刘岩，大连民族大学国际商学院；王健，对外经济贸易大学国际经济贸易学院；杨伟，中国邮政储蓄银行总行。通信作者及地址：刘岩，辽宁省大连市开发区金石滩金石路31号大连民族大学金石滩校区国际商学院；邮编：116650；E-mail：lhyddhmt@.本文系国家社科基金青年项目“中国制成品出口质量研究”（13CGJ034）的阶段性成果。作者感谢匿名审稿人有益的意见和建议，当然，文责自负。

　　摘要

　　本文为发展中经济体通过提高知识产权保护水平促进高质量产品出口增长提供了经验证据。基于2000—2010年期间83个发展中经济体对日本HS9位码产品出口数据，本文首先利用质量门槛方法分解得到高质量产品出口额，并构建包含知识产权保护的增广引力模型，然后依次利用OLS、PPML方法估计了知识产权保护对高质量产品出口的影响。结果发现发展中经济体实际知识产权保护水平提升显著促进了其高质量产品出口增长，这一结论具有稳健性。此外，与预期不同，发展中经济体吸引的FDI、人力资本并未促进高质量产品出口增长。根据上述结论本文提出了相关的政策建议。

　　关键词知识产权保护高质量产品出口增广引力模型

　　一、引言

　　《与贸易有关的知识产权协定》（AgreementOnTrade-relatedAspectsofIntellectualPropertyRights，TRIPS）生效以來，受其约束，WTO发展中经济体成员的名义知识产权保护水平由知识产权保护法规完备情况决定。不断提高。文献中学者们普遍采用GP指数表示各经济体的名义知识产权保护水平。GP指数最小值为0，最大值为5，值越大名义保护水平越高。GP指数每隔5年公布一次，最新数据为2010年，该指数包括5个子项目：专利保护涵盖的技术范围、参与国际专利协议数量、侵权损失保护的规定、法律执行机制以及专利有效期。每个子项目取值从0到1，所有子项目值的加总为GP指数。图1的箱线图描绘了2000—2010年期间发展中经济体发展中经济体定义为世界银行划分的中低收入国家。本文样本中2000年包含83个发展中经济体（备索），因为少部分国家收入水平随后发生变化，其余年份的发展中经济体的数量略有变化。GP指数的历年分布情况（五年为间隔）。从中可以看出，发展中经济体整体的名义保护水平不断提高2010年上四分位的GP指数值低于前期，主要是由于部分知识产权保护水平较高的发展中经济体在2010年进入高收入国家行列，不再记入本文样本。。

　　图1后TRIPS时代发展中经济体的知识产权保护GP指数

　　产品质量是产品对技术参数要求的满足程度。（未）满足技术参数要求的产品即为质量（不）合格产品。超过技术参数要求越多的产品质量越高。越高（低）的技术参数要求下生产出的合格产品的质量也相对越高（低）。如中国车企对欧美市场出口受阻主要是由于产品无法满足有关安全和排放等高标准技术参数要求。

　　知识产权保护主要从长短期两个方面促进高质量产品出口增长。如图2所示，从短期来看，某一经济体知识产权保护强度的提高会降低外部高质量投入品出口企业在该经济体所面临的被模仿威胁，促进外部高质量投入品的进口增长，从而促进该国高质量产品出口增长。从长期来看，知识产权保护强度的提高将会增加模仿成本，从而促进以创新为目标的研发投入增长，继而促进整体的知识产权数量的增长。这也就意味着微观企业将具有突破技术瓶颈，满足更高水平技术参数要求的生产能力，并最终促进高质量产品出口增长；此外，强知识产权保护将会降低依靠创新获得知识产权而向质量阶梯上游成功升级企业的维权成本（时间成本、资金成本），提高知识产权侵权企业的违法成本，避免高质量产品出口企业在出口过程中受本国低质量企业知识产权侵权的恶性竞争，减少制度缺失时劣币驱逐良币的不良后果，保证它们获得排他性市场回报的可预期性和可持续性，从而有利于一国高质量产品出口长期增长。因此，知识产权保护水平的提高将会促进出口整体质量水平的提高。后TRIPS时代发展中经济体强化知识产权保护是否促进了其高质量产品的出口增长，这是本文要进行实证检验的问题。

