一、 引言

近年来随着劳动力成本的上升和国际贸易环境的变化, 我国出口比较优势逐渐被削弱, 通过传统的成本优势来获取比较优势变得越来越困难。因此, 在坚守传统比较优势的同时, 通过制度上的创新寻找出口比较优势的新源泉变得至关重要。除了劳动力和资本能够产生出口比较优势之外, 技术创新等无形要素同样也能够产生比较优势。与劳动等有形要素不同, 技术创新本身是一种智力创造的活动, 创造过程和成果需要知识产权制度的保护才能产生比较优势。从1994年WTO签署TRIPS(《与贸易有关的知识产权》)以来, 知识产权保护对一国贸易的影响成为很多国家研究制定出口政策的依据。不只是发达国家, 很多发展中国家也采取了自上而下的法律制度变革, 推动制度的强制性变迁, 对模仿创新的利益集团进行知识产权保护约束, 倒逼企业进行技术创新和技术扩散, 获取更大的出口比较优势。根据《国际产权指数报告》的指标测算, 我国知识产权保护程度从1992年到2012年已经提高了3.77倍(邱斌等, 2014)。但我国知识产权保护还是一种“强名义保护、弱实际保护”(代中强, 2014), 这必然会影响我国企业技术创新的产生, 从而导致创新的不足降低出口比较优势。同时考虑到制造业行业的异质性, 技术创新活跃程度不同的新兴行业和传统行业, 知识产权保护对出口比较优势的形成具有差异性。因此, 在我国制造业出口比较优势逐渐被削弱的背景下, 知识产权保护制度建设能否成为制造业出口比较优势的新源泉, 将是未来我国贸易发展甚至整个经济发展的关键。所以文章致力于研究充分考虑到制造业行业的异质性条件下, 知识产权保护制度建设与制造业出口比较优势的新源泉的产生, 从而能够使得知识产权保护在不同的制造业行业中产生最优的出口比较优势。

文章的具体安排为:第二节对研究的主题文献进行分析, 找出文章的研究视角；第三节分通过理论分析得出理论命题；第四节利用我国的制造业行业的出口数据对理论命题进行实证检验；最后提出了相关政策建议。

二、 文献综述

由于知识产权保护可能成为新形势下出口比较优势的新源泉, 近年来国内外理论界开始研究知识产权保护及其对出口比较优势的影响。最早的研究是Maskus and Penubarti(1995)通过扩展赫尔普曼-克鲁格曼垄断竞争模型, 利用1984年OECD的数据实证分析了知识产权保护与国际贸易的关系, 研究认为知识产权保护对OECD国家制造业产品向发展中国家的出口具有显著的促进作用, 随后Fink and Braga(1999)利用相似的模型证实了该结论的正确性。Smith(1999)进一步从进口国的角度进行了分析, 利用美国的制造业数据研究认为, 知识产权保护对出口的影响取决于进口国家的技术模仿能力, 进口国模仿能力较低有利于美国的出口, Rafiquzzaman(2002)利用加拿大的数据也得到了相似的结论。Branstetter et al.(2011)研究认为由于知识产权保护在市场中限制了模仿者的进入, 保护程度的增加会降低发展中国家的模仿速度, 从而有助于发达国家外资的进入和出口的增长。也有的学者从行业层面进行了研究, Yang and Woo(2006)利用60个国家1990-2000与美国的贸易数据研究发现, 美国出口的农业种子产品对知识产权保护不敏感。Ivus(2010)研究认为发展中国家知识产权保护程度的提升, 有利于促进对发达国家的出口, 尤其是对高技术产业的作用更加明显。但是Levchenko(2013)利用引力模型实证分析了知识产权保护与高技术产业和非燃料产业出口的关系, 研究认为知识产权保护程度的提升促进了非燃料产业的出口, 而对高技术产业没有显著的影响。

