知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響研究

楊林燕， 王俊

(1.龍巖學院 經濟與管理學院， 福建 龍巖 364000；2.湖南科技大學 商學院， 湖南 湘潭 411201)

進入21世紀以來，隨著服務環節價值創造能力的逐漸增強，服務貿易在國際分工中的地位不斷提升。根據聯合國貿易和發展會議數據庫統計數據顯示，2005—2019年期間，全球服務貿易的年均增長速度為6.19%，已超過了貨物貿易4.33%的增長速度。近年來大數據和人工智能等高新技術的快速發展不僅大幅度提升了服務的可貿易性，而且極大地拓展了服務貿易領域的投資合作，成為服務貿易增長新引擎。技術和知識密集型服務業的發展不僅是推動一國服務出口的產業支撐基礎，而且是影響其在全球產業鏈分工中所處地位的重要因素之一。因此，為獲得更高的出口附加值和邁向全球價值鏈中高端，以傳統服務出口為主的發展中國家需要考慮如何通過提高現代化服務業的“含金量”進而優化和升級服務貿易出口結構。知識產權保護制度作為保障創新者合法權益、激勵技術創新活動的一種重要制度安排，對一國現代服務業技術升級和出口結構優化具有重要影響。那么，一國加強知識產權保護，能夠促進其服務貿易出口結構升級嗎？知識產權保護是如何影響一國的服務貿易出口結構的呢？在全球貿易保護主義抬頭和經濟服務化趨勢的背景下，深入研究知識產權保護對服務貿易出口結構的影響具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

已有關于知識產權保護制度對出口貿易發展的影響研究主要圍繞著知識產權保護強度對出口貿易規模、出口技術含量、出口產品質量及出口競爭力等方面展開。Maskus等[1](P227-248)較早地開展了知識產權保護對國際貿易流量影響的基礎性研究。Fink 等[2](P1-23)采用雙邊行業貿易截面數據考察知識產權保護強度對行業出口貿易的影響，結果表明：加強知識產權保護能夠顯著增加非燃料行業的雙邊貿易。Campi等[3](P1-18)研究了知識產權保護對60個國家農業出口貿易額的影響，結果顯示：增強知識產權保護對農產品貿易密集型利潤率有負向影響。李昭華等[4](P57-63)、祝樹金等[5](P40-48)基于二元邊際的視角，分析了中國知識產權保護水平對制造業出口貿易規模的影響，結果表明：行業知識產權保護的加強促進了出口擴展邊際和集約邊際的增長，且影響效應存在顯著的行業差異性。楊林燕等[6](P97-108)通過測算中國貨物貿易出口技術復雜度，考察了中國知識產權保護對貨物貿易出口技術復雜度的影響。賴敏等[7](P104-130)、李俊青等[8](P115-133)基于跨國面板數據，研究發現：由于各國經濟發展水平不同，出口行業知識技術密集度不同，知識產權保護對貨物貿易出口技術復雜度的影響存在顯著差異性。代中強等[9](P109-122)研究發現：知識產權保護對服務貿易出口技術復雜度的影響呈現“U”型關系。沈國兵等[10](P54-64)基于中國海關進出口數據測算了行業層面的出口產品質量，研究發現：行業層面的知識產權保護對一般貿易方式下的出口產品質量有顯著正向影響。卿陶[11](P30-45)研究發現：知識產權保護會通過創新促進企業出口產品質量的提升，而貿易成本則會降低知識產權保護對企業出口產品質量的促進效應。沈國兵等[12](P103-110)構建了行業知識產權保護強度指標，研究發現：加強知識產權保護水平能顯著提升中國服務行業出口競爭力。

關于服務貿易出口結構方面的研究，已有文獻主要從服務出口結構變動及其影響因素兩個方面展開分析。李懷亮等[13](P59-66)分析了2000—2011年中國文化產品和服務的出口結構情況，發現中國文化服務出口結構存在較大的優化空間。曹楠楠[14](P45-48)研究發現：中國整體服務貿易出口結構在1982—2013年期間呈現不斷優化的發展趨勢。盛斌等[15](P39-50)基于貿易增加值的視角，研究發現：中國加入WTO以后，服務貿易出口結構在不斷優化。許和連等[16](P25-35)認為要素結構的動態變化對中國服務貿易出口結構有顯著影響。馬紅霞等[17](P68-75)基于跨國面板數據，研究發現：金融發展水平的提高能優化服務貿易出口結構。

