知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)畢業(yè)論文范文

1、出口貿(mào)易流量與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù) 摘要：本文使用1995-2010年中國對世界各國出口的HS6分位產(chǎn)品的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國出口貿(mào)易流量的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：從整體上看，出口目的國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促進(jìn)中國出口貿(mào)易流量的增加，這在知識密集型行業(yè)中更為明顯；高收入和中等收入出口目的國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對中國出口到這些國家的出口貿(mào)易流量具有正向影響，而低收入出口目的國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對中國出口到這些國家的出口貿(mào)易流量具有負(fù)向影響；對于不同收入水平的出口目的國，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)提高的影響在知識密集型行業(yè)中均相對更大。 本團(tuán)隊(duì)長期從事論文寫作與發(fā)表服務(wù)，詳情伍老師扣扣：三零零四零

2、九八三關(guān)鍵詞：出口貿(mào)易流量；知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)；知識密集型行業(yè)；收入水平 中圖分類號：F752.62；F113；D923.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 一、引言 近年來，我國授予的專利數(shù)增加非常迅速，且在所授予的專利中，由國內(nèi)發(fā)明人申請的專利數(shù)占絕大多數(shù)。雖然專利數(shù)據(jù)并不能完全說明一國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的強(qiáng)度，但授予的專利數(shù)越多，說明企業(yè)的創(chuàng)新越多，而且也越重視對自主創(chuàng)新的保護(hù)，因而在一定程度上能夠體現(xiàn)出知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加。 部分學(xué)者認(rèn)為，較高的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)不利于全球凈經(jīng)濟(jì)福利的改善，不僅會阻礙發(fā)展中國家通過模仿等途徑改善本國的經(jīng)濟(jì)福利，而且在一定條件下也會阻礙發(fā)達(dá)國家的創(chuàng)新活動（Chin et al.， 19

3、91；Helpman，1993；Lai et al.， 1998；Smith， 2001）。與此不同，另外一些研究者則認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高會鼓勵發(fā)達(dá)國家向發(fā)展中國家進(jìn)行投資，降低發(fā)達(dá)國家保護(hù)性研發(fā)的投入，從而促進(jìn)發(fā)展中國家的技術(shù)創(chuàng)新（Diwan et al.， 1991； Gould and Gruben， 1996；Maskus and Penubarti， 1995）。然而這些文獻(xiàn)僅僅分析了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對技術(shù)進(jìn)步和社會福利的影響，并沒有分析其對出口貿(mào)易流量的影響。為了彌補(bǔ)這一研究的不足，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行了相應(yīng)的研究。Ferrantino（1993）認(rèn)為更強(qiáng)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)將鼓勵外國企業(yè)

4、以FDI、專利注冊許可而不是貿(mào)易的形式進(jìn)入該國市場，因此加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的力度將導(dǎo)致出口的減少。然而Ferrantino的研究遭到了一些學(xué)者的質(zhì)疑。Maskus and Penubarti（1995）認(rèn)為，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口貿(mào)易有“市場擴(kuò)張效應(yīng)”（market expansion effect）和“市場支配力效應(yīng)”（market power effect）。在較弱的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境下，市場擴(kuò)張效應(yīng)使得潛在侵權(quán)者侵蝕企業(yè)的收益，降低企業(yè)專利產(chǎn)品在該市場上收益， 因而知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強(qiáng)將導(dǎo)致對該產(chǎn)品進(jìn)口的增加；而在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)，由于市場支配力效應(yīng)的存在，企業(yè)不用擔(dān)心潛在的侵權(quán)和模仿行為，

5、企業(yè)將采取減少銷售、收取高價的方式維持市場支配力。然而，由于無法判斷兩種效應(yīng)的大小，理論上知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對貿(mào)易流動的影響是無法確定的。Braga and Fink（1999）和Fink and Maskus （2005）利用引力模型發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與貿(mào)易之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，但對高技術(shù)產(chǎn)品出口的影響則沒有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。Awokuse and Yin （2010）應(yīng)用中國的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)數(shù)據(jù)對進(jìn)口貿(mào)易與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加會促進(jìn)中國的進(jìn)口，尤其是對高技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口。梁紅英和余勁松（2010）應(yīng)用我國2000-2006年省際面