国内有关知识产权保护与贸易关系的研究主要从2005年开始, 最近随着关注度的提升逐渐增长并不断深化, 但是与国外相比还不够完善。万君康和李华威(2005)通过1992-2003年我国的进出口数据研究发现, 专利授权量对出口具有显著的促进作用。沈国兵(2006)利用版权来度量知识产权保护, 研究其对中美贸易的影响, 认为加入WTO后我国知识产权保护效应存在滞后性, 直到2004年才有所改善。梁红英和余劲松(2010)利用我国24个地区2000-2006年的面板数据, 采用GMM实证分析方法研究知识产权保护对我国出口的影响, 认为知识产权保护程度的提升有利于我国出口数量的增长和出口结构的改善。沈国兵和姚白羽(2010)利用引力模型实证分析了1995-2006年我国与美国等24个发达国家和马来西亚等20个发展中的高技术产业贸易, 研究发现知识产权保护对我国高技术产业进口的影响存在国家差异。柒江艺和许和连(2011)利用我国SITC五位编码贸易数据, 实证检验了知识产权保护与我国高技术产品进口的关系, 认为知识产权保护虽然能够促进我国高技术产业的出口, 但是相对于经济发展水平等经济环境因素作用还是比较低的。

上述国内外的研究对我国来说具有重要的理论和现实意义, 为我国如何从知识产权保护的视角来产生新的出口比较优势提供了重要启示。但是有几个问题依然没有明确:一是现有研究主要关注知识产权保护对我国几个主要产业比较优势的影响, 而且关注的主要是高技术产业, 研究范围不全面；二是现有研究还没有关注我国知识产权保护程度是否合理, 以及是否成为我国出口比较优势的新源泉；三是现有研究中没有体现出行业异质性, 没有考察不同的行业特征下知识产权保护对出口比较优势的影响。基于此, 文章以知识产权保护与行业特征的相互作用为基础, 从三个方面进行研究:首先, 通过理论模型分析知识产权保护与行业特征的相互作用对出口的影响, 并实证检验知识产权保护与行业特征的协同作用能否产生新型出口比较优势；其次, 按照行业特征的差异对制造业行业进行分类, 研究知识产权保护与行业特征的相互作用对出口比较优势的影响, 探索制造业行业对知识产权保护的不同诉求；最后, 研究知识产权保护与行业特征的相互作用对不同出口地的表现差异, 来分析我国知识产权保护与其他地区的不足。

三、 理论模型

文章通过对Eaton and Kortum(2002)模型的扩展进行理论分析, 具体是把知识产权、产业价格和成本等变量放入到模型中进行扩展分析, 研究产业中的知识产权保护对一个国家出口比较优势的影响。

假设世界经济环境中有n个贸易国家和k个产品制造业行业, n=1, …, N;k=1, …, K, 其中产业k中的产品都是异质性的可出口的产品j^k, 为了分析方便把j^k简写为j。根据Eaton and Kortum(2002)的分析方法, 假定某个制造业行业k的产品j由i国家出口到n国家的价格为p_ni^k(j), 该产品在i国家的生产成本为c_i^k, 贸易过程中存在“冰山成本”形式的贸易成本d_ni^k(n≠i时d_ni^k>1, n=i时d_ni^k=1), 此时出口国家i的产业k产品的生产率z_i^k(j)满足关系式p_ni^k(j)=(c_i^kd_ni^k)/z_i^k(j)。Chor(2010)认为知识产权保护通过影响行业的技术创新, 提高制造业行业的劳动生产率, 对一个国家的生产率产生影响, 行业生产率的变化会导致产品价格的变化。一个国家的制造业行业生产率除了受到知识产权保护的影响外, 按照Chor(2010)的研究, 随机事件也可能对生产率的提升产生影响, 进而影响行业的出口行为。因此, 生产率z_i^k(j)的关系式可以变为:

$p_{ni}^{k}\left( j \right)=(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})/exp\sum S,\text{ }I{{\beta }_{SI}}{{S}_{i}}\cdot I_{i}^{k}+{{\beta }_{0}}\varepsilon _{i}^{k}\left( j \right)$

(1)