綜上所述，關于知識產權保護強度對出口貿易影響的文獻多集中于貨物貿易領域，服務貿易領域的研究較少，且鮮見分析知識產權保護制度對服務貿易出口結構升級的影響機制及效應。關于服務貿易出口結構變遷影響因素方面的研究文獻較匱乏。鑒于此，本研究將從理論層面深入探究知識產權保護制度對服務貿易出口結構升級的內在影響機制，并利用跨國面板數據進行實證檢驗。

二、理論分析與研究假設

(一)知識產權保護與服務貿易出口結構升級的關系

一國服務出口企業投入不同種類生產要素組合會帶來不同類型的服務出口產品，進而形成不同的服務貿易出口結構。理論上，如果一國服務出口企業普遍投入較多勞動力而較少投入技術和知識，開展以運輸、建筑和旅游等服務為主的出口活動，那么該國的服務貿易出口結構偏向勞動和資源密集型服務；如果一國服務出口企業投入較多的知識類生產要素，開展以信息、咨詢、通信等服務為主的出口活動，那么該國的服務貿易出口結構偏向知識密集型服務[18](P140-152)。制造業產品技術創新的研發成果需要知識產權保護制度給予有效的保護，服務類產品的服務技術創新同樣離不開有效的知識產權保護制度的激勵。Sweet等[19](P665-677)認為一國或地區知識產權保護對創新的非線性影響與其自身經濟發展程度高度相關。一國或地區經濟發展水平較低時，知識密集型服務產品供給規模較小，服務業集聚效應還未形成，大量服務生產企業主要通過模仿創新進行服務出口產品的技術升級[20](P55-60)。在這一階段加強知識產權保護，一方面會提高需求方和供應商的服務使用成本，阻礙集聚效應的有效形成；另一方面會使得通過技術模仿來提升信息、咨詢、通信等知識密集型服務產品出口品質和出口規模的路徑被加強的知識產權保護所阻礙，進而抑制了整體服務出口結構的升級。隨著一國或地區經濟發展水平的提高、知識密集型服務業集聚效應的形成及服務企業自主創新體系的完善，在此階段加強知識產權保護既可以優化自主創新環境，也有利于激勵知識密集型服務出口企業開展自主和合作研發創新，進而提升知識密集型服務產品的出口品質，促使一國或地區的服務出口結構得到升級。綜上分析，由于經濟發展水平和知識密集型服務行業集聚效應特點的不同，知識產權保護強度對服務出口結構升級的影響也存在較大差異，兩者之間可能呈現非線性關系。基于此，本研究提出以下假設：

假設1：知識產權保護水平的提高對服務貿易出口結構升級的影響會呈現先抑制后促進的非線性作用。

(二)知識產權保護影響服務貿易出口結構升級的作用機制

知識產權保護制度通過影響知識密集型服務出口企業的自主創新研發投入，進而影響服務出口結構。已有研究表明，技術創新能夠促進產業結構的優化升級[21](P95-101)[22](P1-10)。由于知識密集型服務產品的創新空間大，產品出口附加值提升幅度也較大，因此這一類型的服務出口企業進行創新研發的意愿更強。知識密集型服務產品具有高知識屬性和低邊際成本的特點，這類型服務產品的供給能夠極大地受益于知識產權保護制度[23](P69-79)。一國知識密集型服務業集聚效應形成后，知識產權保護水平的提高有利于激勵知識密集型服務出口企業增加自主創新研發投入。一方面，有效的知識產權保護可以減少知識密集型服務出口企業在創新研發過程中可能面臨的復制和盜版風險，增強企業開展創新研發活動的意愿；另一方面，有效的知識產權立法和執法保護了知識密集型服務出口企業的創新成果免受侵權，為企業獲得相應的利潤回報提供了重要的制度保障[24](P683-709)。服務出口企業通過創新研發不僅可以提升服務出口產品的品質，而且可以充分利用創新品質差異形成的競爭優勢獲得較高的出口收益。良好的出口收益為服務出口企業進一步開展自主創新研發提供了必要的資金保障，有利于激勵企業持續進行服務產品創新。一國知識密集型出口產品的高品質有助于提升該產品的國際競爭力，激勵企業擴大該類型產品的生產和出口規模[25](P1-18)。隨著一國知識密集型服務產品出口規模的擴大，該國服務貿易出口結構也得到進一步的優化和升級。因此，從自主創新研發的角度看，一國知識密集型服務業集聚效應形成后，知識產權保護水平的提高有利于促進知識密集型服務出口企業增加自主創新研發投入，進而提高該類型產品的出口品質，擴大出口市場占有率，進一步激勵企業擴大知識密集型服務產品的生產和出口規模，從而優化一國服務貿易出口結構。

