张雨　戴翔

摘要：本文在匹配中国工业企业数据库和中国海关数据库基础上，测度了2006—2013年企业出口国内增加值率，并利用省级层面的知识产权保护测度指标，计量检验了知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响。结果表明：知识产权保护程度对企业出口国内增加值呈现倒U型非线性影响，即知识产权保护程度的增强，对企业出口国内增加值率的影响呈现从促进到抑制的作用过程转变。在控制了其他可能影响因素后以及在各种稳健性检验中，上述研究发现依然成立。进一步的作用机制检验表明，知识产权保护主要通过企业创新这一重要作用机制影响着企业出口国内增加值率。因此，从促进企业出口国内增加值率提升的角度看，继续加强知识产权保护不仅必要而且可行。本文研究发现为中国进一步扩大以加强知识产权保护等为表现的开放举措提供了科学依据和经验证据，也对中国探寻改善全球价值链分工地位的有效路径有着重要政策意涵。

关键词：知识产权保护;出口国内增加值率;企业创新;价值链分工

文献标识码：A

文章编号：1002-2848-2021（02）-0097-12

一、问题的提出

2008年全球金融危机冲击之后，单边主义、霸凌主义、逆全球化思潮等不断有新的表现。尤其是2017年以来，特朗普政府频繁挥动贸易保护主义大棒，不断升级对华贸易摩擦，并以所谓的“中国窃取知识产权”等为借口对中国进行指责并落实到实际行动，突出表现为从“301调查”到“中兴事件”再到“华为断供”等一系列举动。从本质上看，美国固然是假借“窃取知识产权”之名，行贸易保护主义之实[1]，但与此同时也应当看到，伴随经济全球化深入发展，加强知识产权保护已经成为全球经贸谈判的核心议题之一。从中国开放型经济发展的实践经验看，虽然以“低端嵌入”的方式融入全球价值链分工体系，实现了制造业的长足发展，但规模的快速扩张并未逻辑地带动“筋骨之强”[2]。目前，中国制成品出口国内附加值不高问题，仍然是开放条件下中国制造业发展备受诟病的焦点所在[3]。而据世界知识产权组织（World Intellectual Property Organization，WIPO）发布的《2017年世界知识产权报告：全球价值链中的无形资本》显示，在当前全球价值链分工条件下，企业制成品生产和销售的1/3价值增值来自于品牌、外观设计和技术等“无形资本”。这一报告首次为“无形资产在国际制造业中发挥关键作用”提供了直接的量化证据，一定程度上说明提升出口国内增加值的根本之道，就在于实施创新驱动发展战略。据此可见，无论是从应对经济全球化发展新形势、新变化的角度看，还是从提升中国创新能力和水平，进而在提升出口国内增加值中实现价值链分工地位改善的现实需求角度看，加强知识产权保护已然成为新阶段中国开放发展的重要战略选择。正是基于这一现实背景和需求，习近平总书记在许多重要国际国内场合强调和重申，中国将采取一系列重大改革开放举措，其中就包括更大力度加强知识产权保护并愿意同世界各国加强国际合作。

如果说，创新是加強知识产权保护提升出口国内增加值的主要作用机制的话，那么，由于现有关于知识产权保护与创新相关性研究所得结论和观点并非一致，比如Yi等[4]认为知识产权保护与创新显著正相关，而Lee等[5]则认为知识产权保护与创新负相关或者相关性很小，因此，这就提出了一个很有理论意义和实践价值的课题：加强知识产权保护，能够提升中国制造业出口国内增加值吗？如果说答案是肯定的，那么对上述问题的回答，不仅有助于从知识产权保护角度理解和探寻提升中国制造业出口国内增加值的有效对策举措，而且也能够为新阶段中国以加强知识产权保护为表征的进一步扩大开放的战略选择提供科学依据和经验证据支撑。

