楊林燕，王 俊

（1.龍巖學院經(jīng)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）

引言及文獻述評

改革開放以來，中國出口貿(mào)易規(guī)?？焖僭鲩L，貿(mào)易結構持續(xù)優(yōu)化。自2009年以來，中國已連續(xù)12年位居世界第一大貨物貿(mào)易出口國。隨著中國出口產(chǎn)品中知識和技術密集型產(chǎn)品所占比重的上升，出口企業(yè)遭遇進口國知識產(chǎn)權貿(mào)易壁壘的問題日益凸顯，知識產(chǎn)權保護水平的差異是中國與其他國家發(fā)生貿(mào)易摩擦的重要原因之一。出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展是中國經(jīng)濟深層次轉(zhuǎn)型升級的必然要求，而創(chuàng)新是推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的關鍵。知識產(chǎn)權保護制度是保障創(chuàng)新者合法權益、激勵創(chuàng)新活動的重要制度安排。在全球貿(mào)易保護主義抬頭和國內(nèi)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展要求的雙重背景下，深入研究知識產(chǎn)權保護對中國出口貿(mào)易質(zhì)量的影響具有重要的現(xiàn)實意義。知識產(chǎn)權保護制度對出口貿(mào)易質(zhì)量的影響機制是什么？又有什么樣的影響效應？中國現(xiàn)有的知識產(chǎn)權保護水平能否通過對創(chuàng)新原動力的保障和激勵促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展呢？

已有關于知識產(chǎn)權保護制度對中國出口貿(mào)易發(fā)展的影響研究主要圍繞著知識產(chǎn)權保護強度對出口貿(mào)易規(guī)模、出口技術含量及出口產(chǎn)品質(zhì)量等方面展開。李昭華等[1]與祝樹金等[2]基于二元邊際的視角，分析了中國知識產(chǎn)權保護水平對制造業(yè)出口貿(mào)易規(guī)模的影響，結果表明行業(yè)知識產(chǎn)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(yè)差異性。楊林燕等[3]通過測算中國貨物貿(mào)易出口技術復雜度，考察了中國知識產(chǎn)權保護對貨物貿(mào)易出口技術復雜度的影響。賴敏等[4]與李俊青等[5]基于跨國面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)由于各國經(jīng)濟發(fā)展水平不同，出口行業(yè)知識技術密集度不同，知識產(chǎn)權保護對貨物貿(mào)易出口技術復雜度的影響存在顯著差異性。沈國兵等[6]基于中國海關進出口數(shù)據(jù)測算了行業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量，研究發(fā)現(xiàn)加強行業(yè)層面的知識產(chǎn)權保護能顯著促進一般貿(mào)易出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升。卿陶[7]研究發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權保護會通過創(chuàng)新促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，而貿(mào)易成本則會降低知識產(chǎn)權保護對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的促進效應。

關于對外貿(mào)易質(zhì)量的研究，已有文獻主要圍繞著貿(mào)易質(zhì)量的涵義及評價體系展開。目前，學術界關于貿(mào)易質(zhì)量的涵義及評價方法的研究尚未形成一致結論。何莉[8]認為對外貿(mào)易質(zhì)量的涵義應該包括外貿(mào)增長規(guī)模、貿(mào)易結構、國際競爭力、經(jīng)濟和社會效益五個方面，并基于上述五個方面，采用層次分析法構建了對外貿(mào)易質(zhì)量評價指標體系，對1990—2009年中國對外貿(mào)易質(zhì)量進行了綜合分析。喻志軍等[9]選取出口價格指數(shù)、出口數(shù)量指數(shù)、進口價格指數(shù)、進口數(shù)量指數(shù)作為對外貿(mào)易質(zhì)量的代理變量，實證分析了1980—2010年中國對外貿(mào)易質(zhì)量總體狀況的結構變化特征。賈懷勤等[10]將貿(mào)易質(zhì)量定義為一國或地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展狀態(tài)符合其自身發(fā)展需求的程度，認為中國貿(mào)易質(zhì)量的內(nèi)涵包括穩(wěn)定的增長、結構轉(zhuǎn)型與優(yōu)化、貿(mào)易的可持續(xù)性及向貿(mào)易強國邁進。戴翔等[11]認為新時代中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展的基本內(nèi)涵是要發(fā)展更趨平衡和更加充分的外貿(mào)。曲維璽等[12]構建了一套包括外貿(mào)基礎、外貿(mào)優(yōu)化度、外貿(mào)競爭力地位、外貿(mào)綜合服務、國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則地位5個一級指標的外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系。吳艷秋等[13]從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享五個方面構建貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的綜合評價指標體系，采用熵值法分析了2001—2018年中國總體對外貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的特征。