　　图2知识产权保护对高质量产品出口增长的影响机制

　　二、文献综述

　　发展中经济体知识产权保护水平的变化对其参与国际贸易的影响被广泛研究。相关的研究主要从如下两个方面展开。第一、发展中经济体的知识产权保护改革与发达国家对其出口贸易之间的关系。Maskus和Penubarti最先开始相关研究，实证发现发展中经济体知识产权保护的加强促进了自身的制成品进口。随后的类似研究还包括Smith、Co等。近期，Ivus发现TRIPS协议签署后18个样本发展中国家的专利保护改革显著地促进了发达国家对其高技术产品的出口。

　　第二、知识产权保护与发展中经济体出口能力提升的研究。Branstetter等利用美国进口数据发现知识产权保护改革的国家出口产品种类提升。Maskus和Yang则基于要素比例模型利用包含82个发达国家与发展中国家的样本发现，知识产权保护改革促进了专利密集型产品的出口增长。余长林主要考察了知识产权保护对中国制造业出口二元边际的影响，发现知识产权保护对中国出口扩展边际的影响显著为正，对集约边际的影响显著为负，知识产品保护主要是通过扩展边际促进中国出口增长。代中强等则研究了知识产权保护对发展中国家服务贸易出口技术复杂度的U型影响。虽然相关研究成果颇丰，为后续研究奠定了良好的基础，但发展中经济体知识产权保护水平的变化对作为出口能力建设重要维度的高质量产品出口的影响尚未被讨论，本文旨在填补这一空白。

　　本文余下部分安排如下：第三部分主要介绍高质量产品出口额的有效测算方法。第四部分介绍名义知识产权保护与实际知识产权保护的差别。第五部分是计量模型及数据。主要介绍加入知识产权保护强度的增广引力模型和数据来源。第六部分是计量结果汇报与分析、稳健性检验。第七部分是结论及政策建议。

　　三、高质量产品出口额测算方法

　　出口质量实证研究中通常将单价作为质量的代理变量，价格高低反映出质量高低，但单价中常常因为包含了生产成本的差异而不能有效地反映质量差异。为了克服这一问题，近期的文献从需求和供给两个维度分别推导出了识别质量的指数法。Khandelwal、Hallak和Schott从需求维度提出的质量指数法的内在逻辑是，价格一定的条件下，出口国在进口市场上所占的份额越多或者贸易收支越有利则质量水平越高。而Feenstra和Romalis从供给维度提出的质量指数法的内在逻辑是，向地理距离越远的目标市场出口的产品质量越高。Feenstra和Romalis对这两种质量指数进行了很好的比较。

　　质量指数方法无法分解出高质量出口额。一种有效的处理方法是质量门槛法。Fontagné等提出将最为细分的出口产品按照相对价格大小划分为两部分，即高质量和中质量或者中质量和低质量；或者全部为中质量。Fontagné等利用质量门槛法分析对比了发达经济体（北方）与发展中经济体（南方）的出口产品质量国际分工模式，指出北方国家主要生产并出口高质量产品而南方国家则主要生产并出口同一产品项下的低质量产品。本文将利用这一方法分解出各国的高质量产品出口额。具体方法如下：

　　选取某一进口国j，在该国市场上将某一出口国i产品k的单价记为uvijk。在进口国市场上的产品k的所有出口国的贸易加权几何平均单价记为uvwjk，则出口国i的产品k在进口国j市场上相对单价uvrijk表示为：

　　然后根据相对单价的大小划分质量结构。如果相对单价小于1，出口将被分为中、低质量两部分。其中，低质量的比重为（1-uvrαijk），中质量的比重为uvrαijk。如果相对单价等于1，出口将全部被划分为中质量。如果相对单价大于1，出口将被分为中、高质量两部分。其中，中质量的比重为1uvrαijk，高质量的比重为1-1uvrαijk，如公式（2）所示。将出口国某一产品k的高质量比重与该出口国产品k的出口额相乘便可得到该出口国高质量产品k的出口额，然后将所有产品层面的高质量出口额加总得到该国的高质量出口额。