本文可能的边际贡献在于：第一，在研究视角上，与现有针对企业出口国内增加值率影响因素的文献不同，本文着重从加强知识产权保护的角度做一初步探讨，这是对现有研究的一种有益补充。第二，突破一味强调加强知识产权保护的传统观点和认识，本文充分考虑知识产权保护对企业出口国内增加值率影响可能存在的非线性特征，并从实证检验的角度对此进行了经验验证。第三，本文不仅在实证层面上检验了知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响，而且力图揭示其中的主要作用机制。

二、文献回顾及研究假说

关于出口国内增加值的影响因素是学术研究的热点问题。马丹等[6]从互联网化、融资约束和中间产品内向化，陈虹等[7]从贸易自由化，李小帆等[8]从全球价值链嵌入位置、服务业开放、制造业服务、利用外资等角度展开了广泛探讨，遗憾的是目前尚没有针对知识产权与企业出口国内增加值关系的直接研究。但是有关知识产权保护与企业创新的研究与本文具有较高的相关性，能为本研究提供有益的启发和借鉴。因为创新显然与企业附加值创造能力具有直接的相关性，这一点已经得到了李昕等[9]的理论和实证研究证实。从这一角度看，认识知识产权保护与出口国内增加值之间的关系，需要建立在知识产权保护与创新之间关系认知基础之上。

针对知识产权保护与创新之间的关系，国内外学者已经做出了较为广泛的探讨，主要有三种代表性观点。胡凯等[10]认为，知识产权保护与企业创新之间存在显著的正相关关系，即知识产权保护程度的提升，对企业创新具有激励作用。知识产权保护为何有助于提升创新能力和水平？Yi等[4]认为，创新成果往往具有知识和技术密集型特征，而具有这种特征的成果又兼具“公共物品”的特性，在市场交易中极其容易被模仿。如果保护力度不够，就会因为较强的外溢性而容易被其他企业或者个人“侵权”。即便不考虑创新成果因具有“公共物品”特性从而更容易被模仿的特性，由于其能够带来较好的收益且节约前期大量的研发投入，更多的企业和个人更愿意选择“窃取”创新成果，而不是去进行创新。因此，创新成果作为知识产权的客体，对知识产权进行保护其实就是保护创新。人才和企业是知识产权的主体，核心技术和创新成果离不开创新人才和创新企业这一主体，也只有保护好创新主体的知识产权，才能激励和激发出创新主体的积极性和创造性。这正是知识产权保护与企业创新之间具有相关性的根本理论逻辑。

虽然激励和激发创新主体进行创新活动，需要知识产权保护，但是知识产权保护与创新之间的关系是否一定，或者说在任何条件下都会呈现出显著的正相关关系呢？事实上，基于哲学的基本原理可知，任何事物发展其实都是量变和质变的统一，量变是质变的必然准备，量变达到一定程度必然引起质变，质变是量变的必然结果，因此，事物发展一旦超过了某种“度”，就会引发质变。知识产权保护也不例外，也就是说，当知识产权保护的强度一旦超过某个“临界值”，那么极有可能发生“物极必反”的现象，即知识产权保护与创新之间可能不再是显著的正相关关系，而会有其他的表现，比如相关性不明显甚至出现显著的负相关关系等。对此，部分实证研究也予以了证实。这也正是为什么林毅夫等[11]研究发现知识产权保护与企业创新之间相关性很小甚至出现显著负相关关系的根本原因。Branstetter等[12]认为，企业创新会随着知识产权保护程度的增强而有所抑制，或者企业创新并不会受到知识产权保护的影响。当然，不论是持有正相关关系的观点，还是持有负向关或者弱相关关系的观点，其实都是建立在二者具有简单线性相关关系的条件之下的。知识产权保护领域可能具有的“物极必反”现象，同时也意蕴着二者之间的关系并非简单的线性关系。

