张金灿 邓云杰 张俊涛

（郑州大学 管理学院， 河南郑州 450001）

一、引言

改革开放40 多年来，中国不断扩大对外开放，创造了对外贸易的增长奇迹，一跃成为世界第一大货物贸易国。 近些年来，中美贸易摩擦的出现、贸易单边主义与保护主义的抬头等极大程度影响了中国对外贸易发展，其中，知识产权调查也成为抑制中国产品出口的一种新手段。 据统计， 在美国知识产权调查案件总数中，针对中国的占比从2001 年的4.17%上升到2019 年的59.51%。[1]诸如此类的高技术制裁手段给国内相关产业发展带来了极大挑战。在日趋严峻的形势下，中国外贸亟须向创新驱动的外贸高质量发展转变。 创新是中国突破现有外贸困境、推动贸易转型升级的有效抓手，而知识产权保护为创新提供了重要的制度保障。 完善知识产权制度设计， 不仅有助于以制度优势推动创新保护，更有助于推进外贸高质量发展。 与此同时，数字经济的发展也为创新驱动机制注入了新的活力。 因此，如何在数字经济发展背景下有效释放制度红利，对要素驱动的外贸高速发展向创新驱动的外贸高质量发展转变具有重要意义。 知识产权保护如何驱动中国外贸高质量发展？ 笔者在前人研究的基础上进行机理分析与实证探索。

知识产权保护对外贸发展的各个细分维度均存在影响。 宏观层面，已有研究证实加强知识产权保护能够促进R&D 密集型产品出口、[2]提高出口二元边际、[3]增强外贸比较优势。[4]相比发达国家，提升知识产权保护水平能够线性促进服务贸易出口技术复杂度的提升，在发展中国家，两者呈倒“U”型的非线性关系。[5]微观层面，知识产权保护通过缓解企业外部融资约束、增加企业研发投入、改善企业人力资本结构等推动企业创新，[6]进而提高企业的出口产品质量。[7，8]但也有研究认为知识产权保护的强度存在最优区间， 适度的知识产权保护能够促进创新，从而提升中国的全球价值链地位及出口技术复杂度；过度的知识产权保护反而会强化优势主体的垄断势力，通过抑制创新发挥低端锁定效应。 因此，知识产权保护与外贸发展的各个维度存在倒“U”型的非线性关系。[9-11]可见，已有研究对两者关系的探讨主要聚集于外贸发展规模以及出口技术复杂度等单一维度。 就机制而言，创新是连接知识产权保护与贸易发展各单一维度的主要纽带，且这一机制受到诸如贸易成本、作用对象特征等因素的影响。 随着经济发展进入数字经济时代， 数字经济降低成本、缓解信息不对称等作用是否影响此机制？ 以往研究并没有给出答案，笔者试图在这一研究框架下进行拓展。

已有研究认为互联网的应用提高了企业生产管理能力，从而与创新保护协同促进企业出口产品质量的提升；[12]此外，互联网的应用还能够直接作用于创新主体或间接影响外部投资者以及政府，与知识产权保护协同促进区域创新产出的提升。[13]这为笔者提供了启示与借鉴，但任一单一维度都无法准确体现宏观层面贸易的综合发展质量。 在数字经济时代，人类社会发展不断迈向智能化、数字化，以区块链、大数据、云计算等技术为核心的数字经济渗透到经济发展的各个方面。 因此，联系数字经济优化创新要素配置效应，探讨现有知识产权保护制度是否能够适应新经济形态，对以制度优势推动外贸高质量发展的开放战略及扩充相关理论研究具有重要现实意义。

笔者基于新发展理念， 结合已有研究综合测度了2011—2020 年中国省级层面的外贸高质量发展水平。 在此基础上，融合数字经济可能产生的影响，探究知识产权保护与外贸高质量发展的关系，这也是本研究可能的边际贡献。