　　（2）是质量平滑参数，与Fontagné等（2008）一致，本将其设置为4。

　　四、知识产权保护：名义值还是实际值

　　代中强等指出，在实践中，发展中经济体通常出于对专利垄断等不利影响的担心以及对模仿创新利益集团保护的需要并不嚴格执行知识产权保护的相关法律法规。这就出现了名义知识产权保护水平和实际知识产权保护水平实际知识产权保护水平由知识产权保护法规完备情况与实际执行情况共同决定。的差异。

　　如前文所述，GP指数被广泛用于衡量名义知识产权保护水平及其随时间变化情况。GP指数的不足是只关注名义知识产权保护规定的有无、多少，而忽视了保护的实际执行情况。为了克服这一不足，Hu和Png将GP指数与Fraser法律体系与产权指数相乘来衡量一国对知识产权的实际保护强度。Fraser法律体系与产权指数基于国际企业管理人员对一国产权没收风险、合同执行和法律管辖的主观评估，取值从0到10，值越大对产权的实际保护力度越大。由于GP指数取值从0到5，而Fraser法律体系与产权指数取值从0到10，因此，衡量实际知识产权保护水平的GP-Fraser指数取值从0到50，值越大表明对知识产权的实际保护水平越高。

　　图3列示了2000—2010年名义GP指数（左图）及实际GP-Fraser指数（右图）知识产权保护阶梯的情况以及中国的位置。所谓知识产权保护阶梯是指各经济体（包含全部可得到数据的高、中、低收入经济体）知识产权保护指数在某一年份内按大小分布的情况。以中国为例，从名义值（左图）来看，在2000—2005年期间中国的知识产权保护水平显著提高。但在2005—2010年期间GP指数变化不大，主要是由于大部分的立法工作在2000—2005年期间基本完成。到2010年中国名义知识产权保护水平已经赶上发达国家。但从实际值（右图）来看，中国由2000年的较为落后的水平只上升到2010年的中等水平，说明中国“重名义轻实际”的知识产权保护现实。有鉴于此，在本文实证研究中使用各发展中经济体的实际知识产权保护水平以避免将名义值与实际值相混淆。

　　此外，本文在回归中加入的是实际知识产权保护水平的滞后项。具体而言，本文数据为2000年、2005年和2010年三期面板数据，每期的实际知识产权保护水平变量对应取值为1995年、2000年和2005年数据，其余变量都是当期值。这主要是考虑到企业采取产品质量升级策略通常是在政府提高知识产权保护水平之后，当期知识产权保护水平不可能马上促进当期的质量提升，从研发投入到试生产再到出口需要一定的时间（至少数年）跨度，因此，在回归中加入实际知识产权保护水平的滞后项比加入实际知识产权保护的当期值更具合理性。此外，知识产权保护的内生性是不可回避的问题。实际知识产权保护水平的提高可能会提高高质量产品出口，同时，高质量产品出口增长也会促进政府出台更全面的知识产权保护法规并严格执行。双向因果关系引起的内生性问题会使估计结果有偏。通过加入实际知识产权保护的滞后项，可以很好地解决内生性问题，原因在于实际知识产权保护水平的滞后项可能与当期高质量产品出口相关，而当期误差项不太可能与知识产权保护水平的滞后项相关。

　　五、计量模型与数据

　　1.模型设定

　　高质量产品出口是贸易流量问题。对于贸易流量的分析，引力模型应用的最为广泛和成功。我们采用增加了实际知识产权保护强度的增广引力模型进行实证分析，如模型（3）所示。

　　上式中下标i表示出口国，j表示进口国，t表示时间。其中出口国i对进口国j在t期的高质量产品出口额对数值，用lnExijt表示；出口国i在t期的人均GDP的对数值表示为ln_gdp_pcit。进口国j在t期的人均GDP的对数值表示为ln_gdp_pcjt。进出口国之间双边地理距离阻碍因素的对数值表示为ln_disij。在上述三个标准引力模型变量基础上，加入本文核心解释变量出口国实际知识产权保护滞后项，取对数值，表示为ln_ipri，t-1。参考先前文献成果，以及检验非线性关系存在与否，本文加入的其他控制变量包括：出口国吸引的外国直接投资、出口国人力资本、出口国人口规模、知识产权保护滞后项的平方项，统一表示为Cit，εijt表示残差项，β0—β5为要估计的参数。