6、板數(shù)據(jù)分析了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口貿(mào)易之間的關(guān)系，結(jié)果表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的加強(qiáng)對出口總量和結(jié)構(gòu)存在顯著正向作用，但不同變量的作用存在差異。 事實(shí)上，僅從總出口貿(mào)易流量與我國總專利數(shù)之間的相關(guān)關(guān)系來看，兩者之間存在著較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)達(dá)0.93，但這一關(guān)系是否能得到分行業(yè)數(shù)據(jù)的支持？本文在已有研究成果的基礎(chǔ)上，從知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的角度出發(fā)，利用1995-2011年的分行業(yè)數(shù)據(jù)考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對我國出口貿(mào)易流量的影響。 二、計(jì)量模型和變量說明 （一）多變阻力引力模型 分析雙邊貿(mào)易流量的影響因素必然會考慮經(jīng)典的引力模型，其重要理論假設(shè)包括壟斷競爭市場、常替代彈性需求函數(shù)以及冰山成本。傳統(tǒng)的引力模型

7、為一個包含出口國和進(jìn)口國的特征（如GDP、人口以及地理距離等）以及其他阻礙或促進(jìn)貿(mào)易的變量（如關(guān)稅、共同邊界以及關(guān)稅同盟等），其基本方程為： 參數(shù)1和2的估計(jì)值預(yù)期為正，因?yàn)閲襥和國家j的經(jīng)濟(jì)增長會促進(jìn)國家間的貿(mào)易，因而會引起出口貿(mào)易流量的增加；參數(shù)3和4的估計(jì)值預(yù)期為正，因?yàn)槿丝谠蕉嗟膰以絻A向于更高的國際貿(mào)易，因而出口流量越大；參數(shù)5的估計(jì)值預(yù)期為負(fù)，兩國間地理距離越大，出口流量越?。粎?shù)6的估計(jì)值預(yù)期為正，一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會推動給定的雙邊貿(mào)易，即兩個國家之間的貿(mào)易取決于它們之間的雙邊貿(mào)易成本和它們與所有貿(mào)易伙伴之間的平均貿(mào)易成本間的相對值，多邊貿(mào)易阻力與雙

8、邊出口正相關(guān)（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學(xué)峰， 2009；錢學(xué)峰和熊平， 2010）；參數(shù)7、8和9估計(jì)值預(yù)期為正，一國的貿(mào)易開放程度越大、兩國相鄰以及同屬一個區(qū)域貿(mào)易同盟在一定程度上會降低貿(mào)易成本，因而會對出口流量產(chǎn)生正的影響；參數(shù)10的估計(jì)值的符號難以預(yù)測，如果該參數(shù)值為正，說明市場擴(kuò)張效應(yīng)（market expansion effect）要強(qiáng)于市場支配力效應(yīng)（market power effect），若該參數(shù)值為負(fù)，則剛好相反。盡管如此，由于中國的市場規(guī)模較大，從事技術(shù)模仿的可能性很大，可以合理假設(shè)中國的市場擴(kuò)張效應(yīng)要超過市場支配力效

9、應(yīng)，因此知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的加大會引起中國出口貿(mào)易流量的增加，即參數(shù)9的估計(jì)值預(yù)期為正。 （二）估計(jì)模型及方法 <!-endprint-> <!-startprint-> 由于本文的分析是基于1995-2010年間中國向世界各國出口的產(chǎn)品層面的面板數(shù)據(jù)，因此如果使用OLS進(jìn)行回歸，可能存在內(nèi)生性偏差問題，如GDP以及IPR與殘差確實(shí)存在著相關(guān)性。工具變量法能夠在一定程度上消除內(nèi)生性問題，然而工具變量法的一個主要問題是如何選取有效的工具變量，如果工具變量選擇失誤，則可能存在過度識別問題。解決該困難的一個常用辦法是將被解釋變量的滯后項(xiàng)當(dāng)做工具變量進(jìn)行回歸，該方法同時還能夠考慮