二、理论分析与研究假设

（一）知识产权保护与外贸高质量发展

综合已有研究， 笔者认为知识产权保护主要通过提高人力资本水平以及提升创新绩效两条途径影响外贸发展质量。

第一，知识产权保护通过“重视人才”示范效应与鼓励企业创新引致的倒逼效应吸引人才，提高人力资本水平并改善其结构，进而推动外贸转型升级。[14]一方面，知识产权保护力度的强弱往往也代表着对知识型人才的重视程度，制度环境的优化通过增加高技能人才工资水平及创新报酬直接吸引高技能人才的流入；同时加强知识产权保护提高了企业的知识产权保护意识，以培育良好的创新文化，企业因此而建立的高效人才激励制度不断为创新提供人才支持。[15]另一方面，加强知识产权保护使得企业模仿创新的成本大幅提升，导致企业的部分创新路径内向化，企业的创新型人才需求不断增加，倒逼政府更加注重高素质人才的培育并加大人才引入力度。人力资本水平的提高反过来推动企业自主创新能力的提高，满足了企业产品、技术、管理等各方面的创新需求，从而提高了出口产品的质量和生产效率，[16]继而培育宏观层面的外贸竞争力。 此外，人力资本的提升不仅有助于缓解“资源诅咒”现象，[17]还有助于推动国内知识密集型产业的创新发展，使得具有高附加值、高技术含量等特点的服务贸易占比不断增大，从而推动外贸高质量发展。

第二，知识产权保护通过激励创新、[18]缓解企业融资约束、促进高质量技术溢出[19]等途径提高区域创新绩效，从而驱动外贸高质量发展。 从创新收益看， 加强知识产权保护提高了知识产权的排他性，保护了知识产权人的创新垄断收益，从而激励企业创新；[20]从创新成本看，专利排他性增强带来的垄断收益提升有助于缓解企业融资约束、 降低创新风险，使其有能力、有意愿加大研发资金和人力资本投入力度；从创新资源看，一国知识产权保护水平的提高通过降低专利被盗窃概率、保护创新垄断优势，吸引外资的入驻及内向技术的转让，为国内相应企业学习、模仿世界各地先进技术提供了机会，[21]进而不断提高国内企业自主创新能力。 而企业作为国内产业和出口贸易的微观主体，其技术的不断进步和持续创新不仅是破解卡脖子技术难题及低端价值链锁定的基础，还是培育外贸竞争力的重要推动力。 由此提出如下假设：

H1：知识产权保护通过提高人力资本水平促进外贸高质量发展。

H2：知识产权保护通过提升创新绩效驱动外贸高质量发展。

（二）数字经济下的知识产权保护与外贸高质量发展

数字经济对知识产权保护与外贸高质量发展关系的影响主要是从人力资本、创新绩效两方面传导机制来实现的。从人力资本角度看，数字经济通过资源再配置和产业智能化削弱了人口红利下降、低技能劳动力短缺所导致的人力成本上升，[22]促进了人力资本结构的高级化。 此外，数字经济带来的知识要素自由流动和相互关联效应有助于加速人力资本的积累和高级化进程，[23]进而推动外贸高质量发展。 从创新角度看，尽管大量研究表明知识产权保护有助于推动企业创新，但知识产权保护力度过高也导致制度成本上升，削弱了企业开展创新活动的积极性。 而产业数字化转型降低了创新要素的流动壁垒，部分抵消了创新成本上升对企业创新的消极影响。 不仅如此，数字经济发展还协同知识产权保护提高了知识产权市场的透明度，降低了创新的重复度，为各创新主体提供了多样化知识获取渠道，同时为主体间的合作创新提供了平台。 通过营造“大众创业、万众创新”的竞争环境，间接和直接促进了创新效率的提升。[24]总体来看，数字经济发展基本遵循“梅特卡夫法则”。在发展初期，由于制度环境、基础设施水平等限制，其带来的网络效应并不能有效发挥，与知识产权保护的契合度较低。 但随着数字经济发展水平的不断提升，创新研发的边际成本不断下降，收益不断递增，对创新激励的放大作用逐渐占据主导地位，与知识产权保护的契合度随之提升，从而增强了知识产权保护对外贸高质量发展的促进效应。 基于此，提出如下假设：

