中國外貿轉型升級中的知識產權保護問題探究

　　下面文章通過分析1995年以來我國外貿轉型升級的基礎上，通過構建VAR模型，分析知識產權保護對中國外貿轉型升級的影響，由此可知，我國外貿轉型升級整體呈上升趨勢，但也存在不可持續性，知識產權保護對外貿轉型升級過程有一定的波動性，并且是正向影響作用。為此，在中國外貿轉型升級過程中，需加強知識產權保護，加快形成基于技術的核心競爭力，打造一批具有自主知識產權的產品和企業。

　　關鍵詞：知識產權保護,外貿轉型升級,VAR模型

　　一、 前言

　　知識產權的核心是知識的創新。隨著知識經濟蓬勃、深入發展，知識產權成為國際貿易核心競爭力的關鍵因素，同時也成為國際貿易摩擦的“焦點”問題。因此，需要積極推行知識產權戰略，強化知識產權保護，鼓勵、激勵技術創新，進一步優化升級我國貿易結構，加快推動中國外貿轉型升級。那么知識產權保護與中國外貿轉型升級間的影響關系是怎樣的?影響程度又是如何?

　　近年來，有不少的專家、學者進行過相關的研究。Vichyanond(2009)通過構建DSGE模型分析了一國知識產權保護是如何影響貿易模式的，認為知識產權保護通過三種效應影響一國的專業化和貿易模式。Liegsalz(2010)研究表明，知識產權保護對貿易的影響存在著雙重效應，即：市場勢力效應和市場擴張效應。Ivus(2011)基于DSGE模型評估了知識產權保護對行業的影響機制，研究發現知識產權保護存在“市場擴張效應”、“市場稀釋效應”、“貿易條件效應”三種效應。陳麗靜、顧國達(2011)基于CH拓展模型，引入技術創新等變量，從實證的角度分析了知識產權保護對中國進口商品結構的影響，認為知識產權保護對中國進口商品結構具有顯著的負面影響。汪素芹、周健(2012)基于1991年～2010年時間序列數據對技術創新在中國外貿發展方式轉變中的作用進行了研究，認為在中國外貿發展方式轉變的過程中技術創新發揮了關鍵的作用。李平、宮旭紅、齊丹丹(2013)認為，知識產權保護與技術創新間呈倒U型的關系。

　　從現有文獻來看，研究聚焦兩方面：(1)知識產權保護對技術創新、貿易模式等方面的影響;(2)技術創新等因素對我國外貿發展的影響。但是關于知識產權保護對我國外貿轉型升級影響的實證研究還沒有。因此，本文基于對中國外貿轉型升級情況的分析，通過構建VAR模型，實證檢驗并分析知識產權保護與中國外貿轉型升級間的影響關系、影響程度，從而為政府部門推進外貿轉型升級提供決策依據。

　　二、 中國外貿轉型升級情況分析

　　根據“十三五”規劃綱要的要求，外貿轉型升級就是聚焦以技術、標準、品牌、質量、服務為核心的對外經濟新優勢，推動高端裝備出口，提高出口產品科技含量和附加值，實現從大進大出向優進優出、低質低價向高質高價的轉變。為此，本文從貿易規模、質量效益、貿易結構和競爭優勢等四個方面來評價我國外貿轉型升級情況，具體指標評價體系以及測算過程見薄曉東、鄭洪文(2015)研究成果。

　　1. 提取主成分。對原始變量數據進行標準化處理，并構建相關系數矩陣R;運用SPSS17.0軟件基于相關系數矩陣進行主成分分析，并提取主成分。

　　2. 建立因子載荷矩陣。對各因子變量進行旋轉，建構因子載荷矩陣，以消除各因子變量模糊、不清晰的實際含義。

　　3. 各因子及綜合得分。

　　用綜合得分表示中國外貿轉型升級的情況，負值說明中國外貿處在粗放型發展的路徑上，正值則說明中國外貿轉型升級正在發生改變，朝著可持續發展的目標前行。從表3可以看出，中國外貿轉型升級整體上保持上升態勢，盡管在2009年出現逆轉，但在2010年迅速回升，且保持著穩步增長態勢，2015年達到4.17，2016年達到4.21，這說明中國外貿轉型升級進入穩步提升期，實現“十三五”良好開局。

　　三、 模型建構、變量含義與數據來源

　　本文的回歸分析以中國外貿轉型升級的綜合評價值為因變量，模型自變量是中國知識產權保護強度，同時引入技術創新能力、人力資源水平和產業結構等3個變量，以提高模型的擬合度。

