知識產權保護、本土技術發展與企業出口技術復雜度

董 鵬

（1.澳門科技大學法學院，澳門 999078；2.廣州酷狗計算機科技有限公司，廣東 廣州 518000）

一、引言

目前，我國正處于由大轉強的關鍵階段，亟需突破全球價值鏈低端鎖定，實現經濟發展新舊動能轉換，建設貿易強國。提升企業出口技術復雜度作為貿易強國建設重要目標之一，是指企業出口產品的技術價值，可有效反映出口產品質量和生產效率，已成為評估企業國際競爭力、全球價值鏈地位的主要指標。然而，近年來，伴隨貿易保護主義抬頭、逆全球化風潮迭起，發達國家頻頻設置技術壁壘[1]，阻滯我國提升企業出口技術復雜度，減緩貿易強國建設進程。因此，提高企業出口技術復雜度成為當前和未來較長時期內，增強我國國際競爭力和推進貿易強國建設的重要任務。值得注意的是，伴隨數字經濟等新興技術領域蓬勃發展，相關領域知識產權創造和儲備數量不斷增加，促使我國正逐漸從知識產權引進大國向知識產權創造大國轉變，為提升企業出口技術復雜度開辟全新突破口。此情形下，強化知識產權保護成為破除“技術鎖定”局面的必由之路，可有效提高企業出口技術復雜度，推動貿易強國建設進程。與此同時，我國能夠通過實施自主創新戰略，推動本土技術發展，從而增強創新硬實力，提高企業出口技術復雜度。但當前，中國本土技術發展普遍面臨自主創新能力不足、核心技術受制于人、產學研創新體系尚未形成的困境[2]，亟須通過加強知識產權保護推動本土技術發展，提升企業出口技術復雜度。基于此，探究知識產權保護與企業出口技術復雜度的關系，檢驗本土技術發展在這一關系中的傳導機制，以期為走好中國特色知識產權發展之路、提升企業出口技術復雜度、推進貿易強國建設提供有力保障。

關于知識產權保護的研究，學術界主要從推動路徑以及影響效應兩方面展開探討。就推動路徑而言，劉功奇和郭露(2022)從中非航天貿易知識產權保護角度出發，提出完善知識產權法律體系、強化地區知識產權保護和發揮雙邊投資貿易協議規范作用的建議[3]。任聲策等(2023)基于全鏈條保護企業知識產權的邏輯，從上下游合作企業、高校、科研機構、金融機構和政府等方面構建閉環企業知識產權保護系統，以提升知識產權保護能力[4]。就影響效應方面，胡國恒和劉珊(2022)認為，知識產權保護可顯著促進企業出口國內附加值提高，且對外資企業、一般貿易企業和東部地區企業的效應更為顯著[5]。聶長飛等(2023)[6]研究發現，知識產權保護能夠顯著促進城市經濟增長質量提高。

既有研究重點考察了企業出口技術復雜度的影響因素。肖揚等(2020)強調，貿易便利化可提升制造業出口技術復雜度，且該作用會因企業生產率、所有制和年齡等方面的不同而存在差異[7]。楊青龍和張欣悅(2022)研究發現，行政審批制度改革可以采用創新激勵和減少成本的手段，推動制造業出口技術復雜度提升[8]。陶濤和樊凱欣(2022)認為，行政審批改革可顯著促進制造業企業出口技術復雜度提高，且對一般貿易企業和小規模企業的驅動作用更為顯著[9]。

學術界對本土技術發展的直接研究相對較少，更多是探究技術發展的影響效應[10]。岑聰(2022)研究指出，互聯網技術發展對區域創新效率具有顯著正向空間溢出效應和直接增長效應[11]。王曉紅和李娜(2022)認為，數字技術發展能夠顯著促進企業創新能力提高，且產學研合作在此過程中發揮部分中介作用[12]。劉婧玲和陳艷瑩(2023)指出，數字技術發展可顯著降低城市碳排放強度，且隨著時間推移，此效應呈逐漸增強趨勢[13]。

