知识产权保护与服务贸易技术复杂度：国家差异

考虑到知识产权保护对服务贸易出口技术复杂度的影响存在滞后性，实证模型中选择知识产权保护滞后1期作为核心解释变量。表3中关于序列相关、截面异方差和截面相关的检验显示，三个问题无一例外都存在。Hausman检验结果显示，固定效应模型优于随机效应模型。据此，我们采用Driscoll和Kraay(1998)提出的估计方法，该固定效应估计方法既适合大N小T型面板数据，又可以很好地控制序列相关、截面异方差和截面相关问题。

图1和图3的散点拟合图显示，在全球样本和发展中国家样本中，知识产权保护水平与服务贸易出口技术复杂之间存在非线性关系，因此在世界样本和发展中国家样本回归模型中要引入滞后1期的知识产权保护水平的平方项(ln2_lag_ipr)。而图2显示，发达国家样本中知识产权与服务贸易出口技术复杂度之间存在明显的线性关系。

1.静态面板模型结果讨论

第一，在世界样本范围内，表3的模型(1)和模型(2)的估计结果显示，知识产权保护对服务贸易出口技术复杂度的影响呈现“U”形关系。即在知识产权保护水平较低时，加强知识产权保护反而阻碍服务贸易出口技术复杂度的提升，而当知识产权保护水平越过拐点后，强化知识产权保护才能促进服务贸易出口技术复杂度的提升。为进一步直观体现两者之间的关系，我们利用模型(1)的估计结果，将人均GDP、服务贸易比重、货物贸易比重、教育水平以及二氧化碳排放量的均值代入，得到知识产权保护水平与服务贸易出口技术复杂度的函数关系：

ln prody=10.0156-0.4703ln_lag_ipr+0.1906ln2_lag_ipr

利用STATA软件对上述函数关系进行拟合得到图4。根据图4，可以发现各国实际知识产权保护程度与服务贸易出口技术复杂度存在 “U”形关系。经过简单的数学演算，得出该“U”形图拐点位于ln_lag_ipr=1.2337(即实际知识产权保护水平为3.434)处。这意味着，当一国知识产权保护程度低于拐点3.434时，强化知识产权保护反而阻碍该国服务贸易出口技术复杂度的提升；而当一国知识产权保护水平越过拐点3.434后，进一步加强知识产权保护水平将促进该国服务贸易出口技术复杂度的提升。

图1　全球样本散点拟合图

图2　发达国家样本散点拟合图

图3　发展中国家样本散点拟合图

图4　知识产权保护与服务贸易出口技术复杂度关系图

在世界样本中，知识产权保护对服务贸易出口技术复杂度影响的“U”形关系之所以成立，其原因可能是经济发展导致的服务业结构调整。在经济发展初期，一国主要以自身资源优势发展劳动密集型服务业，例如旅游、交通运输等^[7]，相对知识技术密集型服务业而言，其技术含量并不高，且技术提升的空间也较有限。因此，这些服务贸易行业技术效率的提升对知识产权保护的依赖性不强。与此同时，处于经济发展初期的国家，其知识技术密集型的服务业发展才刚刚起步。而知识技术密集型服务业的发展与传统制造业的发展不同，制造业的发展依赖于规模经济，知识密集型服务业的扩张则依赖于客户扩张引致的“网络效应”。在“网络效应”形成以前，知识密集型的服务行业不仅不需要太强的知识产权保护，反而要求弱化知识产权保护，因为此刻强化知识产权保护只能提高客户的使用成本，高昂的使用成本将潜在客户排除在外，这导致知识密集型服务行业的“网络效应”无法实现。只有当经济发展到一定阶段后，一国的知识技术密集型服务业已经得到一定发展^[8]，其网络外部性已经充分体现出来，这时才需要强化知识产权保护。因为此时如果不加强知识产权保护，在利益的驱动下模仿者将大量出现，并低成本享用已经实现的“网络效应”，这将影响该领域先行进入者的创新动力。因此，当一国经济发展到一定阶段后，知识技术密集型服务业网络外部性已得到发挥，此时加强知识产权保护，可以进一步激发其创新动力，进而提升该国服务贸易出口技术复杂度。