(1) 式中S_i表示国家i的知识产权保护因素, I_i^k表示国家i的制造业行业特征, β_SI表示知识产权与产业的相互作用系数, β₀表示随机事件的影响。

一个国家的知识产权保护环境的改善, 可以看作是这个国家的知识产权保护供给的变化, 用符号ω表示。行业的异质性决定了其对知识产权保护的差异, 因此制造业行业的特征可以看作是对知识产权保护的需求, 用λ表示。邱斌等(2014)研究认为制度对企业出口比较优势的影响存在“制度门槛”效应, 当制度供给跨过“制度门槛”后, 制度数量才能够满足企业的制度需求, 从而产生出口比较优势。按照邱斌等(2014)的分析过程, 知识产权保护可以看作技术创新的一种制度安排, 因此当知识产权保护程度超过一定的临界值后, 知识产权保护才能满足产业需求, 从而带来制造业行业劳动生产率的增加。所以文章假定在某个特定的时点上也存在一个最优的知识产权保护需求量λ^*, 当知识产权保护程度满足产业需求时, 即ω≥λ^*时, β_SI≥0；当知识产权保护程度不能满足产业需求时, 即ω＜λ^*时, β_SI＜0。因而, 可以把λ^*看作是“知识产权保护门槛”, 只有一个国家的知识产权保护程度超过“知识产权保护门槛”后, 知识产权保护才能与产业特性相符合, 从而带来制造业行业劳动生产率的增加。因此, β_SI是ω和λ^*的函数, 生产率的表达式从新写为:

$z_{i}^{k}\left( j \right)=exp\sum{S},\text{ }If\omega ,\text{ }{{\lambda }^{*}}{{S}_{i}}\cdot \text{ }I_{i}^{k}+{{\beta }_{0}}\varepsilon _{i}^{k}\left( j \right)$

(2)

接下来根据Chor(2010)的做法, 假定随机事件ε_i^k(j)服从耿贝尔分布(gumbel distribution), 由于(1) 式表明价格是随机事件的函数, 因此价格也服从耿贝尔分布, 即:

$G_{ni}^{k}\left( p \right)=Prob\left\{ p_{ni}^{k}\left( j \right)＜\text{ }p \right\}=1-exp\text{ }\!\!\{\!\!\text{ }-{{(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})}^{-\theta }}{{p}^{\theta }}\varphi _{i}^{k}\text{ }\!\!\}\!\!\text{ }$

(3)

(3) 式中的θ>0表示行业k中的产品差异化水平, $\varphi _{i}^{k}=\text{exp}\left( \theta \sum\limits_{\left( S,\text{ }I \right)}{f}\left( \omega ,\text{ }{{\lambda }^{*}} \right){{S}_{i}}\cdot {{I}_{i}}^{k} \right)$。

假定国家n进口的行业k中产品j^k的最低价格为p_n^k(j)=minp_ni^k(j):i=1, …, N, 因此行业k的整体价格满足如下耿贝尔分布:

$G_{n}^{k}\left( p \right)=1-\prod\limits_{i=1}^{N}{{}}[1-G_{ni}^{k}\left( p \right)]=1-exp\left\{ -(\sum\limits_{i=1}^{N}{{}}{{(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{i}^{k}){{p}^{\theta }} \right\}$

(4)

假设国家n从国家i进口产品j的概率为π_ni^k, 满足下面的关系式:

$\pi _{ni}^{k}=\int _{0}^{\infty }\prod\limits_{i\ne f}{{}}[1-G_{nf}^{k}\left( p \right)]dG_{ni}^{k}\left( p \right)=\frac{{{(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{i}^{k}}{\sum\limits_{f=1}^{N}{{{(c_{f}^{k}d_{nf}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{f}^{k}}}$

(5)

Eaton and Kortum(2002)认为由于国家n从任一i国家的产品进口价格符合耿贝尔分布, 这种分布形式使得价格不取决于出口国家企业的性质, 所以n国家产品消费比重与出口无关, 则国家n从国家i进口的产品j占总行业的比例也为π_ni^k, 即$\pi _{ni}^{k}=\frac{X_{ni}^{k}}{X_{n}^{k}}$, 代入(5)式可得:$\frac{X_{ni}^{k}}{X_{n}^{k}}=\frac{{{(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{i}^{k}}{\sum\limits_{f=1}^{N}{{}}{{(c_{f}^{k}d_{nf}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{f}^{k}}$, 本国生产产品占总行业的比例为$\frac{X_{nn}^{k}}{X_{n}^{k}}=\frac{{{(c_{n}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{n}^{k}}{\sum\limits_{f=1}^{N}{{}}{{(c_{f}^{k}d_{nf}^{k})}^{-\theta }}\varphi _{f}^{k}}$。基于此, 并结合φ_i^k的表达式可得:

$X_{ni}^{k}=X_{nn}^{k}\cdot \frac{{{(c_{i}^{k}d_{ni}^{k})}^{-\theta }}\text{exp}\left( \theta \sum\limits_{\left\{ S,\text{ }I \right\}}{{{f}_{i}}}\left( \omega ,\text{ }{{\lambda }^{*}} \right){{S}_{i}}\cdot I_{i}^{k} \right)}{{{(c_{n}^{k})}^{-\theta }}\text{exp}\left( \theta \sum\limits_{\left\{ S,\text{ }I \right\}}{{{f}_{n}}}\left( \omega ,\text{ }{{\lambda }^{*}} \right){{S}_{n}}\cdot \text{ }I_{n}^{k} \right)}$

(6)

(6) 式对变量S_iI_i^k求一阶导数$\frac{\partial X_{ni}^{k}}{\partial {{S}_{i}}I_{i}^{k}}$的符号取决于f_iω, λ^*的符号, 根据前文的分析当ω≥λ^*时, β_SI≥0；当ω＜λ^*时, β_SI＜0, 因此当ω≥λ^*时$\frac{\partial X_{ni}^{k}}{\partial {{S}_{i}}I_{i}^{k}}$>0, 当ω＜λ^*时, $\frac{\partial X_{ni}^{k}}{\partial {{S}_{i}}I_{i}^{k}}$＜0, 由一阶导数的符号可以得到理论命题一:

命题一:当一国知识产权保护程度超过“知识产权保护门槛”后, 知识产权保护与国内行业特征相互匹配, 从而产生协同效应促进国内匹配制造业行业产品的出口；反之则不利于国内制造业行业产品的出口。

同样的(6) 式对变量S_nI_n^k求一阶导数可得当ω≥λ^*时$\frac{\partial X_{ni}^{k}}{\partial {{S}_{i}}I_{i}^{k}}$＜0, 当ω＜λ^*时, $\frac{\partial X_{ni}^{k}}{\partial {{S}_{i}}I_{i}^{k}}$>0, 由一阶导数的符号可以得到理论命题二:

命题二:当一个进口国的知识产权保护程度超过“知识产权保护门槛”时, 知识产权保护与进口国行业特征相互匹配, 不利于国出口规模的增加；反之则有利于出口国规模的增加。

根据命题一和命题二有关出口国和进口国知识产权保护与行业特征匹配时分别对出口国家的影响可以看到, 出口国家i的知识产权保护与行业特征匹配对其出口是有利的, 进口国家n的知识产权保护与行业特征匹配对出口国i的出口是不利的。因此可以得到理论命题三:

命题三:出口国相对于进口国其知识产权保护程度越高越有利于其出口, 反之则不利于其出口。

四、 实证检验

本部分将在理论分析的基础上, 利用我国1992-2012年与140个国家或地区的24个制造业行业的出口数据对理论命题进行实证检验。

(一) 计量方程与变量设置

根据理论分析得出的命题, 对引力模型进行扩展, 文章建立如下的计量方程:

$\begin{align} & LnE{{X}_{it}}={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}LnGD{{P}_{t}}+{{\alpha }_{1}}LnGDP_{it}^{f}+{{\alpha }_{1}}dis+{{\alpha }_{1}}Lnfa{{c}_{it}} \\ & +{{\alpha }_{1}}{{S}_{t}}+{{\alpha }_{1}}{{I}_{it}}+{{\alpha }_{1}}{{S}_{t}}\cdot {{I}_{it}}+{{\varepsilon }_{i}}+{{\tau }_{t}}+{{\mu }_{it}} \\ \end{align}$

(7)

计量方程中变量设置的含义和计算数据为:

1. EX_it变量。该变量作为方程的解释变量, 表示我国出口的变化, 具体用我国对140个国家或地区的24个制造业行业层面上的出口额来度量, 其中行业分类按照UN Comtrade Database提供的各国家分类产品出口数据, 参照李强和郑江淮(2013)具体行业分类的方法, 归类为24个制造业行业。

