進口國知識產權保護與服務出口二元邊際

張 皞, 汪仕琦, 陳繪宇

(華東師范大學 經濟學院,上海 200062)

一、引言與文獻綜述

近年來,國際經濟格局的不確定性明顯增加,世界經濟復蘇動力不足,我國經濟發展面臨需求收縮、供給沖擊和預期轉弱的三重壓力,《政府工作報告(2022)》提出多措并舉穩定外貿、創新發展服務貿易等工作重點。在服務部門正在成為全球貿易的關鍵驅動因素以及服務可貿易性隨著數字技術的發展大幅提升的背景下,穩定外貿不僅要關注服務貿易規模的波動,同時也要關注貿易增長的二元邊際,保持貿易出口的平穩增長和多元化增長。供給沖擊的解決需要突破供給約束堵點,依靠創新提高發展質量。為此,應加強知識產權的保護和運用,為企業提供創新激勵。知識產權保護作為創新保護的重要手段,日益受到國家的重視。加強知識產權保護是中國外貿領域全面落實創新驅動發展戰略的關鍵抓手(李霞 等,2021),現有文獻也已證實知識產權保護對經濟高質量發展的推動作用(閆永生 等,2022)。在服務貿易領域,進口國的制度質量非常重要,在世界范圍內基于跨國經驗考察進口國知識產權保護對服務出口二元邊際影響的一般性規律,對中國經濟高質量發展、穩定外貿和實施創新發展驅動戰略具有現實意義。

二元邊際最初是Hummels等(2002)提出,由Chaney(2008)延續和豐富。出口產品范圍的擴大或新種類的增加代表出口的擴展邊際,已出口產品在出口數量上的增加代表出口的集約邊際。Amurgo-Pacheco等(2008)從產品-地理的維度,定義集約邊際是老產品出口到老市場上貿易額的加總,擴展邊際則是新產品出口到老市場、老產品出口到新市場和新產品出口到新市場貿易額的加總。林僖等(2019)采用該定義及錢學鋒等(2010)的做法,對2000—2012年全球70個國家(地區)服務貿易數據從國家-行業層面進行了二元分解,每四年為一時間跨度進行加總。本文也是從國家-行業層面對各國服務出口的集約邊際和擴展邊際進行的分解。

在出口二元邊際的影響因素中,進出口國家知識產權的保護是一個重要的研究視角。理論上,知識產權保護對貿易的影響存在不確定性。一方面,知識產權保護可以使進口國通過擴大市場需求和降低交易成本兩個渠道來實現市場擴張效應,促進貿易邊際的增長。另一方面,知識產權保護也可以通過促進研發創新和外商直接投資實現進口替代,從而產生阻礙貿易邊際增長的市場勢力效應。經驗研究目前多聚焦于貨物出口,且多是基于某個特定國家視角進行的。如對美國和中國出口的研究都表明進口國知識產權保護對出口的擴展邊際影響顯著為正,對集約邊際影響顯著為負(Ivus,2015;余長林,2015)。也有學者研究發現進口國知識產權保護對二元邊際均有顯著激勵作用,但其中以擴展邊際增長為主,集約邊際的增長效應相對較弱(孫玉紅 等,2020)。Doanh等(2022)考慮了存在“第三國”即那些與發明國競爭向進口國出口類似產品的所有國家的情況下知識產權保護的效應,知識產權保護抑制了市場勢力效應,刺激了市場擴張效應,當第三國出現時,進口國知識產權保護鼓勵了發明國增加出口。

與貨物相比,Andersen等(1998)認為由于服務業存在無形性和易模仿性的特點,因此一國發展服務業首先要構建良好的知識產權機制。馬凌遠(2014)基于中國服務業進口數據,發現了強化產權保護對進口存在顯著的促進作用。沈國兵等(2021)構建服務行業的知識產權保護強度指數,使用面板Tobit模型發現出口國加強知識產權保護可以有效地提升所在國服務業的出口競爭力。