綜上所述，關于知識產(chǎn)權保護強度影響出口貿(mào)易規(guī)模、出口技術含量及出口產(chǎn)品質(zhì)量的文獻研究較多，但鮮見分析知識產(chǎn)權保護制度對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理。關于對外貿(mào)易質(zhì)量的內(nèi)涵及評價體系的研究成果豐富，但已有文獻大多對中國對外貿(mào)易質(zhì)量進行評價，鮮見基于區(qū)域?qū)用娴馁Q(mào)易質(zhì)量評價和對比分析。本研究的邊際貢獻在于：第一，從貿(mào)易基礎、出口品質(zhì)、開放合作、綠色發(fā)展四個維度構建省級層面的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展評價指標體系，采用熵值法權重賦值測度和分析各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展特征。第二，從理論層面深入探究知識產(chǎn)權保護制度對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在影響機制，并利用省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

1 知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理

在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，作為經(jīng)濟增長重要助推器的出口貿(mào)易也面臨著高質(zhì)量發(fā)展的要求，獲得更好的出口貿(mào)易效益是出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的基本要義。2019年11月中共中央、國務院頒布了《關于推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導意見》，該指導意見提出要夯實貿(mào)易發(fā)展的產(chǎn)業(yè)基礎以推進產(chǎn)業(yè)國際化進程，要提高產(chǎn)品質(zhì)量以培育貿(mào)易競爭新優(yōu)勢，要深化貿(mào)易合作以拓展貿(mào)易發(fā)展新空間，要發(fā)展綠色貿(mào)易以推進貿(mào)易與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。根據(jù)該指導意見，結合新時代經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展要求，在戴翔等[11]對中國外貿(mào)高質(zhì)量發(fā)展基本內(nèi)涵分析的基礎上，本研究將出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵進一步拓展到貿(mào)易基礎、出口品質(zhì)、開放合作、綠色發(fā)展四個維度，并從這四個維度深入探究知識產(chǎn)權保護影響出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的作用機理。

1.1 從貿(mào)易基礎角度探討知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理

國際貿(mào)易的基礎是國際分工，一國出口貿(mào)易質(zhì)量與其所處的全球產(chǎn)業(yè)鏈分工地位密不可分。先進制造業(yè)是貨物出口競爭力不斷提升的產(chǎn)業(yè)基礎，現(xiàn)代生產(chǎn)性服務業(yè)與制造業(yè)的深度融合成為推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要力量。與此同時，知識、技術密集型現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展也是影響一國服務貿(mào)易出口競爭力的重要因素。因此，良好的產(chǎn)業(yè)支撐是出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的基礎。地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高不僅有利于區(qū)域內(nèi)制造業(yè)、服務業(yè)企業(yè)重視新產(chǎn)品和新服務專利的申請，而且通過“專利先行”進軍國際市場能夠增強新產(chǎn)品和新服務的市場擴張效應，擴大行業(yè)的出口規(guī)模，進一步鞏固貿(mào)易基礎。與此同時，與較低知識產(chǎn)權保護水平的地區(qū)相比，較高知識產(chǎn)權保護水平的地區(qū)將更有效保障區(qū)域內(nèi)擁有專利技術的企業(yè)獲得超額利潤，激勵其在國內(nèi)市場的基礎上積極拓展海外市場，且利潤的累積又可以為進一步的產(chǎn)品升級奠定研發(fā)基礎。產(chǎn)業(yè)升級和結構優(yōu)化離不開行業(yè)整體產(chǎn)品的升級。因此，從出口貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)支撐基礎來看，地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高有利于推動該地區(qū)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

