知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、要素配置效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、要素配置效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)

一、問題的提出與討論自20世紀(jì)60年代以來，標(biāo)準(zhǔn)方法的出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系研究表明，出口是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要動力（balasa，1978；lers，1982）。經(jīng)濟(jì)界還逐步形成了“基于出口的經(jīng)濟(jì)增長”（elg）的重要提案。然而,學(xué)者們關(guān)注的出口往往局限于貨物貿(mào)易出口,服務(wù)貿(mào)易出口極少進(jìn)入他們的視野。在過去的數(shù)十年中,出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了巨大的變化,世界服務(wù)貿(mào)易出口額在所有貿(mào)易出口總額中的比例已經(jīng)由1980年的18.05%上升至2010年的24.23%,而且近年來上升速度逐漸加快。毫不夸張地說,當(dāng)今世界已經(jīng)進(jìn)入了一個不得不關(guān)注服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展階段,而且,由服務(wù)貿(mào)易出口高速擴張所引致的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)演變很可能會影響經(jīng)濟(jì)增長的績效,把出口默認(rèn)為貨物貿(mào)易出口的研究其弊端也已經(jīng)逐步顯現(xiàn)。因此,本文將把貨物貿(mào)易與服務(wù)貿(mào)易納入一個統(tǒng)一的分析框架中,研究由兩者構(gòu)成的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。實際上,出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)及其對經(jīng)濟(jì)增長的影響與外部制度環(huán)境具有密切的關(guān)系,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)即為一項典型的制度。一個顯而易見的邏輯是,較為完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度能夠提高經(jīng)濟(jì)行為的可預(yù)見性,內(nèi)含于出口等經(jīng)濟(jì)活動中的高技術(shù)產(chǎn)品成為公共產(chǎn)品的可能性也會大幅度降低,由此,越來越多的高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)入出口通道并帶來高額利潤,這將進(jìn)一步促使出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的演變,并對經(jīng)濟(jì)增長的績效產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。同時,一個逐步被人們注意到的問題是,中國經(jīng)濟(jì)高速增長了30多年,然而服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的建設(shè)明顯滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度,這種情形在全世界都是罕見的。那么,中國的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長之間到底表現(xiàn)為怎樣的關(guān)系?知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在出口驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的過程中扮演了什么樣的角色呢?反觀代表發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OECD國家,它們在出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平等方面都迥異于中國,那么OECD國家在較為完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下,其出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用能夠為中國提供哪些啟迪?這些問題均有待于學(xué)術(shù)界展開深入的研究。本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分進(jìn)行文獻(xiàn)評述;第三部分通過模型推導(dǎo)來揭示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機制,并提出有待檢驗的命題;第四部分分別基于中國數(shù)據(jù)與OECD國家數(shù)據(jù)對提出的命題進(jìn)行經(jīng)驗檢驗,并作比較分析;第五部分為結(jié)論、啟示與研究的不足。二、出口與經(jīng)濟(jì)增長在關(guān)于出口驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)有研究中,部分文獻(xiàn)以理論研究的方法來探索出口影響經(jīng)濟(jì)增長的途徑,部分文獻(xiàn)以實證研究的方法來檢驗“出口引致經(jīng)濟(jì)增長”這一命題是否對特定的國家(或地區(qū))適用。從理論層面研究出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)相對較少。運用理論模型進(jìn)行規(guī)范的研究是從Feder(1982)開始的,該模型通常被稱為“出口引致經(jīng)濟(jì)增長”理論模型。