知識產權保護對我國離岸服務外包產業結構升級的影響
——基于非線性視角的實證分析

徐 姍，喻陳銘

（杭州電子科技大學經濟學院，浙江杭州 310018）

離岸服務外包產業是技術密集型服務業的重要組成部分，它的迅速崛起不僅可以推動一國服務業的國際化進程，也可以提升服務業的技術水平［1］。近年來，因為我國有著穩定的經濟環境、完善的基礎設施以及比較廉價的勞動力成本，所以國外發包商會把我國當作主要的離岸服務外包承接地［2］。在受新冠肺炎疫情影響的大環境下，我國離岸服務外包產業逆勢增長，2020 年企業承接離岸服務外包合同額達1 404.1 億美元，執行額為1 057.8 億美元，與2019 年相比，分別增長5.8%和11.4%，完成了國家“十三五”規劃制定的千億美元目標。2020 年國務院辦公廳印發的《關于推進對外貿易創新發展的實施意見》中指出，加快服務外包轉型升級和大力發展高端生產性服務外包是推進對外貿易創新的重要舉措。而國外企業對承接地區的選擇與該地區的開放政策以及知識產權保護政策息息相關，市場競爭環境是否公正、知識產權保護制度是否完善已經成為全球各國進行貿易往來的重要參考依據［3］。雖然我國知識產權保護制度建設起步較晚，但是我國非常重視知識產權保護，“健全知識產權保護運用體制”作為單獨一節寫入了國家“十四五”規劃?，F有研究表明，發包商認為在知識產權保護水平越弱的地區，其核心技術被盜取的可能性就越大，因此他們通常會放棄知識產區保護水平較弱的承接地［4］；然而，過度的保護又可能阻礙新進入企業的發展，導致外部的創新資源無法進入產業內部［5］。那么，加強知識產權保護究竟是會促進還是抑制我國離岸服務外包產業升級？知識產權保護對離岸服務外包產業升級的影響是否存在區域異質性？鑒于目前尚未有研究檢驗知識產權保護對我國離岸服務外包產業升級的實際影響效果，本文將對上述問題逐一驗證。

1 文獻綜述

1.1 關于離岸服務外包產業升級的影響因素

在現有研究中，關于離岸服務外包產業升級的影響因素大致可以分為產業內催化因素和產業外環境因素。產業內的催化因素主要包括人力資源儲備、成本優勢和服務商提供的技能水平，如劉衛東［6］認為隨著服務外包產業的發展，產業內的人才結構需要一定的重置，掌握了供應鏈管理、網絡信息技術和統計分析等技能的復合型人才將取代單一型人才成為該產業的中流砥柱；Bhattacharya 等［7］研究指出，隨著服務外包的日益普及和快速發展，人力資本已經成為了影響其產業升級的核心因素；寧靚等［8］在研究勞動力對服務外包產業升級影響時認為，在服務外包產業轉型升級的過程中，高素質勞動力作出了巨大的貢獻；Madan［9］指出不論是在制造業外包還是服務業外包中，工資收入水平的高低都是影響產業升級的重要因素；蘇鳳敏［10］在研究服務外包產業升級路徑時指出，因為技術進步和市場的擴張可以促進服務外包產業的升級，所以企業要加大對技術研發的投入、加快技術的更迭。

產業外環境因素主要包括知識產權制度環境、基礎設施因素、文化和語言環境。Dhillon 等［11］認為接包方所在區域的政策能否保證離岸證服務外包合作的安全決定著國際服務外包合作的成敗，其中接包方所在區域的知識產權保護強度是保證合作安全的關鍵。朱曉明等［12］認為基礎設施建設中的通信網絡設施可以顯著影響服務外包產業競爭力。徐躍權［13］指出，基礎設施建設中的交通和網絡資源對服務外包產業的轉型升級尤為重要。盧峰［14］通過對比中國和印度、菲律賓的離岸服務外包狀況后指出，影響一國承接國際服務外包競爭力的因素主要有文化兼容和語言優勢等等。

1.2 關于知識產權保護對離岸服務外包產業的影響

對于知識產權保護能否促進離岸服務外包產業的發展這一問題，現有研究尚未給出一致結論。一方面，如Sevim 等［15］、陳天朗［16］、吳漢東［17］、李鋼等［18］、Chakravarty［19］、李含婷［20］、安志［21］學者認為，知識產權保護對服務外包產業的發展存在正面促進效應；另一方面，如Maskus［22］、魏凌杰［23］、盧榮［24］、王子倩［25］、劉麗慧等［26］、吳延兵等［27］、裘瑩［28］學者認為，知識產權保護對服務外包產業的發展存在負面抑制效應。