2. I_it变量。表示制造业行业特征, 不同于传统的从劳动、资本和技术密集度去界定行业特征, 文章考虑知识产权保护制度与行业特征的协同效应对出口的影响, 因此要给出与知识产权保护制度相对应的行业特征, 所以参考孙少勤等(2014)的方法, 从R&D投入强度、专属性投资强度以及关键要素投入强度三个方面去度量, 具体计算各行业每种投入的年度平均值, 所有数据来自我国各年的统计年鉴和工业经济统计年鉴。

3. S_t变量。表示知识产权保护程度, 参考杨珍增(2014)的做法用《国际产权指数报告》的知识产权保护指标度量, 当年的知识产权保护程度S_t为滞后两年的知识产权保护程度。我国1992-2012年的知识产权保护程度具体变化如图 1所示, 在样本期内知识产权保护程度是不断提升的, 1995和2001是两个节点, 主要是我国复关和入世加强了对知识产权保护的重视。

4. GDP_t和GDP_it^f变量。分别表示我国和进口国的经济发展规模, 具体以1992年为基期得到的国家层面上各年的实际GDP数额来衡量, 数据来自世界银行WDI数据库。

5. dis变量。表示我国的贸易成本, 由于国际贸易中的贸易成本不仅仅体现在空间距离上, 还会受到地理位置以及社会环境差异等因素的影响。因此文章除了用三个指标来进行度量, 具体为我国与进口国的空间距离(dis_-geo), 两个虚拟变量官方语言是否相同(dis_-lan)和国家是否有陆地边界(dis_-bor), 所有数据来自CEPII BACI数据库。

6. fac_t变量。表示影响我国出口的劳动和资本要素变量, 起到了控制变量的作用, 具体计算方式为劳动要素变量(lab)用制造业行业的劳动力数量除以制造业行业总产值, 资本要素变量(cap)用制造业行业的资本存量除以制造业行业总产值, 所有数据来自我国各年的统计年鉴和工业经济统计年鉴。

(二) 实证分析

本部分利用面板模型的估计方法对计量方程进行实证分析, 分为四个实证分析步骤:一是利用总体样本从整体上检验我国知识产权保护、行业特征以及两者的协同对出口的影响；二是检验我国“知识产权保护门槛”是否存在, 进一步对第一部分实证分析提供证据；三是分行业检验知识产权保护、行业特征以及两者的协同对出口的影响, 来判断不同行业是否跨越了“知识产权保护门槛”；四是按我国不同出口地区验证国家之间的知识产权保护差异对出口的影响。

1. 总体估计结果分析

利用我国1992-2012年和140个国家或地区的24个制造业行业的总样本数据, 对方程(7) 进行估计, 结果如表 1所示。表中第(1) 列没有包含知识产权保护和产业特征变量, 从具体的估计结果来看, 我国和进口国的经济发展规模对我国出口额的增长具有显著的促进作用；贸易成本对我国出口额的增长具有显著的抑制作用；度量贸易成本的三个变量估计结果显示, 空间距离增加引起贸易成本的增长显著不利于我国出口额的增长, 与我国具有相似语言和共同边界会降低沟通成本从而能够显著的促进我国出口额的增长；从产业要素禀赋估计值可以看到, 劳动投入占比的增长有利于我国出口的增加, 而资本投入占比的增长不利于我国出口的增加。

表 1中(2)-(4)列加入了知识产权保护和产业特征变量以及交互项, 每一列分别用不同的制造业行业特征变量, 例如第(2) 列为R&D投入强度制造业行业特征变量。从这三列的估计结果可以看到, 行业特征变量R&D投入强度和关键要素投入强度变量, 无论是知识产权保护变量, 还是产业特征变量以及交互项都是不显著的, 从总体样本估计结果来看, 这两类行业特征的协同作用没有显著的促进我国出口的增长。但与这两者不同的是, 专属性投资强度变量与知识产权保护的协同作用显著的有利于我国出口的增长。按照前文的理论分析, 只有当知识产权保护程度超过一定的门槛后, 与产业的协同才会产生对出口的促进作用。近年来虽然我国的知识产权保护有了明显的改善, 例如经过笔者测算2012年我国知识产权保护程度与1992年相比已经提高了将近四倍, 但是与发达国家的保护程度相比还是有一定差距的, 所以本部分估计结果不显著可能是由于我国知识产权保护程度没有超过“知识产权保护门槛”导致的。当然了这只是一种推测, 是不是真的存在“知识产权保护门槛”效应, 门槛有多高, 这些都需要通过实证验证。

