第 36 卷第 7 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 19 权的风险, 鼓励厂商出口专利产品到国外, 因而专利保护的增强提高了进口量, 形成市场扩张效果 ; 另一方面, 专利保护的增强增加了厂商的垄断力量, 使得其攫取垄断利润而拉抬售价, 降低销售量, 也因此减少出口, 形成市场力量效果 Mask

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1 2014 年第 7 期 No 暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) JinanJournal(PhilosophyandSocialSciences) 总第 186 期 SumNo.186 国际贸易研究国际专利保护对中国专利密集型商品出口的影响研究亢梅玲 1 2, 郭汝飞 (1. 武汉大学经济与管理学院, 湖北武汉 ;2. 香港中文大学经济系, 中国香港 ) [ 摘要 ] 对国外专利保护对中国专利密集型商品出口的影响进行经验分析, 结果表明, 在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护会通过市场扩张效应, 提高中国专利密集型商品的出口 ; 而在与强模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品出口没有显著影响随着中国专利技术含量的提高, 国外专利保护对中国专利密集型商品出口的影响的统计显著性日益提高 ; 与 TRIPS 协议签订之前相比, 协议签订后, 国外专利保护对中国专利密集型商品的效应有着显著的变化, 而这一变化在商品水平上呈现较大差异 [ 关键词 ] 专利保护 ; 模仿能力 ; 贸易流量 ; 专利密集型商品 [ 中图分类号 ] F [ 文献标识码 ] A [ 文章编号 ] (2014) 一引言中国在 2009 年已经超过德国, 成为世界第一出口大国但是和发达国家相比, 中国却并 1 不是一个贸易强国中国专利密集型商品占总出口比重近年来逐步提高, 这一比重从 1990 年的不足 5% 提高到了 2009 年的 15% 左右 (U nitednationsstatisticsdivision), 表明专利密集型商品出口在我国对外贸易所占的地位呈现逐年增高的趋势中国的出口商品中制成品的比重已超过了 95%, 高技术产品的出口比重则超过了 30% [1] 中国出口商品在世界市场上拥有强大的竞争力, 而且其竞争力在不断提高, 这是国际学术界的一个共识但是中国出口的增长主要依赖于出口数量的扩张而不是出口品种的增加对于中国出口竞争力的提高在多大程度上源于中国出口产品的技术升级, 目前还是一个存在很大争议的问题因此, 国际专利保护水平与我国专利密集型商品出口的关系的研究显得尤为重要现有的文献关于专利保护对贸易流量影响的研究基本都是基于发达国家的视角专利保护对贸易的影响主要有市场扩张效应 (market expansionefect) 和市场力量效应 (marketpower efect) 一方面由于专利保护的增强减少了侵 [ 收稿日期 ] [ 作者简介 ] 亢梅玲 (1972 ), 女, 湖北钟祥人, 武汉大学经济与管理学院副教授, 博士, 主要从事为国际贸易理论与政策, 知识产权保护与创新研究 ; 郭汝飞 (1989 ), 湖北武汉人, 香港中文大学经济系博士候选人, 主要从事劳动经济学和国际经济学研究 [ 基金项目 ] 国家社会科学基金项目国际知识产权保护与中国商品进出口贸易流量和贸易结构优化研究 ( 批准号 :10CGJ022); 中央高校基本科研业务费专项资金武汉大学自主科研项目 ( 人文社会科学 ) 武汉大学人文社科 70 后学者学术团队建设计划中国知识产权战略实施团队 ( 批准号 : ) 1 Croix,S.L.&Konan,D.E.(2002), 提出了专利密集型商品的定义

