知识产权保护、要素配置效应与技术溢出效应

知识产权保护、要素配置效应与技术溢出效应

一、问题的提出与讨论自20世纪60年代以来，标准方法的出口与经济增长之间的关系研究表明，出口是促进经济增长的重要动力（balasa，1978；lers，1982）。经济界还逐步形成了“基于出口的经济增长”（elg）的重要提案。然而,学者们关注的出口往往局限于货物贸易出口,服务贸易出口极少进入他们的视野。在过去的数十年中,出口贸易的结构已经发生了巨大的变化,世界服务贸易出口额在所有贸易出口总额中的比例已经由1980年的18.05%上升至2010年的24.23%,而且近年来上升速度逐渐加快。毫不夸张地说,当今世界已经进入了一个不得不关注服务贸易的发展阶段,而且,由服务贸易出口高速扩张所引致的出口贸易结构演变很可能会影响经济增长的绩效,把出口默认为货物贸易出口的研究其弊端也已经逐步显现。因此,本文将把货物贸易与服务贸易纳入一个统一的分析框架中,研究由两者构成的出口贸易结构对经济增长的影响。实际上,出口贸易结构及其对经济增长的影响与外部制度环境具有密切的关系,知识产权保护即为一项典型的制度。一个显而易见的逻辑是,较为完善的知识产权保护制度能够提高经济行为的可预见性,内含于出口等经济活动中的高技术产品成为公共产品的可能性也会大幅度降低,由此,越来越多的高技术产品进入出口通道并带来高额利润,这将进一步促使出口贸易结构的演变,并对经济增长的绩效产生深远的影响。同时,一个逐步被人们注意到的问题是,中国经济高速增长了30多年,然而服务贸易的发展与知识产权保护制度的建设明显滞后于经济发展速度,这种情形在全世界都是罕见的。那么,中国的出口贸易结构、知识产权保护与经济增长之间到底表现为怎样的关系?知识产权保护在出口驱动经济增长的过程中扮演了什么样的角色呢?反观代表发达经济体的OECD国家,它们在出口贸易结构、知识产权保护水平等方面都迥异于中国,那么OECD国家在较为完善的知识产权保护条件下,其出口贸易对经济增长的作用能够为中国提供哪些启迪?这些问题均有待于学术界展开深入的研究。本文其余部分的结构安排如下:第二部分进行文献评述;第三部分通过模型推导来揭示知识产权保护下出口贸易影响经济增长的传导机制,并提出有待检验的命题;第四部分分别基于中国数据与OECD国家数据对提出的命题进行经验检验,并作比较分析;第五部分为结论、启示与研究的不足。二、出口与经济增长在关于出口驱动经济增长的现有研究中,部分文献以理论研究的方法来探索出口影响经济增长的途径,部分文献以实证研究的方法来检验“出口引致经济增长”这一命题是否对特定的国家(或地区)适用。从理论层面研究出口贸易影响经济增长的文献相对较少。运用理论模型进行规范的研究是从Feder(1982)开始的,该模型通常被称为“出口引致经济增长”理论模型。随后,一些学者对Feder(1982)的模型做出了拓展,例如,Alexander(1994)研究了政府部门和出口部门对经济增长的影响,发现出口部门比政府部门更加能够促进经济增长。Azametal.(2002)从出口贸易的角度研究了非洲经济的低增长,认为出口是促进非洲经济增长的重要政策,但由于受到社会资本缺乏和政府低效率的影响,经济增长遭到了拖累。类似地,RattsoandStokke(2007)也从理论上研究了出口部门对经济增长的影响。许和连和栾永玉(2005)根据Feder(1982)的理论研究,将出口部门划分为初级产品出口部门和工业制成品出口部门,陈龙江和范钧(2007)则把出口部门划分为农产品出口部门与非农产品出口部门,研究了不同的出口部门对非出口部门所产生的技术溢出效应。唐保庆等(2011)基于知识产权保护视角对Feder(1982)的模型进行了拓展,从理论上研究了服务贸易出口驱动经济增长的作用机理,并且认为,知识产权保护强化了服务业出口部门对其他部门所产生的外部经济溢出效应以及由此分解而来的要素配置效应和技术溢出效应。