知識產權保護對出口技術復雜度的差異化影響

王江 常杰

內容提要：本文利用我國高技術22個細分行業2000—2017年的面板數據，探究知識產權保護對我國高技術行業出口技術復雜度的影響，并從產品生命周期的角度解釋行業出口技術復雜度影響差異化的原因。研究結果表明：知識產權保護通過促進自主研發和技術溢出提升了高技術行業的出口技術復雜度;知識產權保護的促進效果在不同細分行業間存在明顯差異;對于平均產品生命周期較長的行業而言，其研發活動對知識產權保護更加敏感，因而知識產權保護對此類行業出口技術復雜度的促進效果更加明顯。因此，國家應當進一步完善知識產權保護制度，鼓勵高技術企業自主研發的資金投入，盡量縮短產品的生命周期，從而提高對模仿行為的承受能力。

關鍵詞：知識產權保護;出口技術復雜度;高技術行業;產品生命周期

中圖分類號：F740文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2021）02-0040-06

收稿日期：2020-08-16

作者簡介：王江（1963-），女，北京人，北京工業大學經濟與管理學院教授，經濟學博士，研究方向：國際服務貿易、自貿區建設;常杰（1996-），男，北京人，北京工業大學經濟與管理學院碩士研究生，研究方向：國際服務貿易、國際投資。

基金項目：國家自然科學基金項目，項目編號：71774008。

改革開放以來，我國憑借廉價勞動力優勢成為全球制造業中心和貿易大國，然而隨著人口紅利的日益消退，舊發展模式已無法承擔推動經濟增長的重任，發展高技術產業成為調整產業結構和保障經濟長期穩定增長的有效手段。

當前，我國高技術行業出口前景良好，2019年我國高技術行業出口額占總出口額的比重已由2008年的2371%增長至3223%①，然而出口規模的快速增長并不意味著出口的技術復雜度的提升。我國國際分工長期鎖定在中低端，隨著東南亞各國工業體系的日益完善，以及美國等西方發達國家對制造業的重新重視，提高出口競爭力，提升我國在全球價值鏈中的地位勢在必行[1]。知識產權作為高技術行業核心資產，時刻面臨來自競爭企業的模仿，知識產權保護對高技術行業的發展有著舉足輕重的影響。本文擬從理論上分析知識產權保護對我國高技術行業出口技術復雜度的影響，并從行業產品生命周期的角度解釋影響存在行業差異的原因。

一、理論分析與研究假說

高技術行業的創新研發過程具有高投入、周期長、預期收益不穩定的特點，同時，技術創新行為本身就具有較強的外部經濟效應，容易產生“搭便車”的現象，最終導致企業不僅無法獲得技術創新所帶來的全部收益，甚至還會因為其他競爭企業對創新成果的模仿行為而受到嚴重的經濟損失。知識產權保護制度的確立維護了創新者的合法權益，使創新為其帶來的高額壟斷收益在一定時間內不受侵犯，降低了企業用于維護知識產權排他性的成本，激發了企業創新熱情。此外，在技術所有者申請專利保護時，需將自身的創新成果向全社會公示，這不僅為企業間的技術交流提供了高效可靠的途徑，幫助企業從其他技術成果中吸取研發靈感，營造良好競爭環境，還有效地避免了社會研發資源的重復投入，進而提升整個行業的創新效率和出口技術復雜度水平。

知識產權保護還可通過外資進入和進口貿易兩種途徑，利用其技術溢出效應間接的影響出口技術復雜度。一方面，跨國公司為了更好地維持其技術領先地位，減少領先技術被模仿的概率，更傾向于對知識產權保護力度較大的國家直接投資，而東道國的本土企業可以通過向跨國公司學習或引進其先進技術的方式，提升自身出口產品的技術復雜度。不僅如此，由于東道國知識產權保護水平的提升降低了知識產權侵權風險，使跨國公司在母國與東道國之間的技術轉移更加安全，有利于跨國公司在東道國進行技術研究和專利注冊等研發活動，或與本土企業展開合作，形成較為穩定的研發聯盟[2]，從而使本土企業接觸到國際先進技術，促進行業創新。另一方面，知識產權保護水平的提升顯著地促進了技術密集型產品的進口[3]，高技術產品的大量進口為一國參與更深層次的國際分工提供了先決條件，從而促使企業優化生產技術以適應更高的國際分工地位，以及下游企業對產品更加嚴格的技術要求。大量高技術產品的進入還會加劇行業的競爭，迫使企業加大研發投入和人才培養力度以獲得競爭優勢，進而提升出口技術復雜度。由此，本文提出以下假說。