隨后,一些學(xué)者對Feder(1982)的模型做出了拓展,例如,Alexander(1994)研究了政府部門和出口部門對經(jīng)濟(jì)增長的影響,發(fā)現(xiàn)出口部門比政府部門更加能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Azametal.(2002)從出口貿(mào)易的角度研究了非洲經(jīng)濟(jì)的低增長,認(rèn)為出口是促進(jìn)非洲經(jīng)濟(jì)增長的重要政策,但由于受到社會資本缺乏和政府低效率的影響,經(jīng)濟(jì)增長遭到了拖累。類似地,RattsoandStokke(2007)也從理論上研究了出口部門對經(jīng)濟(jì)增長的影響。許和連和欒永玉(2005)根據(jù)Feder(1982)的理論研究,將出口部門劃分為初級產(chǎn)品出口部門和工業(yè)制成品出口部門,陳龍江和范鈞(2007)則把出口部門劃分為農(nóng)產(chǎn)品出口部門與非農(nóng)產(chǎn)品出口部門,研究了不同的出口部門對非出口部門所產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)。唐保慶等(2011)基于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)視角對Feder(1982)的模型進(jìn)行了拓展,從理論上研究了服務(wù)貿(mào)易出口驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的作用機理,并且認(rèn)為,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強化了服務(wù)業(yè)出口部門對其他部門所產(chǎn)生的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)以及由此分解而來的要素配置效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)。從實證層面研究出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)則較為豐富,部分學(xué)者運用跨國數(shù)據(jù)來檢驗“出口引致經(jīng)濟(jì)增長”的命題是否在一個較為廣泛的區(qū)域成立,另有學(xué)者以某一個國家或者地區(qū)作為研究對象來檢驗該命題。首先,運用跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究。Balassa(1978)以11個半工業(yè)化國家作為研究對象,并且把研究期限劃分為1960—1966以及1966—1973兩個階段,研究發(fā)現(xiàn)兩個期限內(nèi)的出口平均增長均與產(chǎn)出平均增長存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。FunkeandRuhwedel(2005)對處于轉(zhuǎn)型時期的東歐國家進(jìn)行的研究表明,出口是振興東歐國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一支重要驅(qū)動力量,出口活動擴大了本國的市場邊界,由此帶來了規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)進(jìn)步。NaghshpourandSergi(2010)研究了東歐國家的出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響,發(fā)現(xiàn)出口部門一方面有助于直接的物質(zhì)資本積累,另一方面還會通過對非出口部門的技術(shù)溢出來產(chǎn)生動態(tài)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。Hung(2010)研究了出口貿(mào)易密度對經(jīng)濟(jì)增長的影響,發(fā)現(xiàn)人均貿(mào)易額每提高1%能夠帶來0.29%的經(jīng)濟(jì)增長。類似地,Misztal(2011)基于1995—2009年歐盟國家的面板數(shù)據(jù)研究了出口對經(jīng)濟(jì)增長的影響,研究表明,出口產(chǎn)品的集中度是推動歐盟國家經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。其次,對單個國家或地區(qū)進(jìn)行的考察。Oxley(1993)以葡萄牙作為研究對象,運用雙變量系統(tǒng)的VECM模型考察了葡萄牙1865—1991年期間的出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,結(jié)果表明出口對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。Hatemi(2002)運用拔靴法(bootstrapapproach)模擬出日本出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)日本在1960—1999年期間,出口與經(jīng)濟(jì)增長之間是相互促進(jìn)的,出口是拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要動力。Awokuse(2005)基于VECM模型研究了韓國1963—2001年出口與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系,結(jié)果表明,兩者之間是互為因果關(guān)系,出口對于韓國這樣的開放小國十分重要。Naudeetal.(2010)對南非354個行政區(qū)進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn),出口地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長狀況比不出口地區(qū)或者出口少的地區(qū)都表現(xiàn)得更好,而且,出口的專業(yè)化(specialization)比多樣化(diversification)更加能夠促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長。