从实证层面研究出口贸易影响经济增长的文献则较为丰富,部分学者运用跨国数据来检验“出口引致经济增长”的命题是否在一个较为广泛的区域成立,另有学者以某一个国家或者地区作为研究对象来检验该命题。首先,运用跨国数据进行的研究。Balassa(1978)以11个半工业化国家作为研究对象,并且把研究期限划分为1960—1966以及1966—1973两个阶段,研究发现两个期限内的出口平均增长均与产出平均增长存在显著的正相关关系。FunkeandRuhwedel(2005)对处于转型时期的东欧国家进行的研究表明,出口是振兴东欧国家经济发展的一支重要驱动力量,出口活动扩大了本国的市场边界,由此带来了规模经济和技术进步。NaghshpourandSergi(2010)研究了东欧国家的出口对经济增长的影响,发现出口部门一方面有助于直接的物质资本积累,另一方面还会通过对非出口部门的技术溢出来产生动态的经济增长效应。Hung(2010)研究了出口贸易密度对经济增长的影响,发现人均贸易额每提高1%能够带来0.29%的经济增长。类似地,Misztal(2011)基于1995—2009年欧盟国家的面板数据研究了出口对经济增长的影响,研究表明,出口产品的集中度是推动欧盟国家经济增长的重要因素。其次,对单个国家或地区进行的考察。Oxley(1993)以葡萄牙作为研究对象,运用双变量系统的VECM模型考察了葡萄牙1865—1991年期间的出口与经济增长之间的关系,结果表明出口对经济增长具有显著的促进效应。Hatemi(2002)运用拔靴法(bootstrapapproach)模拟出日本出口与经济增长之间的关系,发现日本在1960—1999年期间,出口与经济增长之间是相互促进的,出口是拉动经济增长的重要动力。Awokuse(2005)基于VECM模型研究了韩国1963—2001年出口与经济增长之间的关系,结果表明,两者之间是互为因果关系,出口对于韩国这样的开放小国十分重要。Naudeetal.(2010)对南非354个行政区进行的研究发现,出口地区的经济增长状况比不出口地区或者出口少的地区都表现得更好,而且,出口的专业化(specialization)比多样化(diversification)更加能够促进地方经济增长。JarreauandPoncet(2012)研究了中国的出口产品复杂度对经济增长的影响,研究表明,由于专业化所带来的出口产品复杂度显著地促进了经济增长,并且发现,加工贸易以及跨国公司主导的贸易对经济增长的作用不显著。自20世纪90年代以来,国内学者也开始关注出口与经济增长的关系。杨全发和舒元(1998)考察了中国的出口增长对经济增长的影响,他们发现中国的初级产品出口增长与经济增长呈显著的正相关关系,而制成品出口增长与经济增长呈负相关关系,其原因是,中国的制成品增长还没有进入以技术进步和产品质量提高为特征的集约型发展阶段。林毅夫和李永军(2003)考察了出口增长对经济增长所产生的直接效应和间接效应,间接效应表现为出口对消费、投资、政府支出和进口造成影响,从而间接刺激经济增长。赖明勇和周杨(2005)以中国各省市的数据为基础,将Feder模型扩展为四部门,结果表明,高新技术产品出口对东部经济拉动效应已经很显著而对中西部则不明显。从外溢角度来看,其对东部非出口部门外溢效应很微弱,而对中西部则基本上还没有外溢效应。邵军和刘军(2011)基于我国222个地级以上城市2001—2008年期间样本数据的研究发现,出口集中度与地区经济增长之间存在显著正相关性,出口结构的专业化程度越高,地区人均GDP增长率相应越高。