假說1：知識產權保護通過促進自主創新和技術溢出效應，從而對我國高技術行業出口技術復雜度產生顯著的正向影響。

而對于不同高技術行業而言，模仿行為所造成的損失差異直接導致了知識產權保護對各行業出口技術復雜度的促進效果存在不同。在考慮到模仿行為也需要時間且各行業的平均產品生命周期長度存在差異的情況下，假設競爭者在創新企業推出新一代產品后便立刻開始模仿且不同行業間模仿所需時間相同，可將產品的生命周期分為兩個階段：在第一階段，競爭者處在模仿的過程之中，不具備量產的能力，創新企業的收益不受威脅;在第二階段，競爭者仿制成功并銷售仿制產品，侵占創新企業原有的壟斷收益直至產品過時。顯然，對于產品擁有較短生命周期長度的行業而言，第二階段的持續時間較短甚至為零，使競爭者的盈利時間和收益均大大受限。對于該行業的創新企業而言，對模仿行為的承受能力較強，對知識產權保護的敏感度較弱。而另外一些行業受產品屬性、自身研發能力等因素所影響，產品擁有較長的生命周期，難以在短時間內實現產品的更新換代，第二階段相對較長，模仿者有能力在更長時間內攫取更多的收益，對其造成更大的損失。由此可見，一國的知識產權保護制度可為產品生命周期較長的行業避免更多由模仿行為所帶來的損失，因而此類行業的研發活動對知識產權保護更加敏感，知識產權保護對其出口技術復雜度的促進效果也更加明顯。據此，本文提出以下假說。

假說2：知識產權保護對不同高技術行業出口技術復雜度的促進效果存在差異。具體而言，行業的平均產品生命周期越長，知識產權保護對該行業出口技術復雜度的促進效果就越明顯。

二、產品生命周期測算

當前主流測量行業平均產品生命周期長度的方法主要有兩種，一種是直接考察一行業內的部分產品從開始生產銷售到停售之間的時間間隔并取平均，以此作為該行業的平均產品生命周期長度[4]。然而，雖然很多行業每年都推出新的產品，但存在著部分組件被后續產品反復使用的情況，導致該方法低估了產品的生命周期長度②。只有新一代產品不再是舊產品的簡單模仿，即舊產品的組件均被新組件取代而失去其經濟價值后，舊產品的生命周期才真正結束。大多數情況下，企業開發出新一代產品組件并為其申請專利的過程中，為了充實技術背景并彰顯改進之處，通常會引用上一代組件的專利，因此可以通過計算專利的平均向前引用滯后指數，也就是專利自生效起至被其他數個后續專利引用時的平均時間間隔，以此確定被引用專利的經濟壽命，并利用各專利的平均經濟壽命衡量行業的平均產品生命周期長度[5]。

本文采用第二種測算方法，首先需要確定哪些行業屬于高技術行業。根據國家統計局2017年《高技術產業（制造業）分類》，高技術行業包括：醫藥制造，航空、航天器及設備制造，電子及通信設備制造，計算機及辦公設備制造，醫療儀器設備及儀器儀表制造，信息化學品制造六個大類。但由于在國際分類標準下，并未將信息化學品制造業單獨列出，故僅將前五類納入統計范圍，并進一步將其細分為22個細分行業;然后根據國家知識產權局于2018年印發的《國際專利分類與國民經濟行業分類參照關系表》查找各細分行業所對應的IPC代碼以確定行業與專利的對照關系;最后利用國家專利局的專利檢索與分析網站，根據IPC代碼檢索各細分行業的專利并統計相關數據，按照上述方法計算各行業的產品生命周期長度。我國專利分為發明專利、實用新型、外觀設計三類，為減小誤差本文僅將發明專利納入樣本之中，且在被引次數不少于五次的情況下，選取各行業在2009年生效的專利作為統計樣本，行業分類與測算的詳細結果如表1所示。

