東道國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對我國OFDI 的影響
——基于“一帶一路”國家的實(shí)證研究

孫 檀

一、引言

對外直接投資是全球化進(jìn)程中非常重要的一部分，根據(jù)國家商務(wù)部、國家統(tǒng)計(jì)局及國家外匯管理局聯(lián)合發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，中國對外直接投資流量在2013 年首次突破了1000 億美元（達(dá)到1078.4 億美元），實(shí)現(xiàn)了22.8%的高增長。“一帶一路”沿線國家已成為中國對外投資合作的核心布局區(qū)域。根據(jù)2019 年《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2019 年當(dāng)年實(shí)現(xiàn)“一帶一路”對外直接投資186.9 億美元，同比增長4.5%，2013 年至2019 年，中國對“一帶一路”沿線國家累計(jì)直接投資1173.1 億美元。沿線國家多為發(fā)展中國家，自源豐富，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)存在很大的改善空間，巨大的市場潛力為我國對外直接投資帶來巨大的機(jī)遇。因此本文將“一帶一路”國家樣本，分析“一帶一路”國家知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對吸引我國OFDI 的影響。能夠?qū)Α耙粠б宦贰背h的實(shí)施給予政策性建議。 知識產(chǎn)權(quán)一直是國際協(xié)議中的熱門話題。一個完善高效的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系會對一個國家和企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)展以及知識迭代與傳播起著重要推動作用，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)不僅能影響到國家的創(chuàng)新能力，而且也能影響到外商直接投資的流入。

許多學(xué)者研究東道國制度因素對于吸引對外直接投資的影響，而知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度是東道國制度因素的其中一種，關(guān)于我國對外商直接投資與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)關(guān)系的研究較少。本文通過文獻(xiàn)研究法和實(shí)證分析法的結(jié)合，研究“一帶一路”國家知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對于吸引我國對外直接投資的影響，首先對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對外商直接投資影響的文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，學(xué)習(xí)國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于該課題的研究方法與思路，再運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)方法研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對我國OFDI 的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

1、知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)對吸引對外直接投資有正向影響。

大多數(shù)學(xué)者對于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對外商直接投資的影響持正向影響的態(tài)度。Lee 和Mansfield（1996）實(shí)證研究發(fā)展中國家知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度與美國在該國的外國直接投資數(shù)量和構(gòu)成之間的關(guān)系。從近100 家美國公司調(diào)查發(fā)現(xiàn)東道國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對它們的直接投資決策有很強(qiáng)的正向影響。BelaySeyoum(1996)基于27 個國家實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平是吸引外商直接投資的重要因素，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對于發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家吸引外商直接投資均產(chǎn)生正向影響。國內(nèi)學(xué)者楊全發(fā)和韓櫻（2006）構(gòu)建一個三方參與的兩階段動態(tài)博弈模型，也發(fā)現(xiàn)對于東道國政府而言提供適度且有效率的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策可以增加OFDI 的流入量。許和連和柒江藝（2010）以中國制造業(yè)外資企業(yè)為樣本對象，發(fā)現(xiàn)我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)從整體上促進(jìn)了外商直接投資的進(jìn)入。

一些學(xué)者認(rèn)為加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于吸引外商直接投資原因是加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可以增加?xùn)|道國的模仿成本，降低模仿率，使得跨國企業(yè)擴(kuò)大在東道國的生產(chǎn)規(guī)模，從而加大對東道國的投資。如：Branstetter 和Saggi（2011）建立產(chǎn)品循環(huán)模型發(fā)現(xiàn)加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)啊的保護(hù)可以降低模仿率，增加OFDI，外國直接投資的增加抵消了模仿者生產(chǎn)規(guī)模的下降。Lai(1998）給出另一種解釋，認(rèn)為加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)促進(jìn)了北方國家的創(chuàng)新率，使得北方國家的壟斷時期更長。Jingchao Dai (2020)以中國30 個省份為樣本，研究表明立法的程度越高、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越大，我國OFDI 流入量就越大。