H3：在数字经济影响下，知识产权保护与外贸高质量发展呈非线性关系，当数字经济发展水平较高时，知识产权保护的人力资本积累和创新绩效提升效应进一步增强，从而更能推动外贸高质量发展。

综上， 知识产权保护对外贸高质量发展的作用机制如图1 所示。

图1 作用机制图

三、研究设计

（一）模型设定

知识产权保护作为制度质量的重要组成部分，推动着外贸的创新发展， 为检验此效应是否存在，构建如下模型：

式（1）中，quai,t为i 省第t 年的外贸高质量发展水平，ipri,t表示i 省第t 年的知识产权保护水平，πi,t为控制变量，γt、ℓt分别为个体、时间固定效应，εi,t为随机扰动项。

在式（1）验证了知识产权保护与外贸高质量发展关系假设的基础上，进一步使用中介效应模型检验知识产权保护影响外贸高质量发展的机制假设，模型如下：

其中，Mi,t代表区域人力资本及创新绩效， 为知识产权保护作用于外贸高质量发展的中介变量，其余变量同式（1）。 此外，为检验在数字经济这一新经济形态下，知识产权保护与外贸高质量发展的关系是否有所变化，设定面板门槛模型如下：

其中，I(·)为指示函数，当满足括号内条件时取值为1，否则取值为0，dei,t表示i 省第t 年的数字经济发展水平，其余变量同式（1）。 式（4）表示的是单门槛情形，具体可根据门槛个数检验结果进一步扩充至多门槛情形。

（二）变量说明

1.被解释变量。结合新发展理念，马林静（2020）构造的国家层面的外贸高质量发展体系与时俱进且内涵丰富，[25]笔者在此基础上，综合评价各省份的外贸高质量发展水平，具体指标如表1 所示。 进一步采用熵权法确定各指标的权重，最终使用算术加权综合法计算出外贸高质量发展的综合指数(qua)。

2.解释变量与门槛变量。知识产权保护(ipr)为核心解释变量，数字经济发展水平(de)为门槛变量。 使用学术界普遍使用的各省份技术市场交易额占GDP 比重表征知识产权保护水平，该指标是知识产权保护强度执法与立法的综合客观体现。 借鉴赵涛等（2020）[26]的研究，从数字金融普惠、数字交易及信息化水平3 方面构建省级层面的数字经济发展水平指标体系（如表1 所示）.其中，中国数字普惠金融指数来自北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的“北京大学数字金融指数”，[27]使用熵权法确定各指标权重，并通过算术加权综合法计算出数字经济发展的综合指数。

表1 中国省份外贸高质量发展和数字经济发展评价指标体系

3.中介变量与控制变量

中介变量为区域人力资本 （hc） 与创新绩效（tec）。 相比于使用人均受教育年限、第三产业从业人员占比等单一指标衡量地区人力资本水平，《中国人力资本报告（2019）》公布的各省份人均实际人力资本水平较为综合全面反映了地区人力资本水平高低。 因此，笔者使用人均实际人力资本作为地区人力资本的代理变量。 借鉴大多数研究的做法，使用各个省份发明专利授权量表征创新绩效。 控制变量为：经济发展水平（gdpp），以人均GDP 衡量；实际利用外资额（fc），使用当年各个省份实际使用外资额表示；政府干预（gi），选取公共财政支出占GDP比重衡量；基础设施建设水平（il），选用铁路营业里程、内河航道里程以及等级公路里程的总和与区域面积的比值表示；金融发展水平（fd），以金融机构年末存贷款余额与GDP 的比值表示；互联网发展水平（id），选用移动互联网普及率表示。

