楊佳妮 孫 瑤

（四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川成都 610065）

一、引言

為有效改善中國各省份實(shí)際利用外資整體水平，必須大力引進(jìn)外資及先進(jìn)技術(shù)，而知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平是決定外商投資作用于出口產(chǎn)品技術(shù)含量的關(guān)鍵要素之一。必須不斷優(yōu)化營商環(huán)境，持續(xù)增強(qiáng)FDI質(zhì)量，提供更優(yōu)質(zhì)的服務(wù)，促使經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展（桑百川，2019）。[1]一些學(xué)者基于微觀視角進(jìn)行探討，發(fā)現(xiàn)目前中國的比較優(yōu)勢(shì)正由廉價(jià)生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)變?yōu)闋I商環(huán)境，門檻效應(yīng)存在于技術(shù)創(chuàng)新與營商環(huán)境的關(guān)系中（盧萬青和陳萬靈，2018[2]；張慧穎和邢彥，2018a[3]）。本研究主旨是探討知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在FDI與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系中的作用。一是梳理了三者之間的作用機(jī)制，即知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平如何直接或通過FDI間接影響制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；二是從行業(yè)異質(zhì)性層面測(cè)度并分析中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；三是采取分區(qū)域回歸方法，初步估計(jì)全國層面和東、中、西部三大地區(qū)的線性影響情況；四是針對(duì)中國制造業(yè)總體行業(yè)及技術(shù)密集型行業(yè)，構(gòu)建面板門檻回歸模型考察各自出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI作用的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)，并分析了2007—2016年知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在3個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量變化情況及全國和三大地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的比較情況；五是通過全樣本交互項(xiàng)回歸對(duì)門檻模型回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究的目的在于進(jìn)一步優(yōu)化中國營商環(huán)境，完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)法律法規(guī)制度，充分利用FDI促進(jìn)中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而提升出口產(chǎn)品技術(shù)含量，實(shí)現(xiàn)改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)和增強(qiáng)出口競(jìng)爭(zhēng)力的目標(biāo)。相比于現(xiàn)存文獻(xiàn)，筆者的主要貢獻(xiàn)如下：(1)從行業(yè)異質(zhì)性層面測(cè)度并分析中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；(2)從省級(jí)及區(qū)域?qū)用嫔钊肟疾霧DI對(duì)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響是否依賴于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

二、文獻(xiàn)綜述

蔣瑛和賀彩銀（2016）指出，理論上，技術(shù)進(jìn)步是提高出口技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)動(dòng)力。[4]一方面，F(xiàn)DI質(zhì)量的高低影響著各國之間的貿(mào)易結(jié)構(gòu)及貿(mào)易利益。作為吸收外部效應(yīng)的核心途徑之一，F(xiàn)DI技術(shù)溢出能夠使東道國與母國加強(qiáng)交流來提高東道國自身生產(chǎn)力，進(jìn)而改變要素價(jià)格比例促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，達(dá)到以更低成本擴(kuò)展本國技術(shù)可能性邊界的目的。另一方面，營商環(huán)境對(duì)技術(shù)進(jìn)步提供了根本保障?？v觀所有營商環(huán)境要素，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度有利于規(guī)范知識(shí)傳播、鼓勵(lì)知識(shí)創(chuàng)造，對(duì)各國的技術(shù)進(jìn)步具有重要作用。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的影響主要有兩方面，即激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新及阻礙技術(shù)傳播。較高的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在調(diào)動(dòng)本土企業(yè)及外資企業(yè)自主研發(fā)積極性的同時(shí)，也會(huì)顯著提高企業(yè)的技術(shù)獲取成本；較低的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平雖然“有利于”推進(jìn)技術(shù)傳播，但卻會(huì)大大降低企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力。進(jìn)一步，營商環(huán)境與FDI成為提升中國出口競(jìng)爭(zhēng)力、促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵影響因素。但制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的影響錯(cuò)綜復(fù)雜，國家所處發(fā)展階段不同，其影響效果也不同。李士梅和尹希文（2018）研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于發(fā)展中國家而言，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平影響的方向尚不確定。[5]

