知識產權保護對我國出口商品結構的影響研究＊

朱樹林

（湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079）

一 引 言

自20世紀中葉以來，對知識和智力資源的創造、占有、使用和保護已成為經濟發展和社會進步的重要推動力量，知識形態商品在推動經濟全球化進程、形成新的國際貿易體制與格局中所起的作用也越來越大。自烏拉圭談判將知識產權列入貿易談判的議題，簽署《與貿易相關的知識產權協定》（TRIPs：Trade－Related Aspects of Intellectual Property Rights），要求發展中國家加強知識產權保護力度，實現統一的最低知識產權保護標準以來［1］，我國的知識產權保護整體水平也得到了很大提升，僅用了20年的時間就完成了從中國標準到國際標準的過渡。

由于知識資產使用邊際成本為零的公共產品性質使“搭便車”現象極為嚴重，知識產權保護對創新產品壟斷性專有的法律賦權及對模仿行為的懲戒，就使得模仿者的模仿難度與成本增加，一定程度抑制了“搭便車”行為，增強了創新產品在國際貿易中的競爭力，推動了出口貿易行為。Rafiquzzaman對加拿大出口貿易的研究發現，出口目的國強化知識產權保護會誘使加拿大增加對該國的出口，但高收入與模仿能力強的國家強化專利保護對加拿大出口的促進作用更明顯［2］。Rodetal也指出，大部分實證研究表明了出口目的國知識產權保護對出口國出口貿易的促進作用，但可能受經濟發展水平、模仿能力等因素的影響［3］。知識產權保護對于出口貿易結構的影響則主要體現在對不同行業出口影響效應的不一致上，Fink和Primo用引力模型和最大似然估計法研究知識產權保護對非燃料貿易和高技術產品貿易的影響，發現知識產權保護對非燃料出口貿易促進作用顯著，而對高技術產品貿易具有統計上不顯著的抑制作用［4］。Kang和Park對韓國出口貿易的研究卻認為，進口國知識產權保護制度對韓國的總出口以及低技術行業的出口具有抑制作用，而對高技術行業的出口具有促進作用［5］。Pradhan對印度出口貿易的研究指出，印度醫藥制造業的出口對國外專利保護比較敏感，若世界知識產權保護水平由0增至5，印度醫藥制造業出口值將提高44，000美元［6］。

上述研究均以出口目的國知識產權制度對出口國出口貿易的影響為主，即考慮國外知識產權保護制度對本國出口貿易的影響。實際上，一國出口的擴張與升級除外在力量的拉動外，內部生產能力與效率的提高也是關鍵。本國知識產權保護制度一方面通過激勵國內企業自主創新促進國內產業升級而提升在國際貿易中的比較優勢，另一方面也通過影響國內外資企業的技術轉移方式與質量，促進中間產品貿易的技術升級而影響出口貿易。楊震寧、李東紅認為，政府知識產權監管行為對企業的運營績效、擴張績效和動態相乘績效均有顯著影響，即從知識產權的弱保護階段向強保護階段過渡的過程中，在侵權會受到嚴厲懲罰的壓力下，嚴峻的環境會使本地企業提高創新能力［7］。但對于模仿生產階段的企業來說，知識產權保護制度的強化也可能使得其模仿的成本與代價上升，抑制生產能力的擴張。對于國內外資企業而言，東道國知識產權保護制度的完善能減低其創新產品被模仿的可能性，促使外資企業轉移更高水平的技術。但外資企業壟斷控制力的上升，也可能會降低其從國外轉移技術的質量，獲取現有產品的高額壟斷利潤。Yang和Maskus考察了南方強化知識產權保護對南方企業出口策略的影響，認為南方提高知識產權保護水平會促使北方企業增加通過許可來轉移技術的決策行為，減少南方企業國際知識獲取的成本，提高南方企業出口概率及績效［8］。對于我國出口貿易的迅速發展，許多學者從制度上尋求一定程度的解釋。Rodrik注意到中國的出口商品結構與人均收入相當于我國三倍的國家相同，因此，他指出中國并非一個典型的依靠自由市場力量實現出口增長的國家，政府的推動和保護等“特殊合適的制度因素”是推進中國獨特貿易結構形成的重要因素［9］。本文從知識產權保護制度角度，研究其對于我國出口貿易結構的影響，運用2000－2010年的省際面板數據，進行實證分析。