從正面促進效應來看，陳天朗［16］指出，因為服務品本身具有高知識屬性、無形性和低邊際成本，離岸服務外包產業中以技術密集型業務為主的知識流程外包（KPO）能受益于完善的知識產權保護制度，進而在整個離岸服務外包產業中的比重得以提高，離岸服務外包產業也得以實現升級；吳漢東［17］認為對于離岸服務外包產業最重要的是創新能力，而創新的技術容易被盜取或者惡意模仿，所以對于離岸服務外包產業來說，加強知識產權保護是非常關鍵的；Sevim 等［15］在其研究中指出，創新者的創意需要知識產權保護制度的保護，只有這樣他們才可以獲得應有的經濟回報；安志［21］認為創新能力強的服務外包企業作為離岸服務外包領域的既得利益者，正在通過創新激勵效應以及技術溢出效應獲得快速的發展；李含婷［20］在研究知識密集型離岸服務外包業務時發現，不斷完善的知識產權保護制度有利于接包地企業承接到知識密集型外包業務，進而去促進離岸服務外包產業的升級。

從負面抑制效應來看，在位的服務外包龍頭企業可以借助日益完善的知識產權保護制度獲得一定的市場勢力，阻礙新進入企業的發展［23］。與此同時，在嚴苛的知識產權保護制度下，在位企業為了控制風險，會弱化進一步創新以獲得更高技術密集型離岸服務外包業務的意愿［28］。對新進企業來說，隨著知識產權保護措施的加強，一旦其創新的產品和在位企業已有的產品近似，它們就可能被判定存在剽竊的行為［22］。盧榮［24］指出嚴苛的知識產權保護制度對想要進入離岸服務外包產業的企業會有很大的威懾作用，這對于需要多元化創新和“百花齊放”的離岸服務外包產業而言極其不利。王子倩［25］認為知識產權保護制度不會對非知識密集型的服務外包產業產生較大的影響，因此非知識密集型業務的比重不會因為知識產權保護強度的加強而大幅下降，那么離岸服務外包產業升級將受阻。

此外，根據現有的國內外研究的相應觀點，本文還整理了知識產權保護影響離岸服務外包產業升級的途徑，詳見圖1。

圖1 知識產權保護對服務外包產業升級的作用機制

以上文獻為本文的研究提供了豐富的研究基礎，然而也存在一定的局限性，主要體現在：第一，知識產權保護與離岸服務外包產業相關研究大多以定性的邏輯演繹為主；第二，沒有兼顧考慮知識產權保護對離岸服務外包結構升級的雙面影響，僅在默認線性影響的基礎上構建檢驗模型；第三，國內的研究樣本以主要省份或第一批服務外包示范城市為主，缺少2016 年后新入選的服務外包示范城市。

2 實證分析

2.1 研究樣本和指標選取

2.1.1 研究樣本

因為樣本涉及的示范城市較多，各示范城市設立時間不一致，基于各示范城市數據的完整性和連貫性，因此本文將選取2011—2018 年我國27 個服務外包示范城市的數據作為整體分析樣本，其中包括20 個I 類服務外包示范城市：北京、天津、上海、重慶、廣州、深圳、武漢、大連、南京、成都、濟南、西安、哈爾濱、杭州、合肥、長沙、南昌、蘇州、無錫和廈門，以及7 個Ⅱ類服務外包示范城市：南通、鎮江、青島、沈陽、寧波、福州和長春（I 類服務外包示范城市于2009 年入選，Ⅱ類服務外包示范城市于2016 年開始入選）。

2.1.2 變量說明

（2）核心解釋變量：知識產權保護強度IPR。借鑒韓玉雄等［29］的方法，本文將使用G-P 指數乘以知識產權保護法律法規的實際執行效果來測度知識產權保護的強度。假設表示G-P 方法計算出的知識產權保護水平，表示一個國家在t時刻的執行效果，那么修正后的知識產權保護水平可表示為：