在實(shí)證研究方面，學(xué)術(shù)界關(guān)于FDI、出口質(zhì)量和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的關(guān)系研究大致可分為以下兩種。

一是對(duì)兩兩變量之間關(guān)系的研究。首先是出口質(zhì)量受FDI作用的研究。李坤望和王有鑫（2013）從理論和實(shí)證兩個(gè)維度進(jìn)行了探究，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著推動(dòng)作用。[6]施炳展（2015）得出了相反的研究結(jié)論，認(rèn)為總體上外資對(duì)提升本土企業(yè)產(chǎn)品出口質(zhì)量是不利的。[7]其次是出口質(zhì)量受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作用的研究。楊林燕和王?。?015）基于2001—2012年30個(gè)制造行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)中國出口技術(shù)復(fù)雜度受到知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的顯著推進(jìn)作用具有行業(yè)異質(zhì)性，且該異質(zhì)性在技術(shù)密集型行業(yè)比在勞動(dòng)密集型及資本密集型行業(yè)更顯著。[8]Chen Y.&Puttitanun T.（2005）的實(shí)證結(jié)果表明，在發(fā)展中國家，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著正向影響。[9]張慧穎和邢彥（2018b）采用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行研究，得出了出口技術(shù)進(jìn)步受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)直接作用并不明顯的結(jié)論。[10]李士梅和尹希文（2018）基于 2000—2015年省際數(shù)據(jù)，采用空間動(dòng)態(tài)杜賓模型進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，過度增加知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度會(huì)使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)受到阻礙，而提高經(jīng)濟(jì)開放水平有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。由此可見，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)出口質(zhì)量的作用可能受到所在行業(yè)、所在國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度等因素影響。最后是FDI受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作用的研究。許和連和柒江藝（2010）在分析中國制造業(yè)6273家外資公司面板數(shù)據(jù)后指出，整體上，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)FDI流入具有推動(dòng)作用，但該作用具有區(qū)域異質(zhì)性，只在東部地區(qū)顯著。[11]石衛(wèi)星等 （2015）基于GMM方法，在考察了中國2000—2008年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)FDI流入的推動(dòng)作用并不顯著。[12]

二是對(duì)三個(gè)變量之間關(guān)系的研究。張慧穎和邢彥（2018a）通過分析1999—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)雙重門檻效應(yīng)主要存在于五種服務(wù)業(yè)FDI中，且中等水平保護(hù)力度對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI正向作用的影響最明顯。代中強(qiáng)（2014）研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI促進(jìn)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系為倒“U”型。[13]韓守習(xí)（2016）在實(shí)證考察 106 個(gè)國家的出口技術(shù)復(fù)雜度后發(fā)現(xiàn)，與發(fā)展中國家相比，發(fā)達(dá)國家受到FDI及FDI與知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交互作用影響更大。[14]

綜上，中國制造業(yè)出口質(zhì)量受FDI、知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)及FDI受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)作用的線性影響均不確定，且目前鮮有文獻(xiàn)關(guān)注中國不同地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度如何作用于FDI與出口技術(shù)復(fù)雜度的關(guān)系。鑒于此，筆者采用2007—2016年中國26個(gè)省份、19個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)構(gòu)建面板門檻回歸模型，對(duì)中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI作用的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)進(jìn)行了研究。

三、作用機(jī)制

如圖1所示，中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的影響是通過直接影響和間接影響兩條途徑起作用的：作用（1），即知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平直接影響中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度；作用（2）及作用（3），即知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平間接影響實(shí)際利用外資的促進(jìn)效應(yīng)。直接影響途徑中，主要取決于知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的兩個(gè)作用力即激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新與阻礙技術(shù)傳播之間的制衡；間接影響途徑中，作用（2）主要取決于FDI質(zhì)量的高低，作用（3）主要取決于FDI技術(shù)溢出。

圖1 知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平、實(shí)際利用外資對(duì)中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響機(jī)制

通過直接影響途徑，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提升，雖然企業(yè)技術(shù)獲取成本將增加，但其自主研發(fā)意愿也將增強(qiáng)。若某一區(qū)域技術(shù)獲取成本的增加對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度帶來的抑制作用大于自主研發(fā)意愿增強(qiáng)帶來的促進(jìn)作用，則該區(qū)域出口技術(shù)復(fù)雜度受知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的影響為負(fù)相關(guān)。反之，則區(qū)域出口技術(shù)復(fù)雜度提升，兩者之間為正相關(guān)。