（三）数据来源与描述性统计

除数字普惠金融指数、 人均实际人力资本数据外，其他数据均来自《中国统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》《国家知识产权局统计年报》及各省份相应年份的统计年鉴及统计公报； 样本期间为2011—2020 年，样本对象为中国内地（除西藏外）30个省份。 其中2020 年各省份的人均实际人力资本水平是根据报告中1985—2019 的数据，使用Arima模型进行预测所得；为了缓解异方差问题，对所有变量取对数。 此外， 变量中方差膨胀因子最大为4.6，远小于经验值，即模型中不存在较为严重的多重共线性问题。 变量描述性统计结果如表2 所示。

表2 变量描述性统计结果

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

在进行回归之前， 首先检验变量数据的平稳性， 选用HT共同根、IPS 单位根进行检验。 结果显示，变量经过一阶差分后均通过了单位根检验。 其次， 采用Kao＆ Pedroni 的残差协整检验工具进行协整检验， 结果拒绝了不存在协整关系的原假设。随后采用双向固定效应回归，并选择稳健标准误，回归结果如表3 列（1）、列（2）所示。 由于模型存在组间异方差及截面相关问题，选择异方差-序列相关-截面相关稳健性标准误，采用固定效应模型进行回归，结果如表3 列（3）、（4）所示。 此外，进一步采用可行的广义最小二乘法（FGLS）和面板修正标准差法（PCSE）进行估计，估计结果如表3 列（5）～（8）所示。

表3 基准回归结果

由表3 可知，列（1）～（6）均表明，知识产权保护对外贸高质量发展具有显著正向影响，表明加强知识产权保护进一步强化了制度优势，为创新驱动外贸发展提供了制度保障，从而助推外贸高质量发展的实现。 由于模型存在组内自相关、组间异方差及截面相关问题，因此选用列（6）的结果作为分析的基础。 控制变量方面，人均GDP 对贸易发展质量有负向影响，原因在于：人均GDP 增长意味着对高端商品、高质量商品的消费增加，而在此领域国外商品相对更有优势。 外商直接投资对贸易发展质量有正向影响，原因在于：随着中国经济的发展，外商投资质量不断提升，一方面外商投资直接提升了中国商品出口的层次，另一方面外商直接投资带来的技术溢出效应和倒逼效应推动了国内企业的创新进程，提高了中国出口商品整体质量水平。 政府干预一方面发挥了监管、调控作用，在不断引导和规范行业发展的同时，也一定程度妨碍了市场自由竞争机制的形成，延缓了低端产业退出的进程，因而与外贸发展质量显著负相关。 基础设施的完善总体上提高了外贸发展的质量，随着中国基础设施建设的不断完善，其对产业、贸易的支撑作用越发明显，特别是新型基础设施建设极大提高了经济发展效率，中西部地区基础设施建设投资力度的加大，更是不断助推产业体系成型、物流效率提升及统一大市场形成。 移动互联网普及率的提高显著推动了外贸高质量发展水平的提升，与以往研究结论相呼应；金融发展水平的提升有助于缓解企业融资约束，有助于推动企业开展技术研发活动，同时为服务业发展提供资金支持， 不断提升出口附加值，进而促进外贸高质量发展。

（二）中介效应检验

为验证知识产权保护作用于外贸高质量发展的机制，依据式（2）、式（3），分别以人力资本、创新绩效为中介变量， 采用可行的广义最小二乘法（FGLS）进行回归，对假设H1 和假设H2 进行验证（表4 为中介效应检验结果）。

表4 中介效应检验结果

表4 列（1）显示，知识产权保护显著促进了人力资本水平的提升。 进一步将知识产权保护与人力资本同时作为解释变量进行回归得到列（2）的结果，发现两者的系数均通过显著性检验，证实了人力资本的部分中介作用，假设H1 由此得到证实。 列（3）表明知识产权保护能显著提升创新绩效。 进一步将知识产权保护与区域技术创新共同作为解释变量，其回归结果列（4）显示知识产权保护依然有助于外贸高质量发展。 在此情境下，创新绩效的系数显著为正，表明创新绩效在知识产权保护影响外贸高质量发展中发挥着中介作用，假设H2 由此得到验证。