G-P 指數是比較具有代表性的而且使用率較高的知識產權保護評價指標，主要通過對各國專利法的評價來測度。G-P指標一共可以分為5個細分指標：專利覆蓋范圍、是否為國際條約的成員、權利保護的喪失程度、執法措施和保護期限，每個一級指標滿分為1 分，下面又分為若干個二級指標，把每個一級指標中所有二級指標的得分之和除以二級指標的個數即為一級指標的得分，最后，5 個一級指標的累加和即為知識產權保護強度的總得分，分數越高表明一國知識產權保護水平越高。

韓玉雄等［29］也構建了我國知識產權保護的執法力度指標，主要包括：（1）各城市的人均生產總值（GDP）；（2）成人識字率；（3）律師比例；（4）知識產權保護立法時間；（5）是否為WTO 成員。借鑒姚利民等［30］的做法，本文在計算執行效果時，考慮到在度量社會公眾意識時把人均專利申請量作為代理指標更有針對性，所以把韓玉雄等［29］構建的執法力度指標中的成人識字率替換成了人均專利申請量。綜上，執法力度的值介于0 到1 之間，0 表示法律規定的知識產權保護條款完全沒有落實，1 表示法律規定的知識產權保護條款被全部落實。執法力度指標所涉及的數據來自于各城市的歷年統計年鑒、教育統計年鑒和《中國律師年鑒》。

（3）控制變量。本文借鑒前人的研究，加入了其他5 個可能影響服務外包產業升級的變量，詳見表1。

表1 變量說明

所有所選變量的描述統計詳見表2。

表2 變量的描述性統計

2.2 計量模型設定

由于知識產權保護既可能促進離岸服務外包產業升級，也可能抑制離岸服務外包產業升級，所以基于這個邏輯，本文首先通過式（2）和式（4）檢驗知識產權保護對離岸服務外包產業升級的線性影響。為了進一步研究知識產權保護制度對離岸服務外包產業升級的非線性影響，在式（2）和式（4）中加入了，得到式（3）和式（5）。

2.3 計量結果及分析

2.3.1 知識產權保護對離岸服務外包產業升級的線性影響檢驗結果分析

（1）總體樣本檢驗。關于模型形式的設定，由于F 檢驗和Hausman 檢驗都拒絕了原假設，所以本文主要將使用固定效應模型去驗證。從表3 的整體樣本回歸結果來看，無論被解釋變量是離岸服務外包規模還是離岸服務外包KPO 的結構占比，知識產權保護的回歸系數均為正，而且均通過了1%的顯著性檢驗，與理論預期相符，因此可以看出，知識產權保護強度的增強可以促進我國離岸服務外包產業由規模擴張轉變為規模質量雙重提升。在控制變量中，人力資本通過了1%的顯著性檢驗，金融支持水平和勞動力成本均通過了5%的顯著性檢驗，這說明人力資本、金融支持水平和勞動力成本會顯著影響離岸服務外包的產業規模和產業結構的變動。對外開放度沒有通過顯著性檢驗，與預期不符，這可能是因為從2001 年我國加入WTO 后，貿易壁壘逐漸減少，國家對對外貿易的扶持力度也越來越大，我國的離岸服務外包產業自2010 年起就在在一個較高水平的服務貿易開放度中高速發展，因此服務貿易開放度對我國離岸服務外包產業規模和產業結構變動的影響不會非常顯著。此外，當被解釋變量是離岸服務外包規模時，基礎設施建設沒有通過顯著性檢驗；但是當被解釋變量是離岸服務外包KPO 的結構占比時，基礎設施建設通過了顯著性檢驗，這說明基礎設施的完善更有利于離岸服務外包KPO 的結構占比的提升。

（2）分組樣本檢驗。為了檢驗知識產權保護對離岸服務外包產業升級的影響是否存在一定的區域異質性，本文將2016 年以前入選示范城市的分為I類城市，2016 年以后入選的分為Ⅱ類城市。從表3的分組樣本回歸結果來看，無論被解釋變量是離岸服務外包規模還是離岸服務外包KPO 的結構占比，I 類城市和Ⅱ類城市的回歸結果與整體樣本的回歸結果差距不大，知識產權保護均通過了1%的顯著性檢驗。與此同時，無論是在OLS 回歸還是固定效應回歸中，Ⅱ類城市知識產權保護對離岸服務外包產業規模和結構的影響系數都要大于I 類城市，這可能是因為和I 類城市相比，Ⅱ類城市的知識產權保護力度不夠，因此在進行離岸服務外包活動時更加容易發生剽竊和侵犯發包商或其他企業知識產權的問題，此時知識產權保護水平的加強對Ⅱ類城市離岸服務外包產業規模和產業結構的正向影響會更大。在控制變量中，I 類城市和Ⅱ類城市的回歸結果與整體樣本的回歸結果基本相同，但是在Ⅱ類城市中，當被解釋變量為離岸服務外包KPO 的結構占比時，人力資本存量沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為和I 類城市相比，雖然Ⅱ類城市的勞動力成本相對廉價，但是Ⅱ類城市的人才供給無法匹配人才需求，這也導致了人才數量的增長并沒有對其離岸服務外包產業結構的升級起到推動作用。