正是基于知识产权保护和创新之间的关系在实证研究结论方面出现了截然不同的结果，进而产生了迥然的认知，部分学者对产生上述差异性的原因进行了进一步探讨和研究后认为，知识产权保护与企业创新之间的关系并非是简单的线性关系，知识产权保护作用于企业创新，其具体效应如何会受到知识产权保护强度的影响。至于什么样的知识产权保护强度才更加有助于创新？Sweet等[13]认为，知识产权保护强度的高低应该与经济发展水平和所处具体发展阶段相适应，或者说，处于不同发展阶段同样的保护强度对创新的影响不尽相同，其实正是二者表现出复杂的非线性关系的重要原因。基于不同样本对象的实证研究结果发现，发达国家执行较高的知识产权保护程度，是与发达经济体的创新需要相适应的，因而有助于激发和激励其创新活动，然而，同样的保护强度对发展中国家的创新行为可能带来不利影响，因此，考虑到发展中国家所处的实际发展阶段以及对知识产权保护的实际需求，不可轻易复制发达国家的知识产权保护制度。实际上，上述研究在一定程度上证实了知识产权保护与创新之间的非简单线性关系，也在某种程度上解释了为什么不同学者选取不同样本所得研究结论会呈现巨大差异的现象。

由于创新是决定企业附加值创造的重要因素，因此综合以上分析，本文认为，知识产权保护与创新之间实际上是一种非线性关系，换言之，在起初阶段随着知识产权保护强度的提高，对创新从而对附加值创造能力的提升具有显著促进作用，但是当保护强度一旦超越某个临界点，其对创新从而对附加值创造能力的提升可能就会发生相反的作用。据此，本文提出如下待检验理论假说和机制假说：

理论假说1：加强知识产权保护对出口国内增加值的影响，会呈现出先促进后抑制的非线性作用。

机制假说2：加强知识产权保护对出口国内增加值的影响，从具体的作用机制上看，主要通过激励和激发创新活动而发挥作用。

三、研究设计

前文的理論假说仍然停留在逻辑推演层面，尚未得到有说服力的经验证据支撑。为此，本节及以下部分将实证分析知识产权保护是否影响了企业出口国内增加值率，并呈现出非线性关系，以及这种影响是否透过企业创新而发生作用。这一研究对于厘清和认识现行知识产权保护水平，距离促进企业创新能力提升进而提高企业出口附加值的现实需求，究竟是过低还是过高，据此可为提出实施符合现实经济发展阶段的知识产权战略提供科学和可靠的经验证据支撑。

（一）指标选取及测度

1.被解释变量

本文着重研究知识产权保护对企业出口国内增加值的影响，因此，被解释变量即为企业出口国内增加值率（记为dva）。从企业层面测算出口国内增加值率的方法，本文借鉴张杰等[14]提出的测度方法，具体见式（1）：

其中，dva表示企业微观层面的出口国内增加值率;Y表示企业微观层面的总产出水平;D表示微观层面的企业生产所使用的国内原材料中包含的国外进口部分;IMP表示实际的中间产品进口额;k=1，2，3分别表示出口企业的贸易所属类型，即通常所划分的一般贸易、加工贸易以及混合贸易三种类型的企业。

2.核心解释变量

知识产权保护程度是本文关注的核心解释变量。针对知识产权保护程度的测度，目前学术界已经进行了较为有益的探讨，并提出了多种测度方法，如Ginarte-Park方法（简称GP法）和HL法。然而，GP法会明显高估中国知识产权保护力度，而HL法则低估了中国知识产权保护力度，因而再引入经济发展水平、法治水平和知识产权执法水平3个指标对GP法进行修正，提出了所谓的知识产权实际保护程度（记为APS）。本文也借鉴这一方法，具体的测度方法见式（2）：

其中，NIPP表示基于GP方法所测度的知识产权名义保护水平，EDL表示经济发展水平，RLL表示中国法制水平，ILL表示中国知识产权执法水平。考虑到本文主要采用企业层面的微观数据进行计量研究，因此，有必要尽可能区别位于不同区域的出口企业所面临的知识产权保护程度的差异性，这是因为，既然知识产权保护与经济发展水平等因素密切相关，而中国不同地区的经济发展水平等又存在着显著差异。因此，本文利用省际层面的经济发展水平等指标，从而测度省级层面的知识产权保护程度。

