企業創新與貿易方式轉型：知識產權保護和貿易自由化的調節作用

易靖韜,蔡菲瑩

(中國人民大學 商學院，北京 100872)

一、引言

改革開放40多年來，我國對外貿易實現了歷史性跨越，加工貿易在穩定就業、促進外貿增長上做出了重大貢獻。20 世紀80年代中期我國對加工貿易企業進口的中間投入品實行了免關稅的優惠政策，推動了加工貿易的迅猛發展。但隨著全球價值鏈分工發展，國際競爭格局深度調整，我國經濟發展進入新常態，勞動力等要素成本持續上升，資源約束日益趨緊，環境承載能力逼近上限，傳統競爭優勢逐漸削弱，我國加工貿易增長質量和效益不高，自主創新能力不強等問題逐漸凸顯。在嚴峻復雜的國內外環境倒逼下，我國加工貿易急需加快轉型升級，適應新形勢的要求?！耙龑Ъ庸べQ易轉型升級”是黨的十九大報告的重要內容之一，也是黨的十六屆三中全會以來黨中央的一項重要任務。轉變貿易方式是培育新的出口競爭優勢的重要途徑之一。貿易方式不僅反映了我國出口企業在全球價值鏈中的地位[1]，也影響著出口對技術進步、產業升級和經濟增長的溢出效應[2]。近年來，我國貿易方式結構逐步優化，產業鏈更長、附加值更高，更能代表自主發展能力的一般貿易占總出口的比重由2000年的42.2%上升到2018年的57.8%。如何促進我國出口企業貿易方式轉型，提升中國在全球價值鏈分工中的地位，是政府和學界亟須關注的重要課題。

近年來國內外學者關于出口企業貿易方式決定因素的研究主要從以下幾個視角展開：生產效率[3-4]；融資約束[1, 5-6]；中間投入品貿易自由化[6-7]；產業政策[3, 8-11]，主要集中于補貼政策；人力資本[12-13]；供應鏈垂直整合[14-15]。而企業創新作為決定加工貿易轉型升級的關鍵因素[2]，鮮有文獻進行研究。由于缺乏創新驅動的內生動力，關鍵技術、新產品開發成為難以突破的瓶頸，限制了加工貿易企業向高附加值的一般貿易方式轉型。此外，受制于企業內部有限的創新能力和知識結構，企業難以整合和吸收新的外部知識，削弱了合作過程中的知識擴散和技術外溢效應[16]。因此，創新能力不足的企業容易被鎖定在勞動密集型、技術含量低、不具備戰略意義的價值鏈底端，形成出口貿易方式轉型的“天花板”。為彌補這方面研究不足，本文試圖從企業創新的視角探討如何有效促進企業貿易方式轉型和升級。

同時，知識產權保護和中間投入品貿易自由化等制度環境對創新與貿易方式轉型的關系具有關鍵的調節作用。首先，知識產權保護通過有效控制企業創新研發的外部性，提高企業的研發投資回報和積極性[17]；通過提高企業信息披露的意愿，減小與外部投資者的信息不對稱問題，緩解企業的外部融資約束，為企業創新活動提供持續性資金支持。正如習近平總書記所強調的，加強知識產權保護是提高中國經濟競爭力最大的激勵。隨著我國從貿易大國向貿易強國邁進，我國出口企業在“走出去”過程中的知識產權保護需求日益上升。健全完善的知識產權保護體系有助于為企業營造利于創新創造的營商環境，激發企業的創造活力，促進企業加快貿易方式轉型。其次，中間投入品貿易自由化水平的提高降低了一般貿易企業進口中間投入品的成本，有利于企業進口更高水準的中間投入品[18-19]，從而增強了進口中間投入品的國際技術溢出。這有助于激勵企業加大研發投入，對進口中間品進行整合利用、消化吸收，進行二次創新，進而有利于加快企業貿易方式轉型的步伐。