2 第 36 卷第 7 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 19 权的风险, 鼓励厂商出口专利产品到国外, 因而专利保护的增强提高了进口量, 形成市场扩张效果 ; 另一方面, 专利保护的增强增加了厂商的垄断力量, 使得其攫取垄断利润而拉抬售价, 降低销售量, 也因此减少出口, 形成市场力量效果 MaskusandPenubarti 认为市场扩张效果和市场力量效果会相互抵消, 市场扩张效果在强模仿能力的大国占优势, 而市场力量效果在弱模仿能力的小国占优势 [2] 这一假说已经在很多研究中得到了证明 (Smith,1999, 2002;Rafiquzamna,2002;FinkandPrimo Braga 2005) 李坤峰使用我国台湾地区的出口数据进行了研究, 发现高技术能力国家 ( 地区 ) 加强专利保护会产生排挤现象从而降低台湾地区的出口, 认为 Smith 的假说不能完全适用于台湾的情况 [3]1-20 李平崔喜君就进口贸易国外专利申请与中国各地区技术进步的关系进行实证研究, 采用了年中国 29 省市的面板数据, 实证结果显示国外专利申请对东部和中部技术进步起到显著的促进作用, 而对西部却起到阻碍作用 [4]28-32 蔡虹吴凯孙顺成采用年中国与 11 个创新型国家 ( 地区 ) 的数据, 对影响中国专利引用的相关因素进行实证研究, 研究结果表明, 技术相似度与跨国专利引用之间不存在显著性正相关关系, 对外技术依存度语言差异均与跨国专利引用显著负相关, 地理距离与跨国专利引用显著正相关 Smith 假说在发展中国家或地区的适用性已经受到了质疑 [5]18-26 本文基于发展中国家的视角, 使用了年中国出口到 116 个国家的跨国面板数据, 旨在分析国际专利保护对中国专利密集型商品出口的影响本文发现,Smith 的假说在中国并不适用强模仿能力国家的专利保护对中国专利密集型商品出口没有显著影响, 中等模仿能力国家和弱模仿能力国家的专利保护对中国专利密集型商品出口有着显著的市场扩张效应近年来, 伴随着中国专利技术含量的提高, 中国专利密集型商品出口的专利相关性日益增强 TRIPS 协议生效后, 专利保护对中国专利密集型商品的市场扩张与市场力量效应的相对强弱也有了新的变化本文结构如下 : 第二部分基于发展中国家视角, 提出具有中国特色的四大假说 ; 第三部分进行了模型设定与数据说明 ; 第四部分用经验分析验证了四大假说 ; 第四部分总结二理论假说首先, 市场扩张与市场力量效应是基于美国在世界知识产权领域的领先地位提出来的在高模仿威胁国家市场扩张效应绝对地强于市场力量效应, 在低模仿威胁国家市场力量效应绝对地强于市场扩张效应这一说法也在许多基于发达国家视角的文献 (Smith,1999,2002; Rafiquzamna,2002; Fink and Primo Braga, 2005) 中得到了验证但是, 作为发展中国家的中国的情况则与发达国家截然不同中国在专利类商品的技术含量远低于发达国家, 在知识产权领域不具有美国的世界领先地位尽管中国专利申请与授予量近年来大幅增长, 但是技术含量低的实用新型与外观设计占了绝大多数, 技术含量高的发明专利则只占很小一部分 (Patents, yes; ideas, maybe) [6] 图 1 为年中国累计专利授予量, 可以发现, 在中国授予本国的专利中绝大部分是实用新型和外观设计, 而授予外国的专利中则绝大多数为发明因此, 若将世界各国按照其模仿能力被分为强中弱三组, 我们认为, 自身科技发达的强模仿能力国家, 不需要模仿中国的出口商品, 其专利保护的增强不会对中国专利敏感型商品的出口产生显著影响由此得出假说一图年中国累计专利授予量资料来源 : 中华人民共和国国家知识产权局,2010 年获取地址 : htp: 获取日期 :2011 年 1 月 22 日 ) 假说一 : 强模仿能力国家专利保护的增强对中国专利密集型商品出口没有显著影响, 只有中等模仿能力国家和弱模仿能力国家的专利

