知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响研究

杨林燕， 王俊

(1.龙岩学院 经济与管理学院， 福建 龙岩 364000；2.湖南科技大学 商学院， 湖南 湘潭 411201)

进入21世纪以来，随着服务环节价值创造能力的逐渐增强，服务贸易在国际分工中的地位不断提升。根据联合国贸易和发展会议数据库统计数据显示，2005—2019年期间，全球服务贸易的年均增长速度为6.19%，已超过了货物贸易4.33%的增长速度。近年来大数据和人工智能等高新技术的快速发展不仅大幅度提升了服务的可贸易性，而且极大地拓展了服务贸易领域的投资合作，成为服务贸易增长新引擎。技术和知识密集型服务业的发展不仅是推动一国服务出口的产业支撑基础，而且是影响其在全球产业链分工中所处地位的重要因素之一。因此，为获得更高的出口附加值和迈向全球价值链中高端，以传统服务出口为主的发展中国家需要考虑如何通过提高现代化服务业的“含金量”进而优化和升级服务贸易出口结构。知识产权保护制度作为保障创新者合法权益、激励技术创新活动的一种重要制度安排，对一国现代服务业技术升级和出口结构优化具有重要影响。那么，一国加强知识产权保护，能够促进其服务贸易出口结构升级吗？知识产权保护是如何影响一国的服务贸易出口结构的呢？在全球贸易保护主义抬头和经济服务化趋势的背景下，深入研究知识产权保护对服务贸易出口结构的影响具有重要的现实意义。

一、文献综述

已有关于知识产权保护制度对出口贸易发展的影响研究主要围绕着知识产权保护强度对出口贸易规模、出口技术含量、出口产品质量及出口竞争力等方面展开。Maskus等[1](P227-248)较早地开展了知识产权保护对国际贸易流量影响的基础性研究。Fink 等[2](P1-23)采用双边行业贸易截面数据考察知识产权保护强度对行业出口贸易的影响，结果表明：加强知识产权保护能够显著增加非燃料行业的双边贸易。Campi等[3](P1-18)研究了知识产权保护对60个国家农业出口贸易额的影响，结果显示：增强知识产权保护对农产品贸易密集型利润率有负向影响。李昭华等[4](P57-63)、祝树金等[5](P40-48)基于二元边际的视角，分析了中国知识产权保护水平对制造业出口贸易规模的影响，结果表明：行业知识产权保护的加强促进了出口扩展边际和集约边际的增长，且影响效应存在显著的行业差异性。杨林燕等[6](P97-108)通过测算中国货物贸易出口技术复杂度，考察了中国知识产权保护对货物贸易出口技术复杂度的影响。赖敏等[7](P104-130)、李俊青等[8](P115-133)基于跨国面板数据，研究发现：由于各国经济发展水平不同，出口行业知识技术密集度不同，知识产权保护对货物贸易出口技术复杂度的影响存在显著差异性。代中强等[9](P109-122)研究发现：知识产权保护对服务贸易出口技术复杂度的影响呈现“U”型关系。沈国兵等[10](P54-64)基于中国海关进出口数据测算了行业层面的出口产品质量，研究发现：行业层面的知识产权保护对一般贸易方式下的出口产品质量有显著正向影响。卿陶[11](P30-45)研究发现：知识产权保护会通过创新促进企业出口产品质量的提升，而贸易成本则会降低知识产权保护对企业出口产品质量的促进效应。沈国兵等[12](P103-110)构建了行业知识产权保护强度指标，研究发现：加强知识产权保护水平能显著提升中国服务行业出口竞争力。

关于服务贸易出口结构方面的研究，已有文献主要从服务出口结构变动及其影响因素两个方面展开分析。李怀亮等[13](P59-66)分析了2000—2011年中国文化产品和服务的出口结构情况，发现中国文化服务出口结构存在较大的优化空间。曹楠楠[14](P45-48)研究发现：中国整体服务贸易出口结构在1982—2013年期间呈现不断优化的发展趋势。盛斌等[15](P39-50)基于贸易增加值的视角，研究发现：中国加入WTO以后，服务贸易出口结构在不断优化。许和连等[16](P25-35)认为要素结构的动态变化对中国服务贸易出口结构有显著影响。马红霞等[17](P68-75)基于跨国面板数据，研究发现：金融发展水平的提高能优化服务贸易出口结构。