但分区域的回归结果显示，知识产权保护水平对不同发展阶段国家的服务贸易出口技术复杂度的影响存在重大差异。模型(3)、(4)显示，发达国家知识产权保护水平和服务贸易出口技术复杂度体现出正向的线性关系；而模型(5)、(6)显示，发展中国家知识产权保护水平和服务贸易出口技术复杂度体现出“U”形关系。我们认为，由于发达国家的经济发展水平已经越过阶段性拐点，知识技术密集型服务行业已经充分发展，对于知识产权保护的要求更高，这样导致两者之间呈现正的线性关系。而对于发展中国家，由于经济发展差异比较大，实证样本中有经济比较发达的国家，也有非常落后的国家。经济较为发达的发展中国家已经越过阶段性拐点，其知识技术密集型服务业已经渐趋主导地位，自然需要加强知识产权保护；而经济相对落后的发展中国家，其知识技术密集型服务业还未成气候，在“网络效应”形成之前还不能强化知识产权保护。两种因素的叠加效应，使得在发展中国家样本中呈现“U”形关系。

第二，人均GDP的提高可以促进服务贸易出口技术复杂度的提升。这个结论在所有模型中都成立。但影响程度在发达国家和发展中国家之间存在差异。以模型(3)和模型(5)为例，对于发达国家而言，人均GDP每提高1个百分点，其服务贸易出口技术复杂度上升0.3953个百分点；而对于发展中国家，其人均GDP每提高一个百分点，只能促进该国服务贸易出口技术复杂度提高0.062个百分点，这远远低于发达国家水平。要解释这一现象，仍然要从服务贸易行业结构差异着手。实证样本数据显示，发达国家在知识技术密集型服务贸易行业的出口比重要高于发展中国家，这说明发达国家在知识技术密集型服务行业的优势强于发展中国家，显然知识技术密集型服务行业技术水平高于一般服务行业。由于发达国家的知识技术密集型服务行业比重大，因此较发展中国家而言，经济增长对服务贸易出口技术复杂度的促进作用更为明显。

第三，一国服务贸易比重对服务贸易出口技术复杂度产生正的影响。模型(1)显示，就世界样本而言，服务贸易比重每上升1个百分点，可以促进其出口技术复杂度提升0.2025个百分点。模型(3)和模型(5)的回归结果表明，发达国家服务贸易占比每提升1个百分点，可以提高其出口技术复杂度0.3953个百分点；而发展中国家服务贸易占比每提升1个百分点，只能促进其出口技术复杂度提升0.062个百分点。出现上述差异的原因也在于两类国家服务业内部结构的不同。按照服务业结构演化的规律，发达国家服务贸易中知识技术密集型服务业占据绝对主导地位，而发展中国家的知识技术密集型服务业比重较发达国家低。因此，同样是服务贸易比重的增加，但对服务贸易出口技术复杂度的影响程度却不同。

第四，一国货物贸易比重增加将提升该国服务贸易出口技术复杂度。模型(1)显示，就世界样本而言，货物贸易比重对服务贸易出口技术复杂度影响的弹性为0.2792。分区域的研究发现，发展中国家货物贸易比重对服务贸易出口技术复杂度的影响弹性要高于发达国家。模型(3)显示，发达国家的货物贸易比重每上升1个百分点，对服务贸易出口技术复杂度影响0.2236个百分点；而同样情况下，模型(5)显示，发展中国家货物贸易比重对服务贸易出口技术复杂度的影响弹性为0.3425，超过发达国家0.1189个百分点。我们认为，由于发达国家普遍存在“去工业化”现象，导致货物贸易的发展对服务贸易出口技术复杂度的影响存在边际递减效应。伴随着发达国家“去工业化”进程的深入，普通制造业和服务业之前的关联效应也在减弱，这将弱化发达国家货物贸易对服务贸易出口技术复杂度的影响。

表3　静态面板回归结果(www.xing528.com)

续表

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

第五，一国教育水平的提升对其服务贸易出口技术复杂度的影响在统计意义上并不显著，这个结论不管是针对世界样本还是针对区域样本都成立。出现这一结果的原因可能有以下两点：其一，可能是反映人力资本的教育水平变量对不同性质的服务行业影响存在差异。张雨(2012)借鉴焦斌龙等(2010)测度中国人力资本存量的方法，研究发现人力资本存量对传统服务贸易(劳动密集型服务业)出口技术含量提升无显著影响，对新型服务领域(知识技术密集型服务业)出口技术含量则有显著影响。由于本文被解释变量是全体服务行业的出口技术复杂度，无法区分教育水平对差异性服务行业出口技术复杂度的影响。因此，回归结果只能表明，在现有样本范围内，教育水平无法在统计上证实可以促进服务贸易出口技术复杂度的提升。其二，由于无法获取各国人力资本存量指标，利用高等教育入学率作为人力资源的指标可能存在一定的测度偏误问题。而且，高等教育入学率在样本时间跨度内变化并不大，这对于模型的统计显著性也会产生一定影响。