二 計量模型構建及變量選取

（一）計量模型構建

對于發展中國家而言，知識產權保護通過對創新與模仿的共同作用，改變一國的資源配置結構與生產能力，進而影響出口商品結構。除此之外，依據傳統的要素稟賦理論，一國應出口密集使用其充裕要素的產品，即出口商品應受包括資本、勞動在內的一國基本要素稟賦及技術等要素的影響。外商直接投資則作為外部資源獲取的重要通道之一，可通過從國外傳遞資金、管理、經營經驗等，影響國內的生產能力，作用于代表一國最高生產能力的出口商品。為此，本文建立知識產權保護影響出口商品結構的計量模型如下：

TCI為出口商品結構度量指標，CL、RD、FDI、IPR分別代表要素稟賦、研發、外商直接投資和知識產權保護變量。i、t代表區域和時間，εi，t為模型誤差項。

歷年的經濟數據顯示，我國資本勞動比的不斷上升，勞動力、資本等要素不斷從勞動密集型產業向資本技術密集型產業的轉移，推動了我國資本要素密集型產品的出口。而隨著研發投入力度的不斷加大，技術市場成交額、國內專利申請授權量也顯著上升，這些都促進我國技術密集型產品的生產和出口。外商直接投資（FDI）則通過資本、技術、經營管理技能的跨國轉移，在增加東道國資本積累的同時，還為東道國帶來了不可忽視的技術外溢作用，積極影響了東道國的出口商品結構。但外資企業“產品未到，專利先行”的知識產權戰略也會成為外資企業占領我國市場的銳利武器，掠奪相當一部分國內企業的生存空間，因此，反而不利于國內生產能力的提高與出口商品結構的優化。

知識產權保護明確地表明了知識生產者對其產品的排他性與專有性，能夠促使知識生產者的私人收益率接近社會收益率，從而可以促進國內技術進步，提高我國出口商品的競爭力。知識產權保護還會直接增加國外專利申請的流入（尤其是來自技術主導國家的專利申請），高額的技術許可費用及知識存量的增加都會促進國內的二次創新活動，促進國內生產能力的提高及高新技術產品的出口。但知識產權的壟斷性保護也會增加一國用于模仿的資源使用，造成資源的非優化配置，尤其對于創新能力較弱的區域來說，壟斷性保護不但可能扼殺處于幼稚階段的創新活動，而且增加了模仿成本，使更多的生產活動停滯或鎖定于生產價值鏈的低端，反而不利于出口商品結構優化。最終，知識產權保護對出口商品結構的作用取決于不同區域的經濟基礎與現實情況。

（二）變量選取及數據來源

對于出口貿易結構的度量，Nicholas則提出了從初級產品、工業制成品兩個層面進行度量的出口商品結構指數，該指數能直接反映兩類商品在出口商品總額中的變動情況［11］。進一步拓展Nicholas指標，納入高新技術產品出口額占總出口額的比重，從初級產品、高新技術產品、其他工業制成品三個層面構建新的出口商品結構指標（簡稱TCI2）。具體計算公式如下：

其中AE、ME分別表示初級產品、所有工業制成品出口額，HT、NHT代表高技術產品與非高新類工業制成品（其他工業制成品）出口額，T表示總出口額，GDP為國內生產總值，0、t分別表示基期和分析期。

對于知識產權保護的度量，被廣泛使用是Ginarte和Park的方法（簡稱GP方法），從5個領域細化知識產權保護強度的得分［12］。鑒于我國執法水平與立法水平存在一定差距的事實，韓玉雄和李懷祖構建了“執法力度”指標，對僅從立法角度考慮的GP方法進行了修正［13］。代中強則另辟蹊徑，從專利申請與授權角度構建了區域的相對保護水平指標［14］。本文借鑒上述方法，構建了省際知識產權保護度量指標IPR＝立法強度×執法強度，其中：

專利授權量包括發明、實用新型和外觀設計三種專利授權量之和，專利糾紛包括侵權糾紛、其他糾紛、查處冒充專利行為、查處假冒他人專利行為等四種情況。在全國統一的知識產權立法背景下，一個地區的立法及法律申請服務越完善，專利發明者就越傾向于采用法律形式來獲取對創新知識的壟斷權，因此，用各地區專利授權量的相對比重來衡量區域相對立法強度。在區域法律意識相對完善，創新者對創新產品更多的愿意從法律途徑獲取保護的情況下，專利立案中可能結案的概率就一定程度反映了該地區司法部門投入執法過程中的人力、物力、解決問題的積極性等，也就是地區執法強度大小。