三、數據處理與模型設定

（一）計量模型

為研究知識產權保護對我國高技術行業出口技術復雜度的影響，以及影響是否在不同行業上存在差異，本文設定模型（1）如下：

為進一步考察行業產品生命周期長度所產生的調節作用，本文設定模型（2）如下：

模型中下標i和t分別代表了不同細分行業和年份，被解釋變量EXTSi，t為我國高技術行業i在t時期的出口技術復雜度水平，解釋變量IIPRi，t代表行業i在t時期的知識產權保護水平;RDi，t表示行業的研發力度;FDIi，t為外商對行業的直接投資;IMi，t代表行業的進口額;COMi，t表示行業i在t時期的行業競爭程度;HCi，t是行業i在t時期的人力資本;Ti是各行業的產品生命周期長度。各變量的數據來源與處理過程等細節將在下文中詳述，在經過Hausman檢驗后，本文采用固定效應模型進行實證分析。

（二）變量說明與數據來源

1被解釋變量出口技術復雜度（EXTS）

為測算各細分行業出口技術復雜度，本文根據《國民經濟行業分類（2002）》《國際標準產業分類》以及UNCTAD所發布的產品分類轉換表，確定各高技術行業對應產品的HS代碼，并通過聯合國貿易統計數據庫收集2000-2017年全球48個國家或地區的出口貿易數據，借鑒Hausmannetal（2007）[6]的方法首先計算各產品的技術復雜度，具體公式如下：

公式（3）中的j表示國家，k表示不同的產品。PRODYk代表k產品的出口技術復雜度，xj，k代表j國k產品的出口規模，Xj代表j國的出口總額，Yj代表j國的實際GDP。根據公式（3）的測算結果，可進一步構建行業層面的出口技術復雜度指數，具體公式如下：

公式（4）中的i表示不同行業，EXTSi，j代表j國i行業的出口技術復雜度，Xi，j代表j國i行業的出口總額。

2解釋變量行業知識產權保護（IIPR）

本文借鑒沈國兵和黃鑠珺（2019）的方法，將我國知識產權保護水平與行業研發密度相乘，以此衡量行業的知識產權保護力度，具體公式如下：

公式（5）中IIPRi，t代表行業i在t時期所受到的知識產權保護水平，IPDi，t代表行業i在t時期的研發密度，由該時期行業的研發支出除以該行業主營業務收入而得，相關數據來自《中國高技術產業統計年鑒》。IPRt代表我國t時期的知識產權保護力度，許多論文采用由Ginarte和Park在1997年創建，Park在2008年更新數據的專利保護指數（又稱GP指數）作為衡量指標，相比起國際產權聯盟發布的國際產權指數，有效地避免了問卷調查法所導致的弱再現性和評價主觀性等缺陷。然而，GP指數也存在著自身的問題：一方面，GP指數每五年統計一次而并非年度數據，因此不適用于基于面板數據的計量模型;另一方面，該指標數據較為陳舊，最新數據僅更新至2010年，故本文轉而采用弗萊西研究所（FraserInstitute）所提供的司法體系和產權保護指標（LegalSystemandPropertyRight）衡量我國的知識產權保護水平。

根據該組織2019年的年度報告，該組織認為符合自由經濟的產權保護法律體系的關鍵組成部分是法治，財產安全，獨立且公正的司法機構以及是否公正有效地執行法律。因此從司法獨立、法院公正度、合同的法律執行、不動產銷售的監管費用、警察的可靠性、商業犯罪的成本、產權保護、軍事干預程度、法律制度的完整性這九個不同角度（FraserInstitute，2019），較為全面地考察一國的知識產權保護力度。

3控制變量

本文采用研發資本存量衡量行業的研發力度（RD），借鑒戴魁早（2018）[7]的處理方法，利用永續存盤法計算資本存量，具體公式如下。

Ei，t代表i行業t時期的研發支出總額，折舊率（δ）按學術界常見做法設定為15%，利用公式（7）可計算基期i行業的研發資本存量，g為該行業1996-2000年研發支出增長率的平均值。