通過間接影響途徑，如果知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提升導(dǎo)致高質(zhì)量FDI流入增多，則FDI流入總體質(zhì)量上升，即知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與FDI質(zhì)量呈正向關(guān)系；反之，F(xiàn)DI流入總體質(zhì)量下降，兩者之間為負(fù)相關(guān)。在FDI質(zhì)量與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系上，技術(shù)溢出效應(yīng)扮演著重要的角色。FDI流入總體質(zhì)量越高，意味著外資帶來的技術(shù)水平越先進(jìn)、技術(shù)復(fù)雜度越高。東道國企業(yè)若想要獲得高技術(shù)溢出效應(yīng)，需要善于學(xué)習(xí)并有高吸收能力，在與外資企業(yè)交流中取得較大技術(shù)進(jìn)步，不斷提高生產(chǎn)效率。以下筆者將通過面板門檻模型驗(yàn)證這兩條途徑。圖1表明了知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平、實(shí)際利用外資與中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度三者之間的關(guān)系和作用機(jī)制，同時(shí)還關(guān)注了人均地區(qū)生產(chǎn)總值、國內(nèi)投資、物質(zhì)資本存量、人力資本及交通基礎(chǔ)設(shè)施等5項(xiàng)其他因素。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）門檻回歸基本模型

為了研究知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在FDI與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系中的非線性作用，基于Hansen B.E.（1999）提出的研究思路，[15]采用知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平作為基本模型的門檻變量，構(gòu)建出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI作用的門檻效應(yīng)模型。同時(shí)，為減弱模型異方差，對(duì)絕對(duì)值變量均取了自然對(duì)數(shù)?！皢我婚T檻效應(yīng)”模型如式(1)所示，由其擴(kuò)展可得“多重門檻效應(yīng)”模型。

其中，i、t表示相應(yīng)的省份和年度，PROD表示制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，F(xiàn)DI表示引資程度，IPR表示知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，PGDP表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值，INV表示國內(nèi)投資，K與HR分別表示物質(zhì)資本存量與人力資本，INF表示交通基礎(chǔ)設(shè)施;μ、ε分別為個(gè)體效應(yīng)、隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)來源

筆者選取2007—2016年中國26個(gè)省份包括東部地區(qū)的北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東，共10個(gè)省份；中部地區(qū)的山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，共個(gè)8省份；西部區(qū)域的內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅，共個(gè)8省份；海南、西藏、青海、寧夏、新疆由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，不包含在研究樣本內(nèi)）的面板數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析的基礎(chǔ)。以2007年為基年，數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、各省份統(tǒng)計(jì)年鑒、《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》及《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)是由Wind數(shù)據(jù)庫補(bǔ)充，缺失數(shù)據(jù)由線性插值法補(bǔ)齊。

1.被解釋變量

（1）出口技術(shù)復(fù)雜度的測(cè)度。出口技術(shù)復(fù)雜度能體現(xiàn)出一個(gè)國家或地區(qū)的貿(mào)易結(jié)構(gòu)及出口產(chǎn)品技術(shù)含量，并使其國際分工地位得到顯現(xiàn)（蔣瑛和賀彩銀，2016）。 筆者根據(jù) Hausmann R.et al（2007）[16]、陳曉華和劉慧（2012）[17]的研究方法，采用國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)測(cè)度了2007—2016年中國26個(gè)省份制造業(yè)總體行業(yè)及三大類型行業(yè)（勞動(dòng)密集型、資本密集型、技術(shù)密集型）的出口技術(shù)復(fù)雜度。測(cè)算步驟如下。

