响仍然不显著，对中低技术和高技术行业出口贸易边际的影响在1%的置信水平下显著为正，这与基于扩展的G-P指数的回归结果基本一致。因此，可以在一定程度上证明本文估计结论的稳健性。

4 结论与政策建议

总体而言，知识产权保护强度的增强对中国总体出口贸易边际的影响显著为正，而且知识产权保护强度的增强主要是影响出口贸易集约边际，对扩展边际的影响要小得多；分行业而言，加强知识产权保护总体上显著增加了中低技术行业和高技术行业的出口贸易边际，尤其是高技术行业对知识产权保护强度的敏感度最强，相反，知识产权保护强度的增强对初级产品和劳动资源密集型行业的出口贸易扩展边际的影响却显著为负；分国别而言，知识产权保护强度对中国中低技术和高技术行业出口发达国家的贸易边际的影响程度较之发展中国家要高得多。

为使知识产权保护更好地优化中国出口贸易二元边际结构，应考虑以下两个方面:

(1)进一步加大各行业的知识产权保护强度，鼓励出口企业不断研发新产品，增加扩展边际中“新产品”在贸易总量中的比重，促使中国出口商品向多元化、高质量方向发展。逐步提高扩展边际对中国出口贸易增长的贡献度，也有利于增强对金融危机等外部冲击的抵抗力。

(2)出口企业不能将目标市场仅仅锁定在欧美日等发达国家，应进一步提高企业生产率和产品的专利知识技术含量，根据发展中国家知识产权保护强度选择出口、专利许可或FDI等多种国际合作方式，减少对发达国家市场的依赖，促使中国出口贸易平稳发展。

[1]Frensch R.Trade Liberalization and Import Margins[J].Emerging Markets Finance＆Trade，2010，46(3):4-22.

[2]盛斌，马涛.中间产品贸易对中国劳动力需求变化的影响:基于工业部门动态面板数据的分析[J].世界经济，2008，(03): 12-20.

[3]刘庆林，高越，韩军伟.国际生产分割的生产率效应[J].经济研究，2010，(02):32-44.

[4]韩玉雄，李怀祖.关于中国知识产权保护水平的定量分析[J].科学学研究，2005，23(3):377-382.

[5]Park W G.International Patent Protection:1960—2005[J].Research Policy，2008，(37):761-766.

[6]Chaney T.Distorted Gravity:the Intensive and Extensive Margins of International Trade[J].American Economic Review，2008，98 (4):1707-1721.

[7]Bernard A B，Jensen J B，Redding S J，et al.The Margins of U.S.Trade[J].American Economic Review，2009，99(2):487-493.

(责任编辑 刘传忠)

Intellectual Property Rights Protection and China's Exports

Li Zhaohua，Yang Linyan
(School of Economics，Huazhong University of Science and Technology，Wuhan 430074，China)

Based on the trade data of China exporting to 40 trade partners in 1996—2013，the paper uses the gravity model，to exam the effect of intellectual property rights protection on the extensive and intensive margins of China's export.The regression results indicate that the effect of intellectual property rights protection on China's export margins is significantly positive and the effect on the intensive trade margin is far more than it on the extensive margin.At the disaggregate industry level，the effect of intellectual property rights protection on the export margins of low-tech and high-tech industries is more significant.At the country level，the effect of intellectual property rights protection on the margins of low-tech and high-tech industries that was exported to the developed countries is far more than that was exported to the developing countries.

Intellectual property rights protection；China's exports；Extensive margin；Intensive margin

F752.62，F064.1

A

2015-04-23

李昭华 (1963-)，男，湖北人，华中科技大学经济学院教授、博士生导师；研究方向:国际贸易与技术创新。