1.2 從出口品質(zhì)角度探討知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理

出口企業(yè)投入不同類型生產(chǎn)要素組合會帶來不同品質(zhì)的出口產(chǎn)品，進而產(chǎn)生不同的出口貿(mào)易效益。研發(fā)創(chuàng)新有利于提高產(chǎn)品的技術含量，增加出口產(chǎn)品的附加值，而出口品質(zhì)的提升不僅可以增強產(chǎn)品的國際競爭力，還可以通過品質(zhì)差異形成一定的壟斷優(yōu)勢，進而提高產(chǎn)品的出口收益。一國或地區(qū)出口企業(yè)技術創(chuàng)新能力的高低不僅會影響其出口產(chǎn)品的品質(zhì)，在一定程度上也能反映其在全球價值鏈中所處的環(huán)節(jié)。加強地區(qū)知識產(chǎn)權保護有利于激勵區(qū)域內(nèi)出口企業(yè)進行中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品的技術研發(fā)創(chuàng)新，進而提高出口品質(zhì)。一方面，中間品專利權的保護促使生產(chǎn)商愿意進行產(chǎn)品研發(fā)，提高中間品質(zhì)量的同時還可以使中間品的種類多元化。中間品品質(zhì)的上升有利于提高最終產(chǎn)品的質(zhì)量，而中間品種類和數(shù)量的增加又有利于豐富最終產(chǎn)品的投入選擇，進而提升最終產(chǎn)品的出口核心競爭力，為擴大出口規(guī)模奠定了必要的市場基礎[14]。另一方面，區(qū)域內(nèi)有效的知識產(chǎn)權立法和執(zhí)法保護了企業(yè)的創(chuàng)新成果免受侵權，為企業(yè)獲得相應的利潤回報提供了重要的制度保障，進一步激勵出口企業(yè)持續(xù)重視產(chǎn)品的技術升級和研發(fā)創(chuàng)新[15]。與此同時，知識產(chǎn)權質(zhì)押融資的實行能增加企業(yè)獲得研發(fā)資金支持的機會，緩解融資約束，增強企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動的動力。因此，從提升出口品質(zhì)的角度來看，地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展有促進作用。

1.3 從開放合作角度探討知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理

生產(chǎn)要素是影響出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要微觀基礎，因此出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展需要依靠大量先進和高端生產(chǎn)要素的集聚。對外開放便利了生產(chǎn)要素和商品的跨國流動，為跨國公司進入中國提供了必要條件。深化和拓展對外開放領域，吸引跨國公司將先進生產(chǎn)要素引入中國，提高出口企業(yè)在全球價值鏈分工中的利益分配所得。地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高可以打擊非法技術模仿，有效保障合法的技術轉(zhuǎn)讓。一方面，有效的知識產(chǎn)權保護制度有助于解決國內(nèi)外市場交易雙方信息不對稱的問題，提高外商直接投資對國內(nèi)企業(yè)專利轉(zhuǎn)讓和技術開發(fā)合作的意愿。知識創(chuàng)新成果的合法交易有利于促進創(chuàng)新技術在相關行業(yè)內(nèi)的推廣和應用，增加先進生產(chǎn)要素在本土制造業(yè)、服務業(yè)中的投入，進而提高出口產(chǎn)品質(zhì)量。另一方面，有效的知識產(chǎn)權保護有利于推動跨國公司在東道國的專利信息公開，進而便利了本土出口企業(yè)了解最新技術和把握行業(yè)的研究動向。這不僅可以讓本土出口企業(yè)快速找準要素投入點，避免重復的資源投入，也為雙方開展創(chuàng)新合作奠定了必要的前期基礎。相反，較低知識產(chǎn)權保護水平的地區(qū)則難以吸引跨國公司與本土出口企業(yè)開展技術研發(fā)創(chuàng)新合作。因此，從開放合作的角度來看，較好的地區(qū)知識產(chǎn)權保護有利于推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