其中，PRODYjt表示中國制造業(yè)t年j細(xì)分行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，PRODit表示t年i省制造業(yè)總體行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度，Y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值，基期為2007年，平減指數(shù)是以上年=100的GDP指數(shù)為基礎(chǔ)測(cè)算的GDP平減指數(shù)。xijt表示i省t年j細(xì)分行業(yè)的出口交貨值，表示i省t年制造業(yè)總體行業(yè)的出口交貨值。m表示省份數(shù)量，n表示細(xì)分行業(yè)總數(shù)量，p表示三大類型行業(yè)分別所含的細(xì)分行業(yè)數(shù)量。若使式（3）中的n=p，方可計(jì)算出i省t年制造業(yè)三大類型行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。采取該方法測(cè)度出口技術(shù)復(fù)雜度的理論依據(jù)為比較優(yōu)勢(shì)理論，該理論表明，應(yīng)大力扶持低出口技術(shù)?復(fù)雜度行業(yè)的國家或地區(qū)，同時(shí)大力發(fā)展高出口技術(shù)復(fù)雜度行業(yè)的國家或地區(qū)（王瑾和樊秀峰，2019）。[18]

鑒于數(shù)據(jù)的有效性和可得性，筆者收集了26省份制造業(yè)19個(gè)細(xì)分行業(yè)的出口交貨值進(jìn)行測(cè)算，分類標(biāo)準(zhǔn)為 《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》（GB/T4754-2002）。出口交貨值只核算本期運(yùn)作的產(chǎn)品價(jià)值，不計(jì)算來料加工產(chǎn)品的中間投入，且僅計(jì)算加工費(fèi)，這樣可有效避免出口技術(shù)復(fù)雜度“異常偏離”（Amiti M.,Freund C.,2010[19]；姚洋和張曄，2008[20]）。

（2）出口技術(shù)復(fù)雜度的分析。為深入研究中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度在不同類型行業(yè)中是否具有明顯區(qū)別，以要素密集度作為分類依據(jù)，將中國制造業(yè)進(jìn)一步劃分為三大類型，分別為勞動(dòng)密集型、資本密集型及技術(shù)密集型行業(yè)。表1是根據(jù)式（2）、式（3）計(jì)算出來的制造業(yè)總體行業(yè)及三大類型行業(yè)各年的出口技術(shù)復(fù)雜度。

表1 2007—2016年總體及按要素密集度分類的行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度

由表1可知，2007—2016年，中國制造業(yè)總體行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度呈上升態(tài)勢(shì)，三大類型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度變化態(tài)勢(shì)基本與之相同，但各自的升幅存在差異。其中，勞動(dòng)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度由2.270升至4.979，增幅為119.3%；資本密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度由2.052升至4.875，增幅為137.6%；技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度由2.396升至5.194，增幅為116.8%。不難發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度上升最快的是資本密集型行業(yè)。此外，技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度在各年份均高于總體行業(yè)，但其增長幅度最??；資本密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度盡管在各年份均低于總體行業(yè)，但其增速一直維持領(lǐng)先優(yōu)勢(shì)，這與楊林燕和王?。?015）的研究結(jié)論一致。

2.核心解釋變量

引資程度FDI是由各省份實(shí)際利用外資額除以GDP得到。FDI作為技術(shù)溢出的重要途徑之一，既能為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供資金支持，又能促使制造業(yè)從業(yè)人員通過技術(shù)外溢學(xué)習(xí)其他國家的優(yōu)秀技術(shù)，從而提高生產(chǎn)率、推進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，提升出口技術(shù)復(fù)雜度（張艾莉和尹夢(mèng)蘭，2019）。[21]FDI主要數(shù)據(jù)來自相關(guān)年份各省份統(tǒng)計(jì)年鑒及《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，其中2013—2016年福建省實(shí)際利用外資額數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

3.門檻變量

參考胡凱等（2012）的研究思路，[22]用技術(shù)市場(chǎng)成交額/GDP表示區(qū)域知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平IPR。技術(shù)市場(chǎng)成交額不僅包含了交易方對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的明顯偏好，還體現(xiàn)了技術(shù)擴(kuò)散的實(shí)際成本，所以它能夠有效衡量技術(shù)購買成本，進(jìn)而反映出市場(chǎng)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4.控制變量