尽管现有的研究不断推进了人们关于出口贸易影响经济增长的认识,但这些研究依然存在进一步完善的空间,主要包括以下几点:第一,现有研究的重心主要是把出口贸易和GDP(或其增长率)变量纳入一个计量模型中,考察两者之间的关系,这实际上是研究了出口贸易与经济增长“结果”之间的关系,未能较好地揭示出口贸易影响经济增长的具体“路径”与“传导机制”,本文则研究了出口贸易如何通过要素配置效应和技术溢出效应等路径影响经济增长。第二,全球贸易结构逐渐趋于“软化”,服务贸易出口占所有贸易出口总额的比重逐步上升,但鲜有文献把服务贸易出口纳入研究经济增长的分析框架之中。本文把货物贸易出口和服务贸易出口统一在一个框架中,研究它们与经济增长的内在联系。第三,知识产权保护制度是当今知识经济背景下一项至关重要的制度安排,然而现有研究极少关注到知识产权保护条件下出口贸易如何影响经济增长,本文从知识产权保护的视角来考察出口贸易对经济增长的作用,并且研究在强化知识产权保护的不同阶段,出口对经济增长的不同影响。三、出口贸易影响经济增长的理论模型出口贸易促进经济增长的机理分析本节以Feder(1982)的出口驱动经济增长理论模型为基础,研究在知识产权保护条件下出口贸易通过何种渠道和作用机理来影响经济增长。(一)要素边际生产率知识产权保护的加强有利于维护创新者的合法权益,创新者能够独享创新成果,所以,与缺乏知识产权保护时相比较,即使使用了等量的要素投入,创新者依然能够获得更高的创新回报和利润(GrossmanandHelpman,1991)。出于简化理论模型的考虑,本文在理论模型中并不出现利润等变量,但为了能够体现以上逻辑,本文借鉴琼斯(1999)的做法,在资本(K)和劳动力(L)的前面加入参数来表示实际有效的资本和劳动力,从而作如下假设: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为总产出,X为出口部门的产出,N为非出口部门(以下简称“其他部门”)的产出,Kn,Kx为各部门的资本存量,Ln,Lx为各部门的劳动力投入。(2)、(3)两式中的(1+μ)表示知识产权保护的加强程度。(3)式反映了出口部门对其他部门能够产生外部经济溢出效应。此外,本文假设(3)式满足一次齐次条件。假设出口部门与其他部门的要素边际生产率存在差异,并且以表示如下:GkFk=GlFl=1+δ(4)(4)式中的下标均表示偏微分。对(1)、(2)、(3)式两边同时取微分,而且,不考虑资本折旧,即dKn=In,dKx=Ix,且dKn+dKx=In+Ix=I,dLn+dLx=dL,则可得:dY=(1+μ)Fk·I+(1+μ)Fl·dL+(δ+μδ)(Fk·Ix+Fl·dLx)+Fx·dX(5)令Fk≡α,而且根据Bruno(1986),令Fl=β·(Y/L),则根据(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表示出口部门对其他部门的外部经济溢出效应。对于(3)式来说,考虑知识产权保护和不考虑知识产权保护的两种不同做法会使得分析的结论大相径庭,如果不考虑知识产权保护的话,那么(3)式将会演变为:˜X=G(Κx,Lx)(7)上式中的˜X表示在缺乏知识产权保护的情况下,资本投入Kx和劳动力Lx所带来的服务业出口部门产出。因此,假定(3)式满足一次齐次条件的话,那么(6)式则会演变为:dYY=α(1+μ)⋅1Y+β(1+μ)⋅dLL+[(1+μ)δ1+δ+(1+μ)2F(˜X)]⋅d˜X˜X⋅˜XY(8)考虑到本文后面的经验研究中将要把出口贸易划分为货物贸易出口(exportofmerchandises)与服务贸易出口(exportofservices)两种类型,所以在此理论模型分析中,也把出口贸易分为这两种类型来加以推导。