10、因變量隨時間變化的情況，而且在估計(jì)時能夠使用差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，得到的估計(jì)結(jié)果相對穩(wěn)定和可靠。 基于固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型無法解決內(nèi)生性問題的特點(diǎn)和GMM方法在估計(jì)動態(tài)面板數(shù)據(jù)時所具有的獨(dú)特優(yōu)勢，本文在接下來的實(shí)證分析部分所使用的回歸方法都是動態(tài)面板的差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法，其估計(jì)模型為： 動態(tài)面板的差分GMM和系統(tǒng)GMM方法消除了那些不隨時間變動的變量（如兩國間地理距離、兩國是否相鄰以及兩國是否是區(qū)域貿(mào)易同盟等）的影響，因而也具有固定效應(yīng)的特點(diǎn)，同時還考慮了隨機(jī)效應(yīng)模型的隨機(jī)變量的影響。 （三）變量及數(shù)據(jù) 各變量的數(shù)據(jù)來源如表1所示。其中，本文的關(guān)鍵變量貿(mào)易流

11、量，使用的是1995-2010年中國對世界114個國家出口的各種產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟(jì)研究中心CEPII的官方網(wǎng)站，含1995-2010年HS-6位數(shù)產(chǎn)品的細(xì)分產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。根據(jù)該數(shù)據(jù)庫中的產(chǎn)品分類數(shù)據(jù)庫以及出口商品的國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC）可以將不同的出口產(chǎn)品分成21個行業(yè)大類，而且這些行業(yè)大類可以再分為知識密集型的產(chǎn)品（主要由科技行業(yè)部門生產(chǎn)）和非知識密集型行業(yè)（主要由傳統(tǒng)部門或低科技行業(yè)部門生產(chǎn)）。 根據(jù)之前的研究（Kance，2007； 錢學(xué)峰， 2009；錢學(xué)峰和熊平， 2010），出口國的多邊貿(mào)易阻力值是衡量一個國家與其他所有國家之間貿(mào)易難易程度的關(guān)鍵變量

12、。一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿(mào)易伙伴開展貿(mào)易，即多邊貿(mào)易阻力與雙邊出口正相關(guān)。多邊貿(mào)易阻力的計(jì)算公式為rd=DD（Rr=1DD）（Yr/Y）rd，其中Yr代表的是出口國的收入水平，Y表示的是世界平均的收入水平，而rd=KF（SX（ErdEdrErrEddSX）表示的是經(jīng)濟(jì)自由度，Erd和Edr分別表示從r國出口到目的地d國的總出口以及從d國出口到目的地r國的總出口，Err和Edd分別表示r國和d國的國內(nèi)銷售額，等于各自國內(nèi)的總產(chǎn)出減去各自的總出口。 三、實(shí)證結(jié)果及解釋 本文對（9）式采取差分GMM方法和系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行動態(tài)面板數(shù)據(jù)的回歸。表2顯示了

13、實(shí)證回歸的結(jié)果，包含對所有國家的差分GMM和系統(tǒng)GMM方法回歸的結(jié)果以及對高等收入國家、上中等收入國家、下中等收入國家和低等收入國家的差分GMM方法回歸的結(jié)果，不同國家按收入水平劃分的標(biāo)準(zhǔn)參照世界銀行的分類準(zhǔn)則。從總體來看，差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)的大部分回歸結(jié)果的Sargan檢驗(yàn)值都在10%的水平上接受所有工具變量都有效的原假設(shè)，因此回歸模型選擇的所有工具變量都是有效的。從Arellano-Bond檢驗(yàn)結(jié)果來看，大部分回歸結(jié)果的Arellano-Bond檢驗(yàn)的p值都大于0.05，在5%的顯著性水平上拒絕擾動項(xiàng)的差分存在二階自相關(guān)性，因此差分GMM和系統(tǒng)GMM方法很好地克服了變量的內(nèi)生性