第六，环境保护因素对各国服务贸易出口技术复杂度产生重要影响。模型估计结果显示，二氧化碳和PM10排放量对各国服务贸易出口技术复杂度产生负的影响。这意味着，伴随着世界环境保护越来越严的趋势，各国在服务贸易领域也“被迫”竞相发展知识技术密集型服务业^[9]，这样传统服务业的地位就相对弱化。两个环境约束指标回归结果的一致性也保证了模型结果的稳健性。

2.动态面板模型结果讨论

经济理论认为，由于惯性的原因，个体的过去行为对当前行为产生重要影响。王永进(2010)指出，由于企业出口行为具有一定的持续性，需要在回归方程中引入服务贸易出口技术复杂度的一阶滞后项。而一旦引入解释变量的滞后项(ln_lag_prody)，面板模型就具有动态特征，其内生性问题变得棘手起来。此时采用FE估计可能是不一致的，存在动态面板偏误的问题。解决上述问题的方法一般有两种：其一，Arellano和Bond(1991)提出的差分GMM估计；其二，Blundell和Bond(1998)提出的系统GMM估计。对于统计量，虽然无偏性是第一位的，但有效性也很重要。基于此，我们在表4中报告了两步法(two step)差分GMM的稳健性估计。该方法的特点在于：首先，能够很好地处理被解释变量滞后1期系数较小的情况，表4显示，服务贸易出口技术复杂度的一阶滞后项系数普遍只在0.2左右；其次，该方法不需要差分项与个体效应不相关的严格假定；最后，由于差分GMM估计使用较少的工具变量，在解释变量一阶滞后项系数较小时，估计有效性更高。当然，考虑到模型中的样本国发展差异比较大，异方差问题在所难免，在工具变量的过度识别上，我们采用异方差稳健的Hansen检验。

Hansen检验结果显示，在表4的模型估计中，我们可以在5%的显著性水平上接受“所有工具变量都有效”的原假设。根据表4的估计结果，我们对比表3得到如下结论：

第一，所有模型都显示，解释变量的滞后1期对解释变量当期的影响显著为正。大体上，滞后1期的服务贸易出口技术复杂度对当期的影响弹性约为0.2，尽管估计结果都在1%的统计结果上显著，但影响系数并不高。此结果远远低于王永进(2010)的研究结论：货物贸易出口技术复杂度的滞后1期对当期的影响系数接近0.8。文献对比说明两个问题：其一，有形商品出口技术复杂度的滞后期的促进效应强于服务贸易出口技术复杂度；其二，由于解释变量滞后1期系数较小，说明我们采用差分GMM估计是有道理的。

第二，跟静态面板模型估计一致，在世界样本模型和发展中国家样本模型中，知识产权保护对服务贸易出口复杂度的影响呈现“U”形特征，但估计的统计显著性较静态面板模型减弱。模型(3)和模型(4)的估计结果表明，发达国家的知识产权保护对服务贸易出口技术复杂度的影响呈现正的线性影响，这也和表2静态面板估计结果保持一致。

第三，在模型的控制变量方面，人均GDP、服务贸易比重以及货物贸易比重和教育水平对服务贸易出口技术复杂度影响的结论和静态面板数据一致。表4的估计结果显示，人均GDP的发展、服务贸易比重和货物贸易比重的上升可以促进一国服务贸易出口技术复杂度的提升。而高等教育入学率对服务贸易出口技术复杂度的影响在统计上仍然不显著。

第四，环境保护因素对服务贸易出口技术复杂度的影响与静态面板数据基本一致。但与静态面板模型相比，二氧化碳排放量对服务贸易出口技术复杂度的影响尽管为负，但部分估计结果在统计上并不显著；而PM10排放量对服务贸易出口技术复杂度的影响仍然显著为负，与静态面板模型保持一致。

表4　动态面板回归结果

续表

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。