綜上所述,大量研究分析了貨物貿易出口二元邊際變化及其影響因素,但較少研究從跨國經驗視角探討知識產權保護與服務貿易出口關系。另外,知識產權保護對出口二元邊際的作用機制缺少從合同執行效率、創新能力等方面的探討。本文的邊際貢獻為:首先,對多國的國別-行業層面的服務出口二元邊際進行測算,并從進口國知識產權保護的視角對服務出口二元邊際進行了經驗研究。其次,基于跨國經驗的研究可以充分地對進出口國的異質性和服務行業的異質性進行論證,得出更為細致和豐富的結論。最后,創新性地引入合同執行效率和創新能力檢驗了知識產權保護對服務出口二元邊際的影響路徑。

二、模型設定與變量說明

(一)計量模型設定

本文將Anderson等(2003)、Chaney(2008)的異質性企業模型應用于服務貿易領域,考慮進口國強化知識產權保護的情況時服務業企業的最優選擇是如何影響出口的二元邊際。

假設市場上共有N個非對稱國家,勞動力是唯一生產要素,國家n的勞動力為Ln,消費者在H+1個行業里的服務商品里進行選擇,要在有限的預算約束下滿足其自身的效用最大化。設定H+1個行業里前H個行業內生產差異化的產品,處于壟斷競爭市場,第H+1個行業內則生產可自由貿易的同質化產品,處于完全競爭市場。若一個消費者對H+1行業同質化商品的需求是qh+1個單位,前H個行業里潛在的差異化產品總集為Ωh,對H行業里每類ω商品的需求為qh(ω),則每一位消費者標準的CES效用函數為:

(1)

(2)

由于企業是價格制定者,根據MR=MC的最優定價原則,可得出:

(3)

假定企業的生產力服從參數為γ的帕累托分布,γ越大就說明行業生產的集中度越高,產品越同質化。

(4)

j國的總收入Yj等于該國勞動者的工資wjLj與投資收益wjLjπ。因此Yj=wjLj+wjLjπ。定義每股收益π為:

(5)

在已經得出企業最優定價的情況下,可以得到預算約束Yj下,從i國到j國h行業單個企業的出口量為:

(6)

(7)

可進一步對服務行業h中所有服務企業的出口進行形式變換可得:

(8)

參考Kancs(2007)的做法,從雙邊服務總出口進一步分解集約邊際(intensive margins,IM)和廣延邊際(extensive margins,EM),這里的λh與ζh都是常數:

(9)

(10)

繼而將知識產權保護變量IPRj引入二元邊際分析模型之中可得:

(11)

(12)

本文采用的回歸方程如下:

(13)

(14)

(二)模型變量及數據來源

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是各國雙邊服務出口的集約邊際和廣延邊際。數據源于聯合國服務貿易統計數據庫(UN Comtrade)中2000—2015年全球177個國家對71個國家的服務出口額。鑒于該數據庫中完整無缺漏的服務貿易二級細分行業數據還相對較少,故本文將服務行業定義在11個一級細分行業水平上。

借鑒Amurgo-Pacheco等(2008)考慮地理要素后的國家-市場定義方法,以2000年作為起始年,將服務出口二元邊際定義如下:

2.核心解釋變量

3.控制變量

對數雙邊經濟規模(lnGDPit和lnGDPjt)。一般而言,雙邊貿易額與經濟規模呈正相關關系,經濟規模越大的國家會有更大的出口規模和更豐富的產品種類,其國內消費者也會有更強的進口服務購買意愿,GDP數據取自世界銀行WDI數據庫。

對數多邊阻力(lnθjt)。θjt多邊阻力表示在t年j國同世界其他國家多邊阻力值的加總指數。借鑒Kancs(2007)和錢學鋒(2008)的做法,定義多邊阻力公式為:

(15)

