进口国知识产权保护与服务出口二元边际

张 皞, 汪仕琦, 陈绘宇

(华东师范大学 经济学院,上海 200062)

一、引言与文献综述

近年来,国际经济格局的不确定性明显增加,世界经济复苏动力不足,我国经济发展面临需求收缩、供给冲击和预期转弱的三重压力,《政府工作报告(2022)》提出多措并举稳定外贸、创新发展服务贸易等工作重点。在服务部门正在成为全球贸易的关键驱动因素以及服务可贸易性随着数字技术的发展大幅提升的背景下,稳定外贸不仅要关注服务贸易规模的波动,同时也要关注贸易增长的二元边际,保持贸易出口的平稳增长和多元化增长。供给冲击的解决需要突破供给约束堵点,依靠创新提高发展质量。为此,应加强知识产权的保护和运用,为企业提供创新激励。知识产权保护作为创新保护的重要手段,日益受到国家的重视。加强知识产权保护是中国外贸领域全面落实创新驱动发展战略的关键抓手(李霞 等,2021),现有文献也已证实知识产权保护对经济高质量发展的推动作用(闫永生 等,2022)。在服务贸易领域,进口国的制度质量非常重要,在世界范围内基于跨国经验考察进口国知识产权保护对服务出口二元边际影响的一般性规律,对中国经济高质量发展、稳定外贸和实施创新发展驱动战略具有现实意义。

二元边际最初是Hummels等(2002)提出,由Chaney(2008)延续和丰富。出口产品范围的扩大或新种类的增加代表出口的扩展边际,已出口产品在出口数量上的增加代表出口的集约边际。Amurgo-Pacheco等(2008)从产品-地理的维度,定义集约边际是老产品出口到老市场上贸易额的加总,扩展边际则是新产品出口到老市场、老产品出口到新市场和新产品出口到新市场贸易额的加总。林僖等(2019)采用该定义及钱学锋等(2010)的做法,对2000—2012年全球70个国家(地区)服务贸易数据从国家-行业层面进行了二元分解,每四年为一时间跨度进行加总。本文也是从国家-行业层面对各国服务出口的集约边际和扩展边际进行的分解。

在出口二元边际的影响因素中,进出口国家知识产权的保护是一个重要的研究视角。理论上,知识产权保护对贸易的影响存在不确定性。一方面,知识产权保护可以使进口国通过扩大市场需求和降低交易成本两个渠道来实现市场扩张效应,促进贸易边际的增长。另一方面,知识产权保护也可以通过促进研发创新和外商直接投资实现进口替代,从而产生阻碍贸易边际增长的市场势力效应。经验研究目前多聚焦于货物出口,且多是基于某个特定国家视角进行的。如对美国和中国出口的研究都表明进口国知识产权保护对出口的扩展边际影响显著为正,对集约边际影响显著为负(Ivus,2015;余长林,2015)。也有学者研究发现进口国知识产权保护对二元边际均有显著激励作用,但其中以扩展边际增长为主,集约边际的增长效应相对较弱(孙玉红 等,2020)。Doanh等(2022)考虑了存在“第三国”即那些与发明国竞争向进口国出口类似产品的所有国家的情况下知识产权保护的效应,知识产权保护抑制了市场势力效应,刺激了市场扩张效应,当第三国出现时,进口国知识产权保护鼓励了发明国增加出口。

与货物相比,Andersen等(1998)认为由于服务业存在无形性和易模仿性的特点,因此一国发展服务业首先要构建良好的知识产权机制。马凌远(2014)基于中国服务业进口数据,发现了强化产权保护对进口存在显著的促进作用。沈国兵等(2021)构建服务行业的知识产权保护强度指数,使用面板Tobit模型发现出口国加强知识产权保护可以有效地提升所在国服务业的出口竞争力。

综上所述,大量研究分析了货物贸易出口二元边际变化及其影响因素,但较少研究从跨国经验视角探讨知识产权保护与服务贸易出口关系。另外,知识产权保护对出口二元边际的作用机制缺少从合同执行效率、创新能力等方面的探讨。本文的边际贡献为:首先,对多国的国别-行业层面的服务出口二元边际进行测算,并从进口国知识产权保护的视角对服务出口二元边际进行了经验研究。其次,基于跨国经验的研究可以充分地对进出口国的异质性和服务行业的异质性进行论证,得出更为细致和丰富的结论。最后,创新性地引入合同执行效率和创新能力检验了知识产权保护对服务出口二元边际的影响路径。