　　2.变量和数据

　　因为GP指数每隔五年公布一次，结合细分产品数据的可得性，本文的样本国家为2000年、2005年和2010年日本进口来源国中的83个发展中经济体。本文将产品限制在HS28—96制成品。

　　（1）lnEijt。根据公式（2）方法，我们先计算出日本市场上发展中经济体HS9位码每个细分产品项下的高质量出口额，然后加总为各经济体高质量产品出口额。将高质量产品出口额对数与各国人均GDP对数按年份作散点图，如图3所示。我们发现越高人均产出国家的高质量产品出口越多，这与Scott的发现一致。HS9位码的产品进口数据来自于日本财务省。

　　（2）ln_gdp_pcit。人均GDP越高的国家高质量产品出口供给能力通常越强，高质量产品出口额相应也越大，因此预期符号为正。数据来自于WDI数据库。

　　（3）ln_gdp_pcjt。随着进口国人均GDP的增长，对高质量产品进口需求会随之增长，因此预期符号为正。本文选取日本作为进口国，数据来自于WDI数据库。

　　（4）ln_distij。地理距离是双边贸易的一个显著阻碍因素。一般认为地理距离增加会降低贸易量，因此预期符号为负。本文采用与日本的双边首都之间的距离对数值表示，来源为CEPII引力模型数据库。

　　（5）ln_ipri，t-1。我们采用GP指数与Fraser法律体系与产权指数乘积表示实际知识产权保护水平。如前所述，取滞后一期实际知识产权保护水平的对数值加入回归方程中。GP指数来源于Ginarte和Park的研究以及随后每隔5年一次的数据更新；Fraser法律体系与产权指数来源于FraserInstitute。如前文所述，知识产权保护水平的提高将会促进高质量产品出口，因此预期符号为正。

　　（5）fdiit，出口国吸引的外国直接投资。发展中经济体通常希望FDI流入解决自身在资金、技术、管理等方面的不足。Harding和Javorcik、Henn等认为FDI的流入可能会产生技术溢出效应，受此影响，发展中经济体出口的产品质量得以提升，高质量产品出口额可能随之增加，因此预期符号为正。本文采用FDI净流入占GDP比重表示，数据来源为WDI。

　　（6）lhcit，出口国人力資本。Faruq、Henn等认为人力资本存量丰裕的国家通常会从事高质量产品的生产与出口分工，这主要是由于教育程度和技能水平越高的工人生产高质量产品一般会越有比较优势，因此预期符号为正。本文采用人口中完成高等教育人员的比重表示，数据来源为Barro—Lee教育水平数据库。

　　（7）ln_popi，t，出口国人口规模对数值。Khandelwal指出人口规模越大的国家工资水平通常会越低，因此，在低端产品生产上具有比较优势。反之，人口规模越大的国家在生产高质量产品上会具有比较劣势，因此预期符号为负。数据来自于WDI数据库。

　　（8）ipr_sqri，t-1，实际知识产权保护滞后项对数值的平方项。用以检验是否存在非线性关系。

　　六、计量结果与分析

　　1.基本估计

　　对于少数经济体部分年份知识产权保护数据共19个观察值缺失，占比不足1%。缺失，本文按当年的发展中经济体平均知识产权保护水平赋值。本文首先将2000—2010年的三期面板数据视为混合数据，采用普通最小二乘法（OLS方法）回归，逐步加入变量，考察不同经济变量的影响和方程的稳定性。OLS回归结果如表1所示。本文然后进行面板数据的回归。