综上所述，关于知识产权保护强度对出口贸易影响的文献多集中于货物贸易领域，服务贸易领域的研究较少，且鲜见分析知识产权保护制度对服务贸易出口结构升级的影响机制及效应。关于服务贸易出口结构变迁影响因素方面的研究文献较匮乏。鉴于此，本研究将从理论层面深入探究知识产权保护制度对服务贸易出口结构升级的内在影响机制，并利用跨国面板数据进行实证检验。

二、理论分析与研究假设

(一)知识产权保护与服务贸易出口结构升级的关系

一国服务出口企业投入不同种类生产要素组合会带来不同类型的服务出口产品，进而形成不同的服务贸易出口结构。理论上，如果一国服务出口企业普遍投入较多劳动力而较少投入技术和知识，开展以运输、建筑和旅游等服务为主的出口活动，那么该国的服务贸易出口结构偏向劳动和资源密集型服务；如果一国服务出口企业投入较多的知识类生产要素，开展以信息、咨询、通信等服务为主的出口活动，那么该国的服务贸易出口结构偏向知识密集型服务[18](P140-152)。制造业产品技术创新的研发成果需要知识产权保护制度给予有效的保护，服务类产品的服务技术创新同样离不开有效的知识产权保护制度的激励。Sweet等[19](P665-677)认为一国或地区知识产权保护对创新的非线性影响与其自身经济发展程度高度相关。一国或地区经济发展水平较低时，知识密集型服务产品供给规模较小，服务业集聚效应还未形成，大量服务生产企业主要通过模仿创新进行服务出口产品的技术升级[20](P55-60)。在这一阶段加强知识产权保护，一方面会提高需求方和供应商的服务使用成本，阻碍集聚效应的有效形成；另一方面会使得通过技术模仿来提升信息、咨询、通信等知识密集型服务产品出口品质和出口规模的路径被加强的知识产权保护所阻碍，进而抑制了整体服务出口结构的升级。随着一国或地区经济发展水平的提高、知识密集型服务业集聚效应的形成及服务企业自主创新体系的完善，在此阶段加强知识产权保护既可以优化自主创新环境，也有利于激励知识密集型服务出口企业开展自主和合作研发创新，进而提升知识密集型服务产品的出口品质，促使一国或地区的服务出口结构得到升级。综上分析，由于经济发展水平和知识密集型服务行业集聚效应特点的不同，知识产权保护强度对服务出口结构升级的影响也存在较大差异，两者之间可能呈现非线性关系。基于此，本研究提出以下假设：

假设1：知识产权保护水平的提高对服务贸易出口结构升级的影响会呈现先抑制后促进的非线性作用。

(二)知识产权保护影响服务贸易出口结构升级的作用机制

知识产权保护制度通过影响知识密集型服务出口企业的自主创新研发投入，进而影响服务出口结构。已有研究表明，技术创新能够促进产业结构的优化升级[21](P95-101)[22](P1-10)。由于知识密集型服务产品的创新空间大，产品出口附加值提升幅度也较大，因此这一类型的服务出口企业进行创新研发的意愿更强。知识密集型服务产品具有高知识属性和低边际成本的特点，这类型服务产品的供给能够极大地受益于知识产权保护制度[23](P69-79)。一国知识密集型服务业集聚效应形成后，知识产权保护水平的提高有利于激励知识密集型服务出口企业增加自主创新研发投入。一方面，有效的知识产权保护可以减少知识密集型服务出口企业在创新研发过程中可能面临的复制和盗版风险，增强企业开展创新研发活动的意愿；另一方面，有效的知识产权立法和执法保护了知识密集型服务出口企业的创新成果免受侵权，为企业获得相应的利润回报提供了重要的制度保障[24](P683-709)。服务出口企业通过创新研发不仅可以提升服务出口产品的品质，而且可以充分利用创新品质差异形成的竞争优势获得较高的出口收益。良好的出口收益为服务出口企业进一步开展自主创新研发提供了必要的资金保障，有利于激励企业持续进行服务产品创新。一国知识密集型出口产品的高品质有助于提升该产品的国际竞争力，激励企业扩大该类型产品的生产和出口规模[25](P1-18)。随着一国知识密集型服务产品出口规模的扩大，该国服务贸易出口结构也得到进一步的优化和升级。因此，从自主创新研发的角度看，一国知识密集型服务业集聚效应形成后，知识产权保护水平的提高有利于促进知识密集型服务出口企业增加自主创新研发投入，进而提高该类型产品的出口品质，扩大出口市场占有率，进一步激励企业扩大知识密集型服务产品的生产和出口规模，从而优化一国服务贸易出口结构。