要素稟賦變量（CL）用各地區的資本存量與就業人數的比率表示，其中資本存量的計算方法借鑒單豪杰。研發（RD）以各地區的研發投入經費占GDP的比重來表示。外商投資（FDI）指各地區的外商直接投資總額。數據樣本集為我國31個省市2000－2010年的區域平衡面板數據。由于數據的自然對數變換能在一定程度上消除異方差現象并不改變原有的線性關系，所以出口商品結構（TCI）、知識產權保護（IPR）、要素稟賦（CL）、FDI和研發（RD）等變量均以對數形式進入模型，分別記為LTCI、LIPR、LCL、LFDI、LRD。

三 實證結果分析

（一）總樣本估計

對于面板數據的估計主要考慮兩種模型：固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）。Hausman檢驗是確定選擇固定效應還是隨機效應的有效方法。其檢驗基礎是在估計方程的殘差項與解釋變量不相關的假設下，固定效應和隨機效應模型是一致的，但固定效應不具有效性；反之，若殘差項與解釋變量相關，則隨機效應模型不具一致性，而應采用固定效應模型。本文檢驗結果表明，對于TCI1適合采用固定效應模型，對于TCI2適合采用隨機效應模型。

表1 整體樣本的OLS及GLS回歸結果

回歸結果顯示，當從初級產品與工業制成品角度度量出口商品結構時，知識產權保護對出口商品結構優化存在促進作用，但該作用在10%的水平下未能通過顯著性檢驗。而從初級產品、高技術產品、其他工業制成品三個層面來度量出口商品結構時，知識產權保護促進出口商品結構優化的顯著性有所增強。知識產權保護對出口商品的影響可能更多地體現在知識含量高、技術附加值較高的知識密集型產品，尤其是高技術產品上，僅將出口商品劃分為初級產品與工業制成品時，知識產權保護對高技術產品出口貿易的影響可能被弱化。盡管我國高新技術產品在外貿中的比重已從2001年的21.7%提高到2010年的30.4%，高技術產品出口增長率高達22%，但高技術產品出口貿易在總出口貿易中的占比仍相對較小。這從要素稟賦變量（LCL）中也可以得到一定程度的反映。資本存量與勞動數量的比對TCI1的促進作用在方程中不顯著，而對TCI2的促進作用則通過了10%水平下的顯著性檢驗。我國資本勞動比的上升，更有利于高技術產品的出口，而對于一般性的工業制成品的作用可能并不明顯。值得注意的是，在以初級產品與工業制成品角度度量出口商品結構的模型中，技術要素（LRD）是顯著為正的，而在初級產品、高技術產品、其他工業制成品三個層面度量出口商品結構的模型中雖然仍表現出正向作用，但不顯著，技術要素是否對出口商品結構優化存在促進作用就需要更進一步的分析與探討。外商直接投資（LFDI）的作用方向更是與預期方向相反，對于TCI1的變化存在阻礙作用，對于TCI2的變化盡管其作用方向不再為負，但正向促進作用也不顯著。上述結果到底是由于指標變量選取上存在偏誤，還是估計方法未考慮異方差、共線性等問題影響了系數的顯著性檢驗及估計結果呢？

當樣本數據存在異方差時，運用OLS的估計結果雖然不會產生偏誤或不一致，但是由此產生的方差估計是有偏的，因而通常OLS的t統計量和F統計量不再有效，廣義最小二乘法（GLS方法）能從很大程度上消除以上問題。因此，本文采用GLS方法進行進一步的估計，出口商品結構同樣采用TCI1及TCI2兩種指標。

GLS方法的輸出結果顯示，由于很好地消除了異方差的影響，知識產權保護變量不管是在TCI1還是在TCI1的方程中均變得顯著了，且在從初級產品、高技術產品、其它工業制成品三個層面來度量出口商品結構的模型中的系數要明顯大于僅從初級產品、工業制成品兩個層面來度量出口商品結構的模型中的系數，這再一次驗證了前述結論，也就是說知識產權保護對于商品出口的正向促進作用可能在高技術產品中更顯著，當出口商品結構考慮到高技術產品的占比時，知識產權保護對出口商品結構優化的作用就變得更顯著了。外商直接投資對出口商品結構的作用與預期符號相同，盡管在TCI1模型中仍不顯著。外商直接投資一方面通過技術、知識、管理等外溢效應促進東道國技術進步，另一方面由于相當一部分外資企業的生產技術優于國內本土企業，具備“飛地特征”的一些外資企業的出口能力也就強于國內企業，因此，外資企業的不斷進入會促進我國出口貿易結構的優化。與前述關于外商直接投資的估計結果的比較分析可以發現，原模型中存在的異方差確實較大程度影響了估計結果。