2、知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)對吸引對外直接投資有負(fù)向影響。

Maskus 和Penubarti(1995)認(rèn)為，東道國加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)會強(qiáng)化跨國公司在東道國的壟斷力量，長期動態(tài)地來看，反而會導(dǎo)致跨國公司減少在該國的投資行為。Markusen(1995)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)一國初始的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較低，加強(qiáng)保護(hù)水平會削弱內(nèi)部化優(yōu)勢，反而會減少OFDI。Glass 和Saggi(2002)將創(chuàng)新、模仿和外商直接投資都內(nèi)生化。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的提高會使南方國家難以模仿，模仿難度增加會造成資源浪費(fèi)，提高模仿成本，模仿成本的提高，生產(chǎn)需要更多的勞動力，造成勞動力的浪費(fèi)，對OFDI 產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

3、知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)對吸引對外直接投資影響不確定。

Braga 和Fink(2000)發(fā)現(xiàn)知識密集型產(chǎn)業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對吸引對外直接投資非常敏感，但從總行業(yè)來說OFDI 流入量與東道國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平之間并無顯著的相關(guān)性Hammami(2019)以39 個中低收入國家為研究對象發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對外商直接投資的影響并不顯著，外商直接投資流入不受知識產(chǎn)權(quán)制度改革的影響。Kanwar 和Sperlich（2019）研究在TRIPs 協(xié)議簽訂后2004 年到2015年十年的欠發(fā)達(dá)國家，結(jié)果并沒有發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對外商直接投資有顯著影響，反而流入似乎是由市場規(guī)模和國內(nèi)投資環(huán)境變量決定的。

三、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對我國OFDI 影響實(shí)證分析

（一）模型的設(shè)定

本文研究包含“一帶一路”沿線42 個樣本國，樣本期間為2007-2018 年，兼顧世界經(jīng)濟(jì)論壇( WEF) 的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指標(biāo)報(bào)告年限及各國統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性而得來。本文借鑒前人的研究模型，尤其是Adams (2010)有關(guān)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與 OFDI 的模型，分析知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對我國OFDI 的影響，建立模型：

lnFDIit=a0+a1lnIPRit+a2lnGDPit+a3lnTECHit+a4lnOPENit+a5lnTCARit+a6lnDISit+εit

其中i 和 t 分別表示個體和年份，被解釋變量 OFDI 是中國對 i 國在 t 時期的直接投資存量金額，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資公報(bào)》。IPR 是東道國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。控制變量包括:東道國的市場規(guī)模（GDP）東道國技術(shù)稟賦（TECH），東道國運(yùn)營成本（EGDP），東道國的貿(mào)易開放度（OPEN），基礎(chǔ)設(shè)施（TCAR），雙邊地理距離（DIS），εit代表誤差項(xiàng)。

（二）變量的假設(shè)與來源

1、被解釋變量

被解釋變量OFDI：由于中國對樣本國的對外直接投資流量有負(fù)值出現(xiàn)，對計(jì)量分析造成不便，而且對外直接投資流量數(shù)據(jù)具有不穩(wěn)定性，波動幅度大，對結(jié)果的準(zhǔn)確性造成一定影響，所以本文選擇2007-2018 年中國對“一帶一路”沿線國家的對外直接投資存量作為被解釋變量，數(shù)據(jù)來源于《2007-2018 年度中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

2、解釋變量的選取與假設(shè)

核心解釋變量IPR ：知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是本文重點(diǎn)關(guān)注的影響因素。WEF 指標(biāo)（世界經(jīng)濟(jì)論壇發(fā)布的《全球競爭力報(bào)告》中的各國知識產(chǎn)權(quán)指數(shù)）基于對各國企業(yè)高級管理人員的調(diào)查數(shù)據(jù)，能更直接地反映企業(yè)特別是跨國企業(yè)對東道國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況的評價(jià)，且該指標(biāo)是立法水平和執(zhí)法水平的綜合，適用于世界各國，因此本文采用《全球競爭力報(bào)告》中的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)。