第(7) 列中加入知识产权保护变量的二次项, 由于在本列中只是找出门槛效应的存在证据, 不考虑交互作用, 所以估计时去掉了行业特征变量及其交互项, 其他变量保持不变, 具体结果如表 1中第(5) 列所示。从估计结果可以看到, 知识产权保护变量是显著的负值, 二次项是显著的正值。这说明在知识产权保护不断完善的过程中, 知识产权保护的初始阶段对出口的影响是不断下降的, 就像一个阵痛期, 我国很多制造业行业, 尤其是劳动密集型行业, 在长期从事模仿的生产过程中还不能适应知识产权保护程度的增长, 从而导致出口额的下降, 即知识产权保护的挤出效应超过了扶植效应。但是随着知识产权保护程度的不断增加, 企业生存压力迫使其创新, 同时结合成本优势出口开始增长, 所以知识产权保护与企业出口优势之间存在一种“U型”的关系, 存在一个适宜的转折点, 也即是“知识产权保护门槛”。此时, 只是初步判定我国存在“知识产权保护门槛”, 到底所有行业是相同还是存在行业差异, 单靠本部分的实证分析无法获得。为了进一步分清哪些行业的知识产权保护是合理的而哪些行业又是不足的, 接下来将分行业进行实证分析。

2. 分行业估计结果分析

本部分中依据产业特征表现的高低, 把24个制造业行业划分为“高组别行业”和“低组别行业”进行实证分析。以R&D投入强度、专属性投资强度以及关键要素投入强度三个变量为分类标准, 计算这三个变量的均值, 以均值为分类临界值把24个制造业行业分为高低两类, 研究知识产权保护与行业特征的协同效应对我国出口比较优势的影响。具体估计结果如表 2所示。

从表 2的分行业估计结果可以看到, 与总体样本的估计结果相似, 专属性投资强度变量与知识产权保护的协同作用, 在两类制造业行业中, 都显著的有利于我国出口的增长。也就是说我国目前的知识产权保护程度足以应对任何强度的行业专属性投资, 原因是由于我国在1992-2012年的时间段内, 专属性投资平均的增长速度只有0.02%, 远远低于知识产权保护程度的增长速度, 基本能够满足出口专属性投资对知识产权保护程度的需要。低R&D和关键要素投入强度交互项估计值都是显著的正值, 这两类制造业行业的协同作用显著的有利于我国出口的增长。相反, 高R&D和关键要素投入强度交互项估计值都是显著的负值, 这两类制造业行业的协同作用显著的不利于我国出口的增长。

这样的估计结果说明, 从纵向上来看, 我国的知识产权保护程度虽然有了显著的提高和较快的发展, 但在“高组别行业”中, 例如高R&D投入强度行业可能还没有超过“知识产权保护门槛”。我国的知识产权保护与世界平均水平尤其是发达国家相比还是有很大的差距, 加之高R&D投入强度和高关键要素投入强度制造业行业对知识产权保护更敏感(Grossman and Helpman, 2002), 在这类行业中知识产权保护程度没有跨越“知识产权保护门槛”, 体现出的是知识产权保护的“比较劣势”, 知识产权保护程度的提升还难以对我国出口的增长带来显著的促进作用。但是对于产业特征比较低的行业来说, 知识产权保护程度稍微提高就能够对这些行业的出口产生一定的刺激作用。这些实证结论也与文章的理论命题相符合。

3. 分地区估计结果分析

根据理论命题的分析, 国家之间的相对知识产权保护程度差异对出口比较优势会产生不同的影响。因此, 本部分把样本按我国出口的地区处于哪个大洲分为六类, 分析我国知识产权保护与产业特征的协同作用对不同地区出口的影响, 具体估计结果如表 3所示。