3.其他控制变量

考虑到主要解释变量遗漏从而对估计结果造成的不良影响，本文在综合现有研究所揭示的有关企业出口国内增加值影响因素基础上，在设定计量模型时同时还纳入了其他解释和控制变量，主要包括企业年龄变量（记为Age）、企业规模变量（记为Size）、企业出口依存度变量（记为Ex）、企业出口目的地变量（记为Dest）、以及企业利润总额变量（记为Tpro）。关于企业年龄，主要以成立的具体年份表示;关于企业规模，采用企业所拥有的员工数加以表示;关于企业出口依存度变量，主要采用企业出口额占当年企业总产出之比加以表示;关于企业出口目的变量，考虑到同一企业可能同时具有多元出口目的地，而戴翔等[15]的研究指出，出口到发达国家市场和发展中国家市场给企业带来的“干中学”等效应可能是不同的，为此采用企业出口总额中出口到发达国家市场的占比表示。

（二）数据来源及处理

在企业微观层面测算出口国内增加值，本文使用的微观数据库主要包括两套，一套是中国工业企业数据库，另外一套是中国海关数据库。通过匹配上述两套数据库，不仅能够在企业微观层面上测算出口国内增加值率，而且这两套数据库同时也提供了上述计量模型中所纳入的体现企业自身特征的其他变量数据，使用的数据期间年份为2006年至2013年。需要说明的是，由于中国海关数据库和中国工业企业数据库中的企业代码，其体系设定是完全不同的，因此，在对两套数据库进行匹配时无法使用企业代码进行变量匹配。对此，本文采用Kee等[16]解决企业过度出口和过度进口问题的处理方法，据此从微观层面测度企业出口国内增加值率。就本文的核心解释变量即知识产权保护程度测算所使用到的数据，计算过程中所使用的主要来自于各省（直辖市或自治区）历年的统计年鉴以及《中国法律年鉴》《中国律师年鉴》《中国知识产权年鉴》《中华人民共和國国家知识产权局专利统计年报》。外资利用数据来自于各省（直辖市或自治区）历年的统计年鉴。

（三）计量模型设定

综合以上分析，并考虑到知识产权保护程度对企业出口国内增加值率可能产生的非线性影响，本文同时将表征知识产权保护程度变量的平方项作为解释变量纳入模型之中，据此设定的计量模型见式（3）：

其中，dva即为微观层面测算的企业出口国内增加值率，下标i表示企业，下标j表示出口企业所在地区，下标t表示年份，ηi、ηj和ηp分别表示企业层面的固定效应、企业所在地区层面的固定效应、企业所在行业层面的固定效应，εi，t表示随机扰动项。

四、实证结果

（一）基准回归结果

表1列出了基于OLS估计法的基准模型回归结果。在回归估计过程中，为了避免由于可能存在的异方差等问题从而对估计结果带来的不良影响，本文在计量回归过程中采取了聚类稳健标准误。

第（1）列汇报的计量检验结果，是在未纳入其他影响因素条件下，仅考虑知识产权保护程度及其平方项两个关键解释变量，并且未控制其他固定效应情况下，进行回归估计所得;

第（2）列报告的计量检验结果，是在同时纳入其他影响因素但未控制其他固定效应条件下，进行回归估计所得;