14、問題。 （一）對所有國家的差分GMM和系統(tǒng)GMM回歸 表2顯示的是IPR指數(shù)對所有國家的所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)和分行業(yè)數(shù)據(jù)的差分GMM回歸結(jié)果。第一列顯示的是對所有產(chǎn)品回歸的結(jié)果，隨后各列顯示的是根據(jù)SITC標(biāo)準(zhǔn)分類的21個行業(yè)的產(chǎn)品回歸結(jié)果?？傮w上看，各解釋變量（IPR、Barrier、Open、PRGDP及l(fā)npop）的回歸系數(shù)大部分在5%的顯著性水平下顯著，可以認(rèn)為各回歸結(jié)果與實(shí)際吻合較好。 從各解釋變量的回歸系數(shù)來看（表2所示），IPR的回歸系數(shù)對所有行業(yè)和大部分行業(yè)都為正值，說明出口目的國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促進(jìn)中國的對外貿(mào)易，證實(shí)了中國的市場擴(kuò)張效應(yīng)超過市場支配力效應(yīng)。這與之前的分析一

15、致，即由于中國的市場規(guī)模較大，從事技術(shù)模仿的可能性很大，因此中國的市場擴(kuò)張效應(yīng)會超過市場支配力效應(yīng)，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的加大會引起中國出口貿(mào)易流量的增加。多邊貿(mào)易阻力的回歸系數(shù)普遍為正值，而且非常顯著，這也與之前分析的預(yù)期值相符，即一個國家與其他所有國家之間的貿(mào)易阻力越大，它越會被推動與一個給定的雙邊貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易（Anderson and Wincoop， 2003；Kance，2007； 錢學(xué)峰， 2009；錢學(xué)峰和熊平， 2010）。同樣，貿(mào)易開放程度的回歸系數(shù)普遍為正值，也與前文的預(yù)期相符，即出口目的國的貿(mào)易開放程度越大，貿(mào)易壁壘相對較小，中國出口到該國的成本相對較小，出口貿(mào)易流量越

16、大。經(jīng)濟(jì)規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為正，這也說明出口國和進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)增長會促進(jìn)國家間的貿(mào)易。人口規(guī)模的回歸系數(shù)也普遍為正值，而且大部分回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，也與前文的分析相符，即人口越多的國家相對來說需要消費(fèi)更多的商品，在本國生產(chǎn)力有限的情況下，越傾向于更高的國際貿(mào)易，因而出口流量越大。 從對不同行業(yè)的回歸結(jié)果來看（表2），一些傳統(tǒng)行業(yè)（如動植物產(chǎn)品、油脂、煙草及紡織等）的IPR回歸系數(shù)比較小，而這些傳統(tǒng)行業(yè)往往生產(chǎn)低技術(shù)含量的產(chǎn)品，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對這些傳統(tǒng)行業(yè)的出口雖然有一定的促進(jìn)作用，但作用不是很大。相反，一些新型行業(yè)（如機(jī)器制造、交通器械、精密儀器及生活器械）需要使用比較先進(jìn)

17、的技術(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，從技術(shù)進(jìn)步中獲得的利益大，因而知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對這些高新技術(shù)行業(yè)的出口有較大而且非常顯著的促進(jìn)作用。此外，對于低技術(shù)行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)普遍顯著為負(fù)值，而對于高技術(shù)行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)普遍顯著為正值，據(jù)此可以認(rèn)為，對于高科技行業(yè)，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促進(jìn)對外貿(mào)易，而對于低科技行業(yè)則剛好相反。 <!-endprint-> <!-startprint-> 對上述回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法對（9）式進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果除了在回歸系數(shù)的大小上與表2有一定的差距外，回歸系數(shù)的符號與表2相同，而且其標(biāo)準(zhǔn)誤和p值都很接近，可以認(rèn)為，