二、模型设定与变量说明

(一)计量模型设定

本文将Anderson等(2003)、Chaney(2008)的异质性企业模型应用于服务贸易领域,考虑进口国强化知识产权保护的情况时服务业企业的最优选择是如何影响出口的二元边际。

假设市场上共有N个非对称国家,劳动力是唯一生产要素,国家n的劳动力为Ln,消费者在H+1个行业里的服务商品里进行选择,要在有限的预算约束下满足其自身的效用最大化。设定H+1个行业里前H个行业内生产差异化的产品,处于垄断竞争市场,第H+1个行业内则生产可自由贸易的同质化产品,处于完全竞争市场。若一个消费者对H+1行业同质化商品的需求是qh+1个单位,前H个行业里潜在的差异化产品总集为Ωh,对H行业里每类ω商品的需求为qh(ω),则每一位消费者标准的CES效用函数为:

(1)

(2)

由于企业是价格制定者,根据MR=MC的最优定价原则,可得出:

(3)

假定企业的生产力服从参数为γ的帕累托分布,γ越大就说明行业生产的集中度越高,产品越同质化。

(4)

j国的总收入Yj等于该国劳动者的工资wjLj与投资收益wjLjπ。因此Yj=wjLj+wjLjπ。定义每股收益π为:

(5)

在已经得出企业最优定价的情况下,可以得到预算约束Yj下,从i国到j国h行业单个企业的出口量为:

(6)

(7)

可进一步对服务行业h中所有服务企业的出口进行形式变换可得:

(8)

参考Kancs(2007)的做法,从双边服务总出口进一步分解集约边际(intensive margins,IM)和广延边际(extensive margins,EM),这里的λh与ζh都是常数:

(9)

(10)

继而将知识产权保护变量IPRj引入二元边际分析模型之中可得:

(11)

(12)

本文采用的回归方程如下:

(13)

(14)

(二)模型变量及数据来源

1.被解释变量

本文的被解释变量是各国双边服务出口的集约边际和广延边际。数据源于联合国服务贸易统计数据库(UN Comtrade)中2000—2015年全球177个国家对71个国家的服务出口额。鉴于该数据库中完整无缺漏的服务贸易二级细分行业数据还相对较少,故本文将服务行业定义在11个一级细分行业水平上。

借鉴Amurgo-Pacheco等(2008)考虑地理要素后的国家-市场定义方法,以2000年作为起始年,将服务出口二元边际定义如下:

2.核心解释变量

3.控制变量

对数双边经济规模(lnGDPit和lnGDPjt)。一般而言,双边贸易额与经济规模呈正相关关系,经济规模越大的国家会有更大的出口规模和更丰富的产品种类,其国内消费者也会有更强的进口服务购买意愿,GDP数据取自世界银行WDI数据库。

对数多边阻力(lnθjt)。θjt多边阻力表示在t年j国同世界其他国家多边阻力值的加总指数。借鉴Kancs(2007)和钱学锋(2008)的做法,定义多边阻力公式为:

(15)

可变贸易成本(τij)。可变成本又称为“冰山成本”,主要是指服务出口中的运输成本、沟通成本和搜寻成本。企业进行贸易时会优先考虑距离较近的国家,彼此间贸易熟悉程度更高,交通往来和信息沟通也更加方便,因此引入各国首都之间的对数距离(lndistij)作为双边距离的衡量指标。contigij为虚拟变量,表示两国是否相邻。两国使用同一种货币将会大大降低双方的交易成本和汇率风险,引入虚拟变量currencyijt,表示在该年两国国内是否有同一货币流通。林僖等(2019)的研究表明,服务贸易协定的签署对服务业二元边际出口也有很显著的促进作用,故引入虚拟变量rtaijt,表示贸易发生之时双边是否签订了服务贸易协定,CEPII数据库中的rta_coverageij变量设定为0、1、2、3四个数值,“0”表示双边没有贸易协定,“1”表示贸易协定仅涉及货物,“2”表示贸易协定仅涉及服务,“3”表示贸易协定既涉及货物又涉及服务。将rta_coverage中的“0”和“1”在rta中取0,表示两国之间没有签署服务贸易协定,将rta_coverage中的“2”和“3”在rta中取1,表示两国之间签署了服务贸易协定,上述数据均来自CEPII数据库。

固定贸易成本(fjt)。固定贸易成本主要会受经济体制和双边非关税壁垒等因素的影响(钱学锋, 2008)。美国传统基金会编制的Index of Economic Freedom经济自由度指数,一定程度上反映了双边贸易中的固定成本,本文参考林僖等(2019)的做法,用100减去该指数后的数值,继而取对数后作为一国固定贸易成本的测度变量,以lnfixijt进入回归模型。