綜合來看，現有研究多從單一層面對各研究主體進行探討。相比既往文獻，文章可能的貢獻在于：第一，選取2007—2022年A 股上市企業數據，探究知識產權保護與企業出口技術復雜度的關系，為相關研究提供有益補充。第二，從本土技術發展視角出發，分析知識產權保護對企業出口技術復雜度的作用機理，進一步強化對于二者關系的理解。第三，從企業所有制、貿易方式和所處地域方面探究知識產權保護影響的異質性，希冀為政府制定相關政策提供新思路。

二、理論分析與研究假設

1. 知識產權保護與企業出口技術復雜度

知識產權保護可憑借創新激勵效應和市場競爭效應，有效提高企業出口技術復雜度。一方面，發揮創新激勵效應，促進企業出口技術復雜度持續提高。本質而言，知識產權保護是促進技術擴散和創新激勵的主要手段，也是企業創新的制度保障，可提升出口技術復雜度。細言之，知識產權保護包含法律保護、技術保護和市場保護等多方面內容，其制度的確立可有效維護創新者合法權益，嚴懲知識產權侵權行為，激發企業技術創新潛力[14]，促進專利鏈、創新鏈、產業鏈深度融合，增強出口產品技術復雜度。另一方面，發揮市場競爭效應，賦能企業出口技術復雜度提高。知識產權保護能夠促使相關政府部門借助相關政策制度規范技術交易市場，維護企業創新相關合法權益，為企業間加強技術交流提供機會，助力企業對出口產品生產工藝與關鍵技術進行改造，推動出口技術復雜度提升。基于此，文章提出如下研究假設：

假設H1：知識產權保護可以提高企業出口技術復雜度。

2. 本土技術發展的傳導作用

為深入探究本土技術發展的傳導作用，從技術市場規模、技術創新能力和技術發展質量三方面展開分析。一是通過擴大技術市場規模提升企業出口技術復雜度。知識產權保護通過企業、高校和科研機構交流或學術研討會等方式進行知識技術交易，能夠為企業技術創新營造良好市場環境，有效擴大技術市場規模[15]。而技術市場規模的擴大能夠增強企業現代化技術獲取便利性，并促使企業借助大數據、云計算等現代化技術提升產品技術價值，提高出口技術復雜度。二是通過增強技術創新能力提升企業出口技術復雜度。知識產權保護能夠以獎金和稅收優惠的形式，促使企業在技術攻關中獲取必要資金與政策支持，在技術研發過程中迅速提升自身技術創新能力。而技術創新能力的增強可提升產品技術含量，提高出口技術復雜度。三是通過技術發展質量提升企業出口技術復雜度。知識產權保護可以促進創新主體通過現代化技術轉讓、授權等方式進行技術轉移，從而推動現代化技術在企業生產中的應用，補齊企業技術發展短板，提高技術發展質量。而技術發展質量的提高可促使企業借助大數據、人工智能等先進技術進行生產技術升級，提升產品生產效率，增強出口技術復雜度。基于此，文章提出如下研究假設：

假設H2：知識產權保護可擴大技術市場規模，賦能企業出口技術復雜度提高。

假設H3：知識產權保護可增強技術創新能力，助推企業出口技術復雜度提高。

假設H4：知識產權保護可提升技術發展質量，驅動企業出口技術復雜度提高。

三、研究設計

1. 樣本和數據來源

文章以2007—2022年A 股上市企業為研究樣本。各主要變量數據均來自歷年中國工業企業數據庫、中國海關數據庫、BACI 數據庫、CSMAR 數據庫和Wind數據庫。對樣本進行如下處理：剔除金融企業樣本；剔除設立年份不足1 和1949年前設立的樣本；剔除主要變量數據存在缺失的樣本；剔除ST、*ST 企業樣本；對所有涉及價格的變量以2007年不變價格進行調整。最終，獲取3346 個上市企業年度數據。對于部分缺失數據，采用插值法和查閱上市企業年報補齊。另外，為避免極端值影響，對連續變量進行1%縮尾處理。