知识产权保护制度通过影响服务出口企业与国内外的企业合作创新研发投入，进而影响服务出口产品结构。一方面，一国知识产权保护水平的提高有利于深化和拓展服务业开放合作，吸引跨国服务公司将先进生产要素引入本国，进而提高本土知识密集型服务出口企业的产品品质，优化服务出口结构。有效的知识产权保护制度有助于解决国内外市场交易双方信息不对称的问题，提高跨国公司对本土企业专利转让和研发合作创新的意愿[26](P85-95)。知识创新成果的合法交易有利于促进创新技术在知识密集型服务行业内的推广和应用，提升本土服务业先进生产要素的研发投入，进而提高该类型服务出口产品的品质。唐保庆等[27](P159-184)认为完善的知识产权保护制度有利于强化服务业出口部门的要素配置效应，激励优质要素产生更高的边际价值，淘汰竞争力弱的要素，提高生产要素配置效率，促使服务贸易出口结构升级。另一方面，有效的知识产权保护有利于推动服务业相关专利信息公开，进而便利了本土知识密集型服务出口企业对最新技术的了解和行业创新研发动向的把握。双方合作创新研发不仅有利于提升本土知识密集型服务出口产品的品质和国际市场竞争力，而且有助于扩大该类型服务产品的生产和出口规模。知识密集型服务产品前期研发投入成本较高，但边际成本较低，因此在有效知识产权保护下合作创新研发带来的生产和出口规模的提升有利于降低平均生产成本[28](P607-626)。平均生产成本的降低能够提高本土知识密集型服务出口企业与跨国服务公司合作的利润空间，有利于激励双方持续开展合作创新。因此，从合作创新研发的角度看，一国知识产权保护水平的提高有利于吸引跨国服务公司与本土知识密集型服务出口企业的合作创新，而创新研发带来较高的服务品质和出口市场占有率又能够激励双方扩大该类型服务产品的生产和出口规模，进而促进一国服务贸易出口结构升级。基于上述分析，本研究提出以下假设：

假设2：知识产权保护制度通过影响服务出口企业的创新研发进而影响服务贸易出口结构升级。

三、实证模型与变量设定

(一)计量模型设定

基于前文理论分析与研究假设，为考察知识产权保护水平的提高对服务贸易出口结构升级可能存在非线性影响，设定以下基本模型：

∑αkControlsit+δi+εit，

(1)

其中，i代表国家或地区，t代表年份，STSC为服务贸易出口结构相对指数，IPR为知识产权保护水平，Controls为控制变量；δi为个体效应，εit为随机扰动项。

(二)变量选取及数据说明

1.被解释变量

被解释变量为服务贸易出口结构相对指数(STSC)。借鉴许和连等[16](P25-35)的做法，根据IMF关于服务贸易行业分类标准，构建如下服务贸易出口结构相对指数公式：

STSCit=EXMit/EXCit，

(2)

其中，EXMit表示第i个国家或地区t年的建筑、保险、金融、通信、计算机和信息、知识产权使用费、个人文化和娱乐、产品相关服务以及其他商业服务的出口额，即现代服务出口额；EXCit表示第i个国家或地区t年的运输和旅行两类传统服务出口额；STSC指数值反映了一国或地区的现代与传统服务出口相对比例的变化过程，该数值增加，表明该国或地区的服务贸易出口结构得到升级。

2.核心解释变量

核心解释变量为知识产权保护水平(IPR)。借鉴代中强等[9](P109-122)的做法，本研究采用世界经济论坛每年在《世界竞争力报告》发布的知识产权保护指标来衡量各国实际知识产权保护水平。该指标的评分范围为1～7分，分值越高代表保护水平越高。