第（3）列是在控制企业固定效应并且只考虑知识产权保护程度及其平方项目时所得回归估计结果;第（4）-（6）列是在纳入其他影响因素并依次控制企业、年份以及行业固定效应基础上，对计量模型进行回归估计所得。第（1）列报告的回归估计结果显示，知识产权保护程度变量的系数估计值为正且通过了1%的显著性统计检验;与此同时，知识产权保护程度变量平方项的系数估计值为负并且通过了5%的显著性统计检验。这表明，加强知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响的确表现出非线性，呈现出倒U型的典型特征。在考虑了其他影响因素以及控制了各种固定效应后，知识产权保护程度变量及其平方项的回归估计结果依然稳健，并未表现出实质性改变，说明上述所得倒U型的非线性影响结论依然是成立的。比如第（6）列汇报的计量检验结果表明，知识产权保护程度变量及其平方项的系数回归值分别为正和负且均通过了显著性统计检验。需要指出的是，由于在计量模型设定时被解释变量采用的是水平值，而核心解释变量和部分控制变量采用的分别是水平值和对数值，因此后两种不同解释变量的回归系数估计值具有不同的经济含义。具体而言，采用水平值的核心解释变量的系数估计值，意味着该解释变量变化1单位所能引起的被解释变量的变动量，而采用对数形式的部分控制变量的系数估计值，意味着其相对变化量导致的被解释变量的绝对变化量。

进一步地，以第（6）列的估计结果为基准，本文测算的倒U型的转变临界值为5.0226。而作为关键解释变量的知识产权保护程度，样本期间内所测算的实际最高值仅为4.3821，远远低于5.0226的临界值水平。这就说明加强知识产权保护对企业出口国内增加值可能会产生的抑制作用，目前的强度尚未达到门槛值水平。

（二）系统GMM回归估计结果

实际上，经济行为通常具有惯性作用，即上一期的经济状况对本期经济状况具有影响，从企业出口国内增加值率的角度看，应该同样如此，也就是说，企业出口国内增加值的变动情况往往具有延续性特征。基于这一考虑，本文将滞后一期的企业出口国内增加值率作为解释变量进一步纳入到上述计量模型中，据此得到了如下动态面板数据模型（4）。

动态短面板的GMM估计方法中，系统GMM（SGMM）可以提高估计效率。据此，本文采用系统GMM估计方法对上述计量模型（4）进行回归估计。在实际回归过程中，为了尽可能地解决可能存在的内生性问题，本文在Stata命令中加入了其他选项（options）的endogenous命令，所得回归估计结果具体见表2。与此同时，本文还在表2的最后几行一并给出了模型的有效性检验结果。从中可以看出，Sargan检验的P值较大，基本可认为不存在过度识别问题;AR（1）、AR（2）的检验结果显示扰动项显著拒绝了二阶自相关的假设，表明序列间不存在相关性问题;Wald检验结果显示均在1%水平上显著，拒绝解释变量系数同时为零的原假设。可见，针对系统GMM的过度识别检验及自相关检验的总体结果显示，模型设定是有效的。

3.Sargan检验的零假设为工具变量与残差无相关性，即模型不存在过度识别;AR（1）、AR（2）检验的零假设为残差不存在一阶、二阶自相关;Wald检验的零假设为回归方程解释变量系数联合不显著。

根据表2各列呈现的回归估计结果，本文可以得到如下几个方面的基本判断：第一，就企业出口国内增加值率的滞后一期dvat-1的系数估计值而言，在各列中都显著为正且通过了显著性统计检验，说明以企业出口国内附加值率为表现的经济行为，的确存在着惯性作用，换言之，企业出口国内增加值率的当期状况会对下一期产生显著的影响。这一发现可能也说明了，以提升企业出口国内增加值率为表现的全球价值链分工地位的改善，需要遵循循序渐进的经济规律，而不能一蹴而就。第二，知识产权保护程度变量APS的系数估计值，在第（1）-（6）列报告的结果中均显著为正，而知识产权保护程度变量的平方项APS2的回归结果，在第（1）-（6）列报告的结果中均显著为负，说明知识产权保护程度对企业出口国内增加值率的作用确实具有倒U型特征。第三，对于其他解释变量而言，表2各列汇报的结果与表1的估计结果相比，没有发生实质性改变。总之，基于系统GMM回归估计方法所得的计量检验结果，与前文基于OLS的基准模型回归结果以及TSLS估计结果相比，表现出较高的稳定性和前后一致性，说明回归估计结果所揭示的知识产权保护程度对企业出口增加值率的影响效应具有相对稳定性和可靠性。