為使計(jì)量結(jié)果有效且估計(jì)量無偏，筆者在實(shí)證研究中加入了下述控制變量：人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnPGDP）、國內(nèi)投資（lnINV）、物質(zhì)資本存量（lnK）、人力資本（HR）、交通基礎(chǔ)設(shè)施（INF）。人均地區(qū)生產(chǎn)總值（lnPGDP）需要將其名義值用GDP平減指數(shù)平減。國內(nèi)投資（lnINV）以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資表示，其平減指數(shù)是固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。參考張軍等（2004）的研究，應(yīng)用永續(xù)盤存法估算各省份的物質(zhì)資本存量（lnK）。[23]此外，為使后續(xù)年份受基年資本存量影響的估計(jì)誤差降至最低，借鑒李梅和柳士昌（2012）的處理思路測(cè)算基年（2007年）各省份固定資本存量。[24]人力資本（HR）采用Barro R.J.&Lee J.W.（1993）提出的平均受教育年限法來測(cè)度。[25]交通基礎(chǔ)設(shè)施（INF）以各省份公路、鐵路營業(yè)及內(nèi)河航道的里程總和與各自土地面積之比得到?？刂谱兞繑?shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證研究

（一）分區(qū)域回歸

由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平和技術(shù)水平存在差異，各省份發(fā)展具有不平衡現(xiàn)象，所以制造業(yè)總體行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度也呈現(xiàn)出非均衡性。為了準(zhǔn)確研究實(shí)際利用外資及知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平是否線性作用于中國制造業(yè)總體行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，筆者通過Hausman檢驗(yàn)來判定選擇面板固定效應(yīng)模型，主要采取分區(qū)域回歸方法，初步估計(jì)全國層面和東、中、西部三大地區(qū)的線性影響情況（估計(jì)結(jié)果見表3）。分區(qū)域回歸模型如下。

表3 全國和三大地區(qū)面板固定效應(yīng)估計(jì)

從表3可知，由于區(qū)域異質(zhì)性，各變量的顯著性明顯不同。實(shí)際利用外資數(shù)對(duì)全國、東部及西部地區(qū)的出口技術(shù)復(fù)雜度促進(jìn)效應(yīng)顯著，但對(duì)中部地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)不顯著。由此可見，目前中國除中部地區(qū)外，本土企業(yè)積極向外資企業(yè)交流學(xué)習(xí)先進(jìn)技術(shù)，制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受到FDI技術(shù)溢出的直接推動(dòng)作用。知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平對(duì)全國、東部及中部地區(qū)具有顯著負(fù)向影響。由此可見，除西部地區(qū)以外，提高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，企業(yè)技術(shù)獲取成本的增高對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度帶來的抑制作用大于企業(yè)自主研發(fā)意愿增強(qiáng)帶來的促進(jìn)作用，制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受到過高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的直接阻礙作用。

（二）門檻模型回歸

以上研究表明，F(xiàn)DI對(duì)制造業(yè)總體行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度具有明顯的推動(dòng)效應(yīng)，但這種線性效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性。為了更深入地研究該效應(yīng)的非線性特征，選用面板門檻模型對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)并估計(jì)。同時(shí)，考慮到技術(shù)要素是提升生產(chǎn)率的關(guān)鍵，筆者并未將制造業(yè)三大類型行業(yè)全部納入門檻回歸研究中，而是集中考察了技術(shù)密集型行業(yè)，以更好地探討技術(shù)因素對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)可以較為準(zhǔn)確地確定門檻數(shù)量，以便選定最適合的模型形式。采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣1000次，選取Stata中的xthreg命令進(jìn)行知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻估計(jì)，得到對(duì)應(yīng)的P值及F值，再進(jìn)一步判別知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)是否真實(shí)存在。

由表4、表5可知，模型顯著存在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平門檻效應(yīng)，當(dāng)被解釋變量為lnPRODN時(shí)顯著存在單一門檻，門檻值為0.015；當(dāng)被解釋變量為lnPRODT時(shí)顯著存在雙重門檻，門檻值分別為0.015和0.006。此外，表5報(bào)告的95%置信區(qū)間較小，證明估計(jì)的門檻值具有準(zhǔn)確性（王瑾和樊秀峰，2019）。對(duì)于制造業(yè)總體行業(yè)及技術(shù)密集型行業(yè)，門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI的作用存在非線性特征的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)，而不只是簡(jiǎn)單的線性效應(yīng)。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