3 20 亢梅玲, 郭汝飞 : 国际专利保护对中国专利密集型商品出口的影响研究 2014 年 7 月保护才会影响中国专利密集型商品出口其次, 中国企业在国际市场的高科技产品出口方面不具有垄断优势, 专利保护的市场扩张效应强于市场力量效应中等模仿能力国家和弱模仿能力国家的专利保护会对中国商品出口产生影响不过, 由于专利保护的市场力量效应相对较弱, 对于这两类国家, 专利保护的增强带来的都是绝对的市场扩张效应但是这并不意味着不存在市场力量效应, 模仿能力将影响这两种效应相对强弱, 这体现在 : 中等模仿能力国家的市场扩张效应比弱模仿能力国家的市场扩张效应更强由此得出假说二假说二 : 弱模仿能力与中等模仿能力国家专利保护的增强对中国专利密集型商品出口产生市场扩张效应, 且中等模仿能力国家的市场扩张效应更强尽管中国专利中发明类专利的比重较低, 但是其呈现逐年增长的趋势, 中国专利的技术含量正在逐年提高图 2 表明, 尽管近来国内专利授权中实用新型和外观设计仍然占绝大部分, 但是发明的比重在逐步提高随着中国专利技术含量的提高, 专利保护对中国专利密集型出口的影响将更为显著, 中国专利密集型商品的专利相关性会进一步提高图国内三种专利授权比重变化资料来源 : 中华人民共和国国家知识产权局,2010 年获取地址 : htp: 获取日期 :2011 年 1 月 22 日 ) 假说三 : 在距今较近的年份, 中国专利密集型商品的专利相关性更高随着中国专利技术含量的提高, 专利保护会对中国专利密集型商品出口产生与之前不同的效应具体而言, 中等模仿能力国家是我国的主要竞争对手, 我们预期其专利保护的增强有助于我国相关企业扩大市场份额, 使市场扩张效应进一步增强而在弱模仿能力国家, 专利技术含量的提高有助于抑制低水平的模仿者, 提高市场垄断地位, 加强市场力量效应为验证这一说法, 我们以 1995 年 TRIPS 协议生效作为分界点, 来考察其生效前后专利保护对我们专利敏感型商品出口的影响有何不同三模型构建与数据来源本文采用国际贸易研究中通用的引力模型, 将专利保护和模仿能力作为核心变量, 将距离贸易开放度人口人均实际 GDP 作为从属变量, 参照 Smith 设定了三个回归方程, 以考察世界各国专利保护增强对中国专利密集型产品出口的影响 [7] ln(x ik )=a i +a 0 ln(c)+a 1i ln(q k /N k )+ a 2i ln(n k )+a 3i ln(d k )+a 4i ln(op k )+a 5i sp k ln(p k )+a 6i mp k ln(p k )+a 7i wp k ln(p k )+ sp k +mp k +e ik (1) 方程 (1) 中, 下标 i 表示出口商品类别, 下标 k 表示商品的进口国 ;C 表示中国特有变量的合并项, 即为中国人口, 人均实际 GDP 和贸易开放度的乘积 ;Q k /N k 表示进口国 k 的人均实际 GDP,N k 表示进口国 k 的人口,D k 表示中国与进口国 k 的地理距离,Op k 表示进口国 k 的贸易开放度,P k 为知识产权保护指标,sp k mp k 和 wp k 分别为表征强模仿能力中等模仿能力弱模仿能力的虚变量这些模仿能力变量与 P k 的交叉项可揭示进口国专利保护对中国出口的影响是否会因其模仿能力的不同而不同, 衡量年间的平均效应方程 (1) 中加入了 sp k 和 mp k 作为截距移动项, 以允许不同模仿能力的国家的回归方程拥有不同的截距项, 从而使不可测量的贸易扭曲项随国家类型的不同而变化 1 ln(x ik )=a i + a 0 ln(c)+a 1i ln(q k /N k )+ a 2i ln(n k )+a 3i ln(d jk )+a 4i ln(op k )+a 5i wp k ln(p k ) t+a 6i wp k ln(p k ) t+sp k +mp k +e ik (2) 1 有关截距移动项设定的论述可见 Smith(2002)

4 第 36 卷第 7 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 21 方程 (2) 在方程 (1) 的基础上添加了四个时间虚变量, 即 t1990 t1995 t2000 和 t2005 这些时间虚变量有助于考察专利保护对中国专利密集型产品出口的比较静态效应 ln(x ik )=a i +a 0 ln(c)+a 1i ln(q k /N k )+ a 2i ln(n k )+a 3i ln(d jk )+a 4i ln(op k )+a 5i sp ln(p k )+a 6i mp ln(p k )+a 7i wp ln(p k )+a 8i sp ln(p k ) t+a 9i mp ln(p k ) t+a 10i wp ln(p k ) t1+sp