从表 3的估计结果可以看到, 知识产权保护变量的估计结果不论是符号还是显著性基本相同, 只有大洋洲样本的估计结果是不显著的, 而其他地区的估计值都是显著的正值。我国知识产权保护程度的改变不能够显著的影响对大洋洲出口的比较优势, 可能是一方面大洋洲的国家较少, 样本数量不足导致的；另一方面是由于我国与大洋洲之间的贸易结构相对单一, 出口的是劳动密集型产品而进口的是原材料, 知识产权保护对这类产品的进出口影响有限。但重点关注的是知识产权保护与产业特征交互项的估计结果, 从表 3的估计值来看, 知识产权保护与R&D投入强度和关键要素投入强度变量交互项的估计结果相似, 知识产权保护与产业特征的协同作用, 并没有显著的促进我国对亚洲、欧洲、北美洲和南美洲的出口, 我国知识产权保护与行业的协同效应并没有产生出口比较优势。主要是我国的知识产权保护程度相对这些地区来说还是比较低的, 根据《国际产权指数报告》的计算, 亚洲(除中国外)、欧洲、北美洲和南美洲的知识产权保护程度, 分别是我国的1.52倍、1.71倍、2.12倍和1.18倍。我国的知识产权保护程度要高于非洲, 所以知识产权保护与产业特征的协同作用能够显著的促进我国对非洲的出口, 大洋洲样本不具有分析的价值。因此, 整体来说实证结果与理论命题三的结论相吻合。

知识产权保护与专属性投资产业特征变量的交互项估计值都是显著的正值, 这说明知识产权保护与专属性投资产业特征的协同作用, 能够显著的促进我国对所有地区的出口, 我国知识产权保护与产业的协同效应带来了出口比较优势。主要是我国知识产权保护程度整体与其他国家相比还是处于劣势的, 但就产业专属性投资特征来看, 其他国家与我国在知识产权保护上可能并没有太大的差距, 从而知识产权保护与专属性投资产业特征产生的协同作用, 显著促进了对所有地区的出口。这说明我国在专属性投资上的知识产权保护程度已经足以带来显著的出口比较优势, 而其他行业特征的知识产权保护还是不够的。

(三) 稳健性检验

前文的实证分析中只应用了一种方法进行估计, 估计结果可能会存在偏差, 因此本部分通过采用新的方法进行稳健性检验, 来确保前文实证分析的可靠性。首先把我国1992-2012年对140个国家或地区的24个制造业行业总样本数据中出口为零的样本去掉, 然后剔除出口额在十分位下的样本。知识产权保护与产业特征的协同作用影响我国出口比较优势, 同时出口比较优势反过来倒逼知识产权保护的提升, 也就是说估计模型存在内生性的可能。因此, 本部分在新的样本基础上, 把知识产权保护变量的一阶滞后变量设置为工具变量, 用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。在进行稳健性检验时, 与前文相同, 分别对总样本、分行业样本和分地区样本进行了估计, 具体结果如表 4所示。表 4分为三部分, 前三行为总样本估计结果, 中间三行为分行业样本估计结果, 最后三行为分地区样本估计结果。首先, 从总样本的估计结果来看, 交互项估计值和显著性都与最初的估计结果完全相同；其次, 从分行业样本的估计结果来看, 交互项估计值和显著性也都与最初的估计结果完全相同, 这说明总样本和分行业样本都表现出了非常好的稳健性。

最后, 分地区样本的估计结果出现了一些改变, 主要是知识产权保护与R&D投入强度交互项在亚洲地区的估计结果由不显著变得显著, 即知识产权保护与R&D投入强度的协同效应能够显著的促进对亚洲地区的出口。由于稳健性检验采用了更合理的数据和方法, 所以稳健性检验的估计结果可能更加可靠。除了这一个变化之外, 其他结果都是与最初的估计结果一致的, 这说明分地区的样本也是比较稳健的。