2、控制變量的選取與假設(shè)

（1）東道國的市場規(guī)模（GDP）東道國市場需求越大，越有利于吸引海外企業(yè)的直接投資，擴(kuò)大其市場規(guī)模，獲得規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益。截止目前，“一帶一路”倡議共覆蓋包括中國在內(nèi)的65 個國家，部分國家人口眾多，產(chǎn)品市場需求旺盛，且很多國家的經(jīng)濟(jì)處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時期，發(fā)展?jié)摿薮?，因此，市場?guī)?？赡苁峭苿游覈颉耙粠б宦贰毖鼐€國家直接投資的重要因素。本文選用東道國的國內(nèi)生產(chǎn)總值測度。數(shù)據(jù)來源自世界銀行 WDI 數(shù)據(jù)庫。（2）東道國技術(shù)稟賦（TECH）一國的高新技術(shù)便屬于戰(zhàn)略資產(chǎn)的一種。近年來，中國加大了對國外先進(jìn)技術(shù)水平和管理能力的尋求，對“一帶一路”沿線國家的投資可能會受東道國科研能力影響本文用該國高科技產(chǎn)品出口占制成品出口比例來表示，數(shù)據(jù)來自世界銀行。（3）東道國運(yùn)營成本（EGDP）東道國運(yùn)營成本越低越有利于吸引外國直接投資，跨國企業(yè)通過把生產(chǎn)部分或全部轉(zhuǎn)移到運(yùn)營成本較低的東道國來降低制造成本從而獲得競爭優(yōu)勢?！耙粠б宦贰毖鼐€國家多數(shù)屬于發(fā)展中國家，其勞動力成本明顯低于我國，對我國企業(yè)尤其是勞動力密集型企業(yè)有著強(qiáng)大的吸引力 。本文使用東道國人均GDP 金額作為反映東道國勞動成本的指標(biāo)代替企業(yè)運(yùn)營成本指標(biāo)，其數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。（4）貿(mào)易開放度（OPEN）通常而言，貿(mào)易開放度有利于提高外國直接投資的規(guī)模。市場潛力越大、出口政策越是開放的地區(qū)，越是能吸引 OFDI 流入。熊彬,王夢嬌（2018），齊欣（2018）等學(xué)者研究表明東道國貿(mào)易開放度變量的回歸系數(shù)為正。本文用貨物與服務(wù)進(jìn)出口額占 GDP 比重來衡量貿(mào)易開放度，數(shù)據(jù)來源自世界銀行 WDI 數(shù)據(jù)庫（5）基礎(chǔ)設(shè)施（TCAR）基礎(chǔ)設(shè)施水平越高的國家能為企業(yè)提供更多的便利，有利于企業(yè)的長期發(fā)展。本文選用該國互聯(lián)網(wǎng)個人用戶數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比例作為衡量東道國基礎(chǔ)設(shè)施水平的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。（6）雙邊地理距離（DIS)一般來說，地理距離的增大會對企業(yè)的直接投資區(qū)位選擇形成阻礙作用，地理距離對貿(mào)易和外國直接投資具有抑制作用。冀相豹（2014）、劉曉鳳等（2017）等指出國家地緣距離與中國對外直接投資規(guī)模表現(xiàn)為顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。本文選用該國首都與中國首度（北京）的距離來表示。