基于前述分析可见，知识产权保护对企业出口国内增加值率具有显著的非线性影响，即表现出典型的倒U型特征。这一结果意味着知识产权保护并非越严越好，就其与企业出口国内增加值率的关系而言，后者会随着前者的增强，出现一个先上升后下降的变化趋势。也就是说，从促进企业出口国内增加值率提升的角度看，知识产权保护程度实际上是存在一个最优临界值的。在此临界值之前，知识产权保护程度的加强，有助于企业出口国内增加率的提升，而越过临界值之后，知识产权保护程度的加强，反而会抑制企业出口国内增加值率的提升。考虑到当前中国扩大开放的重要举措之一就是要加强知识产权保护，既然知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响呈现倒U型特征，因此，本文更关心的是，以加强知识产权保护为表征的开放战略转型，是否有助于提升企业出口国内增加值率，从而有助企业攀升全球价值链？现有研究指出，目前，中国知识产权保护程度相对于激励创新的实际需要而言仍然较低。也就是说，如果从倒U型角度看，中国即便是在较为发达的沿海地区，其知识产权保护强度的实际水平，仍然远远低于理论上的临界值水平。因此，结合现有研究结论，本文的研究结果意味着，继续加强知识产权保护，从促进企业出口国内增加率提升的角度看，仍然有巨大的作用空间，因此也是必要的。

（四）进一步拓展分析

1.分企业性质

不同所有制类型的企业出口国内附加值是否会受到知识产权保护的差异性影响？为了回答这一问题，本文按照出口企业所有制类型，将全样本分为外资企业、民营企业以及国有企业三个子样本，具体回归结果汇报于表3。从中基本可以得到两个方面的判断：第一，不论对于何种性质的企业而言，知识产权保护对其出口国内增加值率都有显著影响;第二，不同所有制类型企业受知识产权保护强度的影响确实存在差异，其中，民营企业所受影响作用力最大，其次是外资企业，最后是国有企业。

2.分贸易类型

不同贸易类型的企业出口国内附加值是否会受到知识产权保护的差异性影响？为了回答这一问题，本文按照前述测算时的划分方式，將样本企业分为一般贸易型企业样本组、加工贸易型企业样本组以及混合贸易型企业样本组，并就此进行进一步计量检验，所得回归估计结果具体汇报于表4。从中容易看出，一般贸易型企业出口国内增加值率受知识产权保护的影响效果最强，其次是混合型贸易型企业，最后是加工贸易型企业。

五、稳健性检验

前述各种估计方法下所得回归结果，虽然尽可能考虑到了内生性、其他影响因素以及特征性因素等，但变量值的测算以及可能存在极端值等情况，仍有可能对计量回归结果产生不良影响，为此，本文再从指标重新测算角度对计量模型进行稳健性检验。

针对企业出口国内增加值率的测算，本文再借鉴Kee等[16]的测算方法，进一步测算了样本期间的相应变量值，以此为基础进行进一步的稳健性计量检验，所得计量回归结果见表5。

表5报告的回归估计结果是以重新测度的企业出口国内增加值率为被解释变量时，对前述计量模型进行回归估计所得。第（1）列实证检验结果显示，知识产权保护程度变量的系数估计值为0.0163，且通过了显著性统计检验，知识产权保护程度变量平方项的系数估计值为-0.0055，这表明，当替换企业出口国内增加值率的测算指标后，知识产权保护程度对企业出口国内增加值率依然呈现倒U型影响特征。进一步地，再考虑了其他可能影响因素及逐步控制其他固定效应后，作为本文关键解释变量的知识产权保护程度及其及其平方项，均没有发生实质性改变，即所得结果表现出了较高的逻辑一致性。对此，本文不再赘述。