知識產權保護制度通過影響服務出口企業與國內外的企業合作創新研發投入，進而影響服務出口產品結構。一方面，一國知識產權保護水平的提高有利于深化和拓展服務業開放合作，吸引跨國服務公司將先進生產要素引入本國，進而提高本土知識密集型服務出口企業的產品品質，優化服務出口結構。有效的知識產權保護制度有助于解決國內外市場交易雙方信息不對稱的問題，提高跨國公司對本土企業專利轉讓和研發合作創新的意愿[26](P85-95)。知識創新成果的合法交易有利于促進創新技術在知識密集型服務行業內的推廣和應用，提升本土服務業先進生產要素的研發投入，進而提高該類型服務出口產品的品質。唐保慶等[27](P159-184)認為完善的知識產權保護制度有利于強化服務業出口部門的要素配置效應，激勵優質要素產生更高的邊際價值，淘汰競爭力弱的要素，提高生產要素配置效率，促使服務貿易出口結構升級。另一方面，有效的知識產權保護有利于推動服務業相關專利信息公開，進而便利了本土知識密集型服務出口企業對最新技術的了解和行業創新研發動向的把握。雙方合作創新研發不僅有利于提升本土知識密集型服務出口產品的品質和國際市場競爭力，而且有助于擴大該類型服務產品的生產和出口規模。知識密集型服務產品前期研發投入成本較高，但邊際成本較低，因此在有效知識產權保護下合作創新研發帶來的生產和出口規模的提升有利于降低平均生產成本[28](P607-626)。平均生產成本的降低能夠提高本土知識密集型服務出口企業與跨國服務公司合作的利潤空間，有利于激勵雙方持續開展合作創新。因此，從合作創新研發的角度看，一國知識產權保護水平的提高有利于吸引跨國服務公司與本土知識密集型服務出口企業的合作創新，而創新研發帶來較高的服務品質和出口市場占有率又能夠激勵雙方擴大該類型服務產品的生產和出口規模，進而促進一國服務貿易出口結構升級。基于上述分析，本研究提出以下假設：

假設2：知識產權保護制度通過影響服務出口企業的創新研發進而影響服務貿易出口結構升級。

三、實證模型與變量設定

(一)計量模型設定

基于前文理論分析與研究假設，為考察知識產權保護水平的提高對服務貿易出口結構升級可能存在非線性影響，設定以下基本模型：

∑αkControlsit+δi+εit，

(1)

其中，i代表國家或地區，t代表年份，STSC為服務貿易出口結構相對指數，IPR為知識產權保護水平，Controls為控制變量；δi為個體效應，εit為隨機擾動項。

(二)變量選取及數據說明

1.被解釋變量

被解釋變量為服務貿易出口結構相對指數(STSC)。借鑒許和連等[16](P25-35)的做法，根據IMF關于服務貿易行業分類標準，構建如下服務貿易出口結構相對指數公式：

STSCit=EXMit/EXCit，

(2)

其中，EXMit表示第i個國家或地區t年的建筑、保險、金融、通信、計算機和信息、知識產權使用費、個人文化和娛樂、產品相關服務以及其他商業服務的出口額，即現代服務出口額；EXCit表示第i個國家或地區t年的運輸和旅行兩類傳統服務出口額；STSC指數值反映了一國或地區的現代與傳統服務出口相對比例的變化過程，該數值增加，表明該國或地區的服務貿易出口結構得到升級。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為知識產權保護水平(IPR)。借鑒代中強等[9](P109-122)的做法，本研究采用世界經濟論壇每年在《世界競爭力報告》發布的知識產權保護指標來衡量各國實際知識產權保護水平。該指標的評分范圍為1～7分，分值越高代表保護水平越高。