3.控制变量

为了减轻由于遗漏变量带来的内生性问题，结合理论与已有的文献研究，本研究在实证模型中加入如下控制变量。

(1)服务贸易开放程度(OPEN)。已有文献研究表明，对外贸易开放程度较高的国家，包括服务业在内的各行业全球价值链分工的参与率往往也较高[29](P4-17)。在经济全球化的背景下，服务业生产和供给的国际化程度日趋加深。因此，随着服务贸易开放程度的提高，一国或地区一方面可以通过“竞争效应”促使国内服务行业重视提升服务贸易出口质量，增强出口竞争力，另一方面通过参与全球价值链分工获得知识和技术溢出，推动国内服务贸易出口行业加快技术引进和升级，进而优化出口贸易结构。本研究以一国或地区每年服务贸易进出口总额占GDP的比重来衡量服务贸易开放程度。

(2)外商直接投资(FDI)。外商直接投资主要通过两种方式影响一国或地区的服务出口：一种是以东道国承接离岸服务外包为主的投资形式，另一种是外商直接投资对东道国服务生产企业的技术外溢。随着一国或地区服务业发展水平的提高，承接的离岸服务外包也逐渐由低成本劳动力密集型服务业向知识密集、高技术附加值的服务业扩展。东道国大量吸收高技术附加值的外商直接投资，可以在一定程度上扩充行业资本、获取知识和技术溢出效应，进而影响服务业发展和优化一国或地区服务贸易出口结构。本研究以一国或地区每年外资净流入额占GDP的比重来衡量外商直接投资情况。

(3)人力资本(HUM)。服务供给产品的技术含量与服务提供者所掌握的知识和技能密切相关。因此，从某种意义上可以说服务业人力资本质量的不同是形成差异化服务产品的重要因素之一。理论上，受教育年限较长的服务提供者由于有较好的知识积累，学习新技能的效率也较高，往往能提供具有较高技术含量的服务产品；而受教育年限较短的服务供给者则倾向于提供低技术含量的服务产品。人力资本对提升一国或地区服务贸易出口竞争力和优化服务贸易出口结构发挥着重要作用。借鉴邓翔等[30](P11-23)的做法，本研究使用佩恩表10.0①中测算的人力资本指数来衡量各国的人力资本情况。

(4)网络基础设施(NNI)。互联网与服务业的结合涌现出了一大批新的服务供给模式，不仅提高了服务的效率和质量，而且丰富了服务需求者的多样化选择。一国或地区互联网技术的快速发展会加速知识密集型服务产业升级，加快服务产品创新，进而优化该国服务贸易出口结构[31](P54-62)。因此，可以预期作为服务业生产和供给的重要基础设施之一的互联网将对服务贸易出口结构产生一定的影响。该变量用一国或地区各年互联网普及率来衡量。

(5)服务业发展水平(SER)。现代专业服务业的发展不仅有利于提高服务技术含量，而且有利于推动国内服务产业转型升级和提高本国知识密集型服务出口竞争力，进而优化服务出口结构。本研究借鉴魏作磊等[32](P24-39)的做法，以服务业从业人员数占总就业人数的比重来衡量一国或地区的服务业发展水平。

(三)数据来源与统计特征

考虑到统计指标的一致性和原始数据的可获得性，本文研究样本为108个国家，结合联合国开发计划署公布的人类发展指数(HDI)和OECD成员国情况，将108个国家样本划分为33个发达国家和75个发展中国家②。实证分析的时间区间为2005—2019年③。测算服务贸易出口结构相对指数的原始数据及服务贸易进出口额数据来源于联合国贸易与发展会议统计数据库；知识产权保护指标数据来源于历年《世界竞争力报告》；人力资本指数的数据来源于佩恩表10.0(Penn World Table Version 10.0)；互联网普及率数据来自国际电信联盟(International Telecommunication Union)统计数据； GDP、外商直接投资的原始数据均来自世界银行的《世界发展指标》(World Development Indicators,WDI)数据库，对个别缺失的数据采用插值法进行补充。各变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证结果与分析