k +mp k +e ik (3) 方程 (3) 着重考察 TRIPS 协议生效后各进口国专利保护对中国商品出口的作用与 TRIPS 协议生效之前相比是否有所变化, 在方程 (1) 的基础上加入虚变量 t1996 t2007 与专利保护和模仿能力的交叉项, 这些交叉项可称为专利移动项 (Smith,2002) 具体来说, 系数 a 8i a 9i 和 a 10i 代表 1996 到 2007 年进口国专利保护对中国出口的效应相对于年的偏离, 为正代表市场扩张效应相对增强, 为负代表市场力量效应相对增强对应的, 不带时间虚变量的交叉项则称为专利基项本文与之前类似研究的一大区别在于对世界各国模仿能力的分组上第一, 本文根据各国的模仿能力将世界各国分为三组, 即强模仿能力中等模仿能力与弱模仿能力, 而不是仅分为强模仿能力和弱模仿能力这一分组方法是根据中国的现实进行的对于美国而言, 其本身居于研发创新和专利保护金字塔的顶端, 因此 Smith 将世界各国分为两组是可取的 [8] 但是, 中国的研发创新能力和专利保护在世界上都处于中间水平, 强弱两级分组标准不足以概括世界各国相对于中国的特征因此, 本文依据中国的实际情况采用强中弱三级分组标准第二, 以往的研究成果都是根据一个固定的标准进行分组例如, 将每百万人口中科研人员大于 1000 的设定为强模仿能力国家, 小于 1000 的设定为弱模仿能力国家 (Smith,2002) 而本文则进行动态分组, 以世界各国在美申请的专利数为依据, 每年计算 50% 和 75% 分位点 1, 专利数大于 75% 分位点的为强模仿能力国家, 小于 50% 的为弱模仿能力国家, 其余为中等模仿能力国家从表 2 中可以看出, 不同年份的分组临界值是有变化的, 各国人均在美专利的 50% 和 75% 分位点呈现出逐年增大的趋势表 1 动态分组标准示例年份平均数标准差 p50 p 资料来源 : 作者根据 WDI 的人口数据美国专利商标局的专利数据 [9], 使用 Stata11.1 整理专利密集型商品定义采用 (Croix& Ko nan) [10] , 来源于 Uncomtrade 数据库从附录 2 中可以看到, 专利密集型商品与中国在美专利的前 15 类商品是类似的, 因此该定义对中国而言是可取的其他数据来源如下 : 中国与各进口国的人口, 人均实际 GDP, 贸易开放度来源于 PennWorldTable6 2 [11] ; 两国间地理距离来源 CEPI; 专利保护指标使用的是 GP 指标 (Park) [12] , 世界各国在美申请的专利数来源于 United StatesPatentand Trademark Of fice [13] 四实证结果和分析 1. 对方程 (1) 的回归结果分析表 2 是方程 (1) 的回归结果 2 可见, 方程 (1) 中专利变量的估计量表示在年间, 进口国的专利保护对中国各类专利敏感型商品出口的平均效应从表 1 中可以看出, 虽然无论在哪一种模仿能力的国家都是市场扩张效应占主导地位, 但是这一效应随模仿能力的增强呈正向增大趋势 [ 仅醇酚等及其衍生物 (512) 的估计量符号与此趋势相反, 但变量不显著 ] 该结果也部分不支持假说一, 在对强模 1 只对专利数大于 0 的观测值计算 2 中国变量的合并项, 中国与进口国的地理距离, 进口国的贸易开放度人口和人均实际 GDP 等变量几乎都是显著的, 且符号与一般预期一致 ; 方程 (2) 与方程 (3) 的回归结果亦是如此为简洁起见, 只报告专利项

5 22 亢梅玲, 郭汝飞 : 国际专利保护对中国专利密集型商品出口的影响研究 2014 年 7 月仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的出口有着较为显著的影响 (40% 分量显著为正 ) 但结果部分支持了假说二, 弱模仿能力国家专利保护的增强对中国专利密集型商品出口产生市场扩张效应 (60% 分量显著为正 ); 就统计显著性而言, 市场扩张效应在中等模仿能力国家虽然不显著 (20% 分量显著为正 ), 但就显著的分量来看, 其市场扩张效应强于弱模仿能力国家笔者认为, 方程 (1) 结果不尽如人意的原因在于没有消除面板数据中的时间序列特性, 而方程 (2) 和方程 (3) 