18、系統(tǒng)GMM方法與差分GMM方法的回歸結(jié)果相似，二者并無非常顯著的差異。 綜合上文的分析，可以得出如下結(jié)論：出口目的國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加能夠促進(jìn)中國出口貿(mào)易流量的增加，而且相對于非知識密集型行業(yè)而言，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的提高對促進(jìn)知識密集型行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加更為明顯；分行業(yè)看，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促進(jìn)高科技行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加，而低科技行業(yè)則剛好相反。 （二）對不同收入水平國家的差分GMM回歸 上文的分析表明，一國的收入水平、人口規(guī)模與貿(mào)易流量之間存在著正相關(guān)性，因此提高知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度對出口流量的影響可能會隨著各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同而發(fā)生變化。高收入國家人均收入較高，傾向于使用知識密

19、集型產(chǎn)品，因此這些國家的進(jìn)口會受到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的影響。相反，低收入國家的居民往往只能消費(fèi)起基本的低技術(shù)產(chǎn)品，而這些產(chǎn)品往往與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的關(guān)系不大，且低收入國家缺乏足夠的創(chuàng)新能力來生產(chǎn)高技術(shù)水平的產(chǎn)品，因此可以認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對高收入國家出口貿(mào)易流量的影響要大于對低收入國家的影響。 1.對不同收入水平國家GMM回歸的IPR系數(shù)比較 首先對不同收入水平國家的數(shù)據(jù)分別進(jìn)行GMM回歸，同樣分為對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸和分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸。由于篇幅有限，本文只列出了不同回歸下的IPR系數(shù)值，如表3所示。比較不同收入水平下IPR的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，對所有產(chǎn)品的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時，高收入國家的IPR系

20、數(shù)值最大，IPR系數(shù)隨收入水平呈遞減趨勢，但I(xiàn)PR的系數(shù)值始終為正。這說明，出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加會促進(jìn)中國出口貿(mào)易流量的增加，而且出口目的國的收入水平越高，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度增加對中國出口貿(mào)易流量的這種正向刺激作用越大，證明了中國出口的市場擴(kuò)張效應(yīng)超過市場支配力效應(yīng)。 再比較不同行業(yè)回歸系數(shù)值的大小同樣可以發(fā)現(xiàn)，知識密集型行業(yè)的IPR回歸系數(shù)值遠(yuǎn)大于非知識密集型行業(yè)的回歸系數(shù)值，而且對于一些低技術(shù)水平的行業(yè)，IPR的回歸系數(shù)值對于非低收入水平的國家都為負(fù)值，說明在較高收入水平的國家中，對于低技術(shù)行業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高并不利于對外貿(mào)易，只有當(dāng)出口目的國的收入水平非常低時，出口目的

21、國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高才會促進(jìn)中國對外貿(mào)易的發(fā)展。與平均水平相比，不管是對低技術(shù)行業(yè)還是高技術(shù)行業(yè)，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對中國出口到高收入國家出口貿(mào)易流量的影響更大， 而且對高技術(shù)行業(yè)的影響比低技術(shù)行業(yè)更大，因而可以認(rèn)為，出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加會促進(jìn)中國出口貿(mào)易流量的增加，且這種正向刺激作用對中國出口到高收入國家的出口貿(mào)易流量的影響更大，對高技術(shù)行業(yè)的影響比低技術(shù)行業(yè)更大。 2.引入虛擬變量對不同收入水平國家差分GMM回歸的比較 之前的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，多邊貿(mào)易阻力、貿(mào)易開放程度、經(jīng)濟(jì)水平和人口規(guī)模的回歸系數(shù)并不存在顯著的差異。為了更進(jìn)一步考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加對中國出口到不同