數(shù)據(jù)來源于世界時間距離 timeanddate 網(wǎng)站。

【https://www.timeanddate.com/worldclock/distanceresult.html?p1=33&p2=440】

表1變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析

1、面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本章的實(shí)證數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，為了避免產(chǎn)生偽回歸的現(xiàn)象，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。Harris and Tzavalis(1999)提出了基于T 固定，而n 趨于無窮大的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)量，比較適合短面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于本文面板數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，因此本文采用HT 檢驗(yàn)。在HT檢驗(yàn)中個體固定效應(yīng)和趨勢項(xiàng)、僅含個體固定效應(yīng)項(xiàng)、None 情形三種情形只要有一種拒絕原假設(shè)則證明序列平穩(wěn)，結(jié)果得知，大部分變量至少有一種情形顯著拒絕原假設(shè)，變量是平穩(wěn)的，但是貿(mào)易開放度（OPEN）以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（EGDP）變量三種情形都接受原假設(shè)，對這兩個變量做一階差分后拒絕存在單位根的原假設(shè)，也就是說這些變量為一階單整變量。為了防止因變量回歸出現(xiàn)謬誤回歸（偽回歸）的問題，下面就需要對這些變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。以考察這些變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文協(xié)整檢驗(yàn)采用的是 Pedroni 檢驗(yàn)方法，既可以允許截距及時間趨勢，又適用于非平衡面板數(shù)據(jù)。將雙邊貿(mào)易開放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量指標(biāo)做Pedroni 協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，變量之間都存在長期關(guān)系，并且在 1%的水平上顯著，具有很高的顯著性。

2、基本回歸分析

本文利用的是 2007-2018 年 我國對“一帶一路”42 個國家OFDI 的數(shù)據(jù)，在進(jìn)行基本回歸模型的估計(jì)時，必須要考慮可能出現(xiàn)的序列相關(guān)和截面相關(guān)以及截面異方差等問題。序列相關(guān)檢驗(yàn)采用Wooldridge(2002,p.282-283)提出的沃爾德檢驗(yàn)，原假設(shè)為“不存在組內(nèi)自相關(guān)”，實(shí)驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè)，說明沒有一階自相關(guān)，數(shù)據(jù)無序列相關(guān)性。截面相關(guān)性檢驗(yàn)采用適合長面板也適合n 大T 小的短面板的Pesaran(2004)的檢驗(yàn)，原假設(shè)為 “無組間同期相關(guān)”，實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示P 值<0.01,強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量存在截面相關(guān)。異方差檢驗(yàn)采用Greene(2000,p.598)提供的沃爾德檢驗(yàn)，通過非官方命令xttest3 來實(shí)現(xiàn)，原假設(shè)為“不同個體的擾動項(xiàng)方差均相等”，實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示P 值<0.01,強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在異方差。

本文采用Hausman 檢驗(yàn)作為判斷選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型的方法。原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)模型，實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示P 值<0.01,強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，故采用固定效應(yīng)模型。Pesaran(2004)的檢驗(yàn)及命令xttest 檢驗(yàn)都需要在固定效應(yīng)模型之后才能實(shí)現(xiàn)，而本文通過豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)得出使用固定效應(yīng)模型，故上述檢驗(yàn)命令適用本文。對于本文模型存在組間異方差，截面同期相關(guān)，OLS 也依然是一致的，則需要使用FGLS 組間異方差、同期截面相關(guān)即可。下表是基本回歸結(jié)果。

表2基本回歸統(tǒng)計(jì)

估計(jì)結(jié)果表明，本文最關(guān)心的核心解釋變量知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)(IPR)與我國OFDI 在1%的水平下成顯著的正向相關(guān)關(guān)系，東道國加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對“一帶一路”國家吸引中國OFDI 具有顯著的促進(jìn)作用，我國正處于科技技術(shù)高速發(fā)展時期，中國在對“一帶一路”國家的投資中處于被模仿地位，東道國加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于保護(hù)中國公司的知識產(chǎn)權(quán)，使得知識勞動成果不被侵犯，跨國公司的國外子公司也可以在總成本不增加的條件下有效地共享這些資源，增強(qiáng)了對外直接投資的所有權(quán)優(yōu)勢，同時，知識產(chǎn)權(quán)制度是東道國制度的一個方面，在良好的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下，跨國企業(yè)信息、服務(wù)以及法律能夠保障，于是增強(qiáng)了東道國的區(qū)位優(yōu)勢，實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提升帶來的所有權(quán)優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢要顯著大于弱化的內(nèi)部化優(yōu)勢，從而能夠更好的吸引我國的OFDI。