JarreauandPoncet(2012)研究了中國的出口產(chǎn)品復(fù)雜度對經(jīng)濟(jì)增長的影響,研究表明,由于專業(yè)化所帶來的出口產(chǎn)品復(fù)雜度顯著地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,并且發(fā)現(xiàn),加工貿(mào)易以及跨國公司主導(dǎo)的貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著。自20世紀(jì)90年代以來,國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注出口與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。楊全發(fā)和舒元(1998)考察了中國的出口增長對經(jīng)濟(jì)增長的影響,他們發(fā)現(xiàn)中國的初級產(chǎn)品出口增長與經(jīng)濟(jì)增長呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,而制成品出口增長與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,其原因是,中國的制成品增長還沒有進(jìn)入以技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品質(zhì)量提高為特征的集約型發(fā)展階段。林毅夫和李永軍(2003)考察了出口增長對經(jīng)濟(jì)增長所產(chǎn)生的直接效應(yīng)和間接效應(yīng),間接效應(yīng)表現(xiàn)為出口對消費、投資、政府支出和進(jìn)口造成影響,從而間接刺激經(jīng)濟(jì)增長。賴明勇和周楊(2005)以中國各省市的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),將Feder模型擴展為四部門,結(jié)果表明,高新技術(shù)產(chǎn)品出口對東部經(jīng)濟(jì)拉動效應(yīng)已經(jīng)很顯著而對中西部則不明顯。從外溢角度來看,其對東部非出口部門外溢效應(yīng)很微弱,而對中西部則基本上還沒有外溢效應(yīng)。邵軍和劉軍(2011)基于我國222個地級以上城市2001—2008年期間樣本數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),出口集中度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著正相關(guān)性,出口結(jié)構(gòu)的專業(yè)化程度越高,地區(qū)人均GDP增長率相應(yīng)越高。盡管現(xiàn)有的研究不斷推進(jìn)了人們關(guān)于出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的認(rèn)識,但這些研究依然存在進(jìn)一步完善的空間,主要包括以下幾點:第一,現(xiàn)有研究的重心主要是把出口貿(mào)易和GDP(或其增長率)變量納入一個計量模型中,考察兩者之間的關(guān)系,這實際上是研究了出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長“結(jié)果”之間的關(guān)系,未能較好地揭示出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的具體“路徑”與“傳導(dǎo)機制”,本文則研究了出口貿(mào)易如何通過要素配置效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)等路徑影響經(jīng)濟(jì)增長。第二,全球貿(mào)易結(jié)構(gòu)逐漸趨于“軟化”,服務(wù)貿(mào)易出口占所有貿(mào)易出口總額的比重逐步上升,但鮮有文獻(xiàn)把服務(wù)貿(mào)易出口納入研究經(jīng)濟(jì)增長的分析框架之中。本文把貨物貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易出口統(tǒng)一在一個框架中,研究它們與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在聯(lián)系。第三,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度是當(dāng)今知識經(jīng)濟(jì)背景下一項至關(guān)重要的制度安排,然而現(xiàn)有研究極少關(guān)注到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下出口貿(mào)易如何影響經(jīng)濟(jì)增長,本文從知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的視角來考察出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的作用,并且研究在強化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的不同階段,出口對經(jīng)濟(jì)增長的不同影響。三、出口貿(mào)易影響經(jīng)濟(jì)增長的理論模型出口貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機理分析本節(jié)以Feder(1982)的出口驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長理論模型為基礎(chǔ),研究在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下出口貿(mào)易通過何種渠道和作用機理來影響經(jīng)濟(jì)增長。(一)要素邊際生產(chǎn)率知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強有利于維護(hù)創(chuàng)新者的合法權(quán)益,創(chuàng)新者能夠獨享創(chuàng)新成果,所以,與缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)時相比較,即使使用了等量的要素投入,創(chuàng)新者依然能夠獲得更高的創(chuàng)新回報和利潤(GrossmanandHelpman,1991)。