　　1. 模型建構、變量含義。基本模型方程為：

　　其中，t=1，2，…，18表示1995年～2012年不同的年份;CFTM代表中國外貿轉型升級的綜合評價值;IPP代表中國知識產權保護強度;INNO代表技術創新能力;HK代表人力資源水平;IS代表產業結構;εt為隨機干擾項。

　　2. 數據來源。本文數據選取的范圍為1995年～2012年，具體情況如下：

　　(1)中國外貿轉型升級綜合評價值。該指標是通過P-CFA方法對中國外貿轉型升級情況進行測度獲得，具體見上文的分析。

　　(2)知識產權保護強度。該指標基于GP指數和修正的GP指數，對相關衡量標準進行調整測量獲得。數據來源《中國統計年鑒》(2009-2013)、World Development Indicators Database。

　　(3)技術創新能力。為了更及時地反映我國的創新活動，本文采用專利申請量來衡量技術創新能力。具體數據來自歷年《中國科技統計年鑒》。

　　(4)人力資本水平。本文采用受教育年限法來衡量中國人力資本水平。具體計算公式：

　　其中，a、b、c分別表示大學生、中學生和小學生的人數，15、10、6分別為相應的受教育年限。各年數據來自《中國教育統計年鑒》、《中國統計摘要》。

　　(5)產業結構。該指標用第三產業產值在中國GDP中所占比重衡量。具體數據來自歷年《中國統計年鑒》。

　　四、 實證檢驗與結果分析

　　1. 單位根檢驗。為了消除變量的趨勢性及異方差性，首先對四個解釋變量作對數處理，然后再進行平穩性檢驗。結果可以看出，各變量取對數后的原始數據除了中國外貿轉型升級效果的綜合評價值(CFTM)符合平穩性要求以外，其他變量均不符合平穩性要求;在對變量一階差分后，所有變量都接受了原假設，即符合一階單整過程。因此，外貿轉型升級、知識產權保護等變量是一階單整的，它們之間可能存在平穩的線性關系。

　　2. 協整性檢驗。由平穩性檢驗可知，外貿轉型升級等各變量之間可能存在著長期的穩定關系。

　　根據Johansen檢驗結果，模型方程中被解釋變量CFTM與其他四個解釋變量之間存在著3個協整關系;殘差ADF單位根檢驗結果顯示，殘差序列在1%的顯著水平下拒絕原假設，即：外貿轉型升級及相關解釋變量之間存在協整關系。所以說我國外貿轉型升級與知識產權保護等解釋變量之間存在穩定的協整關系。

　　3. VAR模型(向量自回歸模型)。由于外貿轉型升級與其它解釋變量之間存在穩定的協整關系，因此可以建立VAR模型。確定滯后期的最優期數是建立VAR模型的關鍵，以便使模型反映出變量間相互影響的絕大部分。本文結合協整檢驗時的階數選擇采用AIC準則和SC準則進行滯后期的判斷和確定，經綜合判斷選擇的最優滯后期為2，進行回歸后得到VAR模型，模型擬合效果較好。

　　(1)脈沖響應。在脈沖響應函數的周期選擇上，考慮到周期短了不能反映問題、周期長了失去解釋意義，因此本文選擇10期進行估計，得到知識產權保護與外貿轉型升級的脈沖響應函數。

　　從脈沖響應函數圖中可以看出，知識產權保護的變化對外貿轉型升級效果的沖擊影響開始值為零，作用力隨后迅速上升，并且在第4期達到沖擊的峰值(相應值為0.181)，然后緩慢衰減，作用時間較長，這說明知識產權保護變量對外貿轉型升級具有長期的正向影響作用，這與Vichyanond(2009)的研究是吻合的，即：知識產權保護對一國的專業化程度以及貿易模式具有一定的影響。來自技術創新能力的沖擊在第2期對外貿轉型升級的影響達到峰值，之后緩慢下降，并趨于平穩。人力資本水平對外貿轉型升級的影響在當期為零，之后迅速爬升，第3期達到峰值后開始下降，并逐漸趨于平衡。

　　來自產業結構的沖擊一開始為零，之后緩慢上升，并逐步趨于平衡。脈沖響應結果表明，加強知識產權保護，推動技術創新與創造，提高人力資本水平，優化產業結構，有助于加快推進外貿發展方式的轉變?？傮w而言，來自于知識產權保護等四個自變量的沖擊都比較平穩，說明中國外貿轉型升級呈穩步上升態勢，這與前面的分析是一致的。