五、 结论与政策含义

我国依靠成本和资源优势获取的贸易比较优势所产生的红利即将消失, 利用制度建设来获取新的比较优势是我国要关注的问题, 而知识产权保护是我国制度完善的重要内容, 不仅会影响一国的技术创新, 也会影响贸易方式。文章旨在分析知识产权保护能否成为我国制造业出口新的比较优势, 利用我国1992-2012年对140个国家或地区的24个制造业行业的出口数据, 从总体、分行业和分地区三个层次上, 实证检验了知识产权保护与行业特征的协同作用对我国出口比较优势的影响。研究认为, 从总体上来看我国知识产权保护程度对出口的影响存在“U型”关系, 在知识产权保护程度没有超过“知识产权保护门槛”之前, 知识产权保护与行业特征的协同作用并不能够显著的增加我国出口的比较优势。从R&D投入强度、专属性投资强度以及关键要素投入强度三个方面, 把我国24个制造业行业分为高行业特征和低行业特征分别进行估计后得到不同结论。低R&D投入强度和低关键要素投入强度制造业行业中, 知识产权保护与行业特征的协同作用显著的有利于出口的增长, 相反则不利于出口的增长。这不仅表明我国不同的制造业行业对知识产权保护的不同需求, 同时也说明我国知识产权保护程度, 对需要良好知识产权保护的行业的出口优势没能起到应有的促进作用。从我国出口的不同地理方向来看, 知识产权保护与产业特征的协同作用, 不能够显著提升知识产权保护程度相对高于我国地区的出口比较优势。基于文章的研究结论, 可以得到一些重要的政策启示:

1. 自从我国加入WTO后, 我国的知识产权保护在与国际贸易制度融合的过程中得到了不断的完善, 在此过程中贸易规模也不断扩展。但是近年来我国所面临的国际和国内形式发生了很大的变化, 人口红利的逐渐消失和国际金融环境的不断冲击, 使得我国依靠成本优势获取出口比较优势面临诸多困难。我国更加需要利用以贸易制度为表现形式的知识产权保护建设来维持出口比较优势, 促使知识产权保护等法律制度建设成为新的出口比较优势来源。我国2013年起实施的自贸区建设就是一种很好的实践, 通过完善相关法律法规等制度建设, 来以此获取新的发展机遇和动力。因此, 我国在当前的形势下, 要充分利用无形的制度资源来获取制度红利, 从而产生新的出口比较优势, 就知识产权保护来说可以加强我国知识产权人才的培养, 坚决查处侵犯知识产权的行为等。

2. 由于知识产权保护具有显著的“知识产权保护门槛”效应, 要充分考虑我国制造业行业的异质性、出口的发展阶段和出口方向的差异, 同时在综合考察我国技术创新能力、产业国际竞争能力等因素的基础上, 以合理的知识产权保护提升我国出口增长和结构调整, 使知识产权成为我国新的出口比较优势。在不同的出口发展阶段, 依据国外发达国家的知识产权保护经验, 结合我国制造业出口的特点, 动态调整知识产权保护程度, 相应法律法规建设要与时俱进。对于出口量较大的高新技术行业, 实施知识产权保护的同时也要对国外竞争对手在我国的专利进行保护, 防止知识产权保护不充分导致的产品出口下降。另一方面也要考虑我国国内地区发展的差异, 根据中东西部不同的出口特征, 建立与之相适应的的知识产权保护体系, 从而使知识产权保护与每个地区的出口比较优势相匹配。

3. 文章研究发现知识产权保护与行业特征的协同作用, 在不同强度行业特征的行业中具有不同的效应, 高强度行业特征的行业对知识产权保护的诉求高, 相反则偏低, 这说明在存在“知识产权保护门槛”的情形下, 有的行业还没有跨过这一门槛。这就要求在高强度行业特征的行业中, 提供更强的知识产权保护, 形成“完善的知识产权保护、鼓励知识产权保护依赖型制造业行业的出口、产生新的出口比较优势”的发展方式。具体来说, 要通过严格规范的法制建设完善知识产权保护, 同时利用行政法规政策的灵活性, 规范对知识产权保护更加需要的行业, 使这些行业获取新的出口比较优势, 例如高新技术行业、生物技术行业和新能源新材料等。

4. 从我国不同的出口地理方向研究表明, 我国知识产权保护与行业特征的交互作用还会受到进口国知识产权保护程度的影响。我国目前的知识产权保护程度相对西方发达国家还是处在一个相对较低的水平, 知识产权保护改革需要不断深入推进来缩小与发达国家的差距。要积极融入新的贸易体系, 例如积极参加WTO2.0版的贸易协定谈判, 同时及时关注贸易协定3.0版的进程, 像TPP等各种新贸易协定, 选择时机加入谈判, 使我国的知识产权保护能够融入世界贸易规则。