出于簡化理論模型的考慮,本文在理論模型中并不出現(xiàn)利潤等變量,但為了能夠體現(xiàn)以上邏輯,本文借鑒瓊斯(1999)的做法,在資本(K)和勞動力(L)的前面加入?yún)?shù)來表示實際有效的資本和勞動力,從而作如下假設(shè):Y=X+N(1)X=G[(1+μ)Kx,(1+μ)Lx](2)N=F[(1+μ)Kn,(1+μ)Ln,X](3)其中,Y為總產(chǎn)出,X為出口部門的產(chǎn)出,N為非出口部門(以下簡稱“其他部門”)的產(chǎn)出,Kn,Kx為各部門的資本存量,Ln,Lx為各部門的勞動力投入。(2)、(3)兩式中的(1+μ)表示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強程度。(3)式反映了出口部門對其他部門能夠產(chǎn)生外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。此外,本文假設(shè)(3)式滿足一次齊次條件。假設(shè)出口部門與其他部門的要素邊際生產(chǎn)率存在差異,并且以表示如下:GkFk=GlFl=1+δ(4)(4)式中的下標(biāo)均表示偏微分。對(1)、(2)、(3)式兩邊同時取微分,而且,不考慮資本折舊,即dKn=In,dKx=Ix,且dKn+dKx=In+Ix=I,dLn+dLx=dL,則可得:dY=(1+μ)Fk·I+(1+μ)Fl·dL+(δ+μδ)(Fk·Ix+Fl·dLx)+Fx·dX(5)令Fk≡α,而且根據(jù)Bruno(1986),令Fl=β·(Y/L),則根據(jù)(4)、(5)式可得:dYY=α(1+μ)?1Y+β(1+μ)?dLL+(δ1+δ+Fx)?dXX?XY(6)在(6)式中,Fx=?Ν?X表示出口部門對其他部門的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。對于(3)式來說,考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)和不考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的兩種不同做法會使得分析的結(jié)論大相徑庭,如果不考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的話,那么(3)式將會演變?yōu)??X=G(Κx,Lx)(7)上式中的?X表示在缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的情況下,資本投入Kx和勞動力Lx所帶來的服務(wù)業(yè)出口部門產(chǎn)出。因此,假定(3)式滿足一次齊次條件的話,那么(6)式則會演變?yōu)?dYY=α(1+μ)?1Y+β(1+μ)?dLL+[(1+μ)δ1+δ+(1+μ)2F(?X)]?d?X?X??XY(8)考慮到本文后面的經(jīng)驗研究中將要把出口貿(mào)易劃分為貨物貿(mào)易出口(exportofmerchandises)與服務(wù)貿(mào)易出口(exportofservices)兩種類型,所以在此理論模型分析中,也把出口貿(mào)易分為這兩種類型來加以推導(dǎo)。由(8)式可知,下式顯然成立:dYY=α(1+μ)?1Y+β(1+μ)?dLL+[(1+μ)θ1+θ+(1+μ)2F(?XΜ)]?d?XΜ?XΜ??XΜY+[(1+μ)η1+η+(1+μ)2F(?XS)]?d?XS?XS??XSY(9)其中,θ、η分別表示貨物出口部門與服務(wù)出口部門兩類部門分別與其他部門要素邊際生產(chǎn)率的差異程度。XM、XS分別表示貨物出口部門與服務(wù)出口部門的產(chǎn)出。由(3)、(9)式可以看出,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的存在和加強會使得不斷擴張的出口部門對其他部門產(chǎn)生更強的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng),即(1+μ)2F(?XΜ)>F(?XΜ)以及(1+μ)2F(?XS)>F(?XS)。基于上述理論模型,我們給出本文的理論假說:命題一:在完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下,出口部門對其他部門產(chǎn)生了比沒有知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)時更強的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng),促進(jìn)了其他部門的發(fā)展,最終使得整個經(jīng)濟(jì)部門的發(fā)展水平高于缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)時的水平,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在出口驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的過程中發(fā)揮了“助推器”的功能。(二)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下的要素溢出效應(yīng)根據(jù)Feder(1982),出口部門對其他部門的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)實際上包含兩個維度:一是通過在服務(wù)業(yè)出口部門與其他部門之間優(yōu)化要素的配置來提高要素的使用效率,我們稱之為要素配置效應(yīng);二是服務(wù)業(yè)出口部門對其他部門產(chǎn)生部門間的技術(shù)溢出效應(yīng)。為了精確區(qū)分這兩種效應(yīng)分別在多大程度上發(fā)揮作用,就有必要對(9)式作進(jìn)一步的分解。假設(shè)不同類型服務(wù)業(yè)出口部門對其他部門產(chǎn)出的影響是不變彈性的,則由(3)式可知,N=F[(1+μ)Kn(1+μ)Ln,XM,XS]=XMυ·XSφ·Φ[(1+μ)Kn,(1+μ)Ln](10)其中,υ、φ分別表示貨物出口部門、服務(wù)出口部門對其他部門的技術(shù)外溢參數(shù)。(10)式對XM、XS分別求偏導(dǎo)后代入(10)式,并且經(jīng)過整理可得:dYY=α?(1+μ)?ΙY+β?(1+μ)?dLL+θ1+θ?(1+μ)?d(?XΜ?XΜ??XΜY+υ[1-(1+μ)?XSY]?d?XΜ?XΜ+η1+η?