1.4 從綠色發(fā)展角度探討知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理

出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展需要有可持續(xù)性，因此貿(mào)易產(chǎn)品的生產(chǎn)不能以犧牲環(huán)境為代價。貿(mào)易的綠色發(fā)展不僅有利于節(jié)約生產(chǎn)資源和保護生態(tài)環(huán)境，而且有助于降低貿(mào)易成本。由于綠色技術創(chuàng)新是一項投入成本高、預期收益不確定且風險較大的活動，因此在缺乏有效知識產(chǎn)權保護的情況下，綠色創(chuàng)新成果在研發(fā)及傳播過程中極有可能面臨被投機者模仿或者竊取的風險。而有效的知識產(chǎn)權保護制度則可以賦予綠色技術創(chuàng)新者在專利或者產(chǎn)權保護期內(nèi)對其成果享有合法的獨占權。獨占權保障了綠色技術創(chuàng)新者在一定時期內(nèi)獲得高額利潤，也成為激勵企業(yè)主動進行綠色技術創(chuàng)新的重要因素之一。綠色技術創(chuàng)新不僅有利于提高出口產(chǎn)品的“綠色品質(zhì)”，還可以在一定程度上大幅度降低綠色貿(mào)易壁壘的沖擊，擴大出口市場占有率。與較低知識產(chǎn)權保護水平的地區(qū)相比，擁有較高知識產(chǎn)權保護水平的地區(qū)往往更能激勵出口企業(yè)開展綠色技術創(chuàng)新研發(fā)活動。因此，從綠色發(fā)展的角度來看，有效的知識產(chǎn)權保護水平的提高能促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上分析，本研究提出如下假設：

H1：地區(qū)知識產(chǎn)權保護會影響出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展；

H2：地區(qū)知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響具有顯著的地區(qū)差異。

2 出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指標體系構建與分析

2.1 出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的綜合評價指標體系構建

2.1.1 評價指標體系構建

前文從貿(mào)易基礎、出口品質(zhì)、開放合作、綠色發(fā)展四個維度分析了知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理。在此基礎上，借鑒吳艷秋等[13]關于評價指標體系的構建方法，結合各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）出口貿(mào)易發(fā)展的現(xiàn)狀，從貿(mào)易基礎、出口品質(zhì)、開放合作、綠色發(fā)展四個維度選取指標，構建了省級層面的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指標體系，如表1所示。

2.1.2 評價方法

為避免主觀賦權的局限性，本研究采用熵值法對表1中的各二級指標進行賦權。首先采用極值法對各二級指標進行無量綱標準化處理：

表1 出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指標體系

式（1）和式（2）分別是正向、負向指標的無量綱標準化處理公式，式中i代表?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），j代表各個具體的二級指標，xij是i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）第j項指標數(shù)值，xij′為標準化后的處理結果。接著按照如下四個步驟進行各項二級指標的權重值：

第一步，計算第j項指標下第i個省（自治區(qū)、直轄市）占該項指標的比重：

式（3）中P代表各個二級指標所占的比重，n代表樣本數(shù)量。

第二步，計算第j項指標的熵值：

第三步，計算信息熵冗余度：

第四步，計算各項二級指標的權重值：

式（6）中m代表二級指標的個數(shù)。

根據(jù)上述熵值法確定各二級指標權重值后，基于無量綱標準化后的二級指標xij′，計算各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的綜合評價指數(shù)HQDE，具體見式（7）：

綜合評價指數(shù)值越高表示該省（自治區(qū)、直轄市）的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展水平越高，反之，指數(shù)值越低，表示該?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展水平也越低。

本研究測算的時間范圍是2001—2018年，區(qū)域范圍是中國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）①，各二級指標測算的數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》。

2.2 出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的綜合評價結果分析

根據(jù)上述方法測算了2001—2018年中國30個省（自治區(qū)、直轄市）的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)值，結果如表2所示。