由于广泛设置了时间虚变量, 部分消除了数据的时间序列特性表 2 方程 (1) 回归结果常数 (2.34) (1.49) (2.13) (1.92) (1.64) (2.14) (2.47) (2.42) (4.33) (1.41) sp( 截距移动项 ) (1.58) (1.55) (2.33) (1.97) (1.10) (2.82) (2.41) (2.97) (3.05) (1.42) mp( 截距移动项 ) (1.45) (0.45) (0.68) (0.89) (0.70) (0.71) (0.87) (1.14) (1.74) (0.45) 中国变量合并项距离贸易开放度人口人均实际 GDP sp lnpat mp lnpat wp lnpat (0.08) (0.05) (0.07) (0.06) (0.06) (0.07) (0.08) (0.08) (0.14) (0.05) (0.08) (0.06) (0.07) (0.08) (0.06) (0.09) (0.10) (0.09) (0.15) (0.05) (0.11) (0.07) (0.09) (0.10) (0.09) (0.10) (0.12) (0.12) (0.27) (0.07) (0.04) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.04) (0.04) (0.09) (0.02) (0.08) (0.04) (0.05) (0.05) (0.05) (0.06) (0.06) (0.07) (0.14) (0.04) (0.96) (0.93) (1.39) (1.18) (0.67) (1.69) (1.43) (1.79) (1.82) (0.85) (0.93) (0.28) (0.44) (0.55) (0.45) (0.47) (0.55) (0.71) (1.07) (0.28) (0.22) (0.14) (0.19) (0.18) (0.18) (0.18) (0.22) (0.26) (0.46) (0.15) 注 : 使用 Stata11.1 软件处理, 方差是 robust 修正的表示在 1% 的水平显著, 表示在 5% 的水平显著, 表示在 10% 的水平显著 2. 方程 (2) 的回归结果分析表 3 是方程 (2) 的回归结果强模仿威胁国家的各分量基本都是不显著的, 弱模仿能力国家有半数左右的分量显著, 中等模仿能力国家有三分之一左右的分量显著在模仿能力相对较弱的国家, 中国专利敏感型出口商品受专利保护的影响较大这支持了假说一, 在对强模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品的出口没有显著影响 ; 在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品的出口有显著影响该结果亦支持了假说二, 即在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的出口有显著的市场扩张效应 ; 且在与中等模仿能力国家进行贸易时, 专利保护的市场扩张效应更强在中等模仿能力和弱模仿能力的国家, 几乎所有显著的估计量都为正 [ 仅中等模仿能力国家 1990 年微电路 (7764) 例外 ], 说明专利保护的增强在中等模仿能力国家和弱模仿能力国家都对中国专利敏感型商品产生市场扩张效应具体来说, 在弱模仿能力国家中, 对专业行业的其他机械设备 (728), 自动数据处理设备及其部件 (752),

6 第 36 卷第 7 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 23 表 3 常数方程 (2) 回归结果 (5.14) (3.35) (4.57) (4.17) (3.82) (4.45) (5.38) (5.56) (10.08) (3.33) sp( 截距移动项 ) (1.86) (1.96) (2.67) (2.24) (1.26) (2.83) (2.26) (3.24) (3.31) (1.55) mp( 截距移动项 ) (1.54) (0.49) (0.71) (0.88) (0.72) (0.80) (0.98) (1.27) (1.97) (0.49) 