基于以上情境，本文利用2001—2006年中國海關進出口數據和中國工業企業數據的企業層面匹配數據，探究創新對企業出口貿易方式轉型的影響，并具體考察知識產權保護和貿易自由化的調節作用。在當前中美貿易戰撲朔迷離的局勢下，本文的研究仍具有很強的現實意義。正如國務院副總理劉鶴在2019中國國際智能產業博覽會上所表示，“我們愿以冷靜態度通過磋商和合作解決問題，堅決反對貿易戰升級，貿易戰升級不利于中國、美國和全世界人民利益”。從長遠來看，我國并不會因為美國的攪局，改變深化改革和擴大開放的重大戰略布局，反而會將貿易戰的外部壓力轉變為內部改革與對外開放的動力。可以看到，2018年我國舉行首屆中國國際進口博覽會，并宣布一系列擴大開放的重大舉措，2019年第二屆進博會如約而至，規模更大、質量更高；在知識產權方面，進一步加大知識產權保護執法力度，堅決懲處侵犯知識產權行為，提高知識產權審查質量和審查效率，引入懲罰性賠償制度。因此，無論中美之間有沒有貿易摩擦、會不會升級，我國繼續全面深化改革、形成更高層次改革開放新格局的決心是不會被動搖的。本文的研究結論為政策的制定實施提供了一定程度的理論參考和經驗依據。本文的邊際貢獻主要體現在以下兩個方面：第一，聚焦企業創新對加工貿易轉型升級的關鍵作用，彌補現有研究之不足，為創新驅動發展戰略提供了理論基礎；第二，探討了創新促進加工貿易轉型的邊界條件，從企業微觀層面實證檢驗了知識產權保護和中間投入品貿易自由化的重要調節作用，為政府引導加工貿易轉型提供了政策建議。本文剩余部分的結構安排如下：第二部分進行理論分析并提出假設；第三部分建立計量模型，并對變量與數據進行說明；第四部分對基準實證結果進行分析和穩健性檢驗；最后總結全文，并提供政策建議。

二、理論與假設

(一)企業創新與貿易方式轉型

創新驅動發展是我國經濟新常態下實現出口貿易方式轉型升級的關鍵[2, 8]。首先，我國大多數加工貿易企業由于自主創新能力較為薄弱，主要從事加工組裝和二次開發，技術水平與市場領導企業存在較大差距，產品技術含量和附加值普遍較低。由于缺乏創新驅動的自主發展能力，加工貿易企業在核心技術及產品上的自主研發和設計困難重重，難以向高附加值的一般貿易方式轉型，被鎖定在勞動密集型、附加值低、不具備戰略意義的價值鏈底端，并形成路徑依賴。

其次，加工貿易企業較低的創新能力以及伴隨的有限的技術水平，不僅限定了委托企業的初始知識轉移水平，也削弱了合作過程中的知識擴散和技術外溢效應[20]。知識技術的轉移需要相對應的吸收能力，尤其需要已有知識技術的相關認知基礎，以便有效地理解和處理新知識[21]。加工貿易企業知識儲備不足和內部創新能力相對有限，很難對新的外部知識進行篩選、識別、消化并利用[16]。缺乏相當的自主創新能力，除了很難從外部知識源充分獲益，企業也不太可能成為有吸引力的合作伙伴[22]，最終導致企業轉型升級極為困難。基于此，本文提出：