表2 2001—2018年中國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)

將30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）按照國家統(tǒng)計局東部、中部和西部地區(qū)劃分標準進行劃分，根據(jù)東部、中部和西部各地區(qū)2001—2018年出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)的均值計算結果繪制了變化趨勢圖，具體如圖1所示。

從圖1全國均值的變化可以看出中國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展總體指數(shù)值從2001年的0.101 1上升到2018年的0.157 6，呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢。東部地區(qū)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值從2001年的0.183 5上升到2018年的0.240 6，年均增長率為1.606%，且在樣本期間內(nèi)的均值都遠高于全國均值水平。從2001—2018年東部地區(qū)各?。ㄖ陛犑校┏隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值來看，廣東省位居第一，指數(shù)均值高于0.4；北京、上海的指數(shù)均值高于0.3；天津、江蘇、浙江、福建的指數(shù)均值高于0.2；河北、山東、海南則低于0.2。中部地區(qū)總體指數(shù)均值從2001年的0.065 5上升到2018年的0.121 9，年均增長率為3.720%。從2001—2018年中部地區(qū)各省出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值來看，湖北、江西、河南的指數(shù)均值處于0.10至0.12之間，其余省均小于0.10。西部地區(qū)總體指數(shù)均值從2001年的0.054 1上升到2018年的0.110 1，年均增長率為4.269%。從2001—2018年西部地區(qū)各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值來看，四川、重慶、陜西的指數(shù)均值處于0.10至0.13之間，其余?。ㄗ灾螀^(qū)）均小于0.10。雖然中部和西部地區(qū)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值與全國均值相比差距較大，但是年均增長速度較快，顯現(xiàn)出一定的追趕效應和增長的后發(fā)優(yōu)勢。

圖1 全國及區(qū)域?qū)用娉隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展評價指標測算均值

3 實證模型與變量設定

3.1 模型設定

前文測算的省級層面出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)值介于0和1之間，屬于非負截斷的歸并數(shù)據(jù)，不適合傳統(tǒng)的OLS估計法。基于受限因變量的特征，為檢驗地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響，本研究選擇面板Tobit模型進行實證分析，模型見式（8）：

式（8）中，HQDE表示出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)值，IPR表示地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平，Controls表示控制變量，i和t分別代表地區(qū)、年份，εit表示隨機擾動項。

3.2 變量選取與說明

3.2.1 被解釋變量

出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)HQDE為被解釋變量。各省（自治區(qū)、直轄市）的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)值由前文測算得到。

3.2.2 核心解釋變量

地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平IPR為核心解釋變量。借鑒魏浩等[16]的測度方法，地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平由立法和執(zhí)法兩個層面共同測度，具體見式（9）：

其中，IPRit表示i地區(qū)t年的知識產(chǎn)權保護水平，LAWt表示t年國家層面的立法保護水平，LEit表示i地區(qū)t年的執(zhí)法水平。國家層面的立法保護水平根據(jù)Ginarte等[17]的測度方法來衡量，選取五大類指標：立法保護的覆蓋范圍、知識產(chǎn)權保護執(zhí)法措施、是否為知識產(chǎn)權保護相關國際條約的成員國、知識產(chǎn)權專有權利喪失的保護措施、專利的保護期限，知識產(chǎn)權立法保護水平由五個大類得分的總和來表示。地區(qū)層面的執(zhí)法水平選取三項指標來衡量：社會法制化程度、政府執(zhí)法水平、專利未被侵權率。其中社會法制化程度由各地區(qū)每萬人中律師人數(shù)除以5來衡量；政府執(zhí)法水平由各地區(qū)每年專利侵權案件的結案數(shù)占立案數(shù)的比重來衡量；專利未被侵權率借鑒吳超鵬等[18]的做法，由1減去“專利被侵權率”來衡量，“專利被侵權率”由各地區(qū)當年專利侵權立案數(shù)占該地區(qū)累計授權的專利數(shù)比重來衡量。將上述三項執(zhí)法水平的衡量指標先進行極值標準化處理，然后再加總求算術平均值，即得地區(qū)知識產(chǎn)權執(zhí)法水平。