得到門檻值之后，根據(jù)模型(1)分別估計(jì)FDI·I對(duì)lnPRODN及l(fā)nPRODT的影響。由表6回歸結(jié)果，可以總結(jié)得到以下結(jié)論。

表6 門檻模型回歸結(jié)果

第一，不管是從制造業(yè)總體行業(yè)層面還是從技術(shù)密集型行業(yè)層面看，出口技術(shù)復(fù)雜度都受到FDI·I的促進(jìn)作用。兩者的系數(shù)估計(jì)值均為正數(shù)，且都在1%顯著性水平下推動(dòng)了出口技術(shù)復(fù)雜度的提升；在各自門檻值被跨越后，正向影響顯著降低，但依然在1%顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明無論是制造業(yè)總體行業(yè)還是技術(shù)密集型行業(yè)，F(xiàn)DI與出口技術(shù)復(fù)雜度受到的影響均存在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)。

第二，在跨過相應(yīng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平門檻值之后，對(duì)于中國制造業(yè)總體行業(yè)及技術(shù)密集型行業(yè)，F(xiàn)DI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的作用均表現(xiàn)為邊際遞減，且在門檻值前后兩者作用的變動(dòng)幅度不同。具體表現(xiàn)為：當(dāng)被解釋變量為lnPRODN時(shí)，門檻值0.015被越過前后，F(xiàn)DI的系數(shù)值從3.253降至2.165，降幅為33.4%。當(dāng)被解釋變量為lnPRODT時(shí)，兩個(gè)門檻值0.006和0.015將中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平劃分為了三個(gè)層次，層次不同，制造業(yè)技術(shù)密集型行業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度受到FDI的作用也明顯不同。在最低門檻值0.006未被越過時(shí)，F(xiàn)DI會(huì)顯著推進(jìn)lnPRODT的提升，系數(shù)值為4.403；在最低門檻值0.006被越過后，F(xiàn)DI正向影響各地區(qū)lnPRODT的作用降至3.036，降幅為31.0%；在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平最高門檻取值0.015被越過后，F(xiàn)DI對(duì)lnPRODT的正向促進(jìn)效應(yīng)會(huì)顯著降低至1.347，降幅達(dá)55.6%。可見，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的非線性異質(zhì)門檻效應(yīng)的確存在于FDI與出口技術(shù)復(fù)雜度關(guān)系中，且為負(fù)向影響。在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平越過門檻值前，出口技術(shù)復(fù)雜度受到FDI明顯的正向作用，而在門檻值被越過后，區(qū)域出口技術(shù)復(fù)雜度受FDI作用的正向促進(jìn)效應(yīng)立即降低。即不管是從制造業(yè)總體行業(yè)層面還是從技術(shù)密集型行業(yè)層面分析，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平越高，F(xiàn)DI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用越小，越過門檻值后降幅顯著。

第三，由參數(shù)的估計(jì)結(jié)果可得，無論是制造業(yè)總體行業(yè)還是技術(shù)密集型行業(yè)，控制變量中人均GDP及物質(zhì)資本存量均在為1%顯著水平下通過檢驗(yàn)，顯著提升了出口技術(shù)復(fù)雜度，而國內(nèi)投資及交通基礎(chǔ)設(shè)施的作用顯著為負(fù)，人力資本的作用不明顯。具體而言，人均GDP能促進(jìn)中國制造業(yè)將更多資金投入生產(chǎn)率及技術(shù)含量更高的行業(yè)，進(jìn)而顯著提升出口技術(shù)復(fù)雜度 （張艾莉和尹夢(mèng)蘭，2019）；資本要素的積累與出口技術(shù)復(fù)雜度是正向關(guān)系，這與經(jīng)濟(jì)理論預(yù)期一致。國內(nèi)投資及交通基礎(chǔ)設(shè)施與出口技術(shù)復(fù)雜度之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明國內(nèi)投資并沒有推進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善，加大交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度對(duì)提升出口技術(shù)復(fù)雜度存在不利作用?？赡艿脑蚴牵寒?dāng)前中國國內(nèi)投資并未有效投入國際貿(mào)易領(lǐng)域，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度的加大所帶來的正向作用存在滯后效應(yīng)，還未能得到有效發(fā)揮。出口技術(shù)復(fù)雜度受到的人力資本正向作用沒有在10%顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)受人口質(zhì)量結(jié)構(gòu)改善的作用并不明顯。