假設H1：企業創新有助于出口貿易方式轉型。

(二)知識產權保護與貿易自由化的調節作用

知識產權保護通過幫助企業克服外部性問題和緩解外部融資約束，增強企業創新對貿易方式轉型的促進作用。首先，當企業所在地區知識產權保護較為薄弱，企業創新活動獲得的知識產權會存在較強的外部性，即企業很難阻止外部其他企業通過技術溢出進行的模仿或其他機會主義行為。這將損害創新企業的研發投資回報，挫傷企業的創新積極性。而知識產權保護力度的加強，可以有效控制創新的外部性，有利于激勵企業持續創新[23]，進而加快貿易方式轉型的步伐。其次，知識產權保護水平的提高可以通過減小信息不對稱緩解企業的外部融資約束[23-24]。具體而言，當企業的知識產權可以得到較好的法律保護，企業會更愿意向外部投資者披露更多關于研發創新的具體信息，從而減少信息不對稱，有助于外部投資者進一步了解和評估企業，進而提高投資意愿。而眾所周知企業的創新研發活動需要大量而持續性的資金投入，外部融資則是企業獲取研發資金的主要渠道[25-26]。因此，更好的知識產權保護還可以通過幫助企業緩解外部融資約束為企業創新活動的開展提供長期的支持和助力。由此，本文提出：

假設H2：知識產權保護水平越高的條件下，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越顯著。

而隨著中間投入品貿易自由化水平的提高，一般貿易企業進口中間投入品的成本下降。這有利于企業進口質量更高、種類更豐富、技術含量更高的中間投入品[19]。中間投入品進口水平的提升增強了“技術溢出效應”，而這是提高企業技術創新能力的重要途徑之一[27]。企業不僅可以將進口中間品投入應用于生產環節中以提高產品技術含量，還可以對進口中間投入品中包含的技術創新成果加以整合利用，通過消化吸收進行創新突破，擺脫核心技術受制于人的困境，獲取技術外溢的正外部性[18,28]。即中間投入品貿易自由化水平的提高不僅有助于鼓勵企業加大研發投入，加強內部創新能力建設，進行原始創新，也有助于進一步提升企業二次創新的水平，進而有利于企業加快向高附加值的貿易方式轉型。因此，本文提出：

假設H3：中間投入品貿易自由化水平越高的條件下，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越顯著。

三、數據與模型

(一)數據說明

本文的數據來源包括2001—2006年的海關進出口統計數據庫、中國工業企業數據庫的制造業數據、《中國科技統計年鑒》和聯合國貿易和發展會議(UNCTAD)TRAINS數據庫。中國海關進出口數據，由國家海關總署統計，涵括了所有HS8位碼的進出口交易的各項重要信息，包括進出口價值、貿易方式、企業信息、企業所有制類型等。鑒于中國海關進口原始數據是月度數據，本文根據研究需要將數據加總為企業層面年度數據。而中國工業統計數據庫的統計對象是中國大陸地區年銷售額500萬元以上的大中型制造企業，統計指標包括企業工業總產值、新產品產值、營業利潤、應付工資等主要技術經濟和財務成本指標等。遵循文獻的一般做法，剔除主要變量缺失或者小于0的樣本，雇員小于10人的以及不符合一般會計準則的企業，并對主要變量進行價格指數平減。在匹配中國海關數據庫和工業企業數據庫時，先將海關數據庫中的企業名稱與工業企業數據庫中的法人單位進行匹配，若企業名稱與法人單位名稱無法對應，再采用企業電話、郵政編碼、法人代碼等多個企業特有屬性進行匹配取其交集。各地區技術市場成交合同金額數據取自《中國科技統計年鑒》，按照企業所在省份進行匹配。HS 6位碼產品進口關稅取自TRAINS數據庫。

(二)變量設置

核心解釋變量企業創新(Innovationit)為企業i在t年的創新水平，參照現有創新文獻的一般做法[29-31]，本文采用新產品產值占總銷售產值的比重來衡量。同時，本文采用企業的專利數量進行穩健性檢驗[32]。