（三）数字经济的门槛效应

前文理论分析了数字经济可能对知识产权保护与外贸高质量水平两者关系产生的影响，进一步通过面板门槛回归检验数字经济可能产生的影响。 经过“自助法”（bootstrap 法）反复抽样500 次后，结果（如表5 所示）表明数字经济发展水平门槛变量显著通过了单一门槛检验，未通过双重门槛检验，且门槛值为-1.745 （对应数字经济发展水平的实际值为0.175，数字经济发展水平高于这一门槛值的样本占比为41.667%）。 进一步绘制LR 似然比函数密度图（如图2 左图所示），当LR=0 时，数字经济发展水平对应的门槛值为-1.745； 当门槛值分别处于相应的95%置信区间时，LR 值均小于7.35， 表明门槛估计值与其真实值相同。 笔者设定单一门槛回归模型，检验结果如表6 列（1）所示。 为进一步证实门槛回归结果的稳健性，借鉴代中强（2014）的方法测度省级层面的知识产权保护强度， 替换核心解释变量，重新进行门槛检验及门槛回归，检验结果见表5 的后两行，对应的LR 似然比函数密度图为图2 右图，回归结果见表6 列（2）。

表6 门槛回归结果

图2 数字经济门槛回归LR 图

表5 门槛效应检验结果

表6 显示：在数字经济影响下，知识产权保护与外贸高质量发展呈现显著的非线性影响。 当数字经济发展水平低于-1.745（实际值为0.175）时，知识产权保护对外贸高质量发展的弹性系数为0.066，且在1%水平上显著； 当数字经济水平越过这一门槛值时，知识产权保护对外贸高质量发展的弹性系数提高至0.116，证实了假设H3 的推理。 稳健性检验结果还表明， 当数字经济发展水平高于门槛值-2.459（实际值为0.086）时，知识产权保护对外贸高质量发展的促进效应由低于门槛值时的0.002 提高至0.147，证明了门槛回归结果的稳健性，假设H3 得到证实。 从中可以看出，随着数字经济发展规模逐渐扩大，其带来的种种经济发展红利不断得到释放，同时也为制度环境建设带来了机遇。 制度环境各个方面的不断创新和完善，使得数字经济发展中遇到的问题得以缓解并解决，为数字经济与实体经济的融合、要素配置效应、创新升级效应的发挥提供了制度保障。 此时，数字经济与知识产权保护的契合度逐渐提升，制度优势红利进一步增强。

（四）稳健性检验

为确保结果的稳健性， 进一步使用以下方法进行稳健性检验和内生性处理。（1）使用代中强（2014）的测度方法重新测度知识产权保护强度。 （2） 改变外贸高质量发展的评价指标权重赋权方法。 使用CRITIC-熵权综合法对外贸高质量发展综合评价指标体系中的各指标进行赋权，重新合成指数替代原有被解释变量进行回归。（3）参考章秀琴（2017）[28]的做法，使用对外贸易业绩指数衡量外贸高质量发展水平。（4）缩尾处理。对样本进行5%的缩尾处理，以剔除样本中极端值对回归结果的影响。 （5） 将所有控制变量取滞后一期重新进行回归，以进一步缓解控制变量与被解释变量可能存在的内生性问题。（6）工具变量回归。 参考大多数研究的做法，选取知识产权保护滞后一期作为自身的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行回归，结果如表7 所示。

表7 显示， 核心解释变量的系数均通过了显著性检验， 控制变量的系数也未发生方向性的变化，从Kleibergen-Paap rk LM 与Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量可以看出，采用知识产权保护滞后一期作为工具变量通过了弱工具变量及识别不足检验。 总体而言， 各维度的稳健性回归结果均支持了知识产权保护促进外贸高质量发展水平提升这一假设。