綜上所述，不管是制造業(yè)總體行業(yè)還是技術(shù)密集型行業(yè)，實(shí)證結(jié)果均表明FDI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用會(huì)受到知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的影響，相較高水平區(qū)域，低水平區(qū)域FDI對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善作用更顯著。不難發(fā)現(xiàn)，此結(jié)論與前面一些學(xué)者（張慧穎和邢彥，2018a；代中強(qiáng)，2014）的研究結(jié)論不同?？赡艿脑颍阂皇钱?dāng)前中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升吸引更多的是低質(zhì)量FDI，F(xiàn)DI整體質(zhì)量較低；二是知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)技術(shù)傳播的阻礙作用超過了對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。對(duì)目前中國而言，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的增強(qiáng)導(dǎo)致了FDI整體質(zhì)量的降低，進(jìn)而導(dǎo)致FDI技術(shù)溢出效應(yīng)減弱，外資企業(yè)可供本土企業(yè)交流學(xué)習(xí)的技術(shù)進(jìn)步相對(duì)減少，不利于提高制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。此外，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度越高，知識(shí)和技術(shù)獲取成本就越高，不僅沒有成為促進(jìn)創(chuàng)新的動(dòng)力，反而限制了技術(shù)的傳播。

（三）拓展分析

圖2是2007—2016年26個(gè)省份兩個(gè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在三個(gè)區(qū)間內(nèi)的省份變化情況。未越過第一個(gè)門檻值的低知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量逐年下降，從2007年的20個(gè)降至2016年的11個(gè)；中等知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量由2007年的4個(gè)增至2016年的8個(gè)；高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量由2007年的2個(gè)增至2016年的7個(gè)。在此期間，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平均值排名前三位的省份依次是北京、天津及河北，均值排名后三位的省份依次是甘肅、陜西及云南。此外，由表7可知，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平遠(yuǎn)高于全國平均水平的地區(qū)是中國東部地區(qū)，西部地區(qū)略優(yōu)于中部地區(qū)，但這兩個(gè)地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平均低于全國平均水平；中國各地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平逐年穩(wěn)步上升，且東部地區(qū)升幅最大，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)相對(duì)落后。以上分析說明，中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度存在區(qū)域異質(zhì)性。

圖2 2007—2016年知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平在3個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量變化

表7 2007—2016年全國和三大地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平比較

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于本研究數(shù)據(jù)樣本來自26個(gè)省份10年的統(tǒng)計(jì)資料，發(fā)生組內(nèi)自相關(guān)及截面異方差問題的可能性較大，因此可采用穩(wěn)健性檢驗(yàn)來修正模型的自相關(guān)及異方差問題（趙連閣和鐘搏，2015[26]）。在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平存在差方異時(shí)，還可以采取交互項(xiàng)檢驗(yàn)來考察FDI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。為確保門檻模型回歸結(jié)果真實(shí)可靠，穩(wěn)健性檢驗(yàn)采用了全樣本交互項(xiàng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行。為使模型回歸系數(shù)的解釋意義更加充分，借鑒Cohen J.et al（2003）的研究方法，[27]對(duì)門檻變量IPR及解釋變量FDI進(jìn)行中心化得到c_IPR及c_FDI，并計(jì)算出交互項(xiàng)c_FDI_×_c_IPR。對(duì)于制造業(yè)總體行業(yè)與技術(shù)密集型行業(yè)，將其各自的出口技術(shù)復(fù)雜度對(duì)c_FDI分別求導(dǎo)如式（5）、式（6），并計(jì)算出全樣本交互項(xiàng)回歸結(jié)果（見表8）。

表8 全樣本交互項(xiàng)回歸結(jié)果

表8模型 （2）回歸結(jié)果顯示，加入c_FDI與c_IPR交互項(xiàng)后，lnPRODN受c_FDI作用的總影響為“1.312～103.177c_IPR”。表明當(dāng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較低時(shí)，c_FDI與總體行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度正相關(guān)；當(dāng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水發(fā)展到一定程度后，c_FDI對(duì)lnPRODN的影響逐漸減小，此結(jié)果與門檻模型回歸結(jié)果相同。其他變量回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性也與門檻模型回歸結(jié)果基本一致，表明制造業(yè)總體行業(yè)的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果是穩(wěn)健有效的。