　　表1第1栏是只包含进口国人均GDP、出口国人均GDP、双边地理距离三个解释变量的最基本引力模型回归，结果表明出口国人均GDP、双边地理距离两解释变量显著，弹性值分别为1.498和-2.114。表明出口国人均GDP每增加1%，高质量产品出口量将增加1.498%；双边地理距离每增加1%，高质量产品出口量将下降2.114%。日本人均GDP的弹性值为-0.692，但不显著。第2栏的回归中加入了知识产权保护，第2栏的结果显示知识产权保护的弹性值为1.837，表明知识产权保护每增加1%，高质量产品出口额将增长1.837%。除日本人均GDP外，其他变量都显著且符合预期。第3栏回归中加入知识产权保护的二次项，二次项的系数并不显著，表明非线性关系并不成立。知识产权保护的弹性值为1.589，且显著性较第2栏结果下降。第4栏中加入FDI、出口国人力资本、出口国人口规模等控制变量，但不包括知识产权保护的二次项。结果表明知识产权保护在5%水平上显著，日本人均GDP系数为负且仍不显著。其他控制变量中FDI系数为负且不显著，出口国人力资本系数为正但不显著，但人口规模具有显著正向影响。第5栏在第4栏基础上加入知识产权保护的二次项。最后两栏的结果接近，不同之处在于，第5栏在加入二次项后知识产权保护显著性水平有所下降。后续回归中均不加入知识产权保护的二次项。

　　与PPML结果对比

　　与大量的先前研究一致，本文引力方程使用了对数线性化的方法。Silva和Tenreyro指出指数方程中的原始误差与解释变量不相关，但一旦对数化后，新的误差项通常与解释变量相关，只有在非常严格的条件下才能独立于解释变量，因此OLS估计结果可能有偏。为了解决这一问题，Silva和Tenreyro提出采用泊松伪最大似然估计（PoissonPseudo-Maximum-Likelihood，PPML）替代OLS估计。与OLS不同的是，PPML通过给予不同观察值相同权重而得到更合理的统计量。Silva和Tenreyro发现使用PPML方法得到的回归弹性结果显著小于OLS方法的结果。郝景芳和马弘对中国对外贸易引力模型的PPML回归也证明了这一点。为了判断应该采用哪种估计方法，本文在OLS回归后运用STATA中的EstatHettest命令估计异方差，结果显示异方差性非常明显，因此，OLS回归就是有偏的，应选择更适合的PPML方法。

　　此外，为比较OLS与PPML估计结果的差异，本文分别使用这两种方法进行回归，结果如表2所示。其中第（1）、（3）栏为OLS回歸结果，第（2）、（4）栏为PPML估计结果。分别对比第（1）、（2）栏和第（3）、（4）栏后发现OLS会高估出口国人均GDP、双边地理距离、知识产权保护、出口国人口规模的影响。这与Silva和Tenreyro、郝景芳和马弘的研究结论基本一致。在后续研究中，本文使用PPML方法。

　　面板数据回归

　　本文采用的是面板数据，面板数据的好处在于可以解决不可观测的解释变量问题。表2中的回归都没有考虑不可观测解释变量的问题，结果可能是有偏的。因此本文利用PPML方法通过控制个体效应和时间效应对表2中的第4栏回归进行重新估计。结果如表3所示。

　　表3第1栏只控制了个体效应，第2栏则同时控制了个体效应和时间效应。对比表2第4栏与表3第1栏，发现个体效应的加入使得出口国人均GDP的弹性值由原来的0.101上升到0.180；双边地理距离的弹性值由-0.0748上升到-0.532；知识产权保护的弹性值由0.0833下降到0.0594。控制变量中人口规模弹性值由0.0949变为-0.185，且在10%水平上显著，这与预期结论一致。估计优度（调整后R2）由0.627提升到0.955。这说明个体效应加入对估计结果有明显影响。表3第2栏在第1栏基础上加入了时间效应，对比两栏结果，重要变量知识产权保护的系数值略有差别，数值均在0.06左右。可以解释为发展中经济体知识产权保护每增加1%，高质量产品出口额将平均增长0.06%左右。不同之处在于加入时间效应后进口国人均GDP被删除，无法估计参数。而且，地理距离也变得不显著。因此，本文后续的稳健性检验部分只采用加入个体效应的方法。