本文采用研發機構人數衡量行業的人力資本（HR），采用行業內的企業數量衡量行業的競爭程度（COM）。由于缺乏各細分行業外商直接投資（FDI）的數據，故本文借鑒褚婷婷等（2020）[8]的處理方法，選取外資企業固定資產投資額作為衡量指標。上述四個控制變量的數據均來自《中國高技術產業統計年鑒》，且按照世界銀行數據庫每年發布的貨幣匯率將人民幣轉化為美元。各細分行業的進口規模（IM）數據來自聯合國貿易統計數據庫。各變量的描述性統計見表2。

四、實證結果分析

（一）基于不同行業的分析

本文首先將前文中提到的22個細分行業按產品生命周期長度由短到長分為四組，前兩組每組包括五個行業，第三和第四組則各包含六個，利用計量模型（1）分別對其進行回歸，回歸結果如表3所示。

從表3所展示的結果中可以看出，我國知識產權保護水平的提升顯著地促進了高技術行業的出口技術復雜度，各組的回歸系數均為正并在1%的置信水平下顯著，且促進效果在不同組別間確實存在差異，回歸系數分別為0116、0188、0249和0311。更加值得注意的是，回歸結果展現出產品生命周期越長，知識產權保護的促進效果就越大的特點，印證了本文的待證假說且表明計量結果較為穩健。為了進一步解釋這種情況，本文利用模型2再次回歸。

（二）結合產品生命周期長度的分析

為進一步分析我國知識產權保護在不同細分行業間的影響存在差異的原因，本文利用模型（2）再次進行回歸，該模型將22個細分行業的平均產品生命周期長度作為解釋變量之一，并與我國知識產權保護水平結成交互項，以此作為核心解釋變量分析前者對后者的調節作用，具體回歸結果見表4。

表4展示了基準回歸的結果，且在回歸過程中采用了逐漸增加控制變量的方法，在第（6）列中加入了各細分行業的進口規模（IM）作為控制變量，該變量回歸系數的符號與理論預期一致且在1%的顯著性水平下顯著;第（7）列在此基礎上加入行業的競爭程度（COM）作為控制變量，該變量的符號雖然符合預期，但由回歸結果的t值可以看出其顯著性較弱，在10%的顯著性水平下顯著。本文認為，這可能是因為激烈的競爭環境雖然會促使高技術企業提高研發力度以搶占更多的市場份額，但同時也會加大企業所面臨的模仿風險，加大企業陷入知識產權糾紛的概率，從而抑制了企業創新效率，最終導致競爭程度對出口技術復雜度的正向影響顯著性較差;第（8）列中則進一步加入人力資本（HC）作為控制變量，回歸結果顯示該變量在5%的顯著性水平下顯著為正，與預期結果一致。這也與我國近些年來的實際發展情況相符：隨著我國科教興國戰略的成果日益顯現，我國的人力資本得到了顯著提升，使高技術企業自主研發能力不斷提高，涌現了諸多例如小米、華為、格力等在國際市場上站穩腳跟、立住品牌的優秀企業，實現了從“模仿他人技術”到“自主掌握核心科技”的轉變。與上文中表3的回歸結果相同，我國知識產權保護水平對高技術行業出口技術復雜度的影響顯著為正，且顯著性在（5）到（8）列的回歸結果中并未發生較大改變，均在1%的顯著性水平下顯著，表明上文中知識產權保護力度加大可有效促進行業技術進步的觀點是可靠的。此外，知識產權保護水平與行業平均產品生命周期長度的交互項系數也顯著為正，表明產品生命周期對知識產權保護的促進效果起到了顯著的正向調節作用，也就是說，知識產權保護對出口技術復雜度的促進效果在擁有較長產品生命周期的行業上更加明顯，進一步印證了本文第二個待證假說。