其他与固定贸易成本相关的控制变量。comreligionij表示两国之间的宗教信仰相似程度, 由0—1之间的数值构成,越接近于1则表明两国宗教信仰相似度越高。虚拟变量comlangij表示两国是否存在共同的官方语言。虚拟变量legalij表示两国是否有共同的法律体系。虚拟变量colonyij和smctryij指的是两国之间是否有过殖民联系以及是否曾同隶属于一个国家管辖,以上数据均来自CEPII数据库。表1为变量含义及数据来源。

表1 变量含义及数据来源

三、模型结果分析与讨论

(一)基准回归

表2报告了知识产权保护水平对服务出口二元边际的PPML回归结果,第(1)、(4)列为基准回归结果,第(2)、(5)列和(3)、(6)列分别报告聚类在国家层面和国家-行业层面的估计结果。

表2 基准回归结果

核心变量知识产权保护对服务出口二元边际的影响作用并不一致。知识产权保护对集约边际的影响系数为0.170,且在1%水平下显著,但对服务出口扩展边际影响系数为-0.131,且在1%水平下显著。可能的原因是:一方面,对于服务贸易集约边际而言,知识产权保护水平的强化打击了盗版侵权等行为,居民产权保护意识增强,国内需求转向进口正版产品。同时,良好的产权制度环境会有效降低跨国公司的时间成本、信息成本、违约风险等,因此服务企业向目的国出口的意愿增强,进而促进了服务集约边际出口的增长。另一方面,知识产权保护水平提高,进口国服务提供商创新行为受到激励,用国内服务逐渐替代以往依靠进口的服务,造成扩展边际的下降。同时,知识产权本身造成进口国内垄断势力的增强使得新出口企业也更谨慎出口。

控制变量的回归结果与引力模型理论预期基本吻合。第一,经济规模对服务出口的二元边际有显著的正向影响。出口国经济规模增长会使该国增加服务产出并增加出口的产品种类和市场数量,从而实现出口多样化。进口国经济规模的扩大使该国居民消费水平上升,拉动对服务种类和数量的需求,从而促进出口二元边际的增长。第二,多边阻力对服务出口二元边际的影响均为正,即进口国与其贸易伙伴间的平均贸易成本上升会对两国的二元边际产生正向作用,验证了多边贸易成本导致的“贸易转移效应”的存在,但对集约边际的影响要弱于对扩展边际的影响。第三,较近的双边地理距离、领土相邻以及共属同一货币联盟都会促进服务二元边际的出口,但是签署服务贸易协定对双边二元边际的增长不存在显著的影响。第四,一国经济自由度指数代表的固定贸易成本降低,正向影响服务出口的扩展边际。有相似的宗教信仰、相近的法律体系或者曾经隶属于同一国家对扩展边际有显著的正向影响,而使用共同的语言、曾有过殖民与被殖民的关系对服务出口扩展边际不存在显著影响。

(二)稳健性检验

1.替换核心解释变量

一是参考易倩等(2019)的方法,采用世界经济论坛知识产权问卷调查指数(WEFjt)衡量进口国知识产权保护水平。该指数从2007年开始发布,因此样本数量少于基准回归。二是采用屠年松等(2019)的方法构建IPR_newjt衡量知识产权保护水平。表3结果显示核心变量和控制变量符号保持一致且显著,说明基准回归结果稳健。

表3 更换解释变量的回归结果

2.替换被解释变量

基准回归将服务出口二元边际定义的时间跨度选取为4年,即以t年与t+4年之间的数据来观测二元边际。调整二元边际定义的时间跨度,分别在3年的长度和5年的长度上计算二元边际,估计结果如表4所示,表4中(1)与(3)列是基于3年期二元边际,(2)与(4)列是基于5年期的二元边际。核心解释变量的系数符号与显著性与基准回归一致,这意味着,在调整样本二元边际时间跨度情况下,回归所得结论依然稳健。

表4 更换被解释变量的回归结果

3.缩尾处理

为剔除离群值的影响,对二元边际数据进行缩尾处理,回归结果如表5第(1)和(2)列所示,比较主要变量的符号和显著性可以看出,基准回归的结果仍然稳健。

表5 缩尾处理和更换计量方法的结果

4.更换计量方法

参考钱学锋等(2010)做法,对所有贸易二元边际因变量进行对数处理,零值采取ln (1+因变量)的方式进行替换,非零值则直接取对数,采用OLS最小二乘法进行回归。从表5第(3)和(4)列的回归结果来看,核心变量知识产权保护强度结果较为显著,说明了基准回归的稳健性。