3.控制變量

為了減輕由于遺漏變量帶來的內生性問題，結合理論與已有的文獻研究，本研究在實證模型中加入如下控制變量。

(1)服務貿易開放程度(OPEN)。已有文獻研究表明，對外貿易開放程度較高的國家，包括服務業在內的各行業全球價值鏈分工的參與率往往也較高[29](P4-17)。在經濟全球化的背景下，服務業生產和供給的國際化程度日趨加深。因此，隨著服務貿易開放程度的提高，一國或地區一方面可以通過“競爭效應”促使國內服務行業重視提升服務貿易出口質量，增強出口競爭力，另一方面通過參與全球價值鏈分工獲得知識和技術溢出，推動國內服務貿易出口行業加快技術引進和升級，進而優化出口貿易結構。本研究以一國或地區每年服務貿易進出口總額占GDP的比重來衡量服務貿易開放程度。

(2)外商直接投資(FDI)。外商直接投資主要通過兩種方式影響一國或地區的服務出口：一種是以東道國承接離岸服務外包為主的投資形式，另一種是外商直接投資對東道國服務生產企業的技術外溢。隨著一國或地區服務業發展水平的提高，承接的離岸服務外包也逐漸由低成本勞動力密集型服務業向知識密集、高技術附加值的服務業擴展。東道國大量吸收高技術附加值的外商直接投資，可以在一定程度上擴充行業資本、獲取知識和技術溢出效應，進而影響服務業發展和優化一國或地區服務貿易出口結構。本研究以一國或地區每年外資凈流入額占GDP的比重來衡量外商直接投資情況。

(3)人力資本(HUM)。服務供給產品的技術含量與服務提供者所掌握的知識和技能密切相關。因此，從某種意義上可以說服務業人力資本質量的不同是形成差異化服務產品的重要因素之一。理論上，受教育年限較長的服務提供者由于有較好的知識積累，學習新技能的效率也較高，往往能提供具有較高技術含量的服務產品；而受教育年限較短的服務供給者則傾向于提供低技術含量的服務產品。人力資本對提升一國或地區服務貿易出口競爭力和優化服務貿易出口結構發揮著重要作用。借鑒鄧翔等[30](P11-23)的做法，本研究使用佩恩表10.0①中測算的人力資本指數來衡量各國的人力資本情況。

(4)網絡基礎設施(NNI)。互聯網與服務業的結合涌現出了一大批新的服務供給模式，不僅提高了服務的效率和質量，而且豐富了服務需求者的多樣化選擇。一國或地區互聯網技術的快速發展會加速知識密集型服務產業升級，加快服務產品創新，進而優化該國服務貿易出口結構[31](P54-62)。因此，可以預期作為服務業生產和供給的重要基礎設施之一的互聯網將對服務貿易出口結構產生一定的影響。該變量用一國或地區各年互聯網普及率來衡量。

(5)服務業發展水平(SER)。現代專業服務業的發展不僅有利于提高服務技術含量，而且有利于推動國內服務產業轉型升級和提高本國知識密集型服務出口競爭力，進而優化服務出口結構。本研究借鑒魏作磊等[32](P24-39)的做法，以服務業從業人員數占總就業人數的比重來衡量一國或地區的服務業發展水平。

(三)數據來源與統計特征

考慮到統計指標的一致性和原始數據的可獲得性，本文研究樣本為108個國家，結合聯合國開發計劃署公布的人類發展指數(HDI)和OECD成員國情況，將108個國家樣本劃分為33個發達國家和75個發展中國家②。實證分析的時間區間為2005—2019年③。測算服務貿易出口結構相對指數的原始數據及服務貿易進出口額數據來源于聯合國貿易與發展會議統計數據庫；知識產權保護指標數據來源于歷年《世界競爭力報告》；人力資本指數的數據來源于佩恩表10.0(Penn World Table Version 10.0)；互聯網普及率數據來自國際電信聯盟(International Telecommunication Union)統計數據； GDP、外商直接投資的原始數據均來自世界銀行的《世界發展指標》(World Development Indicators,WDI)數據庫，對個別缺失的數據采用插值法進行補充。各變量的描述性統計見表1。