除了对被解释变量重新测度之外，本文再以知识产权保护执法力度作为知识产权保护程度的替代变量，据此进行进一步稳健性检验，所得回归估计结果依然稳健

受篇幅所限，此处未汇报具体结果，笔者留存备索。。

六、进一步的机制检验

知识产权保护何以影响企业出口国内增加值率？实际上，从最直接的效应以及知识产权保护的初衷看，所保护的正是企业的创新成果。这也正是现有文献多集中探讨知识产权保护与企业创新之间关系的根本原因所在。从这一意义上说，知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响，主要是通过企业创新这一作用机制。知识产权保护情况对于激发企业的创新活动、提升企业创新能力和水平等均能产生显著的作用力，从而影响到企业绩效。从企业参与全球价值链的角度看，显然会表现在企业出口国内增加值率这一企业经营绩效的重要表征上。为了检验知识产权保护是否通过企业创新这一作用机制而影响企业出口国内增加值率，本文借鉴方杰等[15]使用的中介效应模型进行检验。具体地，本文设定的中介效应模型如下：

其中，IN表示企业的创新活动情况，考虑到本文所使用的数据库实际情况即数据的可获得性，以及前后回归分析样本的一致性，本文采用企业研发投入经费占据企业总产值之比作为企业创新活动的替代变量。据此进行中介作用机制检验，所得具体结果见表6。

第（1）列报告的是计量模型（5）的回归估计结果，第（2）列报告的是计量模型（6）的回归估计结果，第（3）列报告的是计量模型（7）的回归估计结果。从中可以看出，知识产权保护变量系数回归估计值在第（2）列和第（3）列报告的估计结果均显著，并且企业创新变量的系数估计值在第（3）列报告的估计结果显著，说明知识产权保护程度确实通过企业创新能力影响着企业出口国内增加值率。只不过，这一中介效应是部分中介效应而非完全中介效应。综合来看，这一结论证实了前文的理论预期，也是与现有研究发现基本是一致的。

七、简要结论及启示

以加强知识产权保护等为主要表现的扩大开放举措，在中国开放发展新阶段，能否成为提升企业出口国内增加值，进而实现全球价值链分工地位改善的政策举措，是当前中国开放发展所需回答的重要问题。本文利用中国工业企业数据库和中国海关数据库的匹配数据，从企业层面测算了出口国内增加值率，并在借鉴现有方法的基础上通过适当改进，从而在省级层面上测度了知识产权保护程度，据此计量检验知识产权保护状况对企业出口国内增加值率的影响。实证检验的回归结果显示：第一，知识产权保护强度对企业出口国内增加值具有显著影响，并且呈现出倒“U”型特征，也就是说，随着知识产权保护程度的增强，知识产权保护对企业出口国内增加值率的影响，表现为从促进作用到抑制作用的转变过程。第二，在控制了其他可能影响因素以及控制了各种固定效应之后，上述研究发现依然成立，即知识产权保护强度对企业出口国内增加值率表现出的倒“U”型非线性影响具有较高的稳定性和一致性。第三，当采用新的测度指标，以及采用去头子样本和去尾子样本等的稳健性检验中，上述结论依然成立。第四，进一步的作用机制检验表明，知识产权保护确实通过企业创新这一重要作用机制影响着企业出口国内增加值。