(三)内生性处理

本文的研究还需要考虑内生性问题。内生性可能源于服务贸易流量与知识产权保护强度之间的双向因果关系,因为经济发展水平越高的国家贸易流量会更大,也往往会更注重保护知识产权。Ivus(2010)指出,各国在加入WTO并签署TRIPS协议之后,逐步强化知识产权保护,因此服务贸易规模的增加可能会反向激励知识产权保护。需要利用工具变量来解决内生性问题。参考马凌远(2015)的思路,选择各进口国的小学入学率IPRenrollment和知识产权保护水平一阶滞后项IPRt-1作为知识产权保护水平的工具变量。小学入学率数据源自WDI世界银行数据库。表6表示的是用两阶段最小二乘法后的回归结果,第(1)与(3)是小学入学率作为IPR工具变量的回归结果,第(2)与(4)是滞后一阶作为IPR工具变量的回归结果。所有回归中不可识别的LM统计量均小于0.05,检验弱工具变量的Wald-F统计值大于10,说明所使用的工具变量不可识别和弱工具变量的检验均可以通过。可以看出,进口国知识产权保护对服务出口集约边际有正向影响,对服务出口扩展边际有负向影响。

四、异质性分析

不同发展程度经济体知识产权保护的程度存在显著差异,与此同时,不同服务行业对知识产权保护的要求也存在差异。因此,本文将出口国和进口国划分成发达国家和发展中国家,同时将服务业划分为知识密集型和非知识密集型,并对两类划分进行组合。回归结果见表7。

表7 异质性检验

结果显示,发达国家所有服务行业知识产权保护程度的提高,均会显著增加发达国家对其出口的集约边际,负向影响其出口的扩展边际,这与基准回归的结果是一致的。我们还发现,无论是集约边际还是扩展边际,知识密集型服务行业的影响系数显著地大于非知识密集型服务业的影响系数。这在一定程度上说明不同服务业对于知识产权保护环境的要求存在差异。当发达国家作为进口国,发展中国家作为出口国时,一方面,发达国家知识产权保护程度的提高显著增加了整体服务和非知识密集型服务的集约边际,对知识密集型服务的出口集约边际影响为负但不显著,可能的原因是发展中国家本身在知识密集型服务业上处于劣势,知识产权保护只会增加其对发达国家出口的负担,削弱市场扩张效应。另一方面,发达国家知识产权保护的提高负向影响所有国家服务出口的扩展边际,并且对发展中国家的影响强于对发达国家的影响,进一步说明发展中国家服务提供商在服务产品多样化的供给能力上弱于发达国家。

发展中国家服务业知识产权保护程度的提升也均会显著增加发达国家对其出口的集约边际,相较进口国为发达国家,其集约边际的促进作用在知识密集型服务业上更加凸现,但对整体服务和非知识密集型服务业的促进作用相对较弱。发展中国家所有服务业知识产权保护程度的提升对来自发展中国家出口集约边际负向影响不显著,可能是由于发达国家市场挤占效应引发的。在扩展边际方面,发展中国家知识密集型服务行业知识产权保护程度的提升对所有出口国家的扩展边际都有显著的正向影响,并且对发展中国家的出口扩展边际促进效应大于发达国家。这一是说明知识密集型服务业对知识产权保护的市场环境要求更高,因此吸引了更多异质性服务产品提供商;二是发展中国家更倾向进口与本国收入水平和需求偏好相似的发展中国家的服务。发展中国家整体服务和非知识密集型服务行业知识产权保护的提升对从发展中国家的出口扩展边际有显著的负向影响。一方面,发达国家多样化服务产品的市场挤占效应导致发展中国家企业出口扩展边际下降。另一方面,各国对外开放水平提高和知识产权保护提高往往是同步发生的,进口发展中国家的本土企业在开放过程中更注重对发达国家服务业管理模式的借鉴和推广,有意识地学习异质性服务产品的定制与开发,对本国消费者偏好有更迅速的响应能力,使得出口发展中国家的市场进入和产品进入更加困难,从而显著负向影响其出口扩展边际。