3.2.3 控制變量

借鑒沈國兵等[6]、楊逢珉等[19]的做法，選取地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、進口貿(mào)易水平、外商直接投資水平、研發(fā)投入強度、人力資本水平作為控制變量。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（ln PGDP）采用各地區(qū)實際人均GDP來衡量，進口貿(mào)易水平（IMP）用各地區(qū)進口額占GDP比重來衡量，外商直接投資水平（FDI）用各地區(qū)實際利用外商直接投資額占GDP比重來衡量，研發(fā)投入強度（RD）由各地區(qū)研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出額占GDP的比重來衡量，人力資本存量（ln HUM）使用各地區(qū)的平均受教育年限來衡量。根據(jù)已有文獻的計算方法，小學教育程度計六年，初中教育程度計九年，高中教育程度計十二年，大專及研究生教育程度計十六年，將每種受教育程度的居民占各地區(qū)六歲及以上人口的比重與相應的受教育年限相乘，加總之和即為該地區(qū)勞動力的平均受教育年限。

3.3 數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計特征

考慮到統(tǒng)計指標的一致性和原始數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究的研究樣本為2001—2018年的30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)。各地區(qū)人均GDP、進口額、平均受教育年限數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，實際利用外商直接投資額數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，各地區(qū)研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出額數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》。各名義變量以2000年的不變價格為基準進行了相應處理，各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

4 實證結果與分析

4.1 回歸分析

為探究地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理，根據(jù)前文設定的面板Tobit模型，基于全國層面和東部、中部和西部地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)，運用Stata15.0軟件進行回歸分析，基準回歸結果如表4所示。

表4第（1）至（4）列分別報告了基于全國層面與東部、中部和西部地區(qū)數(shù)據(jù)的面板Tobit模型隨機效應的回歸結果，從各列LR的檢驗結果可以看出，均拒絕混合效應回歸。第（1）列的回歸結果顯示地區(qū)知識產(chǎn)權保護（IPR）的回歸系數(shù)為0.011，且通過5%水平的顯著性檢驗，表明地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高能夠顯著促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，假設H1得到驗證。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（ln PGDP）和進口貿(mào)易水平（IMP）的回歸系數(shù)均為正，且均通過1%水平的顯著性檢驗，表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和進口貿(mào)易量的增加有助于促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量的發(fā)展。進口富含高技術或者知識密集型中間商品和服務可以通過知識技術外溢效應直接影響本國最終產(chǎn)品或服務的出口質(zhì)量。外商直接投資（FDI）的回歸系數(shù)雖然為正，但未通過顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖遣簧俚胤秸で厥袌鑫罅客赓Y流入時可能會忽視其質(zhì)量，導致許多流入的外資借助廉價勞動力和土地要素僅在國內(nèi)進行低端技術環(huán)節(jié)的生產(chǎn)，使得外資技術溢出的作用極其有限，進而未能有效提升本土出口貿(mào)易質(zhì)量。研發(fā)投入強度（RD）的回歸系數(shù)顯著為正，表明研發(fā)投入強度的增加有利于促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。人力資本水平（ln HUM）的回歸系數(shù)也為正，且通過10%水平的顯著性檢驗，表明人力資本水平的上升能顯著促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

表4 知識產(chǎn)權保護影響出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的回歸結果

表4第（2）列基于東部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果顯示地區(qū)知識產(chǎn)權保護（IPR）的回歸系數(shù)為0.037，且通過1%水平的顯著性檢驗，表明東部地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高能夠顯著促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（ln PGDP）和進口貿(mào)易水平（IMP）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和進口貿(mào)易水平的提高顯著促進了當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量的發(fā)展。外商直接投資（FDI）的回歸系數(shù)與全國層面的回歸系數(shù)相似，也未通過顯著性檢驗。研發(fā)投入強度（RD）和人力資本水平（ln HUM）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明東部地區(qū)研發(fā)投入強度的增加和人力資本水平的提高均有利于促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