調節變量地區知識產權保護水平(IPR_protectionrt)為省份r在t年的知識產權保護水平，本文采用技術轉讓市場規模來衡量[24]，即各省當年技術市場成交合同金額與地區生產總值的比值。兩者的比值越高，知識產權保護水平越高。各省當年技術市場成交合同金額和生產總值分別來源于《中國科技統計年鑒》和《中國統計年鑒》。同時，本文還采用知識產權代理公司密度和知識產權執法力度作為穩健性檢驗指標。知識產權代理公司密度為各省知識產權代理公司數目與技術人員的比值[33]，各省知識產權代理公司數目的數據來源于中國國家知識產權局(SIPO)的專利代理年檢公告，各省技術人員的數據來源于《中國科技統計年鑒》。知識產權執法力度采用各省專利行政執法的累計結案率來衡量[29]，立案與結案數據來源于國家知識產權局統計年報，并用各省技術市場規模占全國比重加權計算獲得。

本文結合現有文獻控制了企業層面和行業層面的控制變量。企業層面控制變量包括以下變量。企業全要素生產率(TFP)采用OP方法[36]進行測算，以克服聯立性問題和樣本選擇問題。融資約束(Finance)使用利息支出與固定資產的比值來衡量[19]，如果該值越大則表明企業面臨的融資約束程度越小，加1取自然對數入模型。企業年齡(Age)即企業已生存年數，取自然對數入模型。企業的補貼(Subsidy)取值為1當企業存在補貼收入，否則為0。企業的盈利能力(Profitability)采用企業的經營利潤與總資產的比值來衡量，加1取自然對數入模型。企業的平均工資(Wage)為企業應付工資總額與員工總人數的比值，取自然對數入模型。為控制企業所有權屬性，本文設置國有企業(Soe)和外資企業(Foreign)兩個虛擬變量。行業層面控制變量包括行業集中度(HHI)和相對市場份額(Relativemarket)。行業集中度(HHI)赫芬達爾指數為企業的銷售額占行業總銷售額的比重的平方和。該指數越大，表明市場集中度越高，市場競爭程度越低；反之，市場競爭程度越高。考慮到我國規定加工貿易保稅進口料件應全部加工后復出口，不得在國內銷售，國內的市場需求可能會影響出口企業的貿易方式[7]，本文控制了相對市場份額(Relativemarket)，即行業(CIC-2)國內市場與國外市場的相對規模比值，Relativemarket=(行業所有企業的銷售產值總和-出口+進口)/出口。此外本文采用行業、省份、年度虛擬變量來控制行業(產業組織、要素密度等)、省份(市場化程度、政策差異等)、時間(宏觀經濟、宏觀政策等)對本文研究問題的影響。

(三)計量模型設定

為檢驗企業創新對出口貿易方式的影響，以及知識產權保護和中間投入品貿易自由化對該影響的調節作用，本文設立如下模型：

Oshareijrt=α0+α1Innovationit+α2IPR_

protectionrt+α3IPR_protectionrt×Innovationit+α4Tariff_inputjt+α5Tariff_inputjt×Innovationit+η1Xit+η2Zjt+φj+φr+φt+εijrt(1)

其中，Oshare為一般貿易額比重，下標i、j、r和t分別表示企業、行業、省份和年份；Innovationit為企業i在t年的創新水平；IPR_protectionrt為省份r在t年的知識產權保護水平；Tariff_inputjt為行業j在t年的中間投入品貿易自由化水平；IPR_protectionrt×Innovationit和Tariff_inputjt×Innovationit為交互項。Xit表示企業特征向量，包括TFP，Finance，Age，Subsidy，Profitability，Wage，Soe和Foreign；Zjt表示企業所在行業的控制變量，包括HHI和Relativemarket；φj為行業固定效應，φr為省份固定效應，φt為年份固定效應，εijrt為隨機擾動項。