五、机制检验

(一)集约边际的影响机制检验

一国知识产权保护的提升往往伴随着该国司法体系的进步,并带动创新环境和营商环境的持续优化。合同执行效率是知识产权保护影响服务集约边际的重要途径。知识产权保护水平越高,合同执行效率越高,企业间案件从原告向法院提交诉讼,到最终获得解决所花费的时间、费用和步骤也就越低。执法机关与司法机关更高效地处理经济类合同纠纷,减少烦琐冗杂的程序,也是知识产权保护的发展方向。我们选择世界银行发布的全球营商评价体系指标中的子指标“执行合同的流程打分指标Enforcej”作为合同执行效率的代理变量。该指标表明各国当事人通过当地法院解决商业纠纷所需要经历的流程情况,得分范围为0—100,得分越高说明该地办案流程越精简,越可以节约当事人的时间和金钱成本。

建立机制检验模型如下:

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

(16)

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

(17)

(18)

其中Cij指的是本文对集约边际回归所有的控制变量,ξt、ξi、ξj和ξh依次是年份固定效应、出口国固定效应、进口国固定效应和行业固定效应。第一步为检验知识产权提升对集约边际的影响,第二步为知识产权保护对合同执行效率的影响,回归结果如表8第(1)列所示,知识产权保护程度的提升会显著提高合同执行效率,带来营商环境的改善。表8第(2)列可以看出在包含知识产权和中介变量合同执行效率的情况下,回归系数依然显著,通过了Sobel检验,p值小于0.05,占总效应约8.57%,表明存在中介效应。

表8 基于合同执行效率的中介效应检验

(二)扩展边际的影响机制检验

知识产权的保护覆盖各个行业及相关产业链条,形成了知识产权保护合力。这种合力可能作为创新发展的关键要素提高了创新能力,为经济社会发展不断注入新动能,从而实现本土企业供给能力的增加,实现对进口的本土替代,这是本文关注的第二个影响机制。使用全球创新指数(Global Innovation Index,GII)来衡量各国的创新能力,该指标由世界知识产权组织(WIPO)自2007年以来持续发布,统计人员根据126个国家国内知识产权申请率、教育投入、科技产出、基础设施等方面具体情况进行综合评估,加权后得到该数据,可以较为全面地反映经济体整体的创新能力。建立机制检验模型如下:

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的含义与上文相同。由表9第(1)列可知,知识产权保护程度的强化会显著增强各国的实际创新能力,提升创新成果质量。表9第(2)列可以看出在包含知识产权和创新能力的情况下,回归系数依然显著,也通过了Sobel检验,p值小于0.05,占总效应约8.76%,表明中介效应机制成立。

表9 基于创新能力的中介效应检验

六、结论及政策建议

本文采用联合国服务贸易数据库中2000—2015年177个出口国和71个进口国的双边服务分行业出口数据计算了各国二元边际,综合运用 PPML回归、OLS 回归、工具变量回归等方法,系统地分析了进口国知识产权保护对服务出口二元边际的影响。

结果显示,进口国知识产权保护对出口二元边际的影响存在差异,对于集约边际,市场扩张效应占据主导地位,强化知识产权保护对该出口边际呈正向影响。对于扩展边际,市场势力效应占据主导地位,强化知识产权保护对该出口边际呈负向影响。GDP、多边阻力、是否相邻、共同宗教、共同法律等控制变量对于二元边际起到促进作用,而地理距离、固定贸易成本会对二元边际产生抑制作用。从异质性角度来说,知识产权对服务出口二元边际的影响存在国别异质和行业异质。影响机制检验表明,知识产权通过提升合同执行效率来发挥市场扩张作用,推动集约边际增长;知识产权保护通过提高该国创新能力增强本土服务企业供给水平,完成国内市场的进口替代,从而抑制他国出口的扩展边际。

本文的对策建议如下:第一,提高执法效率,加大对知识产权侵权的行政执法力度,运用数字监管手段对相关违法行为进行有效监督,并提高对知识产权侵权的法定损害赔偿额度。第二,促进自主创新,培育行业人才。继续加大科研投入,为服务业智力成果创造提供更好的物质基础。迎接数字时代机遇,助力服务升级。推进现代服务业人才培养,创新服务业人才培养模式,以人才引领现代服务业的发展。第三,深化服务开放,优化营商环境。进一步扩大对外开放的程度,继续降低服务贸易壁垒,打造公平高效的市场营商环境,提升合同执行效率。构建开放的知识产权信息库,搭建知识产权交易平台,提升知识产权的信息查询效率。

①服务业划分的依据是在联合国贸易与发展会议(UNCTAD)的分类基础上,参考洪世勤等(2012)的划分标准,先剔除掉“其他未包括的政府服务”后,定义知识密集型服务业包括了通讯、计算机和信息服务、金融、保险、专有权利使用费和特许费五类,非知识密集型服务业则由运输、旅游、建筑、其他商业服务及个人、文化和娱乐服务组成。