表4第（3）和第（4）列分別基于中部和西部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果顯示地區(qū)知識產(chǎn)權保護（IPR）的回歸系數(shù)雖然為正，但均未通過顯著性檢驗，表明中部和西部地區(qū)的知識產(chǎn)權保護強度并未顯著促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。可能的解釋是中部和西部地區(qū)對外開放程度較低，承接了較多來自東部地區(qū)的中低端產(chǎn)業(yè)，缺乏高新技術產(chǎn)業(yè)，較難以形成良好的知識產(chǎn)權保護意識，因此較低的知識產(chǎn)權保護強度對其產(chǎn)品和服務出口技術創(chuàng)新的影響力有限。中部和西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（ln PGDP）、進口貿(mào)易水平（IMP）及研發(fā)投入強度（RD）的回歸系數(shù)均顯著為正，這與東部地區(qū)的回歸結果相似。與東部地區(qū)不同的是中部和西部地區(qū)外商直接投資（FDI）的回歸系數(shù)顯著為正，表明中部和西部地區(qū)吸引外商直接投資能夠顯著促進當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展?？赡艿慕忉屖请S著東部地區(qū)用工成本的不斷增加，勞動力密集型行業(yè)逐漸向中部和西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，不少外資企業(yè)出于成本考慮也將中低端業(yè)務重心轉(zhuǎn)向中部和西部地區(qū)。前文測算的中部和西部地區(qū)出口貿(mào)易發(fā)展綜合評價指數(shù)，在樣本期間內(nèi)處于較低值，且低于全國平均值，而外資的引入正好帶動了當?shù)貏趧恿γ芗彤a(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這在一定程度上也促進了相應產(chǎn)品的出口。中部和西部地區(qū)人力資本水平（ln HUM）的回歸系數(shù)雖然為正，但未通過顯著性檢驗，表明這兩個地區(qū)的人力資本水平未能顯著促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。可能的解釋是人力資本作為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要源泉之一，人力資本水平高的地區(qū)往往技術創(chuàng)新能力較強，技術推廣和應用效率更高，更能推動當?shù)禺a(chǎn)業(yè)升級和技術進步。與東部地區(qū)相比，中部和西部地區(qū)人力資本水平較低，無法通過集聚效應提高當?shù)爻隹谄髽I(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，因此較低的人力資本水平難以有效促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。由東部、中部和西部地區(qū)的回歸結果可知假設H2得到驗證。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

遺漏變量和反向因果會使得模型出現(xiàn)內(nèi)生性問題，導致回歸估計結果有偏。本研究根據(jù)已有影響出口貿(mào)易質(zhì)量發(fā)展的相關文獻，在面板模型中加入了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、進口貿(mào)易水平、外商直接投資水平、研發(fā)投入強度、人力資本水平作為控制變量，可以較好地緩解遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。為確保上述回歸結果的有效性，本研究將解釋變量地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平滯后一期（L.IPR）代替當期進入回歸模型，對本研究面板Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗，表5報告了具體的回歸結果。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

表5第（1）列基于全國層面數(shù)據(jù)的回歸結果顯示滯后一期的地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平（L.IPR）的回歸系數(shù)顯著為正，表明滯后一期的地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高顯著促進了當期出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展，但是當期出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展無法對上一期的地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平產(chǎn)生影響，因而可以排除反向因果導致的內(nèi)生性問題；表5第（1）列各個控制變量的回歸系數(shù)符號和顯著性與表4第（1）列的回歸結果基本一致。表5第（2）列基于東部地區(qū)數(shù)據(jù)的回歸結果同樣顯示滯后一期的地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的回歸系數(shù)顯著為正，其余控制變量的回歸系數(shù)符號與表4第（2）列的回歸結果也基本一致。表5第（3）和第（4）列基于中部和西部地區(qū)數(shù)據(jù)的回歸結果顯示滯后一期的地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的回歸系數(shù)均不顯著，控制變量中除了中部地區(qū)進口貿(mào)易水平的回歸系數(shù)不顯著以外，其余變量的回歸系數(shù)符號和顯著性與表4第（3）和第（4）列的回歸結果基本一致。因此，從表5各列回歸結果來看，本研究面板模型的估計結果具有較好的穩(wěn)健性。