表1 主要變量的描述性統計

四、實證結果與分析

(一)靜態面板模型估計結果討論

為進一步分析知識產權保護水平對服務貿易出口結構升級的影響，根據前文設定的靜態面板模型，基于總體樣本、發展中國家和發達國家的樣本數據，運用Stata15.0軟件進行回歸分析。由于一國知識產權保護水平的提高會影響其服務貿易出口結構升級，同時可能存在服務貿易出口結構升級反過來會促進一國強化其知識產權保護，這意味著知識產權保護與服務貿易出口結構升級之間可能存在雙向因果關系，這使得知識產權保護具有較強的內生性。為此，本文借鑒余長林[33](P11-23)的做法，采用知識產權保護變量滯后1～2期作為工具變量，并且采用Sargan-Hansen過度識別檢驗方法來檢驗工具變量的有效性，具體的回歸結果見表2。為減少異方差的影響，各變量均以對數值進入模型④，所有方程Hausman檢驗結果均支持固定效應的原假設，均通過了Sargan檢驗，這表明工具變量的選取總體上是有效的。

表2 靜態面板模型的回歸結果

表2第(1)列是采用總體樣本數據的回歸結果，知識產權保護一次項(ln IPR)的回歸系數顯著為負，二次項(ln IPR2)的回歸系數顯著為正，表明知識產權保護水平對服務貿易出口結構的影響呈現“U”型關系。可能的解釋是：一國或地區經濟發展水平較低時，服務業產業結構以勞動密集型為主，知識密集型服務業的發展大多處于起步階段，尚未形成大量的客戶需求，此時并不需要非常強的知識產權保護。一方面，勞動密集型服務業的技術含量較低，對知識產權保護的敏感度低；另一方面，在此階段實施較強的知識產權保護，不僅會提高知識密集型服務需求方的使用成本，抑制客戶的擴展，影響知識密集型服務業產業集聚效應的形成，而且會削弱模仿創新，不利于知識密集型行業供給規模的擴大，進而會抑制服務出口結構的升級。當一國或地區經濟發展水平較高時，服務業產業結構偏向知識密集型，知識外溢形成的知識網絡效應使得知識能以低成本共享。在此階段實施較強的知識產權保護，既可以有效保障服務技術創新者的合法利益，又有利于激勵知識密集型服務出口企業自主創新，進而促使服務貿易出口結構得到優化和升級。

表2第(2)至第(4)列中分國家類型的回歸結果顯示，知識產權保護對不同發展類型國家的服務貿易出口結構的影響存在較大差異。第(2)列基于發展中國家樣本的回歸結果顯示：知識產權保護一次項的估計系數值在1%的顯著性水平下為負，而平方項的估計系數值在1%的顯著性水平下為正，表明發展中國家知識產權保護水平與服務貿易出口結構呈現“U”型關系，這與總體樣本的回歸結果一致。第(3)列和第(4)列是基于發達國家樣本的回歸結果，其中第(3)列中知識產權保護及其平方項的估計系數值雖然為正，但未通過顯著性水平檢驗，表明發達國家知識產權保護水平與服務貿易出口結構之間未呈現“U”型關系。第(4)列的回歸模型剔除了知識產權保護的平方項，僅保留一次項，回歸結果顯示知識產權保護水平的估計系數顯著為正，表明發達國家知識產保護水平與服務貿易出口結構呈正向線性關系。由于發達國家的經濟發展水平和服務業整體發展水平都較高，知識密集型服務業的產業集聚效應已經形成，且服務業整體技術的提升主要依賴于自主創新，在此階段需要更強、更有效的知識產權保護。因此，發達國家知識產權保護水平的提高會促進服務貿易出口結構升級。

控制變量方面，服務貿易開放程度(ln OPEN)在總體樣本和分國家樣本中的回歸估計系數值均顯著為正，表明服務貿易開放程度的提高有利于服務貿易出口結構的升級，這與理論預期一致。從服務貿易開放程度的估計系數值來看，發展中國家與發達國家的差距不大。外商直接投資(ln FDI)的估計系數值在各模型回歸中均未通過顯著性水平檢驗，表明外商直接投資并未顯著影響服務貿易出口結構升級。可能的解釋是：外商直接投資主要目的是為了獲取投資利潤，基本不會將先進技術轉移到國外，因此外商直接投資在東道國服務技術提升和出口結構升級方面的作用很弱。人力資本(ln HUM)和網絡基礎設施(ln NNI)的估計系數在各個回歸模型中均顯著為正，發達國家人力資本和網絡基礎設施影響其服務貿易出口結構升級的彈性系數值為1.781和0.196，而發展中國家人力資本和網絡基礎設施影響其服務貿易出口結構升級的彈性系數值僅為0.889和0.037。這主要是由于發達國家的人力資本水平和網絡普及率都遠高于發展中國家，使得對人力資本和網絡基礎設施有較高要求的知識密集型服務業發展水平較高且出口比重較大。服務業發展水平(ln SER)的估計系數在以總體和發達國家為樣本的回歸模型中均顯著為正，而在以發展中國家為樣本的回歸中卻不顯著。可能的解釋是：發展中國家的知識密集型服務業發展水平較低，未能很好地促進服務貿易出口結構升級。