表7 稳健性检验与内生性处理结果

（五）异质性检验

由于中国各个省份知识产权保护在执法力度上存在差异，外贸发展也往往与区位优势联系密切。 结合数字经济对两者关系的影响， 按照各个省份当年的数字经济发展水平是否大于全国平均值， 将样本划分为数字经济发展水平较高样本和数字经济发展水平较低样本，进行分样本回归；与此同时，将中国30 个省份划分为长三角经济圈、 珠三角经济圈及环渤海经济圈等三大经济圈地区以及非三大经济圈地区， 从而考察知识产权保护与外贸高质量发展可能存在的地区差异 （回归结果如表8 所示）。

表8 异质性检验结果

表8 列（1）和列（2）为按照数字经济发展水平进行划分的异质性回归结果。 结果显示，知识产权保护的系数均在5%水平上显著为正，但在数字经济发展水平较低地区，知识产权保护对外贸高质量发展的促进作用明显小于数字经济发展水平较高地区。 这验证了前述以数字经济发展为门槛变量的回归结果，即数字经济发展处于较低水平时，对人力资本结构的改善作用以及对创新要素配置的优化作用较小，知识产权保护对外贸高质量的促进作用未得到有效体现；但当数字经济发展水平进一步提升，与区域各行业各领域的发展融合度逐步提高，数字经济的成本效应、网络效应等开始显现，由此产生的创新激励、要素优化配置、人力资本积累作用越来越大。 此时，在知识产权保护制度保障下，人力资本与区域创新对外贸高质量发展的积极影响越来越大。 列（3）和（4）为区域异质性回归结果。 结果显示，三大经济圈地区知识产权保护对外贸高质量发展的促进效应相比非三大经济圈地区更显著。 说明知识产权保护对外贸高质量发展的作用依赖于当地的发展背景及制度环境建设。 三大经济圈地区具备较好的政策支持及更完善的制度环境，对人才的吸引力更大，数字经济发展水平也较高，使得加强知识产权保护助推外贸高质量发展的效应得到更充分的发挥。

五、结论及对策建议

笔者在知识产权保护与贸易高质量发展的关系研究框架下，基于2011—2020年中国省级面板数据，实证分析了知识产权保护、数字经济与外贸高质量发展之间的关系。 结果表明：知识产权保护能够显著促进外贸高质量发展，提升人力资本水平及创新绩效是其中重要的机制。 在数字经济发展影响下，知识产权保护对外贸高质量发展的积极影响进一步增强。 异质性分析结果表明，知识产权保护对外贸高质量发展的影响在数字经济发展水平较高的地区更大，相较于中西部地区，东部地区的知识产权保护更能够促进外贸高质量发展水平的提升。

根据研究结论，提出如下对策建议。

第一，进一步加大知识产权保护力度，优化制度环境建设，同时注重因地制宜。 研究表明，在数字经济发展新常态下，知识产权保护促进外贸高质量发展的效应得到进一步增强，但区域层面的知识产权保护力度存在较大差异。 应进一步推进知识产权保护工作，真正实现中国对外贸易区域协调发展。

第二，以提升人力资本水平和推动技术创新为切入点，助推外贸高质量发展。 要通过加大人才引入力度、加大教育资金投入、推动政产学研合作、加大研发资金投入及严格把控授权专利质量等，畅通中介渠道，以形成技术引入、吸收、再创新的后发优势，促进外贸全方位均衡发展。

第三，在强化知识产权保护的同时，要积极发挥数字经济的催化剂作用。 要完善数字经济发展的基础设施并优化制度环境，在提高数字经济发展规模的同时，注重数字经济发展效益。 通过发挥数字经济强化知识产权保护的积极作用，充分释放数字经济发展红利，不断提升两者的契合度，共同助推外贸发展迈向新台阶。