(一)静态面板模型估计结果讨论

为进一步分析知识产权保护水平对服务贸易出口结构升级的影响，根据前文设定的静态面板模型，基于总体样本、发展中国家和发达国家的样本数据，运用Stata15.0软件进行回归分析。由于一国知识产权保护水平的提高会影响其服务贸易出口结构升级，同时可能存在服务贸易出口结构升级反过来会促进一国强化其知识产权保护，这意味着知识产权保护与服务贸易出口结构升级之间可能存在双向因果关系，这使得知识产权保护具有较强的内生性。为此，本文借鉴余长林[33](P11-23)的做法，采用知识产权保护变量滞后1～2期作为工具变量，并且采用Sargan-Hansen过度识别检验方法来检验工具变量的有效性，具体的回归结果见表2。为减少异方差的影响，各变量均以对数值进入模型④，所有方程Hausman检验结果均支持固定效应的原假设，均通过了Sargan检验，这表明工具变量的选取总体上是有效的。

表2 静态面板模型的回归结果

表2第(1)列是采用总体样本数据的回归结果，知识产权保护一次项(ln IPR)的回归系数显著为负，二次项(ln IPR2)的回归系数显著为正，表明知识产权保护水平对服务贸易出口结构的影响呈现“U”型关系。可能的解释是：一国或地区经济发展水平较低时，服务业产业结构以劳动密集型为主，知识密集型服务业的发展大多处于起步阶段，尚未形成大量的客户需求，此时并不需要非常强的知识产权保护。一方面，劳动密集型服务业的技术含量较低，对知识产权保护的敏感度低；另一方面，在此阶段实施较强的知识产权保护，不仅会提高知识密集型服务需求方的使用成本，抑制客户的扩展，影响知识密集型服务业产业集聚效应的形成，而且会削弱模仿创新，不利于知识密集型行业供给规模的扩大，进而会抑制服务出口结构的升级。当一国或地区经济发展水平较高时，服务业产业结构偏向知识密集型，知识外溢形成的知识网络效应使得知识能以低成本共享。在此阶段实施较强的知识产权保护，既可以有效保障服务技术创新者的合法利益，又有利于激励知识密集型服务出口企业自主创新，进而促使服务贸易出口结构得到优化和升级。

表2第(2)至第(4)列中分国家类型的回归结果显示，知识产权保护对不同发展类型国家的服务贸易出口结构的影响存在较大差异。第(2)列基于发展中国家样本的回归结果显示：知识产权保护一次项的估计系数值在1%的显著性水平下为负，而平方项的估计系数值在1%的显著性水平下为正，表明发展中国家知识产权保护水平与服务贸易出口结构呈现“U”型关系，这与总体样本的回归结果一致。第(3)列和第(4)列是基于发达国家样本的回归结果，其中第(3)列中知识产权保护及其平方项的估计系数值虽然为正，但未通过显著性水平检验，表明发达国家知识产权保护水平与服务贸易出口结构之间未呈现“U”型关系。第(4)列的回归模型剔除了知识产权保护的平方项，仅保留一次项，回归结果显示知识产权保护水平的估计系数显著为正，表明发达国家知识产保护水平与服务贸易出口结构呈正向线性关系。由于发达国家的经济发展水平和服务业整体发展水平都较高，知识密集型服务业的产业集聚效应已经形成，且服务业整体技术的提升主要依赖于自主创新，在此阶段需要更强、更有效的知识产权保护。因此，发达国家知识产权保护水平的提高会促进服务贸易出口结构升级。

控制变量方面，服务贸易开放程度(ln OPEN)在总体样本和分国家样本中的回归估计系数值均显著为正，表明服务贸易开放程度的提高有利于服务贸易出口结构的升级，这与理论预期一致。从服务贸易开放程度的估计系数值来看，发展中国家与发达国家的差距不大。外商直接投资(ln FDI)的估计系数值在各模型回归中均未通过显著性水平检验，表明外商直接投资并未显著影响服务贸易出口结构升级。可能的解释是：外商直接投资主要目的是为了获取投资利润，基本不会将先进技术转移到国外，因此外商直接投资在东道国服务技术提升和出口结构升级方面的作用很弱。人力资本(ln HUM)和网络基础设施(ln NNI)的估计系数在各个回归模型中均显著为正，发达国家人力资本和网络基础设施影响其服务贸易出口结构升级的弹性系数值为1.781和0.196，而发展中国家人力资本和网络基础设施影响其服务贸易出口结构升级的弹性系数值仅为0.889和0.037。这主要是由于发达国家的人力资本水平和网络普及率都远高于发展中国家，使得对人力资本和网络基础设施有较高要求的知识密集型服务业发展水平较高且出口比重较大。服务业发展水平(ln SER)的估计系数在以总体和发达国家为样本的回归模型中均显著为正，而在以发展中国家为样本的回归中却不显著。可能的解释是：发展中国家的知识密集型服务业发展水平较低，未能很好地促进服务贸易出口结构升级。