(1+μ)?d?XS?XS??XSY+φ[1-(1+μ)?XΜY]?d?XS?XS(11)如果不考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的話,那么由(10)式可得dYY=α?1Y+β?dLL+θ1+θ?d?XΜ?XΜ??XΜY+υ′(1-?XSY)?d?XΜ?XΜ+η1+η?d?XS?XS??XSY+φ′(1-?XΜY)?d?XS?XS(12)其中,?XM、?XS分別表示在缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的情況下,貨物出口部門與服務(wù)出口部門的產(chǎn)出。υ′、φ′分別表示在缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下兩類出口部門對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)。比較(11)式和(12)式不難發(fā)現(xiàn),θ1+θ(1+μ)>θ1+θ,η1+η(1+μ)>η1+η,這就表明,在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下,兩類出口部門均發(fā)揮了更強的要素配置效應(yīng)。接下來我們將要證明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下兩類出口部門對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)與缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)時的差異。正如前文所述,(10)式實際上是(3)式的另一種表達(dá)形式,因此,由(2)式推導(dǎo)而來的(9)式實際上與由(10)式推導(dǎo)而來的(11)式是等價的。以貨物出口部門對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)為例,對比(9)和(11)兩式可知,(1+μ)2F(?XΜ)?d?XΜ?XΜ??XΜY=υ[1-(1+μ)?XSY]?d?XΜ?XΜ(13)對于方程左邊而言,如果不考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素,則應(yīng)當(dāng)為F(?XΜ)?d?XΜ?XΜ??XΜY;對于方程右邊而言,如果不考慮知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素,根據(jù)(12)式可知,則應(yīng)當(dāng)為υ′[1-?XSY]?d?XΜ?XΜ。在此情形下,又根據(jù)(13)式可知,F(?XΜ)?d?XΜ?XΜ??XΜY=υ′[1-?XS]Y]?d?XΜ?XΜ(14)(1)當(dāng)d?XΜ>0時,由于(1+μ)2F(?XΜ)?d?XΜ?XΜ??XΜY>F(?XΜ)?d?XΜ?XΜ??XΜY,根據(jù)(13)和(14)式,所以有下列不等式成立:υ[1-(1+μ)?XSY]?d?XΜ?XΜ>υ′[1-?XSY]?d?XΜ?XΜ(15)由于μ>0??XSY>0,所以1-(1+μ)X?SY<1-X?SY,那么υ>υ′必然成立。(2)當(dāng)dX?Μ<0時,按照類似程序進(jìn)行推導(dǎo),也可以得出υ>υ′,本文不再贅述。同理可知,對于(9)式和(11)式而言,φ>φ′也將成立。這說明,在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)條件下,貨物出口部門與服務(wù)出口部門對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)大于缺乏知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)時的水平?；谏鲜隼碚撃Ｐ?我們給出本文的理論假說:命題二:出口部門對其他部門的外部經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)可以分解為要素配置效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng),知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的“助推器”功能強化了出口部門所產(chǎn)生的要素配置效應(yīng)以及對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)。四、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度對經(jīng)濟(jì)增長影響分析為了能夠?qū)σ陨厦}進(jìn)行檢驗,本節(jié)將以中國與OECD國家為研究對象進(jìn)行經(jīng)驗研究,并且把中國與OECD的檢驗結(jié)果進(jìn)行對比,以揭示兩者在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度以及出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)上的差異是否會通過不同的傳導(dǎo)機制來影響經(jīng)濟(jì)增長。必須指出的是,我們以中國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究時,由于省級層面的服務(wù)貿(mào)易出口數(shù)據(jù)難以獲得,無法運用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合,只能以1995—2010年的全國時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合,但在以O(shè)ECD國家的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗時,為了盡量捕捉充分的信息量,同時考慮到數(shù)據(jù)的完整性,則以O(shè)ECD27個國家11995—2010年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合。(一)解釋變量及結(jié)果根據(jù)上文的理論推導(dǎo),本文構(gòu)建計量模型如下2:(dYY)i,t=Cit+α1?(ΙY)it+α2?(dLL)it+[α3,α4]?[(dΜΤΜΤ?ΜΤY)it,(dSΤSΤ?SΤY)it]Τ+[α5,α6]?[((1-XSY)?dΜΤΜΤ)it,((1-ΜΤY)?dSΤSΤ)it]Τ+[α7,α8]?ΙΡRit?[(dΜΤΜΤ?