表3 樣本城市知識產權保護對其離岸服務外包產業結構升級線性效果檢驗

2.3.2 知識產權保護對離岸服務外包產業升級的非線性影響檢驗結果分析

由前文的機制分析可得，知識產權保護對離岸服務外包產業升級的影響具有兩面性，因此，本文在計量模型中加入知識產權保護的平方項研究知識產權保護對離岸服務外包產業升級的非線性影響。從表4 中可以看出，無論被解釋變量是離岸服務外包規模還是離岸服務外包KPO 的結構占比，知識產權保護的擬合系數依然顯著為正，這說明知識產權保護促進離岸服務外包產業升級的研究結論依然成立；同時，知識產權保護平方項的擬合系數顯著為負，表明知識產權保護影響離岸服務外包產業升級具有先促進后抑制的倒“U”型特征，即在加強知識產權保護的初始階段，知識產權保護對離岸服務外包產業結構和產業規模升級的影響以正向促進為主，進入后期階段則以反向阻礙為主?？刂谱兞康臄M合系數和顯著性與線性檢驗結果基本一致。

表4 樣本城市知識產權保護對其離岸服務外包產業結構升級非線性效果檢驗

表4 （續）

值得注意是，表4 中每一個回歸模型都可以計算出一個“最適強度”，當知識產權保護強度達到這一最適強度時，其對服務外包產業升級的凈效應達到最大。為了降低測算誤差，本文將選取I 類和II 類示范城市的兩個回歸方案中知識產權保護最適強度的平均值。從圖2 中可以看出，無論被解釋變量是離岸服務外包規模還是離岸服務外包KPO 的結構占比，所有服務外包示范城市、I 類和Ⅱ類服務外包城市知識產權保護的平均實際強度均低于各自的最適強度，這表明我國知識產權保護還不足以達到最適用于離岸服務外包產業升級的強度。

圖2 樣本城市知識產權保護最適強度比較

2.3.3 穩健性檢驗

由于知識產權保護（IPR）是本文最核心的解釋變量，所以為了檢驗研究結論的可信度，本文將使用其他測度知識產權保護強度的指標做穩健性檢驗，并使用工具變量克服可能存在的內生性問題。

（1）知識產權保護強度的其他測度方法。參考吳超鵬等［31］、沈國兵等［32］的研究，本文分別使用城市知識產權審判結案數和城市專利授權量作為其他測度知識產權保護強度的指標。城市知識產權審判結案數主要從司法角度衡量城市的知識產權保護強度，本文將選取北大法寶司法案例庫中收錄的各市人民法院審理的知識產權類審判結案數作為城市知識產權審判結案數的代理變量。專利授權量主要從行政角度衡量城市的知識產權保護強度，本文中專利授權量的數據來自國家知識產權局官網。參考顯性比較優勢指數（RCA）構建城市層面知識產權保護強度，具體計算方法如下：

（2）穩健性檢驗結果分析。由于知識產權保護和離岸服務外包產業結構升級之間可能存在內生性，一般的估計方法會使估計系數有偏和非一致，故本文使用工具變量來克服內生性問題，采用滯后1 期的知識產權保護強度指標作為工具變量，并使用兩階段最小二乘回歸(2SLS)以確保回歸結果的穩定性。由表5 和表6 可以看出，不管是使用其他的知識產權保護測度方法還是進行內生性檢驗，當被解釋變量是離岸服務外包規模或者離岸服務外包KPO 的占比時，樣本城市的知識產權保護強度一次項的估計系數仍顯著為正，二次項的估計系數仍顯著為負，說明這些服務外包示范城市的知識產權保護強度與離岸服務外包產業結構升級和產業規模升級之間的非線性特征依然存在。