(二)动态面板模型估计结果讨论

考虑到服务贸易出口结构的变化是动态且连续的过程，惯性作用使得服务贸易出口结构不仅与当期因素有关，还可能受到前一期的影响，即服务贸易出口结构的变动具有一定的累积效应，为此加入滞后一期的服务贸易出口结构相对指数作为控制变量。本研究采用系统矩方法(SYS-GMM)对该动态面板模型进行估计，使用该方法能消除主要解释变量同被解释变量之间可能存在相互影响的关系导致的内生性问题[34](P107-121)，从而更加精准地考察知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响，表3给出了具体的回归结果。表3第(1)至第(3)列各模型的残差序列相关性检验结果表明存在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关，所有方程均通过了Sargan检验，这说明新增的工具变量与扰动项不相关，选取的工具变量是有效的。

表3 系统GMM回归结果

表3各列服务贸易出口结构滞后一期(L.ln STSC)的估计系数均显著为正，表明当期服务贸易出口结构状况会受到前一期出口结构指数的影响，说明服务贸易出口结构升级具有一定的累积效应。从各列服务贸易出口结构滞后一期的具体估计系数值来看，发达国家滞后一期的服务贸易出口结构对当期的影响弹性系数(0.405)要大于发展中国家滞后一期服务贸易出口结构对当期的影响弹性系数(0.228)，这主要是由于发达国家知识密集型服务业发展水平较发展中国家高，同时也说明服务产业结构的转型是逐渐演变的一个过程且需要遵循经济发展规律。

表3第(1)和第(2)列中知识产权保护的回归估计系数依然显著为负；知识产权保护平方项的回归估计系数均为正，通过了5%的显著性水平检验，表明知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响仍然呈现“U”特征；第(3)列发达国家知识产权保护水平的回归估计系数显著为正，表明发达国家的知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响为正向线性特征。因此，动态面板模型中知识产权保护及其平方项对服务贸易出口结构升级的影响特征与静态面板模型的回归估计结果基本一致。控制变量方面，表3各列回归结果显示外商直接投资(ln FDI)的估计系数在统计上仍然不显著，第(2)列发展中国家网络基础设施(ln NNI)的估计系数未通过显著性水平检验，其余控制变量的估计系数符号和显著性未发生实质性改变，与表2的回归结果基本一致。

(三)稳健性检验

对回归结果进行稳健性检验的一种常用方法是使用不同度量指标替换原有的解释变量。为确保上述回归估计结果的可靠性，借鉴赖敏等[7](P104-130)的研究方法，采用全球治理指数(WGI)中的法律规则(Rule of Law)指标⑤作为各国知识产权保护水平的衡量指标(ln RL)，分别对上述静态和动态面板模型进行稳健性检验。静态面板模型使用工具变量法估计，动态面板模型使用系统矩方法(SYS-GMM)进行估计。表4报告了静态面板模型的稳健性回归结果，表5报告了动态面板模型的稳健性回归结果。

表4 替换解释变量的静态面板模型的回归结果

表4第(1)和第(2)列中法律规则估计系数值均显著为负，法律规则平方项的估计系数值均显著为正，表明以法律规则衡量的知识产权保护水平对服务贸易出口结构升级的影响仍然呈现“U”型特征。第(3)列中法律规则及其平方项的估计系数虽然为正，但均未通过显著性水平检验，第(4)列中法律规则的估计系数显著为正，由此表明发达国家以法律规则衡量的知识产权保护水平对服务贸易出口结构升级的影响仍然呈正向线性特征。在考虑了控制变量的影响因素及年份、地区固定效应后，总体样本、发展中国家样本及发达国家样本数据进行回归分析的结果与表2的回归结果基本一致，并没有随着知识产权保护指标的不同选取而改变，因而静态面板模型的回归估计结果是稳健的。

