知識產權保護對中國高技術產品出口貿易的影響分析

闞哲涵

（華東政法大學 商學院，上海 201620）

一、引言

科學技術一直在進步，世界各國也在一直加強民眾和企業對知識產權（Intellectual Property Rights，IPR）保護的認知。WTO 于1995 年簽署了《與貿易有關的知識產權協定》（TRIPS 協議），這表示國際組織對IPR保護給予了充分的重視。20 世紀80 年代中國開始了知識產權立法之路，結合改革開放相關文件制定并出臺了《商標法》等一系列法律條款。中國在加入WTO 之時曾被要求修改國內產權保護機制，使之與TRIPS 達成一致，因此在21 世紀初，中國又一次強化了產權保護。在短短幾十年間，中國在IPR 保護立法方面的顯著成就引起了全世界的廣泛關注。

現如今，產權保護日益成為各國貿易關注的重點，尤其在近年來，受發達國家貿易保護主義抬頭的影響，全球多邊貿易摩擦仍在繼續，引起了越來越多關于知識產權的貿易糾紛。與此同時，中國對外貿易正在努力提高IP 質量和高出口附加值的產品比例。高技術產品出口取決于一國的創新能力，而創新能力與知識產權息息相關。因此，IPR 與中國高技術產品出口如何協同發展，已成為亟待解決的問題。

二、文獻綜述

提高企業的自主創新能力是目前我國實現貿易結構轉型的重要途徑，而創新能力和知識產權保護之間密切相關。因此，對中國而言，建立完整的知識產權保護體系，符合中國現有的貿易要求，由此還可以改善我國出口貿易結構、提升出口產品質量。

相關學者在進行IPR 保護方面的研究時，大多采用Ginarte 和Park（1997）[1]所提出的評分法，或在此方法上添加更加細化的評分標準以進行改善。Ginarte-Park評分法是對以往Rapp-Rozek 法的改良，考慮到Rapp-Rozek 法中區間長度過大的問題，Ginarte-Park 法劃定了5 類評分指標，又在每一類大指標下細分出了3—7個小指標，每一類小指標根據測量結果是否符合標準，按0 和1 進行打分，最后以總的加權平均數作為衡量該國當期IPR 保護程度的數據。Ginarte-Park 法通過縮短區間長度，將具有不同保護程度的國家區分開，為實證分析提供了數據支持，但同時它沒有解決Rapp-Rozek法的另一問題，即依舊沒有對法律執行程度和效果進行評估，因此該評分只能表現名義上一國的IPR 保護程度。此后，韓玉雄，李懷祖（2005）[2]通過借鑒已有的測度方式，對產權保護機制實際的運行效果設置變量，主要以律師在總人口中的占比程度、立法時間、人均國內生產總值、有無加入世貿組織來衡量產權保護的執法力度。該方法在一定程度上解決了G-P 指數的不足，通過結合執法力度這一要素，建立了一個IPR 保護水平綜合評價體系，能夠較好地反映出一國實際的知識產權保護程度，從而為法制建設、國際貿易等領域提供建議，而且該方法也是目前實證研究中使用較多的一種測量辦法。

在IPR 保護對進出口貿易影響方面，Ivus（2010）[3]分析了各產業出口對象以及產業對IPR 保護的敏感程度后得出觀點，IPR 保護對企業或行業出口的影響程度還受到目的國模仿威脅和行業對知識產權保護依賴程度的影響。進而Ivus 在2011 年利用南北貿易模型深入研究后發現，加強發展中國家的知識產權保護對發達國家出口的影響主要體現在企業的出口品種和企業的市場份額這兩個方面。此后，一些學者（Hummels，2005[4]；施炳展，2010[5]）對二元邊際中的分類標準進行擴展，發展出了三元邊際影響機制。

而在出口目的國產權機制作用效果的方面，也有學者進行研究。翁潤，代中強（2017）[6]和劉鈞霆等（2018）[7]認為出口目的國加強IPR 保護對中國這樣的發展中國家有正向促進作用，既可以提高出口企業的利潤，也可以顯著提高出口產品多樣性。但從學者們的研究中也能發現，產權保護在中短期將會抑制企業出口數量，對企業的經營和國家經濟發展有一定的負面效果，這種負面效果在長期將會消除。但王焱梅，任晨銘（2017）[8]和余長林（2010）[9]通過分析近15 年出口貿易數據得出，出口目的國產權保護的增強并不利于我國出口。

Branstette 等學者（2011）[10]通過分析美國跨國公司海外經營數據，發現發展中國家的知識產權保護的提高有利于美國跨國公司在其的發展，同時也能加快發展中國家產品出口種類的增加。Maskus 和Yang（2013）[11]研究發現，本國知識產權保護的增強明顯有利于專利密集型產品的出口。所謂專利密集型產品，指的是對專利保護措施敏感的技術型產品。與此同時，國內學者根據中國近十年的出口貿易數據發現，IPR 保護會對我國出口型產品的科技含量和商品質量產生影響。