　　從脈沖響應函數圖中可以得知，來自中國外貿轉型升級的一個標準差的正向沖擊，當期對知識產權保護的影響為零，隨后迅速升高，在第2期達到峰值(響應值為0.232)，之后緩慢下降，并趨于平穩，作用時間較長，這表明外貿轉型升級顯著促進知識產權保護強度的提高。技術創新能力的沖擊當期對知識產權保護強度的影響是零，然后迅速上升，在第4期達到峰值，持續時間也較長，說明技術創新能力的提高能夠促進知識產權保護強度的提高。

　　來自人力資本水平的沖擊對知識產權保護的影響當期為零，然后持續上升，并且在第6期達到峰值，之后緩慢下降，逐漸趨于平衡，作用時間較長。來自產業結構的沖擊一開始為零，之后緩慢上升，并逐步趨于平衡。脈沖響應函數的結果可以說明外貿轉型升級、技術創新能力以及人力資本水平能有力地促進知識產權保護水平的平穩提升，而來自于產業結構的影響相對較小。同時，沖擊影響較平穩進一步表明盡管在我國知識產權執法力度方面還比較弱，但是中國知識產權的保護水平在不斷提升，這與前面的分析是吻合的。

　　(2)方差分解。為了深入了解各類因素的相對作用、相互影響的程度，本文進一步做方差分解分析。在周期的選擇上，同脈沖響應函數的周期一樣，選擇10期進行估計。具體情況如表4所示。

　　從中國外貿轉型升級的方差分解來看，源自自身的影響的占51.53%，起到關鍵作用;知識產權保護強度的影響占7.98%，技術創新能力的影響占30.29%，人力資本水平的影響占9.79%，產業結構的影響僅占0.41%。總體上知識產權保護強度還不高，需要進一步強化和完善。

　　知識產權保護強度預測誤差的方差主要受技術創新能力的影響，占34.68%;而源自自身的影響達到31.6%，外貿轉型升級的影響占13.09%，人力資本水平的影響占19.21%，產業結構的影響僅占1.42%。

　　五、 研究結論與政策建議

　　1. 研究結論。

　　(1)中國外貿轉型升級整體上保持上升態勢，綜合評價值由1995年的-2.70上升到2012的3.44，我國的貿易方式、商品結構和市場結構進一步優化，外貿的質量效益、競爭優勢不斷加強。但是我國外貿轉型升級的基礎不牢，還存在不可持續等問題。這主要表現在我國企業向全球價值鏈兩端延伸滯后，在國際市場中競爭力不強，外貿增長的質量和效益有待進一步提高。

　　(2)知識產權保護有助于推動外貿轉型升級。脈沖響應函數表明，知識產權保護的變化對外貿轉型升級的沖擊影響開始值為零，作用力隨后迅速上升，并且在第4期達到沖擊的峰值(相應值為0.181)，然后緩慢衰減，作用時間較長;方差分解函數顯示，知識產權保護對外貿轉型升級過程中出現的波動性解釋程度達到7.98%，這說明知識產權保護對外貿轉型升級具有長期的正向影響作用。

　　2. 政策建議。

　　(1)全面實施知識產權戰略，提升知識產權競爭優勢。首先加快推進與知識產權有關的法律法規建設，充分利用好國內、國際兩個市場，進一步與國際標準接軌;其次著力提高知識產權執法水平，努力營造更加公平、規范、透明的環境，形成鼓勵和保護創新、創造的良好氛圍;再次加大知識產權相關知識的宣傳力度，在全社會營造保護知識產權的氛圍，全面提升創新、創造意識;最后加快推進知識產權貿易結構的調整，聚焦裝備制造、航空航天等領域的知識產權創新與保護。

　　(2)推進創新型國家建設，著力提升技術創新能力。努力推進創新型國家建設，積極營造鼓勵技術創新的制度環境，不斷優化科技資源的配置，著力培育創新文化，形成良好的全社會創新氛圍;加大企業研發投入，鼓勵企業自主創新，著力打造一批具有核心競爭力的企業集團、國際知名品牌;鼓勵高校、科研單位等與企業的聯合，縮短技術成果轉化為生產力的時間，不斷加大人力資本投資力度，進一步優化人力資本結構，加快高層次創新型人才和高技能人才的培養。

　　參考文獻：

　　[1] 陳麗靜，顧國達.技術創新、知識產權保護對中國進口商品結構的影響——基于1986-2007年時間序列數據的實證分析[J].國際貿易問題，2011，(5).

　　[2] 李平，宮旭紅，齊丹丹.中國最優知識產權保護區間研究——基于自主研發及國際技術引進的視角[J].南開經濟研究，2013，(3).

　　[3] 汪素芹，周健.技術創新對中國外貿發展方式轉變影響的實證研究[J].財貿研究，2012，(6).

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