異方差的消除并未給技術要素（LRD）變量的顯著性帶來實質性影響，在TCI2的模型中仍未能通過10%水平下的顯著性檢驗。這可能受到模型內生性問題的影響。一方面，前述分析結果表明，知識產權保護制度可以一定程度帶來商品結構的優化。另一方面，出口商品結構優化的最直接體現就是高技術產品或知識密集型工業制成品所占比重日益提高，這些知識產品對于法律保護的要求更高也更迫切，利益博弈的結果就會促使政策制定者進一步提高知識產權保護水平。技術要素作為知識產品的關鍵投入要素，會直接帶來知識產品國內供給能力的上升，增加知識產品的出口貿易能力。同時，隨著高技術產品出口的增加，意味著從國外獲取市場規模與市場利潤的動力會增加，而要維持這些知識產品或者獲取新產品的國際市場競爭力，投入更多的技術要素是必然途徑之一。這就說明，知識產權保護、技術要素與出口商品結構之間可能存在內生性問題，系統GMM估計能很好的消除這一問題。

表2 整體樣本的GMM回歸結果

表2為采用GMM方法估計的輸出結果，不管是采用從初級產品與工業制成品角度來度量出口商品結構指數，還是采用從初級產品、高技術產品、其它工業制成品三個層面來度量的出口商品結構指數，知識產權保護制度對出口商品結構優化的促進作用都得到了很好的驗證。知識產權保護通過從法律上明確知識生產者對其產品的排他性與專有性，通過對侵權行為的打擊，激勵了更多的技術創新與進步，同時更好地優化了國內投資環境，吸引了更多更高質量的技術轉移行為，提高了國內二次創新與集成創新的能力，這都能促進國內的經濟增長，提高工業制成品尤其是高技術產品的出口能力，優化我國的出口貿易商品結構。由于我國人力資本素質相對較高，模仿能力與創新能力都不斷增強，在知識產權保護制度打擊模仿與侵權行為，惡化模仿型企業生存環境的同時，也迫使這些企業提高創新能力，絕地重生，“鰻魚效應”明顯。消除內生性問題后，外商直接投資、技術要素對出口商品結構優化的促進作用變得穩定，且在大部分方程中通過了10%水平下的顯著性檢驗。

（二）分區域樣本估計

由于我國的“大國特征”，各區域的經濟基礎、經濟發展政策也存在很大差異，出口貿易能力尤其是高技術產品的出口貿易能力就存在很大差距。市場經濟與政府博弈的結果使得不同區域在統一的知識產權保護制度下的實際知識產權保護執法程度也不相同。因此，進一步從東、中、西部區域進行分樣本估計，以考察知識產權保護對出口商品結構優化的促進作用是否在所有區域都存在，就顯得非常必要。上述計量估計過程還說明，合適的估計方法的選取對于模型估計結果有很大影響。為此，本文針對兩種出口商品結構指數，對東、中、西部區域分樣本面板數據進行異方差與內生性檢驗，最終確定東部區域均用GMM方法，中部區域全部用GLS方法，而對西部區域的LTCI1用FE估計方法，LTCI2用GLS方法。針對不同區域，采用相應估計方法所估計出來的結果見表3。

東部區域是知識資源投入、外商直接投資較集中的區域，資本勞動比也明顯高于全國平均水平。從對東部區域的估計結果來看，不管是從初級產品與工業制成品兩個角度來度量出口商品結構，還是從初級產品、高技術產品、其它工業制成品三個層面來度量出口商品結構，各自變量對出口貿易商品結構的影響不但在所有方程中顯著，而且其系數也明顯高于全國總體樣本的估計結果。知識產權保護明顯地促進了工業制成品與高技術產品的出口，其估計系數高于整體GMM的回歸結果。由于東部地區聚集了較多的工業企業，技術在企業間能較快傳遞，如果沒有較好的知識產權保護，就有可能會導致這些地區大量侵權事件的發生，挫傷企業技術創新的動力，導致出口商品結構弱化。