(二)動態面板模型估計結果討論

考慮到服務貿易出口結構的變化是動態且連續的過程，慣性作用使得服務貿易出口結構不僅與當期因素有關，還可能受到前一期的影響，即服務貿易出口結構的變動具有一定的累積效應，為此加入滯后一期的服務貿易出口結構相對指數作為控制變量。本研究采用系統矩方法(SYS-GMM)對該動態面板模型進行估計，使用該方法能消除主要解釋變量同被解釋變量之間可能存在相互影響的關系導致的內生性問題[34](P107-121)，從而更加精準地考察知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響，表3給出了具體的回歸結果。表3第(1)至第(3)列各模型的殘差序列相關性檢驗結果表明存在一階序列相關，但不存在二階序列相關，所有方程均通過了Sargan檢驗，這說明新增的工具變量與擾動項不相關，選取的工具變量是有效的。

表3 系統GMM回歸結果

表3各列服務貿易出口結構滯后一期(L.ln STSC)的估計系數均顯著為正，表明當期服務貿易出口結構狀況會受到前一期出口結構指數的影響，說明服務貿易出口結構升級具有一定的累積效應。從各列服務貿易出口結構滯后一期的具體估計系數值來看，發達國家滯后一期的服務貿易出口結構對當期的影響彈性系數(0.405)要大于發展中國家滯后一期服務貿易出口結構對當期的影響彈性系數(0.228)，這主要是由于發達國家知識密集型服務業發展水平較發展中國家高，同時也說明服務產業結構的轉型是逐漸演變的一個過程且需要遵循經濟發展規律。

表3第(1)和第(2)列中知識產權保護的回歸估計系數依然顯著為負；知識產權保護平方項的回歸估計系數均為正，通過了5%的顯著性水平檢驗，表明知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響仍然呈現“U”特征；第(3)列發達國家知識產權保護水平的回歸估計系數顯著為正，表明發達國家的知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響為正向線性特征。因此，動態面板模型中知識產權保護及其平方項對服務貿易出口結構升級的影響特征與靜態面板模型的回歸估計結果基本一致。控制變量方面，表3各列回歸結果顯示外商直接投資(ln FDI)的估計系數在統計上仍然不顯著，第(2)列發展中國家網絡基礎設施(ln NNI)的估計系數未通過顯著性水平檢驗，其余控制變量的估計系數符號和顯著性未發生實質性改變，與表2的回歸結果基本一致。

(三)穩健性檢驗

對回歸結果進行穩健性檢驗的一種常用方法是使用不同度量指標替換原有的解釋變量。為確保上述回歸估計結果的可靠性，借鑒賴敏等[7](P104-130)的研究方法，采用全球治理指數(WGI)中的法律規則(Rule of Law)指標⑤作為各國知識產權保護水平的衡量指標(ln RL)，分別對上述靜態和動態面板模型進行穩健性檢驗。靜態面板模型使用工具變量法估計，動態面板模型使用系統矩方法(SYS-GMM)進行估計。表4報告了靜態面板模型的穩健性回歸結果，表5報告了動態面板模型的穩健性回歸結果。

表4 替換解釋變量的靜態面板模型的回歸結果

表4第(1)和第(2)列中法律規則估計系數值均顯著為負，法律規則平方項的估計系數值均顯著為正，表明以法律規則衡量的知識產權保護水平對服務貿易出口結構升級的影響仍然呈現“U”型特征。第(3)列中法律規則及其平方項的估計系數雖然為正，但均未通過顯著性水平檢驗，第(4)列中法律規則的估計系數顯著為正，由此表明發達國家以法律規則衡量的知識產權保護水平對服務貿易出口結構升級的影響仍然呈正向線性特征。在考慮了控制變量的影響因素及年份、地區固定效應后，總體樣本、發展中國家樣本及發達國家樣本數據進行回歸分析的結果與表2的回歸結果基本一致，并沒有隨著知識產權保護指標的不同選取而改變，因而靜態面板模型的回歸估計結果是穩健的。