表1報告了本文計量模型所涉及變量的描述性統計。

表1 變量的統計描述

四、實證結果分析

(一)基準分析結果

表2展示了計量模型(1)的逐步回歸結果。表2第(1)列為僅含控制變量的回歸結果，第(2)列為加入核心解釋變量企業創新(Innovation)的回歸結果，Innovation在1%水平上顯著為正，表明企業的創新水平與一般貿易比重之間存在顯著的正向關系。第(3)列的回歸模型在第(2)列的基礎上加入各地區知識產權保護變量(IPR_protection)以及與企業創新的交互項(Innovation×IPR_protection)，可以看到企業創新和交互項都顯著為正，表明地區知識產權保護對創新與一般貿易比重的關系起到正向調節作用，即企業所在地區的知識產權保護水平越高，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越大。第(4)列的回歸模型在第(2)列的基礎上加入各行業中間投入品貿易自由化變量(Tariff_input)以及與企業創新的交互項(Innovation×Tariff_input)，可以看到企業創新依舊顯著為正，交互項都顯著為負，表明行業中間投入品進口關稅對創新與一般貿易比重的關系起到負向調節作用，即企業所在行業的中間投入品進口關稅越低，即貿易自由化水平越高，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越顯著。第(5)列為模型(1)的最終回歸結果，各變量的系數方向和顯著性都保持不變。

表2 基準回歸結果

注：***、**、*分別表示參數估計值在1% 、5% 、10% 的統計水平上顯著，括號內數值為企業層面的聚類穩健標準誤，以下各表同。

(二)穩健性檢驗

1.內生性檢驗

企業層面的變量可能由于不可觀測因素的存在或者變量測量偏誤而導致解釋變量的內生性問題。參照現有文獻的一般做法，本文采用滯后一期企業創新水平和當期行業平均創新水平作為工具變量進行2SLS估計。表3報告了工具變量的檢驗結果，與表2的基準回歸結果基本一致，核心解釋變量Innovation和交互項Innovation×IPR_protection顯著為正，交互項Innovation×Tariff_input顯著為負，說明表2的估計結果是穩健的。兩個工具變量都分別通過了相關性LM檢驗(P=0.00)、工具變量外生性Sargan檢驗(P=0.00)以及弱工具變量Kleibergen-Paap Wald rk F統計量檢驗。

2.核心變量測量

本文分別對因變量、自變量和調節變量進行變量測量的穩健性檢驗。首先，本文的研究對象是企業的貿易方式轉型，除了用一般貿易比重來衡量，我們還可以采用虛擬變量的定義方式，即依據企業當年不同貿易方式的出口額占比，定義占比100%的純一般貿易企業為1，否則為0，回歸結果如表4所示。其次，我們采用企業的專利總數對核心解釋變量Innovation進行穩健性檢驗，回歸結果如表5所示。最后，我們采用知識產權代理公司密度和知識產權執法力度作為調節變量知識產權保護(IPR_protection)的穩健性檢驗指標。知識產權代理公司密度為各省知識產權代理公司數目與技術人員的比值，回歸結果為表6第(1)和第(2)列。知識產權執法力度采用各省技術市場規模占全國比重加權的專利行政執法累計結案率來衡量，回歸結果如表6第(3)和第(4)列所示?？梢钥吹讲捎眯碌淖兞繙y度方法后，表4、表5和表6的實證結果依舊穩健，所有變量與表2結果基本一致。

3.估計方法

表7采用Tobit模型進行估計方法的穩健性檢驗，可以看到核心解釋變量企業創新(Innovation)依舊顯著為正，地方知識產權保護(IPR_protection)起到正向調節作用，中間投入品進口關稅(Tariff_input)起到負向調節作用，所有變量的回歸結果與前文基本一致，表明本文的估計結果是穩健的。