可變貿易成本(τij)?？勺兂杀居址Q為“冰山成本”,主要是指服務出口中的運輸成本、溝通成本和搜尋成本。企業進行貿易時會優先考慮距離較近的國家,彼此間貿易熟悉程度更高,交通往來和信息溝通也更加方便,因此引入各國首都之間的對數距離(lndistij)作為雙邊距離的衡量指標。contigij為虛擬變量,表示兩國是否相鄰。兩國使用同一種貨幣將會大大降低雙方的交易成本和匯率風險,引入虛擬變量currencyijt,表示在該年兩國國內是否有同一貨幣流通。林僖等(2019)的研究表明,服務貿易協定的簽署對服務業二元邊際出口也有很顯著的促進作用,故引入虛擬變量rtaijt,表示貿易發生之時雙邊是否簽訂了服務貿易協定,CEPII數據庫中的rta_coverageij變量設定為0、1、2、3四個數值,“0”表示雙邊沒有貿易協定,“1”表示貿易協定僅涉及貨物,“2”表示貿易協定僅涉及服務,“3”表示貿易協定既涉及貨物又涉及服務。將rta_coverage中的“0”和“1”在rta中取0,表示兩國之間沒有簽署服務貿易協定,將rta_coverage中的“2”和“3”在rta中取1,表示兩國之間簽署了服務貿易協定,上述數據均來自CEPII數據庫。

固定貿易成本(fjt)。固定貿易成本主要會受經濟體制和雙邊非關稅壁壘等因素的影響(錢學鋒, 2008)。美國傳統基金會編制的Index of Economic Freedom經濟自由度指數,一定程度上反映了雙邊貿易中的固定成本,本文參考林僖等(2019)的做法,用100減去該指數后的數值,繼而取對數后作為一國固定貿易成本的測度變量,以lnfixijt進入回歸模型。

其他與固定貿易成本相關的控制變量。comreligionij表示兩國之間的宗教信仰相似程度, 由0—1之間的數值構成,越接近于1則表明兩國宗教信仰相似度越高。虛擬變量comlangij表示兩國是否存在共同的官方語言。虛擬變量legalij表示兩國是否有共同的法律體系。虛擬變量colonyij和smctryij指的是兩國之間是否有過殖民聯系以及是否曾同隸屬于一個國家管轄,以上數據均來自CEPII數據庫。表1為變量含義及數據來源。

表1 變量含義及數據來源

三、模型結果分析與討論

(一)基準回歸

表2報告了知識產權保護水平對服務出口二元邊際的PPML回歸結果,第(1)、(4)列為基準回歸結果,第(2)、(5)列和(3)、(6)列分別報告聚類在國家層面和國家-行業層面的估計結果。

表2 基準回歸結果

核心變量知識產權保護對服務出口二元邊際的影響作用并不一致。知識產權保護對集約邊際的影響系數為0.170,且在1%水平下顯著,但對服務出口擴展邊際影響系數為-0.131,且在1%水平下顯著?？赡艿脑蚴?一方面,對于服務貿易集約邊際而言,知識產權保護水平的強化打擊了盜版侵權等行為,居民產權保護意識增強,國內需求轉向進口正版產品。同時,良好的產權制度環境會有效降低跨國公司的時間成本、信息成本、違約風險等,因此服務企業向目的國出口的意愿增強,進而促進了服務集約邊際出口的增長。另一方面,知識產權保護水平提高,進口國服務提供商創新行為受到激勵,用國內服務逐漸替代以往依靠進口的服務,造成擴展邊際的下降。同時,知識產權本身造成進口國內壟斷勢力的增強使得新出口企業也更謹慎出口。

控制變量的回歸結果與引力模型理論預期基本吻合。第一,經濟規模對服務出口的二元邊際有顯著的正向影響。出口國經濟規模增長會使該國增加服務產出并增加出口的產品種類和市場數量,從而實現出口多樣化。進口國經濟規模的擴大使該國居民消費水平上升,拉動對服務種類和數量的需求,從而促進出口二元邊際的增長。第二,多邊阻力對服務出口二元邊際的影響均為正,即進口國與其貿易伙伴間的平均貿易成本上升會對兩國的二元邊際產生正向作用,驗證了多邊貿易成本導致的“貿易轉移效應”的存在,但對集約邊際的影響要弱于對擴展邊際的影響。第三,較近的雙邊地理距離、領土相鄰以及共屬同一貨幣聯盟都會促進服務二元邊際的出口,但是簽署服務貿易協定對雙邊二元邊際的增長不存在顯著的影響。第四,一國經濟自由度指數代表的固定貿易成本降低,正向影響服務出口的擴展邊際。有相似的宗教信仰、相近的法律體系或者曾經隸屬于同一國家對擴展邊際有顯著的正向影響,而使用共同的語言、曾有過殖民與被殖民的關系對服務出口擴展邊際不存在顯著影響。