　　4.稳健性检验

　　高质量产品出口是本文的被解释变量，不同分解方法会得到不同的高质量产品出口额。因此有必要利用其他方法计算高质量产品出口额，然后进行稳健性检验。为此，本文参照Fukao等（2003）的方法Fukao等（2003）指出相对单价小于0.8或大于1.25时表示垂直产业内贸易，反映出产品的质量差异性。而相对单价介于0.8与1.25之间时表示水平产业内贸易，反映出产品的属性差异性。本文对其引申，分别定义为不同质量水平产品。如公式（4）所示。重新计算各发展中经济体的高质量产品出口额。计算的方法如下：首先根据公式（1）计算出相对单价，然后根据公式（4）划分质量水平。具体而言，将相对单价大于1.25的产品定义为高质量产品，其出口额定义为高质量出口额。

　　此外，本文还将样本限制在高质量产品出口额第5百分位和第95百分位之间的观察值，以及将样本限制在高质量产品出口额第10百分位和第90百分位之间的观察值，然后分别按照表3第1栏模型利用PPML方法进行估计。结果如表4所示。

　　除人口规模外，主要的结论基本保持一致。值得指出的是，虽然Fontagné等（2008）的分解方法与Fukao等（2003）的分解方法都可以归结为质量门槛法，但由于前者较后者更为细致合理，所以本文的结论部分采用基于Fontagné等（2008）高质量产品分解方法得到的PPML参数估计结果（表3第1栏）。

　　七、结论及政策建议

　　近期的研究成果表明，经济体出口产品的质量对于其长期可持续经济增长意义重大。受此启发，发展中经济体政策制定者力图通过制定有效政策促进自身高质量产品出口的扩张。但到目前为止政策干预有效性的证据非常有限。本文的贡献就在于为发展中经济体促进高质量产品出口扩张的干预政策选择提供有力的证据。

　　本文实证分析了后TRIPS时代知识产权保护与发展中经济体高质量产品出口的关系。具体而言，利用2000—2010年日本HS9位码进口数据，采用OLS和PPML方法估计增广引力模型，结果表明发展中经济体知识产权保护强度的提高显著促进了其高质量产品出口增长，平均而言，知识产权保护每增加1%，高质量产品出口额将增长约0.06%。出口国经济发展水平的提高也将显著促进高质量产品出口增长，而双边地理距离、出口国人口规模显著地抑制了高质量产品出口增长。

　　此外，本文也发现了与预期不一致的结论。首先，进口国（日本）人均GDP变化并未显著影响发展中经济体对其高质量产品出口变化，这可能是由于日本人均GDP在样本期间变化较小，也可能是由于日本经济增长引致的对高质量产品进口需求更多的转向发达经济体。其次，发展中经济体吸引的FDI对其高质量产品出口并无显著影响，这可能是由于FDI的母公司更多地把高质量产品的生产配置在本土，而把中低端的产品生产转移到具有成本比较优势的FDI东道国。已有研究得出的显著影响其中，Henn等（2015）的研究表明虽然FDI显著促进发展中制造业出口质量升级但经济意义可以忽略不计。可能只是表明，FDI显著地促进了发展中经济体在产品质量阶梯中低端阶段的质量提升。本文更好地说明了FDI与发展中经济体高质量产品出口的关系，这可能是本文的另一贡献。此外，发展中经济体人力资本的变化对高质量产品出口影响并不显著。本文选取的人力资本指标是完成高等教育的人口比重。这一变量不显著，说明发展中经济体人力资本的质量并不尽如人意。

　　发展中经济体通常会面临出口的质与出口的量的两难选择。一方面国内需创造足够多的工作机会，提高人均收入水平；另一方面又不想被锁定在质量阶梯低端成为低质产品出口国的代名词。对于政策重点放在出口的质上的发展中经济体而言，本文的政策含义非常明确：（1）提高实际知识产权实际保护水平是促进发展中经济体高质量产品出口增长的有效手段。（2）发展中经济体已有的FDI政策并未能有效促进高质量产品出口增长，应加强吸引处于质量阶梯高端的FDI流入。（3）发展中经济体现有的人力资本并不能有效促进高质量产品出口增长，应在高级人才尤其是领军人才培养上注重缩小与发达经济体的质量差距。