需要指出的是，正如戴翔[17]的研究指出，在經济全球化时代尤其是价值链分工不断深化背景下，国内出口增加值率的高低并不存在一个简单的好坏问题。比如，一国从以最终产品为界限的分工参与模式转向以产品价值增值为界限的价值链分工参与模式，显然其出口的国内附加值率会从100%而不断趋于下降，但这种下降显然并非一定意味着坏事，因为这是分工深化和细化带来的必然结果。但是，在假定其他条件不变的情况下，提升出口国内增加值率意味着参与国际分工和贸易的获益能力提升，因而可以看作是一国参与全球价值链分工地位得以改善的表现，是向价值链中高端迈进的表现。正是基于这一意义，根据本文上述研究发现，知识产权保护强度并非越严越好，从促进企业出口国内增加值的角度看，需要寻求更为契合特定发展阶段的知识产权保护强度。换言之，在知识产权保护强度达到这一临界值之前，不断加强知识产权保护程度，是有助于提升企业出口国内增加值率从而改善全球价值链分工地位的。而结合现有研究结论，即目前中国知识产权实际保护强度与激励创新所需的实际强度相比，还有一定距离。因此，从这一意义上说，加强知识产权保护强度能够更加有效地促进企业出口国内增加值率提升。由此也说明了，当前进一步加强知识产权保护作为中国扩大开放的重要举措之一是必要的。当然，如前文分析指出，知识产权保护程度的适当与否，通常与经济发展阶段密切相关，经济发展越是高级化，产业结构越是趋于知识化和技术化，对知识产权保护保护的需求就会更加强烈。这也就意味着，作为适度知识产权保护程度的所谓临界值并非一成不变，而应该是伴随经济发展阶段的变化而变化的。从这一意义上说，伴随中国经济发展从以往高速增长转向高质量发展，新阶段其实对知识产权保护的要求更为强烈，对于中国进一步融入全球价值链分工体系，在开放发展中提升企业出口国内增加率从而获取更好的开放发展效应，意义更为重大。尤其是从要素和投资驱动转向创新驱动后，如何实现开放创新的深度融合，进而加快提升企业出口国内增加值率的提升，改善全球价值链分工地位，显然离不开适度知识产权保护的制度性保障作用。或者更确切地说，加强知识产权保护，及时迎合、顺应乃至引领新一轮经济全球化发展对包括知识产权保护在内的高标准国际经贸规则的需要，也是中国自身开放型经济转型升级的需要。

上述研究发现，不仅能够为新阶段中国开放发展战略的转型，即采取以加强知识产权保护等进一步扩大开放的举措提供了科学依据和经验证据，而且对于进一步厘清影响企业出口国内增加值率的因素，进而据此探寻有效的提升对策，以此攀升全球价值链也有重要政策意涵。当然，由于中国经济发展存在着显著的区域差别特征，因此知识产权保护程度在不同地区也应该有所差异。因此，各地如何根据自身经济发展阶段和需要，探索更加适宜的知识产权保护的制度设计和安排，显得更有意义和更为重要。目前，在扩大开放的举措方面，自贸区的设立特别是2019年进行了新一轮自贸区的扩容，中国自贸区已经形成了从点到线到面的全面开放新格局，这为不同地区在自贸区内试行知识产权改革提供了重大战略机遇，也为知识产权改革探索出更多的成果和经验做法，进而向其他地区的复制和推广带来了重要契机。当然，采取怎样的对策举措从而探索出更加适宜的知识产权保护强度，已经超出了本文的探讨范围。在中国扩大开放过程中，如何根据自身发展需要以及进一步融入全球价值链分工体系的需要，对接经济全球化发展经济新规则的需要，探索出更加适宜的知识产权保护制度和体制机制的安排，是一个有待深入研究的大课题。

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责任编辑、校对： 郑雅妮

Abstract： Based on the matching of China Industrial Enterprise Database and China Customs Database， this paper measures the domestic value-added rate of export of enterprises from 2006 to 2013， and uses the IPR protection measurement indicators at the provincial level to test the impact of protection of intellectual property rights on exporting domestic value-added rates. The results show， that the degree of intellectual property protection has a negative “U”-type nonlinear effect on the domestic value-added of enterprises， that is， the degree of intellectual property protection is enhanced， and the impact on the domestic value-added rate of enterprises exports is changed from promotion to inhibition. The above findings still hold after controlling for other possible influencing factors and various robustness tests. Further testing of the mechanism of action shows that intellectual property protection mainly affects the domestic value-added rate of export of enterprises through the important mechanism of enterprise innovation. Therefore， it is not only necessary but also feasible to continue to strengthen intellectual property protection from the perspective of promoting the increase of domestic export growth rate. The research findings of this paper not only provides scientific evidence and empirical evidence for China to expand its opening up measures to enhance the protection of intellectual property rights， but also has important policy implications for China to explore an effective way to improve the status of global value chain division.

Keywords： intellectual property protection; export domestic value-added rate; innovation; value chain division