ΜΤY)it,(dSΤSΤ?SΤY)it]Τ+[α9,α10]?ΙΡRit?[((1-SΤY)?dΜΤΜΤ)it,((1-ΜΤY)?dSΤSΤ)it]Τ+εit(16)其中,(dYY)i,t+1為產(chǎn)出增長率,Cit為常數(shù)項,α1,…,α10為擬合系數(shù),εit為誤差項。其他的解釋變量分別為:1.投資產(chǎn)出比(ΙY)it根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論,資本投入是經(jīng)濟(jì)增長的基本動力之一,一國的投資力度越大,越能夠推動經(jīng)濟(jì)增長。2.勞動力增長率(dLL)it部分發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程已經(jīng)表明,豐裕的勞動力是產(chǎn)品能夠以低成本進(jìn)軍國際市場、促進(jìn)出口快速增長、增加企業(yè)利潤的重要原因,中國即為其中的一個典型代表。3.(dXΜXΜ?XΜY)it、(dXSXS?XSY)it這兩個變量分別表示貨物出口部門和服務(wù)出口部門的要素配置效應(yīng)。4.((1-XSY)?dXΜXΜ)it、((1-XΜY)?dXSXS)it這兩個變量分別表示貨物出口部門和服務(wù)出口部門對其他部門所產(chǎn)生的技術(shù)外溢效應(yīng)。5.知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度IPRitParkandLippoldt(2005)專門測算了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度(以下簡稱為P-L方法),但該方法的缺陷是,當(dāng)一國在某項指標(biāo)上的得分保持不變時,就認(rèn)為這項指標(biāo)所反映的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度恒定不變。例如,當(dāng)一國在某年已經(jīng)加入了n項知識產(chǎn)權(quán)條約,在接下來的幾年中如果一直沒有加入新的條約,P-L方法就認(rèn)為該項指標(biāo)所表征的知識產(chǎn)權(quán)力度未能提高。然而我們認(rèn)為,人們對一項新制度法規(guī)的認(rèn)可和遵守往往有一個不斷深入的漫長過程,該制度法規(guī)的影響力會隨著頒布時間的久遠(yuǎn)而不斷強化,立法時間越長,執(zhí)法實踐就會越充分和完備,即制度法規(guī)具有時間上的“積累效應(yīng)”。于是,我們借鑒唐保慶等(2011)的方法,依據(jù)一國加入世界知識產(chǎn)權(quán)組織的進(jìn)展情況來衡量該國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度。具體方法是:對于某一條約而言,如果某國于第t年加入,則該國第t+1年、t+2年……在這一項上的得分為1分、2分……,即某個特定年度距離加入的時點越久遠(yuǎn)則得分越高,該國在其他各條約中的得分也依照同樣的方法計算。最后,某年在各項條約上得分相加的總和即為該國該年度的總分,總分越高,該國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度越大。同時我們考慮到,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)措施的作用具有邊際效用遞減的特征,因此我們對以上算出的總分取自然對數(shù)來表示這種特征。以上變量所用數(shù)據(jù)來自WTO、世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和世界知識產(chǎn)權(quán)組織網(wǎng)站。(二)估計結(jié)果在進(jìn)行經(jīng)驗研究之前,有必要檢查模型中是否存在多重共線性,以確保估計結(jié)果盡量準(zhǔn)確可靠。結(jié)果表明,部分交互項與原始變量之間存在較高的相關(guān)性,為此,我們運用中心化(centering)的方法進(jìn)行了處理。1.服務(wù)出口部門的要素配置效應(yīng)表1列出了中國的出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響結(jié)果,從回歸結(jié)果來看,我們可以得出以下幾點結(jié)論。(1)資本投入是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的重要動力。這與我們的預(yù)期相一致,而且與現(xiàn)實也較為吻合。由于這并非本文關(guān)注的重點,因此不做過多分析。(2)勞動力投入顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。長期以來,低廉的勞動力成本是中國企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的重要依靠,這一點在國內(nèi)市場和國際市場上均有所反映,眾多學(xué)者認(rèn)為,“人口紅利”是過去幾十年中國經(jīng)濟(jì)增長的源泉之一(蔡昉,2005;YaoandZhang,2010)。(3)貨物貿(mào)易出口在經(jīng)濟(jì)增長過程中產(chǎn)生了顯著的要素配置效應(yīng),該研究結(jié)論與Feder(1982)的結(jié)論相一致。許和連和欒永玉(2005)的研究表明,初級產(chǎn)品的出口沒有產(chǎn)生顯著為正的要素配置效應(yīng),但工業(yè)制成品的出口產(chǎn)生了顯著為正的要素配置效應(yīng)。實際上,近年來在我國所有的出口產(chǎn)品中,初級產(chǎn)品的比重不足10%,因此,總體貨物產(chǎn)品出口的要素配置效應(yīng)依然顯著,這一點實際上與許和連和欒永玉(2005)的研究結(jié)論相一致。服務(wù)出口部門未能產(chǎn)生顯著的要素配置效應(yīng),其中的原因可能在于中國服務(wù)出口部門的技術(shù)水平相對較低,加上部分服務(wù)業(yè)部門具有極強的壟斷性,在投入要素的質(zhì)量問題上也未能嚴(yán)格甄別和區(qū)別對待。2011年的統(tǒng)計結(jié)果顯示,中國的技術(shù)與知識密集型服務(wù)品出口占總體服務(wù)品出口的比例僅為42.6%3,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家的水平,這實際上也被唐保慶等(2011)的研究結(jié)論所印證,即發(fā)達(dá)國家技術(shù)與知識密集型服務(wù)出口部門產(chǎn)生了要素配置效應(yīng),但發(fā)展中國家卻沒有。