由(8)式可知,下式显然成立: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分别表示货物出口部门与服务出口部门两类部门分别与其他部门要素边际生产率的差异程度。XM、XS分别表示货物出口部门与服务出口部门的产出。由(3)、(9)式可以看出,知识产权保护的存在和加强会使得不断扩张的出口部门对其他部门产生更强的外部经济溢出效应,即(1+μ)2F(˜XΜ)>F(˜XΜ)以及(1+μ)2F(˜XS)>F(˜XS)。基于上述理论模型,我们给出本文的理论假说:命题一:在完善的知识产权保护条件下,出口部门对其他部门产生了比没有知识产权保护时更强的外部经济溢出效应,促进了其他部门的发展,最终使得整个经济部门的发展水平高于缺乏知识产权保护时的水平,知识产权保护在出口驱动经济增长的过程中发挥了“助推器”的功能。(二)知识产权保护条件下的要素溢出效应根据Feder(1982),出口部门对其他部门的外部经济溢出效应实际上包含两个维度:一是通过在服务业出口部门与其他部门之间优化要素的配置来提高要素的使用效率,我们称之为要素配置效应;二是服务业出口部门对其他部门产生部门间的技术溢出效应。为了精确区分这两种效应分别在多大程度上发挥作用,就有必要对(9)式作进一步的分解。假设不同类型服务业出口部门对其他部门产出的影响是不变弹性的,则由(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分别表示货物出口部门、服务出口部门对其他部门的技术外溢参数。(10)式对XM、XS分别求偏导后代入(10)式,并且经过整理可得: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)如果不考虑知识产权保护的话,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分别表示在缺乏知识产权保护的情况下,货物出口部门与服务出口部门的产出。υ′、φ′分别表示在缺乏知识产权保护条件下两类出口部门对其他部门的技术溢出效应。比较(11)式和(12)式不难发现,θ1+θ(1+μ)>θ1+θ,η1+η(1+μ)>η1+η,这就表明,在知识产权保护条件下,两类出口部门均发挥了更强的要素配置效应。接下来我们将要证明知识产权保护条件下两类出口部门对其他部门的技术溢出效应与缺乏知识产权保护时的差异。正如前文所述,(10)式实际上是(3)式的另一种表达形式,因此,由(2)式推导而来的(9)式实际上与由(10)式推导而来的(11)式是等价的。以货物出口部门对其他部门的技术溢出效应为例,对比(9)和(11)两式可知,(1+μ)2F(˜XΜ)⋅d˜XΜ˜XΜ⋅˜XΜY=υ[1-(1+μ)˜XSY]⋅d˜XΜ˜XΜ(13)对于方程左边而言,如果不考虑知识产权保护因素,则应当为F(˜XΜ)⋅d˜XΜ˜XΜ⋅˜XΜY;对于方程右边而言,如果不考虑知识产权保护因素,根据(12)式可知,则应当为υ′[1-˜XSY]⋅d˜XΜ˜XΜ。在此情形下,又根据(13)式可知,F(˜XΜ)⋅d˜XΜ˜XΜ⋅˜XΜY=υ′[1-˜XS]Y]⋅d˜XΜ˜XΜ(14)(1)当d˜XΜ>0时,由于(1+μ)2F(˜XΜ)⋅d˜XΜ˜XΜ⋅˜XΜY>F(˜XΜ)⋅d˜XΜ˜XΜ⋅˜XΜY,根据(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)当dX˜Μ<0时,按照类似程序进行推导,也可以得出υ>υ′,本文不再赘述。同理可知,对于(9)式和(11)式而言,φ>φ′也将成立。这说明,在知识产权保护条件下,货物出口部门与服务出口部门对其他部门的技术溢出效应大于缺乏知识产权保护时的水平。