模型（4）回歸結(jié)果表明，在加入了 c_FDI、c_IPR兩個(gè)交互項(xiàng)后，lnPRODT受c_FDI作用的總影響為“2.010～122.192c_IPR”。說明在知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平較低階段，技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受到c_FDI的正向推動(dòng)作用，隨著中國營商環(huán)境不斷優(yōu)化和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平進(jìn)一步提升，這種正向影響將逐漸減小，此結(jié)論與門檻效應(yīng)回歸結(jié)果一致。其他變量回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性也與門檻模型回歸結(jié)果基本相似，表明制造業(yè)技術(shù)密集型行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的門檻模型回歸結(jié)論較為穩(wěn)健可靠。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

1.中國制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度總體呈上升趨勢(shì)。當(dāng)前，中國處于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵時(shí)期，正在著力提升資本密集型行業(yè)技術(shù)含量，傳統(tǒng)制造業(yè)中的勞動(dòng)密集型特征逐漸減弱，技術(shù)密集型特征逐漸增強(qiáng)。

2.制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度受到FDI技術(shù)溢出的直接推動(dòng)作用，但也受到高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的直接阻礙作用，且這兩種線性作用均存在區(qū)域異質(zhì)性。

3.無論是從制造業(yè)總體行業(yè)層面還是從技術(shù)密集型行業(yè)層面分析，出口技術(shù)復(fù)雜度受到FDI的作用都存在非線性特征的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)門檻效應(yīng)，而不只是簡(jiǎn)單的線性效應(yīng)。FDI對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)作用會(huì)受到知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的影響。相較知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)高水平區(qū)域，低水平區(qū)域FDI對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善作用更加顯著。說明當(dāng)前中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升吸引的更多是低質(zhì)量FDI，F(xiàn)DI整體質(zhì)量較低，且知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平提升可能存在對(duì)技術(shù)傳播的阻礙作用，反映出了當(dāng)前中國引資和技術(shù)進(jìn)步問題的嚴(yán)峻性與復(fù)雜性。

4.中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平正在穩(wěn)步提升，但知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度存在區(qū)域異質(zhì)性。

（二）對(duì)策建議

1.著力優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，從根本上增強(qiáng)自身出口競(jìng)爭(zhēng)力，努力推動(dòng)高技術(shù)含量產(chǎn)品出口，提高出口質(zhì)量，加快貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)。[28]

2.進(jìn)一步優(yōu)化營商環(huán)境，吸引優(yōu)質(zhì)外資，增強(qiáng)FDI技術(shù)溢出，提高出口產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值。加強(qiáng)中國企業(yè)與具有優(yōu)秀科學(xué)技術(shù)、先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)的外資企業(yè)的合作，引導(dǎo)外資流入高端制造業(yè)，充分利用FDI技術(shù)溢出效應(yīng)提升中國出口技術(shù)復(fù)雜度。

3.因勢(shì)利導(dǎo)完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，促使FDI對(duì)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的正向作用最大化。當(dāng)前中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的技術(shù)來源仍然主要是模仿學(xué)習(xí)而不是自主研發(fā)，低知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平與中國的出口技術(shù)含量現(xiàn)狀相適宜。目前中國FDI整體質(zhì)量較低，中國嚴(yán)峻復(fù)雜的引資和技術(shù)進(jìn)步問題有待解決。盡管中國的營商環(huán)境更適用于低知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，但知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平逐步提升是發(fā)展趨勢(shì)。制造業(yè)企業(yè)應(yīng)逐步加大自主研發(fā)投入力度，不斷降低對(duì)國外高新技術(shù)的依賴，更好發(fā)揮高知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平帶來的益處，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

4.針對(duì)不同行業(yè)、不同地區(qū)實(shí)施不同的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，使知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度與本區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段及行業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀相適宜，避免陷入盲目提升知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平誤區(qū)。