中部地區在地理位置上連東接西，在經濟發展上處于全國中等水平的格局也相當穩固，但經濟總量、經濟基礎、資本勞動比、技術投入等要素與東部還是存在較大距離，短期內還無法趕超。從對中部地區的回歸結果來看，知識產權保護對出口商品結構TCI1指數的影響為正但不顯著，而對出口商品結構TCI2指數的影響為負且不顯著。從兩種出口商品結構指數的構成來分析，這可能說明，中部地區強化知識產權保護制度可能會引起工業制成品出口比例相對于初級產品出口比例較快上升，卻也會帶來高技術產品出口比例相對于工業制成品比例的下降。這些區域高技術產品的出口額及技術水平相對全國來說處于中等水平，在國際市場上的整體競爭力不高，知識產權保護制度促進高技術產品出口的整體效應，可能就弱于對占出口較大比例的工業制成品出口的整體促進效應，也就是說，強化知識產權保護制度造成的高技術產品出口增速可能會弱于工業制成品的出口增速，這就使得從初級產品、高技術產品、其它工業制成品三個層面來度量的出口商品結構也就反而被弱化了。但該作用未能通過10%水平下的顯著性檢驗，對其結論還應持謹慎態度。

西部區域經濟發展水平整體落后，盡管我國政府已日益關注到這種經濟發展不平衡問題，也通過制定“西部大開發”等政策來大力扶持西部地區加快發展，但西部地區經濟發展滯后于中、東部地區的格局在短期內是難以改變的。從西部地區回歸結果看，知識產權保護對出口商品結構TCI1和TCI2指數的估計系數均為負，但均未能通過10%水平下的顯著性檢驗。若從出口商品結構指數的兩種構成方式來分析，則西部地區強化知識產權保護制度，不但不能帶來高技術產品出口額占工業制成品出口額比重的增加，也不能帶來工業制成品出口額與初級產品出口額相對比值的提高。由于西部地區出口主要集中于資源性產品與地方性特色產品，這些產品對于知識產權保護制度的敏感性不強，因此，知識產權保護制度的變化并不能引起出口商品增速的較大變化。出口的工業制成品一般聚集于價值鏈低端，對知識資產依賴性較弱，較弱的人力資本水平卻可能在強化知識產權保護水平的大背景下，短期內反而促使更多的資源使資源性行業聚集，并不能帶來西部區域出口商品結構的優化。但我們要注意，若西部區域長期被鎖定于價值鏈低端產品的生產，東、中、西區域經濟發展不平衡的格局就無法改變，西部區域只有下大力氣改革現有生產格局，加大研發投入，提高創新能力，才能實現跨越式發展。所以從長期來看，強化知識產權保護是一種必然選擇。

表3 分區域樣本估計結果

四 結 論

考慮到我國出口商品中高技術產品的增加，借鑒Nicholas（2006），本文構建了包含初級產品、高技術產品和其他工業制成品的出口商品結構指標。同時，從立法與執法兩個角度構建了我國區際知識產權保護指標。在此基礎上，運用我國31個省市2000～2010年的省際面板數據，基于總樣本以及區分東、中、西部的地區樣本，實證分析了我國知識產權保護對出口商品結構變化的影響，并詳細考察了這種影響的區際差異。得到如下結論：

（1）在消除異方差與內生性影響的情況下，我國知識產權保護水平的提高確實存在促進出口商品結構優化的作用。當不考慮模型的異方差與內生性影響時，我國強化知識產權保護水平對于出口商品結構優化的作用在相當一部分方程中未能通過顯著性檢驗。采用GLS和GMM方法消除以上問題后，知識產權保護對出口商品結構優化的作用變得顯著了，且在從初級產品、高技術產品、其它工業制成品三個層面來度量出口商品結構的模型中的系數要明顯大于僅從初級產品、工業制成品兩個層面來度量出口商品結構的模型中的系數。

（2）知識產權保護對于出口商品結構優化的促進作用在區域之間存在差異。東部地區由于高技術產品生產能力、經濟基礎均強于全國平均水平，知識產權保護對出口貿易商品結構的正向促進作用在所有方程中顯著，作用系數明顯高于全國總體樣本的估計結果，并且不依賴于出口商品結構指標的選取。但對于經濟發展水平、人力資本水平相對較低的中、西部區域來說，并沒有明顯證據表明知識產權保護的強化促進了出口商品結構的優化。對于中部區域而言，知識產權保護會使工業制成品相對初級產品的出口增速提高，但卻可能使高技術產品相對工業制成品的出口增速減少。西部區域強化知識產權保護制度，對工業制成品出口及高技術產品出口的促進作用不夠明顯，而資源性產品及區域特色產品的出口快速增長，反而弱化了該區域的出口商品結構。