表5 替換解釋變量的動態面板模型系統GMM回歸結果

表5各列服務貿易出口結構滯后一期的估計系數均顯著為正，且發達國家服務貿易出口結構滯后一期估計系數值仍然大于發展中國家服務貿易出口結構滯后一期的估計系數值。表5第(1)和第(2)列分別是總體樣本和發展中國家樣本的回歸結果，法律規則的回歸估計系數均顯著為負，法律規則平方項的回歸估計系數均顯著為正，表明以法律規則衡量的知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響仍然呈現“U”型特征。第(3)列是發達國家樣本的回歸結果，法律規則的估計系數顯著為正，表明發達國家以法律規則衡量的知識產權保護水平對服務貿易出口結構升級的影響仍然呈正向線性特征。因此，表5各列以法律規則衡量的知識產權保護水平及其平方項的回歸估計結果均沒有發生實質性改變，表明動態面板模型的回歸估計結果是穩健的。

五、影響機制檢驗

前文關于知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響機制分析表明：知識產權保護主要通過影響服務出口企業的創新研發進而促使服務出口結構升級。為了進一步檢驗知識產權保護是否通過創新研發的作用機制影響服務貿易出口結構升級，本研究借鑒張雨等[35](P97-108)的方法，使用中介效應模型進行檢驗。根據前文回歸分析顯示：發展中國家的知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響呈“U”型關系，設定如下中介效應模型：

∑βkControlsit+δi+εit。

(3)

RDit=φ0+φ1IPRit+∑φkControlsit+

δi+εit。

(4)

∑γkControlsit+δi+εit。

(5)

根據前文回歸分析顯示：發達國家的知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響呈線性關系，設定如下中介效應模型：

STSCit=θ0+θ1IPRit+∑θkControlsit+

δi+εit。

(6)

RDit=η0+η1IPRit+∑ηkControlsit+

δi+εit。

(7)

STSCit=λ0+λ1IPRit+λ2RDit+

∑λkControlsit+δi+εit。

(8)

上述式(4)、式(5)、式(7)、式(8)中的RD表示創新研發水平，本研究采用各國研發經費投入額占GDP的比重來衡量創新研發水平，數據來源于世界銀行的《世界發展指標》數據庫，對個別發展中國家缺失的數據采用其所在地區的平均值進行補充。本文借鑒溫忠麟等[36](P731-745)的中介效應檢驗程序檢驗創新研發的中介作用。表6報告了發展中國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的中介效應檢驗結果。

表6 發展中國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的中介效應檢驗結果

表6第(1)列是式(3)的回歸估計結果，與表2中第(2)列發展中國家的靜態面板模型回歸結果是一樣的，該回歸完成了中介效應檢驗的第一步。第二步檢驗知識產權保護與創新研發的關系。表6第(2)列的回歸結果顯示知識產權保護的估計系數顯著為正，表明知識產權保護水平的提高顯著增加了企業的創新研發。第三步對式(5)進行檢驗，回歸結果顯示知識產權保護的估計系數顯著為負，知識產權保護平方項的估計系數顯著為正，這兩項反映了在控制中介變量創新研發后知識產權保護對服務貿易出口結構升級的直接影響效應；創新研發的估計系數顯著為正，表明創新研發投入的增加顯著促進了服務貿易出口結構升級。以上三步檢驗結果表明創新研發在發展中國家知識產權保護影響服務貿易出口結構升級的過程中起著部分中介作用，即發展中國家知識產權保護能通過影響企業創新研發進而促進服務貿易出口結構升級。表7報告了發達國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的中介效應檢驗結果。

表7 發達國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的中介效應檢驗結果

表7第(1)列是式(6)的回歸估計結果，與表2中第(4)列發達國家的靜態面板模型回歸結果是一樣的，知識產權保護的估計系數顯著為正，該系數反映了知識產權保護對服務貿易出口結構升級的總效應。表7第(2)列是式(7)的回歸結果，知識產權保護的估計系數顯著為正，表明知識產權保護水平的提高顯著增加了企業的創新研發。表7第(3)列是式(8)的回歸結果，知識產權保護的估計系數顯著為正，反映了在控制中介變量創新研發后發達國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的直接影響效應；創新研發的估計系數也顯著為正，表明發達國家創新研發投入的增加也顯著促進了服務貿易出口結構升級。以上三步檢驗結果表明：創新研發在發達國家知識產權保護影響服務貿易出口結構升級的過程中同樣起著部分中介作用。由此研究假設2得到了驗證。