表5 替换解释变量的动态面板模型系统GMM回归结果

表5各列服务贸易出口结构滞后一期的估计系数均显著为正，且发达国家服务贸易出口结构滞后一期估计系数值仍然大于发展中国家服务贸易出口结构滞后一期的估计系数值。表5第(1)和第(2)列分别是总体样本和发展中国家样本的回归结果，法律规则的回归估计系数均显著为负，法律规则平方项的回归估计系数均显著为正，表明以法律规则衡量的知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响仍然呈现“U”型特征。第(3)列是发达国家样本的回归结果，法律规则的估计系数显著为正，表明发达国家以法律规则衡量的知识产权保护水平对服务贸易出口结构升级的影响仍然呈正向线性特征。因此，表5各列以法律规则衡量的知识产权保护水平及其平方项的回归估计结果均没有发生实质性改变，表明动态面板模型的回归估计结果是稳健的。

五、影响机制检验

前文关于知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响机制分析表明：知识产权保护主要通过影响服务出口企业的创新研发进而促使服务出口结构升级。为了进一步检验知识产权保护是否通过创新研发的作用机制影响服务贸易出口结构升级，本研究借鉴张雨等[35](P97-108)的方法，使用中介效应模型进行检验。根据前文回归分析显示：发展中国家的知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响呈“U”型关系，设定如下中介效应模型：

∑βkControlsit+δi+εit。

(3)

RDit=φ0+φ1IPRit+∑φkControlsit+

δi+εit。

(4)

∑γkControlsit+δi+εit。

(5)

根据前文回归分析显示：发达国家的知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响呈线性关系，设定如下中介效应模型：

STSCit=θ0+θ1IPRit+∑θkControlsit+

δi+εit。

(6)

RDit=η0+η1IPRit+∑ηkControlsit+

δi+εit。

(7)

STSCit=λ0+λ1IPRit+λ2RDit+

∑λkControlsit+δi+εit。

(8)

上述式(4)、式(5)、式(7)、式(8)中的RD表示创新研发水平，本研究采用各国研发经费投入额占GDP的比重来衡量创新研发水平，数据来源于世界银行的《世界发展指标》数据库，对个别发展中国家缺失的数据采用其所在地区的平均值进行补充。本文借鉴温忠麟等[36](P731-745)的中介效应检验程序检验创新研发的中介作用。表6报告了发展中国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的中介效应检验结果。

表6 发展中国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的中介效应检验结果

表6第(1)列是式(3)的回归估计结果，与表2中第(2)列发展中国家的静态面板模型回归结果是一样的，该回归完成了中介效应检验的第一步。第二步检验知识产权保护与创新研发的关系。表6第(2)列的回归结果显示知识产权保护的估计系数显著为正，表明知识产权保护水平的提高显著增加了企业的创新研发。第三步对式(5)进行检验，回归结果显示知识产权保护的估计系数显著为负，知识产权保护平方项的估计系数显著为正，这两项反映了在控制中介变量创新研发后知识产权保护对服务贸易出口结构升级的直接影响效应；创新研发的估计系数显著为正，表明创新研发投入的增加显著促进了服务贸易出口结构升级。以上三步检验结果表明创新研发在发展中国家知识产权保护影响服务贸易出口结构升级的过程中起着部分中介作用，即发展中国家知识产权保护能通过影响企业创新研发进而促进服务贸易出口结构升级。表7报告了发达国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的中介效应检验结果。

表7 发达国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的中介效应检验结果

表7第(1)列是式(6)的回归估计结果，与表2中第(4)列发达国家的静态面板模型回归结果是一样的，知识产权保护的估计系数显著为正，该系数反映了知识产权保护对服务贸易出口结构升级的总效应。表7第(2)列是式(7)的回归结果，知识产权保护的估计系数显著为正，表明知识产权保护水平的提高显著增加了企业的创新研发。表7第(3)列是式(8)的回归结果，知识产权保护的估计系数显著为正，反映了在控制中介变量创新研发后发达国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的直接影响效应；创新研发的估计系数也显著为正，表明发达国家创新研发投入的增加也显著促进了服务贸易出口结构升级。以上三步检验结果表明：创新研发在发达国家知识产权保护影响服务贸易出口结构升级的过程中同样起着部分中介作用。由此研究假设2得到了验证。