(二)穩健性檢驗

1.替換核心解釋變量

一是參考易倩等(2019)的方法,采用世界經濟論壇知識產權問卷調查指數(WEFjt)衡量進口國知識產權保護水平。該指數從2007年開始發布,因此樣本數量少于基準回歸。二是采用屠年松等(2019)的方法構建IPR_newjt衡量知識產權保護水平。表3結果顯示核心變量和控制變量符號保持一致且顯著,說明基準回歸結果穩健。

表3 更換解釋變量的回歸結果

2.替換被解釋變量

基準回歸將服務出口二元邊際定義的時間跨度選取為4年,即以t年與t+4年之間的數據來觀測二元邊際。調整二元邊際定義的時間跨度,分別在3年的長度和5年的長度上計算二元邊際,估計結果如表4所示,表4中(1)與(3)列是基于3年期二元邊際,(2)與(4)列是基于5年期的二元邊際。核心解釋變量的系數符號與顯著性與基準回歸一致,這意味著,在調整樣本二元邊際時間跨度情況下,回歸所得結論依然穩健。

表4 更換被解釋變量的回歸結果

3.縮尾處理

為剔除離群值的影響,對二元邊際數據進行縮尾處理,回歸結果如表5第(1)和(2)列所示,比較主要變量的符號和顯著性可以看出,基準回歸的結果仍然穩健。

表5 縮尾處理和更換計量方法的結果

4.更換計量方法

參考錢學鋒等(2010)做法,對所有貿易二元邊際因變量進行對數處理,零值采取ln (1+因變量)的方式進行替換,非零值則直接取對數,采用OLS最小二乘法進行回歸。從表5第(3)和(4)列的回歸結果來看,核心變量知識產權保護強度結果較為顯著,說明了基準回歸的穩健性。

(三)內生性處理

本文的研究還需要考慮內生性問題。內生性可能源于服務貿易流量與知識產權保護強度之間的雙向因果關系,因為經濟發展水平越高的國家貿易流量會更大,也往往會更注重保護知識產權。Ivus(2010)指出,各國在加入WTO并簽署TRIPS協議之后,逐步強化知識產權保護,因此服務貿易規模的增加可能會反向激勵知識產權保護。需要利用工具變量來解決內生性問題。參考馬凌遠(2015)的思路,選擇各進口國的小學入學率IPRenrollment和知識產權保護水平一階滯后項IPRt-1作為知識產權保護水平的工具變量。小學入學率數據源自WDI世界銀行數據庫。表6表示的是用兩階段最小二乘法后的回歸結果,第(1)與(3)是小學入學率作為IPR工具變量的回歸結果,第(2)與(4)是滯后一階作為IPR工具變量的回歸結果。所有回歸中不可識別的LM統計量均小于0.05,檢驗弱工具變量的Wald-F統計值大于10,說明所使用的工具變量不可識別和弱工具變量的檢驗均可以通過?？梢钥闯?進口國知識產權保護對服務出口集約邊際有正向影響,對服務出口擴展邊際有負向影響。

四、異質性分析

不同發展程度經濟體知識產權保護的程度存在顯著差異,與此同時,不同服務行業對知識產權保護的要求也存在差異。因此,本文將出口國和進口國劃分成發達國家和發展中國家,同時將服務業劃分為知識密集型和非知識密集型,并對兩類劃分進行組合?；貧w結果見表7。