在控制了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素之后(如表1的回歸結(jié)果(2)和(3)所示),貨物出口部門產(chǎn)生了顯著的要素配置效應(yīng),服務(wù)出口部門的要素配置效應(yīng)也由原來的不顯著變?yōu)轱@著。這表明,貨物出口部門中的部分高技術(shù)產(chǎn)品確實需要得到知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的支持,服務(wù)出口部門中盡管技術(shù)與知識密集型服務(wù)品的占比較低,但是在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)趨于強化的條件下便能對要素進(jìn)行優(yōu)化配置。(4)貨物出口部門的技術(shù)溢出效應(yīng)為正,但只有極個別方案通過顯著性檢驗。我們認(rèn)為,這主要在于我國目前的貨物出口貿(mào)易中加工貿(mào)易已經(jīng)占據(jù)了半壁江山,加工貿(mào)易所涉及的生產(chǎn)活動通常在價值鏈中處于簡單的加工組裝環(huán)節(jié),技術(shù)含量低,對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)十分微弱。服務(wù)出口部門產(chǎn)生了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng),我們的理解是,服務(wù)出口部門對于我國而言相對屬于新興產(chǎn)業(yè),技術(shù)溢出效應(yīng)的邊際效用較高,而且,服務(wù)出口部門與制造業(yè)等相關(guān)產(chǎn)業(yè)存在較為密切的聯(lián)系,能夠為制造業(yè)部門提供高級要素投入(江靜等,2007)。在控制了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素之后(如表1的回歸結(jié)果(4)和(5)所示),貨物出口部門的要素配置效應(yīng)依然沒有通過顯著性檢驗,而服務(wù)出口部門的要素配置效應(yīng)則更加顯著(擬合系數(shù)的t統(tǒng)計量上升)。由此可見,由于加工貿(mào)易占貨物貿(mào)易的比重過大,導(dǎo)致整個貨物出口部門對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的反應(yīng)不敏感,而且對其他部門的技術(shù)溢出效應(yīng)并不隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度的提升而有所改變。實際上,全球價值鏈體系是決定加工貿(mào)易規(guī)模擴張的真正動力,而且,跨國公司作為價值鏈的“鏈主”,并不希望加工貿(mào)易部門產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng),它們甚至?xí)鲃幼璧K技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。服務(wù)出口部門之所以產(chǎn)生了更加顯著的技術(shù)溢出效應(yīng),其根本原因是服務(wù)出口部門與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度具有較高的匹配性,在不斷完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)環(huán)境下,服務(wù)出口部門得到不斷的擴張,并且對其他部門產(chǎn)生了技術(shù)溢出效應(yīng)。2.其他部門的要素配置效應(yīng)(1)資本投入未能顯著促進(jìn)OECD國家的經(jīng)濟(jì)增長。其中的原因在于,OECD國家的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較高,1995—2010年間,第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的平均比重在70%左右,經(jīng)濟(jì)增長的主要貢獻(xiàn)是第三產(chǎn)業(yè),而第三產(chǎn)業(yè)對資本投入的要求遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于對技術(shù)、知識、創(chuàng)意和理念等軟要素的要求。(2)勞動力投入顯著促進(jìn)了這些國家的經(jīng)濟(jì)增長。這一結(jié)論與唐保慶等(2011)的結(jié)論相同,其原因在于,OECD國家的勞動力由于接受了較長年限的教育和長期的各種培訓(xùn),他們在參與經(jīng)濟(jì)活動的過程中已經(jīng)不是簡單的勞動力了,他們更多地發(fā)揮了人力資本的作用(BarroandLee,1996)。(3)貨物貿(mào)易出口未能產(chǎn)生顯著的要素配置效應(yīng),但服務(wù)貿(mào)易出口卻產(chǎn)生了顯著的要素配置效應(yīng)。我們的理解是,隨著新興經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中國家出口貿(mào)易競爭力的逐漸增強,OECD國家貨物貿(mào)易出口的競爭優(yōu)勢已經(jīng)被極大地削弱,加上OECD國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷升級,其出口的重點已經(jīng)逐步轉(zhuǎn)向服務(wù)部門,各類優(yōu)質(zhì)要素也自然更多地流向服務(wù)出口部門,因此,服務(wù)貿(mào)易出口的要素配置效應(yīng)要強于貨物貿(mào)易出口。在控制了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素之后(如表2的回歸結(jié)果(2)和(3)所示),OECD國家貨物貿(mào)易出口的要素配置效應(yīng)通過了顯著性檢驗,服務(wù)貿(mào)易出口的要素配置效應(yīng)更加顯著。