5 結論與啟示

本研究以2001—2018年的30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)為樣本，從貿(mào)易基礎、出口品質(zhì)、開放合作、綠色發(fā)展四個維度選取指標，利用熵值法權重賦值測算了省級層面的出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合評價指數(shù)，并在探析地區(qū)知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響機理基礎上采用面板Tobit模型進行了實證檢驗，得到以下主要結論：第一，中國出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展總體指數(shù)值從2001年的0.101 1上升到2018年的0.157 6，呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢；東部地區(qū)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值從2001年的0.183 5上升到2018年的0.240 6，且在樣本期間內(nèi)的均值都遠高于全國均值水平；中部和西部地區(qū)出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展綜合指數(shù)均值都遠低于全國均值，但是年均增長速度較快，顯現(xiàn)出一定的追趕效應和增長的后發(fā)優(yōu)勢。第二，基于全國層面樣本數(shù)據(jù)的實證結果顯示知識產(chǎn)權保護水平對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展有顯著正向影響，表明地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平的提高能夠促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。第三，地區(qū)知識產(chǎn)權保護對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響具有顯著的地區(qū)差異，基于東部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)的回歸結果顯示地區(qū)知識產(chǎn)權保護對當?shù)爻隹谫Q(mào)易高質(zhì)量發(fā)展具有顯著正向影響，而中部和西部地區(qū)的回歸結果顯示地區(qū)知識產(chǎn)權保護水平對出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的影響均未通過顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖菛|部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和對外開放水平較高，科技研發(fā)創(chuàng)新活躍且重視知識產(chǎn)權保護，而中部和西部地區(qū)承接了較多東部地區(qū)轉(zhuǎn)移的中低端產(chǎn)業(yè)，研發(fā)創(chuàng)新積極性較低，弱化了知識產(chǎn)權保護意識，因此這兩個地區(qū)的知識產(chǎn)權保護強度對其出口貿(mào)易質(zhì)量的提升作用有限。

根據(jù)上述研究結論可以得到如下啟示：第一，東部地區(qū)要繼續(xù)重視研發(fā)創(chuàng)新和深化對外開放，夯實出口貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)基礎，不斷提升出口品質(zhì)，推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。中部和西部地區(qū)在積極引導外資流向勞動力和資本密集型行業(yè)的同時要重視外資與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的融合，充分利用外資技術溢出效應加快提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。第二，各級政府要充分認識到知識產(chǎn)權保護作為一種重要的制度安排在促進出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展中所發(fā)揮的作用，進一步完善國內(nèi)知識產(chǎn)權保護制度，尤其是中部和西部地區(qū)需要更加重視提高知識產(chǎn)權保護水平，使其成為推動出口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的一種制度優(yōu)勢。第三，要根據(jù)東部、中部和西部地區(qū)的行業(yè)發(fā)展特征實施有差異化的知識產(chǎn)權保護政策。東部地區(qū)知識和技術研發(fā)密集型行業(yè)居多，中部和西部地區(qū)勞動力密集型行業(yè)居多，因此東部地區(qū)需要制定較嚴格和細化的知識產(chǎn)權保護政策以激勵自主研發(fā)創(chuàng)新和提高出口品質(zhì)，中部和西部地區(qū)則需要制定相對寬松的知識產(chǎn)權保護政策以利于承接東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和擴大出口貿(mào)易規(guī)模。

注 釋：

① 本研究將30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）劃分為東部、中部和西部地區(qū)，具體劃分如下，東部地區(qū)為北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)為山西、安徽、江西、河南、湖南、湖北、黑龍江、吉林，西部地區(qū)為內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、四川、重慶、貴州、云南、廣西。