表5 樣本城市知識產權保護對其離岸服務外包產業結構升級線性效果穩健性檢驗

表6 樣本城市知識產權保護對其離岸服務外包產業結構升級非線性效果穩健性檢驗

表6 （續）

當使用知識產權審判結案數測度城市知識產權保護強度時，樣本城市的平均知識產權保護強度為1.05，低于產業結構升級的最適強度1.10 和產業規模升級的最適強度1.21。當使用專利授權量測度城市知識產權保護強度時，樣本城市的平均知識產權保護強度為0.42，低于產業結構升級的最適強度0.60和產業規模升級的最適強度0.56。同樣的，當時用2SLS 進行穩定性檢驗時，離岸服務外包產業結構升級和產業規模升級的知識產權保護最適強度分別為4.39 和4.54，均高于樣本城市的平均值4.27。綜上可得，我國目前仍然處于需要加強知識產權保護的階段。控制變量對離岸服務外包產業升級的影響與前文的模型估計結果基本一致，這也印證了前文計量分析得到的相關結果。

3 結論及政策建議

本文基于線性和非線性雙視角探討了知識產權保護對離岸服務外包產業升級的影響機制，并利用我國27 個服務外包示范城市2011—2018 年的面板數據進行實證檢驗。結果表明：（1）知識產權保護與離岸服務外包產業升級之間呈非線性關系，前者對后者的影響呈現先揚后抑的倒“U”型，在未達到最適強度之前，加強知識產權保護會促進離岸服務外包產業的升級，在達到最適強度之后，加強知識產權保護會抑制離岸服務外包產業的升級；（2）當前我國知識產權保護強度仍然低于理論上的最適強度，知識產權保護制度仍需進一步完善；（3）知識產權保護對離岸服務外包產業升級的影響存在區域異質性，和I 類城市相比，Ⅱ類城市的知識產權保護強度對離岸服務外包產業升級的影響更大。根據上述結論，為進一步促進我國離岸服務外包產業的轉型升級，本文提出以下建議：

完善知識產權保護法律法規，強化知識產權保護制度的執行力度。制定符合我國國情的知識產權保護制度有利于提升我國離岸服務外包產業競爭力，促進離岸服務外包產業的升級，在此過程中，不僅需要國家制定完善的知識產權保護法律法規，而且地方政府也要強化知識產權保護制度的執行力度。此外，政策制定部門應該考慮某些政策是否反而會外對服務外包企業的接包行為產生一定的阻礙，本文研究得出我國的知識產權保護實際強度依然低于理論最適強度，加強知識產權保護所產生的正面效應大于負面效應，因此相應的政策措施應當以加強知識產權保護為主。

對于不同的服務外包示范城市，政策制定部門應當根據他們不同的發展階段和經濟目標調整知識產權保護政策。從本文的研究結果來看，知識產權保護對不同服務外包示范城市的服務外包產業升級的影響并不相同，所以一個城市知識產權保護強度的確定應當以該城市自身的發展階段和經濟目標作為重要參考依據。目前，I 類城市的平均知識產權保護強度高于Ⅱ類城市，因此Ⅱ類城市在調整知識產權保護政策時可以在結合自身實際情況的基礎上多多借鑒I 類城市的政策；對于Ⅱ類城市來說，相比于I 類城市，目前知識產權保護對服務外包產業升級的影響是更大的，因此更應該根據自身實際情況制定出有利于服務外包產業升級的知識產權保護政策。

重視對服務外包行業人才的培養并加強知識產權保護意識的灌輸。隨著我國知識密集型服務外包的迅速發展，服務外包從業者需要掌握供應鏈管理、信息技術和數據分析等技能，但是我國這種復合型服務外包人才的缺口較大，這一現象也正在阻礙我國離岸服務外包產業的升級，因此，政府需要進一步完善復合型服務外包人才相關的培養體制，從而填補我國復合型服務外包人才的空缺；此外，在培養復合型服務外包人才的同時，我國還應該不斷給服務外包人才灌輸和知識產權保護相關的法律知識。各服務外包企業也要對涉及到離岸服務外包項目中核心機密的員工進行專門的知識產權保護培訓，以防在項目進行的過程中出現核心機密泄露問題，影響離岸服務外包項目的順利開展。