六、结论与启示

(一)结论

本研究从理论层面深入探究了知识产权保护制度对服务贸易出口结构升级的影响机制，在此基础上以108个国家2005—2019年的跨国面板数据为样本，就知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响及作用机制进行了实证检验，得到的主要结论有：第一，就总体样本而言，静态和动态面板回归结果均显示知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响呈现“U”型特征，即知识产权保护对服务贸易出口结构升级具有先抑制后促进的非线性影响。第二，分区域来看，发达国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级的影响呈正向线性特征，即发达国家知识产权保护水平的提高能显著促进服务贸易出口结构的升级；发展中国家知识产权保护对服务贸易出口结构升级呈“U”型非线性影响。第三，作用机制的中介效应检验分析结果显示无论是发展中国家，还是发达国家，创新研发在知识产权保护影响服务贸易出口结构升级的过程中均起着部分中介作用，即知识产权保护均能通过影响企业创新研发进而促进服务贸易出口结构升级。

(二)启示

第一，根据服务业发展状况选择适宜的知识产权保护水平。发展中国家的知识和技术密集型服务业发展水平较低时，服务贸易出口产品以劳动密集型为主，此阶段不宜采取过于严格的知识产权保护，应通过合理的政府支持政策鼓励和促进知识和技术密集型服务业发展，推动这类型服务业集聚效应的形成。当知识和技术密集型服务业集聚效应开始显现时，则应采取严格的知识产权保护，以抑制低成本的技术模仿行为和激励行业领先者的技术创新，进而扩大知识和技术密集型服务贸易的生产和出口规模，促使服务贸易出口结构升级。第二，重视知识产权保护制度环境的建设和完善。发达国家的知识和技术密集型服务业发展水平较高，且该类型服务业集聚效应普遍形成，因此完善的知识产权保护制度有利于保障知识和技术密集型服务业的有序生产和出口。在全球贸易自由化和开放经济的背景下，发展中国家要重视打造相对良好的知识产权保护制度环境，根据自身服务业发展阶段和需求，积极探索适宜的知识产权保护制度设计，以利于与知识产权保护制度完善的发达国家开展知识和技术密集型服务业相关领域的合作，进而促进服务贸易出口结构的优化和升级。第三，加强知识密集型服务业创新研发合作，提高服务业创新研发投入。创新研发是提升服务出口品质和优化服务出口结构的重要渠道。知识密集型服务业创新研发空间大，因此该类型的服务出口企业在获得有效知识产权保护的前提下，一方面可以通过与跨国服务企业开展创新研发合作的方式增加创新研发投入，提高知识密集型服务出口附加值，扩大出口市场占有率；另一方面也可以通过加大自主创新研发投入，提升知识密集型服务出口质量，扩大出口规模，促使服务贸易出口结构不断升级。

注 释：

①该表根据人均受教育年限和教育回报率来测算一国或地区的人力资本指数。

②2019年OECD有36个成员国，本文将OECD成员国中2005年人类发展指数(HDI)值高于0.8的国家划分为发达国家，即除土耳其、墨西哥、智利以外的33个OECD成员国划分为发达国家，其余样本国家为发展中国家；限于篇幅，本文省略了108个国家的具体名称，备索。

③联合国贸易和发展会议数据库从2005年开始按照《国际收支和国际头寸手册》第六版(BPM6)的标准统计各经济体服务贸易数据，故本研究选择的起始时间为2005年。

④控制变量外商直接投资(FDI)的原始数据最小值为-0.5832，因此对该变量所有原始数据加1后再取对数。

⑤该指标主要衡量一国在产权保护和合约执行方面的情况，其原始值在-2.5～2.5的范围内，为便于取对数进入模型进行回归，本研究借鉴Levchenko(2013)的方法，以原始值加2.5后取对数来衡量知识产权保护程度。