2. 模型設定與變量定義

為檢驗知識產權保護與企業出口技術復雜度關系，設立如下計量模型：

其中，CEETit代表企業i 在t年的出口技術復雜度；IPPit-1為企業i 在t-1年的知識產權保護情況。Controlsit表示一系列控制變量；α0為截距項；α1和αc均為各變量回歸系數；μi和δt分別表示企業和年度固定效應；εit為隨機擾動項。

（1） 企業出口技術復雜度(CEET)

參考高翔和袁凱華(2020)[16]提出的方法，采用企業全要素生產率指標測度企業出口技術復雜度。

第一，測度行業出口技術復雜度：

其中，Esij反映行業j 的出口技術復雜度；xcj表示一國（地區） c 行業j 的出口額；Rc和pcgdpc分別為一國（地區） c 的總出口額和人均GDP。出于篇幅考量，pcgdpc測度過程不再列示。為緩解異方差問題，對行業出口技術復雜度指標進行取對數處理。

第二，在式(2)基礎上，進一步采用企業全要素生產率(TFP)計算企業出口技術復雜度指數：

其中，Esii表示企業出口技術復雜度。TFPi和TFPj分別反映企業i 及其所在行業的平均生產率。企業全要素生產率指標(TFP)運用Levinsohn(2003)[17]提出的LP 方法展開測度。

（2） 知識產權保護(IPP)

采用知識產權保護立法強度和執行強度交互項反映知識產權保護強度。就立法層面而言，運用知識產權保護指數（GP 指數） 反映知識產權保護立法強度。就執行層面而言，從各地區專利糾紛案件結案率、律師數量占總人口比例、每百萬GDP 發明專利授權量、本地區公安機關打擊侵犯知識產權工作開展情況四方面構建知識產權保護執法強度評價指標體系，并運用熵值法進行測度，獲取知識產權保護執法強度。

（3） 控制變量

控制變量包括企業特征和外部環境特征兩方面。企業特征方面：企業規模(ES)，采用從業人數的對數衡量。企業年齡(EA)，運用當年年份與企業成立年份之差+1 的對數表示。企業利潤率(CPM)，采用企業年利潤/銷售收入衡量。企業出口國內附加值率(DVRE)，以海關貿易數據計算。外部環境特征方面：經濟發展水平(LED)，采用人均GDP 水平衡量。政府補貼(GS)，運用補貼收入占總銷售收入比值進行計算。

四、實證結果分析

1. 基準結果

知識產權保護對企業出口技術復雜度的影響結果如表1 所示。其中，列(1)是僅加入核心解釋變量后的回歸結果。列(2)為加入企業特征控制變量后的回歸結果。列(3)為引入外部環境特征控制變量后的回歸結果。從列(1)來看，知識產權保護可顯著提升企業出口技術復雜度。因此，假設H1 得以驗證。究其原因，知識產權保護水平提升能夠營造良好技術市場競爭環境，鼓勵企業進行技術創新，提高企業出口技術復雜度。從列(2)結果來看，企業規模、企業年齡、企業利潤率和企業出口國內附加值率的影響系數均在10%及以上水平上顯著，說明四者均可提升企業出口技術復雜度。從列(3)來看，經濟發展水平的回歸系數顯著為正，說明經濟發展水平可顯著提高企業出口技術復雜度。政府補貼的影響未通過顯著性檢驗，表明政府補貼未能充分發揮其對企業出口技術復雜度的促進作用。

表1 基準回歸結果

2. 內生性問題

知識產權保護對企業出口技術復雜度的正向影響可能會受到以下變量內生性問題困擾。一方面，企業出口技術復雜度的影響因素較多，難以控制所有潛在影響因素，可能存在遺漏變量問題。另一方面，知識產權保護與企業出口技術復雜度之間可能存在反向因果關系，致使研究結果出現誤差。文章采用以下方法緩解內生性問題：其一，在式(1)基礎上引入企業資本密集度(ECI)作為控制變量，從而削弱因遺漏變量產生的誤差，并采用企業固定資產與企業員工人數比值衡量。其二，使用二階段最小二乘法(2SLS)，并采用知識產權保護滯后一期作為工具變量進行分析，結果如表2 列(1)和列(2)所示。可以發現，知識產權保護回歸系數顯著為正，說明研究結論可靠。