六、結論與啟示

(一)結論

本研究從理論層面深入探究了知識產權保護制度對服務貿易出口結構升級的影響機制，在此基礎上以108個國家2005—2019年的跨國面板數據為樣本，就知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響及作用機制進行了實證檢驗，得到的主要結論有：第一，就總體樣本而言，靜態和動態面板回歸結果均顯示知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響呈現“U”型特征，即知識產權保護對服務貿易出口結構升級具有先抑制后促進的非線性影響。第二，分區域來看，發達國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級的影響呈正向線性特征，即發達國家知識產權保護水平的提高能顯著促進服務貿易出口結構的升級；發展中國家知識產權保護對服務貿易出口結構升級呈“U”型非線性影響。第三，作用機制的中介效應檢驗分析結果顯示無論是發展中國家，還是發達國家，創新研發在知識產權保護影響服務貿易出口結構升級的過程中均起著部分中介作用，即知識產權保護均能通過影響企業創新研發進而促進服務貿易出口結構升級。

(二)啟示

第一，根據服務業發展狀況選擇適宜的知識產權保護水平。發展中國家的知識和技術密集型服務業發展水平較低時，服務貿易出口產品以勞動密集型為主，此階段不宜采取過于嚴格的知識產權保護，應通過合理的政府支持政策鼓勵和促進知識和技術密集型服務業發展，推動這類型服務業集聚效應的形成。當知識和技術密集型服務業集聚效應開始顯現時，則應采取嚴格的知識產權保護，以抑制低成本的技術模仿行為和激勵行業領先者的技術創新，進而擴大知識和技術密集型服務貿易的生產和出口規模，促使服務貿易出口結構升級。第二，重視知識產權保護制度環境的建設和完善。發達國家的知識和技術密集型服務業發展水平較高，且該類型服務業集聚效應普遍形成，因此完善的知識產權保護制度有利于保障知識和技術密集型服務業的有序生產和出口。在全球貿易自由化和開放經濟的背景下，發展中國家要重視打造相對良好的知識產權保護制度環境，根據自身服務業發展階段和需求，積極探索適宜的知識產權保護制度設計，以利于與知識產權保護制度完善的發達國家開展知識和技術密集型服務業相關領域的合作，進而促進服務貿易出口結構的優化和升級。第三，加強知識密集型服務業創新研發合作，提高服務業創新研發投入。創新研發是提升服務出口品質和優化服務出口結構的重要渠道。知識密集型服務業創新研發空間大，因此該類型的服務出口企業在獲得有效知識產權保護的前提下，一方面可以通過與跨國服務企業開展創新研發合作的方式增加創新研發投入，提高知識密集型服務出口附加值，擴大出口市場占有率；另一方面也可以通過加大自主創新研發投入，提升知識密集型服務出口質量，擴大出口規模，促使服務貿易出口結構不斷升級。

注 釋：

①該表根據人均受教育年限和教育回報率來測算一國或地區的人力資本指數。

②2019年OECD有36個成員國，本文將OECD成員國中2005年人類發展指數(HDI)值高于0.8的國家劃分為發達國家，即除土耳其、墨西哥、智利以外的33個OECD成員國劃分為發達國家，其余樣本國家為發展中國家；限于篇幅，本文省略了108個國家的具體名稱，備索。

③聯合國貿易和發展會議數據庫從2005年開始按照《國際收支和國際頭寸手冊》第六版(BPM6)的標準統計各經濟體服務貿易數據，故本研究選擇的起始時間為2005年。

④控制變量外商直接投資(FDI)的原始數據最小值為-0.5832，因此對該變量所有原始數據加1后再取對數。

⑤該指標主要衡量一國在產權保護和合約執行方面的情況，其原始值在-2.5～2.5的范圍內，為便于取對數進入模型進行回歸，本研究借鑒Levchenko(2013)的方法，以原始值加2.5后取對數來衡量知識產權保護程度。