其中的原因可能在于:一方面,這些國家出口的貨物和服務(wù)品都具有較高的技術(shù)含量,與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的匹配性較高;另一方面,這些國家的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度較為完善,能夠保障優(yōu)質(zhì)要素在高技術(shù)部門中獲得高報酬,因而促使不同層次的要素在不同部門之間合理配置。(4)貨物出口部門和服務(wù)出口部門均產(chǎn)生了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。相比于發(fā)展中國家而言,OECD國家在各產(chǎn)業(yè)的分工通常處于全球價值鏈的高端,生產(chǎn)的產(chǎn)品技術(shù)含量較高,出口部門的生產(chǎn)率可能遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他部門的生產(chǎn)率,因而貨物出口部門能夠?qū)ζ渌块T產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)。對于服務(wù)出口部門而言,OECD27個國家的技術(shù)與知識密集型服務(wù)品出口占所有服務(wù)品出口的比重較高,據(jù)統(tǒng)計,2010年,其技術(shù)與知識密集型服務(wù)品出口的平均比重高達(dá)57.2%,這十分有利于對其他部門產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)。在控制了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)因素之后(如表2的回歸結(jié)果(4)和(5)所示),OECD國家貨物出口部門和服務(wù)出口部門的技術(shù)溢出效應(yīng)都有所增強,這與我們的預(yù)期完全相符。由于OECD國家出口的貨物和服務(wù)都具有較高的技術(shù)含量,加上完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度激勵了這些高技術(shù)出口部門的創(chuàng)新與發(fā)展,這些高技術(shù)出口部門在與其他部門發(fā)生上下游聯(lián)系的過程中產(chǎn)生了技術(shù)溢出效應(yīng)。3.回歸結(jié)果分析從理論上來說,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的持續(xù)加強一方面會不斷保障優(yōu)質(zhì)要素投入的高額回報,對優(yōu)質(zhì)要素流向高技術(shù)出口部門4的激勵會持續(xù)上升;另一方面,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的過度加強又會鞏固高技術(shù)出口部門的壟斷地位,進(jìn)而產(chǎn)生市場擠出效應(yīng)。因此,隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強度的不斷上升,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)最終對經(jīng)濟(jì)增長的“凈效應(yīng)”可能并非線性的,“凈效應(yīng)”有可能是先升后降(呈現(xiàn)倒“U”型特征),也可能是先降后升(呈現(xiàn)“U”型特征)。為了對以上推測進(jìn)行檢驗,本文在原計量模型中加入了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的平方與要素配置效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)的交互項,并且分別以中國和OECD27個國家作為樣本進(jìn)行回歸,結(jié)果匯總于表3。從表3的回歸結(jié)果來看,不管是對于中國而言,還是對于OECD27個國家而言,在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度不斷加強的過程中,貨物出口部門和服務(wù)出口部門的要素配置效應(yīng)均呈現(xiàn)出先升后降的倒“U”型特征,兩個出口部門的技術(shù)溢出效應(yīng)也呈現(xiàn)出顯著的倒“U”型特征,以上推測得到了證實。首先,分析要素配置效應(yīng)。在加強知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的初始階段,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的技術(shù)創(chuàng)新激勵作用較為明顯,這自然造就了強勢企業(yè)的數(shù)量趨于上升,并且使得高技術(shù)出口部門的絕對規(guī)模趨于擴大,能夠吸納的優(yōu)質(zhì)要素數(shù)量也會增加,優(yōu)質(zhì)要素獲得高回報的準(zhǔn)則也較為容易地實現(xiàn),最終使得整個經(jīng)濟(jì)部門的要素配置效應(yīng)增強。在加強知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的后續(xù)階段,高技術(shù)出口部門的絕對規(guī)模已經(jīng)較大,而且競爭力已經(jīng)較強,在位企業(yè)為了能夠鞏固既有的競爭優(yōu)勢,可能會通過各種方式來抵制后續(xù)的進(jìn)入者,這就自然產(chǎn)生了市場擠出效應(yīng)。這些潛在的后續(xù)進(jìn)入者原本可以發(fā)揮優(yōu)化要素配置的功效,但是它們由于受到在位企業(yè)強大的競爭攻勢,無法進(jìn)入高技術(shù)出口部門的行列之中,使得整個經(jīng)濟(jì)部門的要素配置效應(yīng)受阻。其次,分析技術(shù)溢出效應(yīng)。類似于前面的分析,知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的不斷加強一方面會對高技術(shù)出口部門產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新的激勵機制,并且產(chǎn)生行業(yè)間技術(shù)溢出和行業(yè)內(nèi)技術(shù)溢出;另一方面,過度加強知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)會對高技術(shù)出口部門產(chǎn)生壟斷勢力,從而阻礙技術(shù)溢出效應(yīng)的產(chǎn)生。在知識