表2 內生性檢驗及穩健性分析

3. 穩健性檢驗

第一，更換核心解釋變量。采用技術市場成交額與生產總值比值衡量知識產權保護，替換前文核心解釋變量進行回歸，結果如表2 列(3)所示。第二，更換被解釋變量。借鑒何琨玟等(2023)[18]的研究方法衡量企業出口技術復雜度，并進行回歸分析，結果如表2 列(4)所示。第三，調整樣本范圍。刪除樣本期內未進行專業申請的企業，回歸結果如表2 列(5)所示。上述穩健性檢驗結果表明，知識產權保護的影響系數顯著為正，表明上述研究結論具有較強穩健性。

五、機制檢驗

文章以技術市場規模、技術創新能力和技術發展質量衡量本土技術發展，并探究其在知識產權保護與出口技術復雜度關系中的傳導機制。計算公式如下：

式(2)和式(3)中，LTDit反映本土技術發展，包括技術市場規模(LTDT)、技術創新能力(LTDI)和技術發展質量(LTDD)；β0和γ0均為常數項，β1、βc、γ1、γ2、γ3分別為各變量系數，其他變量定義與前文相同。

1. 技術市場規模

考慮到技術市場交易額能夠有效反映各地區技術商品交換情況，且計算方式較為簡單，測算數據容易獲得，故文章利用技術市場交易額衡量技術市場規模，借助式(4)和式(5)，探究技術市場規模在知識產權保護對企業出口技術復雜度影響中的傳導作用，回歸結果如表3 所示。可以看出，知識產權保護對技術市場規模的影響系數為0.352，且通過1%水平的顯著性檢驗。同時，技術市場規模影響系數為0.117，且通過5%水平的顯著性檢驗。這說明技術市場規模在知識產權保護對企業出口技術復雜度的影響中發揮正向中介效應。因此，假設H2 得以驗證。細究其因，知識產權保護有助于形成全國統一的知識產權保護標準，營造良好技術市場發展環境，繼而提升技術市場交易數量和交易質量，擴大技術市場規模。同時，技術市場規模的提升有利于企業借助人工智能、大數據等現代化技術以改進落后生產方式，提高企業產品技術價值，進而提升出口技術復雜度。

表3 機制檢驗：技術市場規模

2. 技術創新能力

文章基于前文對技術創新能力的理論分析，以標準化處理后的企業年度技術人員占比和研發投入強度數據進行加總，獲取技術創新能力綜合指數，衡量技術創新能力。采用式(4)和式(5)分析技術創新能力的傳導作用，結果如表4 所示。從計量結果來看，知識產權保護對技術創新能力的影響系數為0.386，且在1%水平上顯著。同時，技術創新能力影響系數為0.106，且在5%水平上顯著。這說明技術創新能力在二者間發揮正向中介效應。因此，假設H3 得以驗證。

表4 機制檢驗：技術創新能力

3. 技術發展質量

利用當年發明專利數量與總專利數量比值衡量技術發展質量。在此基礎上，運用式(4)和式(5)探究技術發展質量的傳導作用，回歸結果如表5 所示。可以看出，知識產權保護對技術發展質量的影響系數為0.336，且通過1%水平顯著性檢驗。同時，技術發展質量影響系數為0.114，且在5%水平上顯著為正。這表明知識產權保護能夠有效提升技術發展質量，提高企業出口技術復雜度。因此，假設H4 得以驗證。

表5 機制檢驗：技術發展質量

六、異質性分析

考慮到不同類型企業所擁有的要素資源稟賦存在明顯差異，可能導致知識產權保護影響效應存在異質性。因此，從企業所有制、貿易方式和區域三方面展開異質性分析，結果如表6 所示。