（3）從全國層面來看，要素稟賦變量對出口商品結構的優化作用在大部分方程中通過了10%水平下的顯著性檢驗，資本勞動比越高，意味著更多的資源朝資本密集型行業聚集，提高了全國整體生產能力與技術水平，有利于出口貿易結構升級。外商直接投資通過技術、知識、管理等外溢效應促進東道國技術進步，外資企業的不斷進入促進我國出口貿易結構的優化。［15］技術要素作為高技術產品的關鍵投入要素，同樣對我國出口商品結構的優化做出了巨大貢獻。但在不同區域中，要素稟賦、技術要素、外商直投投資的作用同樣存在一定差異性。

基于上述結果我們認為，知識產權保護制度作為一項非貿易性政策，其對于高技術產品出口的促進作用是存在的，因此，強化知識產權保護水平整體上有利于我國出口商品結構的升級。但技術要素、外商直接投資、要素稟賦等因素在出口商品結構變化過程中的作用也不可小視，只有充分結合我國的產業政策、技術扶持政策、經濟刺激政策，才能有效促進我國出口商品結構的高級化，改變目前我國出口貿易技術含量不高、商品貿易附加值低的狀況。但對于中、西部區域來說，知識產權保護政策的完善短期并不能直接帶來出口貿易結構的優化，反而可能阻礙出口商品結構的升級，但只有通過知識產權保護政策制造壓力、惡化生存環境，迫使企業全面改革提高自主創新能力，長期而言才能實現中、西部地區的彎道超車，提高經濟增長速度，改變出口貿易商品結構。

［1］ 喬海.世貿組織與國際知識產權貿易［N］.國際商報，2003－06－09（5）.

［2］ Rafiquzzaman，M.The impact of patent rights on international trade：Evidence from Canada［J］.Canadian Journal of Economics，2002，（35）：307－330.

［3］ Rod Falvey，Neil Foster，David Greenway.Trade，imitative ability and intellectual property rights［J］.Rev World Econ，2009，（145）：373－404.

［4］ Fink，C.，＆ Primo－Braga，C.A.（2005）.How stronger protection of intellectual property rights affects international trade flows［A］.C.Fink ＆ K.E.Maskus（Eds.），Intellectual property and development：Lessons from recent economic research［C］.Washington，DC：The World Bank.

［5］ Kang，H－J.，Park，K－Y.The Effects of Foreign Intellectual Property Rights（IPRS）on the Export Volume of Korea［J］.Korea Trade Review，2006，（4）：5－31.

［6］ Pradhan J.P.Strengthening Intellectual Property Rights Globally：Impact on India’s Pharmaceutical Exports［J］.The Singapore Economic Review，2007，（2）：233–250.

［7］ 楊震寧，李東紅.政府監管，鰻魚效應與知識產權管理：企業創新績效的提升［J］.中國管理科學，2010，（6）：12－22.

［8］ Yang lei，Maskus keith E，Intellectual Property Rights，Technology Transfer and Exports in Developing Countries［J］.Journal of Development Economics.2009，（90）：231－236.

［9］ Rodrik，D.What Is So Special about China’s Exports？［J］.China and the World Economy，2006，（14）：1－19.

［10］柒江藝，許和連.行業異質性、適度知識產權保護與出口技術進步［J］.中國工業經濟，2012，（2）：79－88.

［11］Nicholas Gill，How Does Trade Affect Regional Disparities？［J］.World Development，2006，（7）：1201－1222.

［12］Ginarte J C，Park W G.Determinants of patent rights：a cross－national study［J］.Research Policy，1997，（26）：283－301.

［13］韓玉雄，李懷祖.關于中國知識產權保護水平的定量分析［J］.科學學研究，2005，（3）：377－382.

［14］代中強.實際知識產權保護、模仿創新與自主創新［J］.經濟評論，2010，（6）：85－97.

［15］馮曉青.論著作權限制的合理性及其在著作權制度價值構造中的意義［J］.湖南社會科學，2011，（5）：49－52.