此外，從表4的回歸結果還可看出，行業的研發力度對出口技術復雜度的影響在1%的顯著性水平下顯著為正，表明研發力度（RD）的加強有助于提高行業出口技術復雜度;行業所接受的外商直接投資規模（FDI）對出口技術復雜度的影響同樣顯著為正，可見外商直接投資規模的擴大也起到了促進行業出口技術復雜度提升的作用。

（三）內生性處理

考慮到知識產權保護水平的改善會促進高技術行業的出口技術復雜度，而技術復雜度較高的行業通常對知識產權保護十分重視，可能會反過來要求政府加強知識產權保護力度以維護自身合法權益，因此二者可能呈現出互為因果的關系，這使得計量過程中可能出現內生性的問題，本文借鑒學術界常用處理方法，將行業知識產權保護水平的滯后一期替代當期變量再次回歸，結果如表5所示。

從表5可以看到，在處理了內生性問題后，回歸結果與基準回歸結果基本一致，知識產權保護及其與交互項的系數依舊顯著為正，其他解釋變量也沒有出現顯著變化，進一步印證了上文中所提出的觀點。

（四）穩健性檢驗

知識產權保護水平是本文的重要解釋變量，為了進一步保證實證結果的穩健性，本文采用了兩種方法重新構建行業的知識產權保護指數（IIPR），以此檢驗結果的穩健性：一種是利用另外一個學術界常用的指標——世界經濟論壇（WEF）發布的知識產權保護指數替代Fraser指數;另一種則是利用行業的發明專利密度替代研發密度，發明專利密度可由行業的有效發明專利數量除以該行業年均從業人數計算得出，回歸結果如表6所示。

從表6中可以看出，在替換了國家層面的知識產權保護水平的衡量指標后，解釋變量系數的符號和顯著性與表5相比未發生變化;與之類似地，將行業的研發密度改為專利密度后，依然可以得出與上文分析中一致的結論，各個解釋變量的符號也與之前的回歸結果相同，符合理論預期，由此可見回歸結果是比較穩健的，這再次表明本文對行業差異的解釋是較為可靠的。

五、結論與建議

本文根據我國各高技術行業在2000至2017年的面板數據，探究知識產權保護對我國高技術行業出口技術復雜度的影響，并從產品生命周期長度的角度分析了影響存在行業差異的原因。研究發現，知識產權保護顯著地促進了我國高技術行業出口技術復雜度的提升，且促進效果對產品生命周期較長的行業更加明顯。相關建議如下：

第一，外商直接投資可有效提升我國高技術行業出口技術復雜度。在進一步縮減負面清單，放寬外資進入限制的同時，應完善針對外商的知識產權保護制度，認真貫徹落實《中華人民共和國外商投資法》和具體實施條例，健全外商投資企業投訴舉報機制，切實維護外商的知識產權在我國不受侵害，從而吸引更多企業來華投資。

第二，建議各從事高技術行業的市場主體建立企業內部的知識產權保護制度，成立相關部門并雇用該領域的專業法律人士，嚴格把控核心技術的專利申請情況，提高在知識產權相關的法律糾紛中勝訴的概率;同時建議企業應加強市場調研，及時發現同類產品的知識產權侵權行為，從而盡可能減少模仿行為所造成的損失。

第三，由于司法訴訟只能在事后通過賠償的手段盡量彌補受害方的損失，而模仿行為所造成的直接和間接損害往往難以準確衡量，再加之高技術行業有著前期研發投入大、附加值高的特點，因而很有可能出現對侵權方的處罰金額遠小于其非法得利，受害方的合法權益沒有得到有效維護的情況。因此，高技術企業應加大在自主研發上的資金投入，盡量縮短產品的生命周期，提高對模仿行為的承受能力。此外，人才是技術創新的基礎，建議政府的有關部門為企業引進或培養專業人才提供力所能及的幫助。

注釋：

①數據來源：聯合國貿易統計數據庫，比重由作者計算得出。

②以蘋果公司的產品為例，該公司2020年發售的iphoneSE沿用了上一代產品的核心處理器，與2011年發布的iphone11使用的均為A13處理器。故iphone11的停售并不意味該產品的生命周期完全結束，因為其組件仍會被后續產品（iphoneSE）繼續使用。

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（責任編輯：鄭州）