基于上述理论模型,我们给出本文的理论假说:命题二:出口部门对其他部门的外部经济溢出效应可以分解为要素配置效应和技术溢出效应,知识产权保护的“助推器”功能强化了出口部门所产生的要素配置效应以及对其他部门的技术溢出效应。四、知识产权保护强度对经济增长影响分析为了能够对以上命题进行检验,本节将以中国与OECD国家为研究对象进行经验研究,并且把中国与OECD的检验结果进行对比,以揭示两者在知识产权保护强度以及出口贸易结构上的差异是否会通过不同的传导机制来影响经济增长。必须指出的是,我们以中国数据进行研究时,由于省级层面的服务贸易出口数据难以获得,无法运用面板数据进行拟合,只能以1995—2010年的全国时间序列数据进行拟合,但在以OECD国家的样本数据进行检验时,为了尽量捕捉充分的信息量,同时考虑到数据的完整性,则以OECD27个国家11995—2010年的面板数据进行拟合。(一)解释变量及结果根据上文的理论推导,本文构建计量模型如下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为产出增长率,Cit为常数项,α1,…,α10为拟合系数,εit为误差项。其他的解释变量分别为:1.投资产出比(ΙY)it根据经济增长理论,资本投入是经济增长的基本动力之一,一国的投资力度越大,越能够推动经济增长。2.劳动力增长率(dLL)it部分发展中国家的经济发展历程已经表明,丰裕的劳动力是产品能够以低成本进军国际市场、促进出口快速增长、增加企业利润的重要原因,中国即为其中的一个典型代表。3.(dXΜXΜ⋅XΜY)it、(dXSXS⋅XSY)it这两个变量分别表示货物出口部门和服务出口部门的要素配置效应。4.((1-XSY)⋅dXΜXΜ)it、((1-XΜY)⋅dXSXS)it这两个变量分别表示货物出口部门和服务出口部门对其他部门所产生的技术外溢效应。5.知识产权保护制度IPRitParkandLippoldt(2005)专门测算了知识产权保护力度(以下简称为P-L方法),但该方法的缺陷是,当一国在某项指标上的得分保持不变时,就认为这项指标所反映的知识产权保护力度恒定不变。例如,当一国在某年已经加入了n项知识产权条约,在接下来的几年中如果一直没有加入新的条约,P-L方法就认为该项指标所表征的知识产权力度未能提高。然而我们认为,人们对一项新制度法规的认可和遵守往往有一个不断深入的漫长过程,该制度法规的影响力会随着颁布时间的久远而不断强化,立法时间越长,执法实践就会越充分和完备,即制度法规具有时间上的“积累效应”。于是,我们借鉴唐保庆等(2011)的方法,依据一国加入世界知识产权组织的进展情况来衡量该国知识产权保护力度。具体方法是:对于某一条约而言,如果某国于第t年加入,则该国第t+1年、t+2年……在这一项上的得分为1分、2分……,即某个特定年度距离加入的时点越久远则得分越高,该国在其他各条约中的得分也依照同样的方法计算。最后,某年在各项条约上得分相加的总和即为该国该年度的总分,总分越高,该国的知识产权保护力度越大。同时我们考虑到,知识产权保护措施的作用具有边际效用递减的特征,因此我们对以上算出的总分取自然对数来表示这种特征。以上变量所用数据来自WTO、世界银行统计数据库和世界知识产权组织网站。(二)估计结果在进行经验研究之前,有必要检查模型中是否存在多重共线性,以确保估计结果尽量准确可靠。结果表明,部分交互项与原始变量之间存在较高的相关性,为此,我们运用中心化(centering)的方法进行了处理。1.服务出口部门的要素配置效应表1列出了中国的出口贸易对经济增长的影响结果,从回归结果来看,我们可以得出以下几点结论。(1)资本投入是促进中国经济增长的重要动力。这与我们的预期相一致,而且与现实也较为吻合。由于这并非本文关注的重点,因此不做过多分析。(2)劳动力投入显著促进了经济增长。