表7 異質性檢驗

結果顯示,發達國家所有服務行業知識產權保護程度的提高,均會顯著增加發達國家對其出口的集約邊際,負向影響其出口的擴展邊際,這與基準回歸的結果是一致的。我們還發現,無論是集約邊際還是擴展邊際,知識密集型服務行業的影響系數顯著地大于非知識密集型服務業的影響系數。這在一定程度上說明不同服務業對于知識產權保護環境的要求存在差異。當發達國家作為進口國,發展中國家作為出口國時,一方面,發達國家知識產權保護程度的提高顯著增加了整體服務和非知識密集型服務的集約邊際,對知識密集型服務的出口集約邊際影響為負但不顯著,可能的原因是發展中國家本身在知識密集型服務業上處于劣勢,知識產權保護只會增加其對發達國家出口的負擔,削弱市場擴張效應。另一方面,發達國家知識產權保護的提高負向影響所有國家服務出口的擴展邊際,并且對發展中國家的影響強于對發達國家的影響,進一步說明發展中國家服務提供商在服務產品多樣化的供給能力上弱于發達國家。

發展中國家服務業知識產權保護程度的提升也均會顯著增加發達國家對其出口的集約邊際,相較進口國為發達國家,其集約邊際的促進作用在知識密集型服務業上更加凸現,但對整體服務和非知識密集型服務業的促進作用相對較弱。發展中國家所有服務業知識產權保護程度的提升對來自發展中國家出口集約邊際負向影響不顯著,可能是由于發達國家市場擠占效應引發的。在擴展邊際方面,發展中國家知識密集型服務行業知識產權保護程度的提升對所有出口國家的擴展邊際都有顯著的正向影響,并且對發展中國家的出口擴展邊際促進效應大于發達國家。這一是說明知識密集型服務業對知識產權保護的市場環境要求更高,因此吸引了更多異質性服務產品提供商;二是發展中國家更傾向進口與本國收入水平和需求偏好相似的發展中國家的服務。發展中國家整體服務和非知識密集型服務行業知識產權保護的提升對從發展中國家的出口擴展邊際有顯著的負向影響。一方面,發達國家多樣化服務產品的市場擠占效應導致發展中國家企業出口擴展邊際下降。另一方面,各國對外開放水平提高和知識產權保護提高往往是同步發生的,進口發展中國家的本土企業在開放過程中更注重對發達國家服務業管理模式的借鑒和推廣,有意識地學習異質性服務產品的定制與開發,對本國消費者偏好有更迅速的響應能力,使得出口發展中國家的市場進入和產品進入更加困難,從而顯著負向影響其出口擴展邊際。

五、機制檢驗

(一)集約邊際的影響機制檢驗

一國知識產權保護的提升往往伴隨著該國司法體系的進步,并帶動創新環境和營商環境的持續優化。合同執行效率是知識產權保護影響服務集約邊際的重要途徑。知識產權保護水平越高,合同執行效率越高,企業間案件從原告向法院提交訴訟,到最終獲得解決所花費的時間、費用和步驟也就越低。執法機關與司法機關更高效地處理經濟類合同糾紛,減少煩瑣冗雜的程序,也是知識產權保護的發展方向。我們選擇世界銀行發布的全球營商評價體系指標中的子指標“執行合同的流程打分指標Enforcej”作為合同執行效率的代理變量。該指標表明各國當事人通過當地法院解決商業糾紛所需要經歷的流程情況,得分范圍為0—100,得分越高說明該地辦案流程越精簡,越可以節約當事人的時間和金錢成本。

建立機制檢驗模型如下:

lnIMijt=c1IPRjt+c2Cij+ξt+ξi+ξj+ξh+εijkt

(16)

Enforcejt=a1IPRjt+a2Cij+ξt+ξi+ξj+ξh+εijkt

(17)

(18)

其中Cij指的是本文對集約邊際回歸所有的控制變量,ξt、ξi、ξj和ξh依次是年份固定效應、出口國固定效應、進口國固定效應和行業固定效應。第一步為檢驗知識產權提升對集約邊際的影響,第二步為知識產權保護對合同執行效率的影響,回歸結果如表8第(1)列所示,知識產權保護程度的提升會顯著提高合同執行效率,帶來營商環境的改善。表8第(2)列可以看出在包含知識產權和中介變量合同執行效率的情況下,回歸系數依然顯著,通過了Sobel檢驗,p值小于0.05,占總效應約8.57%,表明存在中介效應。