市場規(guī)模(GDP)在1%水平上顯著為正，顯著性水平較高，表明“一帶一路”國家的市場規(guī)模越大，我國對其直接投資的規(guī)模越大，“一帶一路”沿線國家市場規(guī)模巨大，在這些國家開展直接投資，既可以直接繞過貿(mào)易壁壘，降低成本，也可以拓展海外市場。技術(shù)水平（TECH）系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明東道國技術(shù)水平抑制了我國對其直接投資，“一帶一路”國家與我國的技術(shù)差距越大，我國企業(yè)越能在東道國市場上發(fā)揮自身的技術(shù)優(yōu)勢，因此我國企業(yè)多偏好于對技術(shù)水平較低的國家進(jìn)行直接投資。實(shí)際人均GDP（EGDP）的系數(shù)在1%顯著為負(fù)，這說明東道國的人力資源成本越低，中國對東道國的投資越大，我國在發(fā)展過程中勞動力成本越來越高，迫使許多勞動密集型產(chǎn)業(yè)選擇工資較低的“一帶一路”沿線東道國進(jìn)行對外直接投資以獲取較大的成本優(yōu)勢。貿(mào)易開放程度（OPEN）系數(shù)在10%的水平下顯著為正，表明“一帶一路”國家的開放程度越高，我國對其直接投資越多，顯然一國的開放程度決定著其吸引外資的能力，其開放程度越高，相應(yīng)的外資引進(jìn)政策和制度也相對比較完善和包容，外資企業(yè)和跨國公司更容易進(jìn)入該國市場。基礎(chǔ)設(shè)施（TCAR）發(fā)展情況系數(shù)在1%顯著為正，表明“一帶一路”國家的基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展?fàn)顩r越好，我國對其直接投資越多。我國對“一帶一路”區(qū)域的直接投資在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面占了很大比重。因此，基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展水平對我國企業(yè)的直接投資產(chǎn)生正向影響。地理距離（DIS）系數(shù)-3.1476 在1%顯著為負(fù)，表明我國與“一帶一路”國家的地理距離越遠(yuǎn)。

四、研究結(jié)論及建議

經(jīng)過以上分析和實(shí)證檢驗(yàn)，論證了“一帶一路”國家知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國 OFDI 的積極作用。提高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，OFDI 也會隨之提高。是因?yàn)橹R產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越大，體系越完善，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平越高，進(jìn)行直接投資時中國企業(yè)在該國利益層面更受保障，所有權(quán)優(yōu)勢及區(qū)位優(yōu)勢加強(qiáng)，因此，企業(yè)在進(jìn)行投資決策時，會更加傾向于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較高的國家。

中國對沿線國家投資的提升是“一帶一路”建設(shè)成效的體現(xiàn)，沿線國家知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的不足會阻礙中國投資規(guī)模的擴(kuò)大，因此我國政府應(yīng)積極與尚未簽訂雙邊投資協(xié)議的國家加強(qiáng)協(xié)調(diào)和合作，積極參與區(qū)域和國際性知識產(chǎn)權(quán)規(guī)則的制定與完善，防范和降低產(chǎn)權(quán)法律風(fēng)險(xiǎn)，化解知識產(chǎn)權(quán)糾紛?？鐕髽I(yè)需要在投資決策和海外經(jīng)營過程中，提高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識，制定系統(tǒng)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)戰(zhàn)略。在這種前提下，中國企業(yè)才會進(jìn)一步加大對“一帶一路”沿線國家的直接投資存量，既保證企業(yè)利益，又促進(jìn)沿線國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，使中國對“一帶一路”沿途國家的直接投資處于一個良性的循環(huán)。