长期以来,低廉的劳动力成本是中国企业获得竞争优势的重要依靠,这一点在国内市场和国际市场上均有所反映,众多学者认为,“人口红利”是过去几十年中国经济增长的源泉之一(蔡昉,2005;YaoandZhang,2010)。(3)货物贸易出口在经济增长过程中产生了显著的要素配置效应,该研究结论与Feder(1982)的结论相一致。许和连和栾永玉(2005)的研究表明,初级产品的出口没有产生显著为正的要素配置效应,但工业制成品的出口产生了显著为正的要素配置效应。实际上,近年来在我国所有的出口产品中,初级产品的比重不足10%,因此,总体货物产品出口的要素配置效应依然显著,这一点实际上与许和连和栾永玉(2005)的研究结论相一致。服务出口部门未能产生显著的要素配置效应,其中的原因可能在于中国服务出口部门的技术水平相对较低,加上部分服务业部门具有极强的垄断性,在投入要素的质量问题上也未能严格甄别和区别对待。2011年的统计结果显示,中国的技术与知识密集型服务品出口占总体服务品出口的比例仅为42.6%3,远远低于发达国家的水平,这实际上也被唐保庆等(2011)的研究结论所印证,即发达国家技术与知识密集型服务出口部门产生了要素配置效应,但发展中国家却没有。在控制了知识产权保护因素之后(如表1的回归结果(2)和(3)所示),货物出口部门产生了显著的要素配置效应,服务出口部门的要素配置效应也由原来的不显著变为显著。这表明,货物出口部门中的部分高技术产品确实需要得到知识产权保护制度的支持,服务出口部门中尽管技术与知识密集型服务品的占比较低,但是在知识产权保护趋于强化的条件下便能对要素进行优化配置。(4)货物出口部门的技术溢出效应为正,但只有极个别方案通过显著性检验。我们认为,这主要在于我国目前的货物出口贸易中加工贸易已经占据了半壁江山,加工贸易所涉及的生产活动通常在价值链中处于简单的加工组装环节,技术含量低,对其他部门的技术溢出效应十分微弱。服务出口部门产生了显著的技术溢出效应,我们的理解是,服务出口部门对于我国而言相对属于新兴产业,技术溢出效应的边际效用较高,而且,服务出口部门与制造业等相关产业存在较为密切的联系,能够为制造业部门提供高级要素投入(江静等,2007)。在控制了知识产权保护因素之后(如表1的回归结果(4)和(5)所示),货物出口部门的要素配置效应依然没有通过显著性检验,而服务出口部门的要素配置效应则更加显著(拟合系数的t统计量上升)。由此可见,由于加工贸易占货物贸易的比重过大,导致整个货物出口部门对知识产权保护制度的反应不敏感,而且对其他部门的技术溢出效应并不随着知识产权保护强度的提升而有所改变。实际上,全球价值链体系是决定加工贸易规模扩张的真正动力,而且,跨国公司作为价值链的“链主”,并不希望加工贸易部门产生技术溢出效应,它们甚至会主动阻碍技术溢出效应的产生。服务出口部门之所以产生了更加显著的技术溢出效应,其根本原因是服务出口部门与知识产权保护制度具有较高的匹配性,在不断完善的知识产权保护环境下,服务出口部门得到不断的扩张,并且对其他部门产生了技术溢出效应。2.其他部门的要素配置效应(1)资本投入未能显著促进OECD国家的经济增长。其中的原因在于,OECD国家的产业结构水平较高,1995—2010年间,第三产业增加值占GDP的平均比重在70%左右,经济增长的主要贡献是第三产业,而第三产业对资本投入的要求远远低于对技术、知识、创意和理念等软要素的要求。(2)劳动力投入显著促进了这些国家的经济增长。这一结论与唐保庆等(2011)的结论相同,其原因在于,OECD国家的劳动力由于接受了较长年限的教育和长期的各种培训,他们在参与经济活动的过程中已经不是简单的劳动力了,他们更多地发挥了人力资本的作用(BarroandLee,1996)。(3)货物贸易出口未能产生显著的要素配置效应,但服务贸易出口却产生了显著的要素配置效应。