表8 基于合同執行效率的中介效應檢驗

(二)擴展邊際的影響機制檢驗

知識產權的保護覆蓋各個行業及相關產業鏈條,形成了知識產權保護合力。這種合力可能作為創新發展的關鍵要素提高了創新能力,為經濟社會發展不斷注入新動能,從而實現本土企業供給能力的增加,實現對進口的本土替代,這是本文關注的第二個影響機制。使用全球創新指數(Global Innovation Index,GII)來衡量各國的創新能力,該指標由世界知識產權組織(WIPO)自2007年以來持續發布,統計人員根據126個國家國內知識產權申請率、教育投入、科技產出、基礎設施等方面具體情況進行綜合評估,加權后得到該數據,可以較為全面地反映經濟體整體的創新能力。建立機制檢驗模型如下:

lnEMijt=c1IPRjt+c2Cij+ξt+ξi+ξj+ξh+εijkt

(19)

GIIjt=a1IPRjt+a2Cij+ξt+ξi+ξj+ξh+εijkt

(20)

(21)

其中Cij、ξt、ξi、ξj、ξh的含義與上文相同。由表9第(1)列可知,知識產權保護程度的強化會顯著增強各國的實際創新能力,提升創新成果質量。表9第(2)列可以看出在包含知識產權和創新能力的情況下,回歸系數依然顯著,也通過了Sobel檢驗,p值小于0.05,占總效應約8.76%,表明中介效應機制成立。

表9 基于創新能力的中介效應檢驗

六、結論及政策建議

本文采用聯合國服務貿易數據庫中2000—2015年177個出口國和71個進口國的雙邊服務分行業出口數據計算了各國二元邊際,綜合運用 PPML回歸、OLS 回歸、工具變量回歸等方法,系統地分析了進口國知識產權保護對服務出口二元邊際的影響。

結果顯示,進口國知識產權保護對出口二元邊際的影響存在差異,對于集約邊際,市場擴張效應占據主導地位,強化知識產權保護對該出口邊際呈正向影響。對于擴展邊際,市場勢力效應占據主導地位,強化知識產權保護對該出口邊際呈負向影響。GDP、多邊阻力、是否相鄰、共同宗教、共同法律等控制變量對于二元邊際起到促進作用,而地理距離、固定貿易成本會對二元邊際產生抑制作用。從異質性角度來說,知識產權對服務出口二元邊際的影響存在國別異質和行業異質。影響機制檢驗表明,知識產權通過提升合同執行效率來發揮市場擴張作用,推動集約邊際增長;知識產權保護通過提高該國創新能力增強本土服務企業供給水平,完成國內市場的進口替代,從而抑制他國出口的擴展邊際。

本文的對策建議如下:第一,提高執法效率,加大對知識產權侵權的行政執法力度,運用數字監管手段對相關違法行為進行有效監督,并提高對知識產權侵權的法定損害賠償額度。第二,促進自主創新,培育行業人才。繼續加大科研投入,為服務業智力成果創造提供更好的物質基礎。迎接數字時代機遇,助力服務升級。推進現代服務業人才培養,創新服務業人才培養模式,以人才引領現代服務業的發展。第三,深化服務開放,優化營商環境。進一步擴大對外開放的程度,繼續降低服務貿易壁壘,打造公平高效的市場營商環境,提升合同執行效率。構建開放的知識產權信息庫,搭建知識產權交易平臺,提升知識產權的信息查詢效率。

①服務業劃分的依據是在聯合國貿易與發展會議(UNCTAD)的分類基礎上,參考洪世勤等(2012)的劃分標準,先剔除掉“其他未包括的政府服務”后,定義知識密集型服務業包括了通訊、計算機和信息服務、金融、保險、專有權利使用費和特許費五類,非知識密集型服務業則由運輸、旅游、建筑、其他商業服務及個人、文化和娛樂服務組成。