根據上述文獻綜述，產權保護既可以減少我國進出口貿易糾紛，提高國內技術密集型企業的科研積極性，但同時也可能影響我國貿易活動。國外大多數研究都是以發達國家知識產權制度為研究對象，國內學者在知識產權保護對國際貿易的影響方面也有一定的研究。多數學者都是在一國總體進出口貿易數據的基礎上，對IPR保護水平進行測度，從而分析知識產權保護水平對于進口或出口的不同影響方向。在之前相關文獻的基礎上，研究我國高技術產業出口貿易，結合韓玉雄-李懷祖（2005）的測量方法，通過搜集和計算相關IPR 保護水平的數據進行研究分析，探究二者之間的關系。

三、知識產權保護水平的測度

（一）Ginarte-Park 指數

知識產權保護水平測度的方法最早是由Rapp 和Rozek 提出的，但由于考慮的指標過于單一，且每個指標的不同分段之間跨越較大，容易將知識產權保護水平有明顯差異的兩個國家歸入同一層次內，所以在1997年Ginarte 和Park 以Rapp-Rozek 方法為基礎提出對IPR保護水平的計算標準進行擴展，共5 類，每個類別占1分，根據該國家是否符合評定標準為依據按0 和1 進行打分，最后進行加權平均得到當期IPR 保護水平數值。

（二）韓玉雄-李懷祖修正方法

韓、李二人對法律條款的執行程度設置了4 個變量，這四個指標的均值，被定義為“執法力度”F(t)，那么修正G-P 指數的公式為：

其中PA(t)是修正后的IPR 保護指數，PG(t)是按G-P修正法計算得出的中國IPR 保護水平。

根據韓李算法計算后的中國歷年IPR 保護水平如表1 所示。

表1 1998—2019 年修正后中國IPR 保護水平

四、研究方法與數據處理

（一）模型建立

鄭國洪，梁紅英（2010）[12]設定模型的基礎上，選用IPR 保護指數作為本次主要解釋變量，此外也將選取GDP、勞動力平均工資WAGE、高技術產業研發經費RD 作為控制變量，但由于研發經費RD 與IPR 之間的相關性程度可能過高，會導致模型回歸分析結果無法通過顯著性檢驗，因此將研發經費RD 從模型中刪去。

考慮到前一期產品出口對當期出口的影響，以及前一期IPR 保護水平對當期的影響，因此引入出口量和IPR 保護指數的滯后一階項，從而得到模型：

在（1）式中，EXPORTSt分別表示當期和上一期中國高技術產業產品出口額，IPRt表示根據韓玉雄，李懷祖（2005）對知識產權保護水平的計量方法修正后的當期和上一期的知識產權保護水平，GDPt表示不同年份中國國內生產總值，RDt表示政府給予高技術產業的經費支持，WAGEt表示不同年份勞動力平均工資，εt表示隨機干擾項，模型中的下標t 表示不同年份。為了避免模型受到異方差問題的影響，因此對模型中部分變量做了取對數的處理。

（二）變量選取與數據來源

在研究IPR 保護對貿易的影響時，首先需要匯總各高技術產業出口數據，因此將會涉及產業分類標準的問題。面對國內外不同的分類標準，采用國家統計局關于高技術產業（制造業）分類（2017）標準，通過國家統計局數據庫進行數據搜集。在此基礎上利用我國1988—2019 年高技術產業相關貿易數據進行回歸，目的為說明知識產權保護水平對高技術產品的具體影響，變量選取和數據來源如下：

1.高技術產業產品出口貿易總額（EXPORTS）

在實證分析中主要是對不同年份高技術產業產品出口額進行回歸分析，因此（1）式中被解釋變量的數據如表2 所示。

表2 1995—2019 年中國高技術產業產品出口額

數據來源：根據1995—2019 年《中國統計年鑒》中高技術產品出口貿易總額測算得出。

2.知識產權保護水平（IPR）

采用韓-李修正算法（2005），并結合相關學者計算得出的歷年G-P 指數，對已有IPR 保護水平進行分析和計算，得出結果如表1 所示。

3.國內生產總值（GDP）

GDP 是（1）式的控制變量。一般來說，一國GDP與該國經濟發展程度成正相關，經濟發展程度越高則國家自主創新能力越強。而一國的創新能力與該國知識產權保護水平有密切關系，適當的知識產權保護能夠增強本國科研競爭力并使本國出口貿易在國際市場上取得相對優勢。

4.勞動力平均工資（WAGE）

平均工資的數據，源自國家統計局數據庫中記錄的居民人均可支配收入。工資是高技術產業經營成本的一部分，因此從理論上來說，勞動力工資水平對高技術產品出口具有負向效應。隨著勞動力成本的不斷提高，我國高技術產業對外出口競爭力會下降，所以不利于產品向國際市場推廣。