我们的理解是,随着新兴经济体和发展中国家出口贸易竞争力的逐渐增强,OECD国家货物贸易出口的竞争优势已经被极大地削弱,加上OECD国家产业结构的不断升级,其出口的重点已经逐步转向服务部门,各类优质要素也自然更多地流向服务出口部门,因此,服务贸易出口的要素配置效应要强于货物贸易出口。在控制了知识产权保护因素之后(如表2的回归结果(2)和(3)所示),OECD国家货物贸易出口的要素配置效应通过了显著性检验,服务贸易出口的要素配置效应更加显著。其中的原因可能在于:一方面,这些国家出口的货物和服务品都具有较高的技术含量,与知识产权保护制度的匹配性较高;另一方面,这些国家的知识产权保护制度较为完善,能够保障优质要素在高技术部门中获得高报酬,因而促使不同层次的要素在不同部门之间合理配置。(4)货物出口部门和服务出口部门均产生了显著的技术溢出效应。相比于发展中国家而言,OECD国家在各产业的分工通常处于全球价值链的高端,生产的产品技术含量较高,出口部门的生产率可能远远高于其他部门的生产率,因而货物出口部门能够对其他部门产生技术溢出效应。对于服务出口部门而言,OECD27个国家的技术与知识密集型服务品出口占所有服务品出口的比重较高,据统计,2010年,其技术与知识密集型服务品出口的平均比重高达57.2%,这十分有利于对其他部门产生技术溢出效应。在控制了知识产权保护因素之后(如表2的回归结果(4)和(5)所示),OECD国家货物出口部门和服务出口部门的技术溢出效应都有所增强,这与我们的预期完全相符。由于OECD国家出口的货物和服务都具有较高的技术含量,加上完善的知识产权保护制度激励了这些高技术出口部门的创新与发展,这些高技术出口部门在与其他部门发生上下游联系的过程中产生了技术溢出效应。3.回归结果分析从理论上来说,知识产权保护的持续加强一方面会不断保障优质要素投入的高额回报,对优质要素流向高技术出口部门4的激励会持续上升;另一方面,知识产权保护的过度加强又会巩固高技术出口部门的垄断地位,进而产生市场挤出效应。因此,随着知识产权保护强度的不断上升,知识产权保护最终对经济增长的“净效应”可能并非线性的,“净效应”有可能是先升后降(呈现倒“U”型特征),也可能是先降后升(呈现“U”型特征)。为了对以上推测进行检验,本文在原计量模型中加入了知识产权保护的平方与要素配置效应、技术溢出效应的交互项,并且分别以中国和OECD27个国家作为样本进行回归,结果汇总于表3。从表3的回归结果来看,不管是对于中国而言,还是对于OECD27个国家而言,在知识产权保护力度不断加强的过程中,货物出口部门和服务出口部门的要素配置效应均呈现出先升后降的倒“U”型特征,两个出口部门的技术溢出效应也呈现出显著的倒“U”型特征,以上推测得到了证实。首先,分析要素配置效应。在加强知识产权保护的初始阶段,知识产权保护的技术创新激励作用较为明显,这自然造就了强势企业的数量趋于上升,并且使得高技术出口部门的绝对规模趋于扩大,能够吸纳的优质要素数量也会增加,优质要素获得高回报的准则也较为容易地实现,最终使得整个经济部门的要素配置效应增强。在加强知识产权保护的后续阶段,高技术出口部门的绝对规模已经较大,而且竞争力已经较强,在位企业为了能够巩固既有的竞争优势,可能会通过各种方式来抵制后续的进入者,这就自然产生了市场挤出效应。这些潜在的后续进入者原本可以发挥优化要素配置的功效,但是它们由于受到在位企业强大的竞争攻势,无法进入高技术出口部门的行列之中,使得整个经济部门的要素配置效应受阻。其次,分析技术溢出效应。类似于前面的分析,知识产权保护的不断加强一方面会对高技术出口部门产生技术创新的激励机制,并且产生行业间技术溢出和行业内技术溢出;另一方面,过度加强知识产权保护会对高技术出口部门产生垄断势力,从而阻碍技术溢出效应的产生。在知识