表6 異質性檢驗

1. 企業所有制異質性

文章將樣本劃分為外資企業和內資企業，探究知識產權保護對企業出口技術復雜度影響的異質性，結果如表6 列(1)和列(2)所示。結果表明，知識產權保護對兩類型企業出口技術復雜度的影響系數分別為0.394 和0.265，并在5%和10%水平上顯著，表明知識產權保護對外資企業出口技術復雜度的促進作用更為明顯。

2. 貿易方式異質性

鑒于我國出口企業主要以加工貿易為主，將樣本劃分為加工貿易企業和一般貿易企業，結果如表6 列(3)和列(4)所示。可以看出，知識產權保護對加工貿易企業出口技術復雜度的影響未通過顯著性檢驗，對一般貿易企業的影響顯著為正。究其原因，加工貿易企業主要以完成跨國公司的外包加工訂單為主，所需技術水平相對較低，致使知識產權保護對該企業出口技術復雜度的影響效應不明顯。而一般貿易企業具有較高生產技術水平，需要通過掌握前沿技術以應對企業間競爭，從而提升知識產權保護對一般貿易企業的促進作用。

3. 區域異質性

文章依據國家統計局劃分標準，將樣本劃分為東部、中部和西部地區，探究知識產權保護影響的區域異質性，結果如表6 列(5)～列(7)所示。可以看出，知識產權保護的促進作用存在顯著區域異質性，呈現出“東部地區>中部地區>西部地區”的特征。細究其因，東部地區企業擁有明顯的技術、人力、資金優勢，可充分發揮知識產權保護驅動作用，賦能企業出口技術復雜度提升。而中部和西部地區企業資源相對有限，導致知識產權保護對中部和西部地區企業出口技術復雜度的促進作用難以充分發揮。

七、研究結論與政策建議

文章基于2007—2022年A 股上市企業數據，探究知識產權保護對企業出口技術復雜度的影響。結果顯示：第一，知識產權保護對企業出口技術復雜度具有顯著促進作用，且經過一系列內生性和穩健性檢驗，該結論依舊成立。第二，知識產權保護主要通過影響技術市場規模、技術創新能力和技術發展質量，提升企業出口技術復雜度。第三，知識產權保護對外資企業、一般貿易企業和東部地區企業出口技術復雜度的促進作用更明顯。

基于上述研究結論，提出以下政策建議：

其一，全面加強知識產權保護。相關政府部門應結合當前我國知識產權保護現實情況，積極推進專利法、專利法實施細則等法律制度配套修改工作，提高知識產權保護法治化水平，為企業進行產品生產技術升級提供必要支持，賦能出口技術復雜度提升。同時，相關政府部門應進一步深化國家級知識產權保護中心和快速維權中心建設工作，并針對部分項目實施知識產權保護專項行動，確保知識產權保護相關政策得以落實。

其二，構建本土技術創新發展高地。高校和企業應根據地區科技發展特色和要素資源稟賦，著力構建開放實驗室平臺，聯合培養技術創新型人才，為構建本土技術創新發展高地提供技術創新型人才支撐。基于此，地方政府可借助技術創新型人才優勢，著手建立區域創新中心，激發地區人才集聚和本土技術創新潛力，提升當地技術創新能力，增強知識產權保護的驅動作用。

其三，實施差異化知識產權保護政策。首先，政府應通過頒布相關政策文件強化內資企業專利、商標、版權等內容的保護，防止企業在日常生產經營中仿造、假冒、盜用他人知識產權行為出現，推動企業出口技術復雜度提高。其次，政府應完善知識產權補助政策和獎勵評審標準，引導加工貿易企業不斷進行技術創新，提高出口技術復雜度。最后，中部和西部地區政府應借助后發優勢，借鑒東部地區先進經驗，建立知識產權保護服務中心，打造知識產權服務支持體系，提升企業出口技術復雜度。