表3 工具變量檢驗

表4 被解釋變量穩健性檢驗

表5 解釋變量穩健性檢驗

表6 知識產權保護調節變量穩健性檢驗

表7 Tobit估計方法穩健性檢驗

(三)進一步分析

為了進一步考察出口企業的貿易方式轉型決策，本文按企業所在行業的科技水平以及企業所在地域進行分組回歸。表8的第(1)和第(2)列匯報了高科技和低科技企業的分組回歸結果。遵循廣泛使用的OECD技術強度劃分標準，將企業出口的核心產品的HS碼與ISIC(Rev. 3)進行匹配和分組，并將高科技和中高科技兩類合并為高科技一組，將中低科技和低科技合并為低科技一組?？梢钥吹剑瑢τ诘涂萍计髽I，創新水平的提高對其貿易方式轉型的促進作用更大，中間投入品進口關稅降低、貿易自由化發揮的調節作用更為顯著。對于高科技企業，所在省份知識產權保護的正向調節作用更顯著。表8的第(3)、第(4)和第(5)列分別匯報了東部地區、中部地區和西部地區企業的分組回歸結果，可以看到各因素對企業貿易方式轉型的影響存在著一定的區域差異。對于東部企業，省份知識產權保護和中間投入品貿易自由化都發揮了顯著的與理論預期相符的調節作用；對于中部企業，省份知識產權保護的正向調節作用不顯著；對于西部企業，中間投入品進口關稅的負向調節作用不顯著。

表8 按科技水平和地域分組檢驗

五、結論與政策啟示

本文基于2001—2006年中國海關數據和工業企業數據，檢驗了企業層面創新對企業出口貿易方式轉型的影響，并具體考察了知識產權保護和貿易自由化對創新與貿易方式關系的調節作用。本文的研究結果表明企業創新有助于一般貿易比重的提高，即促進企業出口貿易方式轉型。地區知識產權保護對創新與一般貿易比重的關系起到正向調節作用，即企業所在地區的知識產權保護水平越高，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越大。行業中間投入品進口關稅對創新與一般貿易比重的關系起到負向調節作用，即企業所在行業的中間投入品進口關稅越低，即貿易自由化水平越高，企業創新對貿易方式轉型的促進作用越顯著。此外，中間投入品貿易自由化對低科技企業發揮的正向調節作用更為顯著，而知識產權保護對高科技企業的正向調節作用更為顯著，且各因素對企業貿易方式轉型的影響還存在著一定的區域差異。

我們的研究試圖給我國企業和政府部門提供一定程度的理論參考和政策借鑒。當前出口貿易的國際環境復雜多變，企業勤練內功加快實現自身的轉型升級才是立身之本。出口企業亟需加強自主研發和創新，加強內部創新能力的建設以及外部“產學研”合作，建立健全創新人才激勵機制，培育以技術、品牌、質量為核心的出口競爭新優勢，力爭參與更高層次的國際分工。對于政府，首先，應從政策層面鼓勵企業與高等院校、科研院所協同創新，為企業開展創新合作搭建平臺，推動“產學研”聯盟的建設。其次，加大知識產權保護力度，切實落實十九大精神“強化知識產權創造、保護、運用”。正如習近平總書記所強調，加強知識產權保護是完善產權保護制度最重要的內容，也是提高中國經濟競爭力最大的激勵。隨著我國從貿易大國向貿易強國邁進，我國出口企業在“走出去”過程中的知識產權保護需求日益上升。加強知識產權保護，已然成為我國參與全球貿易的制度標配。健全完善知識產權保護體系，加強國際貿易中的海外知識產權利益的保護與管理，為出口企業營造利于創新創造的營商環境，激發企業的創造活力，促進企業貿易方式的轉型升級。最后，正如習近平總書記在第二屆中國國際進口博覽會上所強調的，進一步促進貿易自由化便利化，同更多國家商簽高標準自由貿易協定，建立共建“一帶一路”合作機制。通過高水平的雙邊或多邊貿易協定，推動中間投入品進口貿易自由化，進一步降低高科技高質量中間投入品的進口關稅，以降低一般貿易企業的生產成本，引導加工貿易企業轉變出口貿易方式，提高出口產品附加值，提升中國在全球價值鏈分工中的地位。