5.高技術產業研發經費（RD）

RD 采用的指標，是國家統計局網站中高技術產業研究與試驗發展經費這一數據，是高技術產業通過自身經營，以及政府撥款而投入到高技術產業中的科研經費。理論上來說，研發經費對于產業技術水平的提升具有正向效應，但隨著產業的不斷發展，研發經費投入到達某一指標后對產業創新能力的增強效應會逐漸減弱。

五、實證分析

（一）變量描述性統計

在實證分析前，對被解釋變量、主要解釋變量以及控制變量進行描述性統計，結果如表3 所示。根據描述統計結果及檢驗發現，1988—2019 年，中國高技術產業產品出口總額有了一個較大的突破，從1988 年的21.03 億美元增長到2019 年的7307.14 億美元。知識產權保護水平也從0.37 提升到了3.77。

表3 變量描述性統計

（二）基本回歸分析結果

對上述模型進行回歸，回歸結果如表4 所示。表4（1）列為解釋變量和控制變量對出口額的對數值進行回歸所得的結果，可以看出對于出口而言，知識產權保護水平指標IPR 這個主要解釋變量的回歸結果顯著，說明知識產權保護水平對我國高技術產業出口具有積極效果。

考慮到GDP、勞動力平均工資和高技術產業研發經費對出口的影響，本文通過最初的回歸模型進行檢驗，檢驗結果如表4 所示。從表4（2）列可以看出，GDP、勞動力平均工資WAGE 和高技術產業研發經費RD 這三個控制變量對出口的對數值的回歸結果均顯著，且除了GDP 外，系數的正負性也符合先前根據理論得出的假設，這說明城鎮就業人員平均工資WAGE和企業研發經費投入RD 都可以有效促進高技術產品出口額的增長，尤其可以看到，平均工資WAGE 每增長1 個百分點將會促進高技術產品出口增加0.8089 個百分點。但與此同時也需要注意到GDP 參數估計量的正負性不如預期，國內生產總值GDP 與高技術產業產品出口增長呈反向相關。通過模型的參數估計值發現，知識產權保護水平每增加1 個百分點，高技術產業產品出口將會增加0.5542 個百分點。可能的原因是，目前我國出口貿易以制造業為主，企業大多屬于模仿型生產，這會使得本國注重技術研發的企業在國內市場受損，從而對其出口規模產生了抑制作用。

表4 OLS 回歸分析結果

模型整體回歸R2=0.9898，調整后的=0.9883，可見IPR 這個核心變量以及GDP、RD 和WAGE 這三個控制變量對于EXPORTS 的解釋程度較高；模型整體回歸的P 值=0.0000，說明模型總體在1%的顯著性水平下通過了檢驗。回歸后，采用White 檢驗法對其進行異方差檢驗，結果得出：P 值=0.2735，顯著接受原假設，因此可以認為該模型無異方差。

六、結論及政策建議

研究知識產權保護水平對中國高技術產業出口貿易的影響，通過理論和實證分析發現：提高IPR 保護水平有利于促進高技術產業出口貿易發展；研發經費的提高對于我國高技術產品出口貿易具有積極影響。我國自從改革開放以來，國內企業已經開始從以往的模仿型生產和勞動力密集型生產轉變為重視創新、自主研發型生產，所以知識產權保護的增強有助于提高企業的創新自信，使其能夠在國際市場上建立自己的比較優勢。研發經費是企業吸引人才和實力提高的重要來源，我國企業逐漸重視科技研發，對高新技術部門投入了更多的經費支持，引進了國內外許多優秀人才，但研發經費實際回報率較低。政府應增加對高技術產業的研發補助，加大產權保護執法力度。我國現有知識產權保護水平相較于發達國家而言還較低，因此從具體因素上來看，中國《專利法》目前還沒有覆蓋到動植物品種專利，而且對于專利權利喪失的保護也有所欠缺，說明盡管已經完善了相當一部分的知識產權保護機制，但仍存在缺漏，還需要政府對現有產權保護法律進行彌補。同時，政府也需要加大執法力度，完善的法律體系也需要合理執行才能發揮作用。此外，作為經濟發展源泉的中小企業自主研發能力仍較低，一方面是企業自身存在過度模仿等一系列經營問題，另一方也需要政府在研發經費或相應政策上有所扶持。中小企業應提高自主創新能力。人才是創新的關鍵，因此企業在提高自主創新能力時，應當注重人才的重要性。研發經費投入對高技術產品出口的影響十分重要，這也與人才培養有密不可分的關系。企業缺乏足夠的研發人員，即使經費再多，也難以得到好的成效，因此，企業應當構建有利于人才培養的企業文化和工作環境，鼓勵員工進行創新，對于剽竊等行為嚴厲懲處，提高員工的產權保護意識。