22、收入國家的出口貿(mào)易流量的影響，本文引入四個虛擬變量D1、D2、D3、D4進(jìn)行回歸。其中，當(dāng)出口目的國為高收入國家時，D1=1，否則為0；當(dāng)出口目的國為上中等收入國家時，D2=1，否則為0；當(dāng)出口目的國為下中等收入國家時，D3=1，否則為0；當(dāng)出口目的國為低收入國家時，D4=1，否則為0。因而虛擬變量與IPR的交叉項(xiàng)為不同收入水平的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度，引入該交叉項(xiàng)進(jìn)行差分GMM回歸的結(jié)果如表4所示。 與前文的回歸相比，各回歸系數(shù)的符號并沒有發(fā)生顯著變化。從各虛擬變量與IPR交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)看，對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)和大部分分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)都為正值，說明出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促

23、進(jìn)中國的出口貿(mào)易流量的增加，這與前文的分析相符，也證實(shí)了中國的市場擴(kuò)張效應(yīng)要超過市場支配力效應(yīng)。多邊貿(mào)易阻力的回歸系數(shù)普遍為正值，且非常顯著，這也與之前分析的預(yù)期值相符。同樣，貿(mào)易開放程度的回歸系數(shù)普遍為正值，經(jīng)濟(jì)規(guī)模及人口規(guī)模的回歸系數(shù)顯著都為正。 具體看各虛擬變量與IPR交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，對所有產(chǎn)品數(shù)據(jù)的回歸和大部分分行業(yè)數(shù)據(jù)的回歸都顯示出虛擬變量與IPR交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)值呈遞減趨勢，即D1*IPR的系數(shù)值最大，而D4*IPR的系數(shù)值最小。根據(jù)上文對各虛擬變量的定義可知，D1*IPR表示的是高收入國家的IPR值，同理D4*IPR表示的是低收入國家的IPR值。因此，虛擬變量與IPR

24、交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)值的這種遞減趨勢，說明了出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加對中國出口貿(mào)易流量的正向刺激作用，會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。從不同行業(yè)的交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)看，對于低技術(shù)行業(yè)，交叉項(xiàng)的系數(shù)普遍為負(fù)值，而且依然存在隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢；相較而言，對于高技術(shù)行業(yè)，交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正值，而且系數(shù)值比較大，隨著收入水平的下降而逐漸遞減的趨勢依然存在，低收入水平下的回歸系數(shù)較小。這說明出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加并沒有促進(jìn)低技術(shù)行業(yè)出口流量的增長，反而減少了其出口流量，但對高技術(shù)行業(yè)的促進(jìn)作用則非常大。同樣，不管是對低技術(shù)行業(yè)還是高技術(shù)行業(yè)，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的增加對

25、中國出口貿(mào)易流量的刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。 四、結(jié)論 本文檢驗(yàn)了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國總的出口貿(mào)易流量和各行業(yè)的出口貿(mào)易流量的影響，得出如下主要結(jié)論：（1）出口目的國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高能夠促進(jìn)中國出口貿(mào)易流量的增加，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對出口貿(mào)易流量影響的市場擴(kuò)展效應(yīng)大于市場支配力效應(yīng)。（2）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度的提高對中國出口到不同收入水平國家的出口貿(mào)易流量均具有正向影響，且這種正向刺激作用會隨著出口目的國的收入水平提高而增大。（3）相對于非知識密集型行業(yè)而言，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的提高對促進(jìn)中國知識密集型行業(yè)出口貿(mào)易流量的增加更為明顯，但其對低技術(shù)行業(yè)出口貿(mào)易流量卻具有負(fù)向影響。 &l

26、t;!-endprint-> <!-startprint-> 注釋： 數(shù)據(jù)來源：根據(jù)中國知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站上的數(shù)據(jù)整理得到（http：/ 根據(jù)1995-2011年我國總出口貿(mào)易流量與總專利數(shù)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。 114個國家的具體信息及分類方法參照世界銀行2010年的人均GNI劃分標(biāo)準(zhǔn)，感興趣的讀者可聯(lián)系作者。 具體參見：http：//about/country-classifications/. 參考文獻(xiàn)： 1 梁紅英， 余勁松. 知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口貿(mào)易： 基于 2000-2006 分省面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究J.財(cái)貿(mào)研究， 2010，21（3）： 60

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