中国变量合并项距离贸易开放度人口人均实际 GDP wp lnpat1990 wp lnpat (0.20) (0.13) (0.17) (0.15) (0.14) (0.17) (0.20) (0.21) (0.39) (0.12) (0.08) (0.07) (0.07) (0.08) (0.07) (0.09) (0.09) (0.09) (0.15) (0.05) (0.11) (0.07) (0.09) (0.10) (0.09) (0.10) (0.12) (0.12) (0.27) (0.07) (0.04) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.03) (0.04) (0.04) (0.09) (0.02) (0.08) (0.04) (0.05) (0.05) (0.05) (0.06) (0.06) (0.07) (0.15) (0.04) (0.34) (0.18) (0.29) (0.25) (0.26) (0.25) (0.38) (0.36) (0.76) (0.22) (0.26) (0.15) (0.22) (0.20) (0.21) (0.19) (0.25) (0.29) (0.54) (0.17) wp lnpat (0.24) (0.15) (0.21) (0.19) (0.19) (0.19) (0.22) (0.27) (0.49) (0.16) wp lnpat (0.30) (0.17) (0.24) (0.23) (0.21) (0.23) (0.26) (0.30) (0.56) (0.19) mp lnpat (1.04) (0.35) (0.51) (0.61) (0.51) (0.67) (0.78) (0.96) (1.35) (0.36) mp lnpat (0.99) (0.30) (0.47) (0.59) (0.48) (0.55) (0.65) (0.83) (1.23) (0.31) mp lnpat (0.96) (0.30) (0.44) (0.54) (0.46) (0.52) (0.61) (0.77) (1.17) (0.30) mp lnpat (0.93) (0.32) (0.46) (0.54) (0.46) (0.53) (0.62) (0.75) (1.16) (0.31) sp lnpat1990 sp lnpat1995 sp lnpat2000 sp lnpat (1.14) (1.22) (1.69) (1.41) (0.79) (1.79) (1.45) (2.04) (2.06) (0.97) (1.11) (1.16) (1.58) (1.33) (0.75) (1.69) (1.35) (1.94) (1.97) (0.91) (1.08) (1.14) (1.56) (1.31) (0.73) (1.66) (1.32) (1.91) (1.93) (0.89) (1.09) (1.15) (1.58) (1.33) (0.74) (1.68) (1.33) (1.91) (1.95) (0.91) 注 : 使用 Stata11.1 软件处理, 方差是 robust 修正的表示在 1% 的水平显著, 表示在 5% 的水平显著, 表示在 10% 的水平显著微电路 (7764), 量度检查分析控制仪器及零部件 (874) 的估计量在 75% 以上的年份都是显著为正的, 表明在弱模仿能力国家, 专利保护增强对以上中国出口商品有显著市场扩张效应在中等模仿能力国家中, 医药品 (541), 自动数据处理设备及其部件 (752), 量度检查分析控制仪器及零部件 (874) 的估计量在 75% 以上的年份都是显著为正的, 表明在中等

7 24 亢梅玲, 郭汝飞 : 国际专利保护对中国专利密集型商品出口的影响研究 2014 年 7 月模仿能力国家, 专利保护增强对以上中国出口商品呈现显著的市场扩张效应从共同显著的量度检查分析控制仪器及零部件 (874) 来看, 中等模仿能力国家的市场扩张效应比弱模仿能力国家更强弱模仿能力国家的统计显著分量随时间的推移呈增多趋势, 这验证了假说三, 表明在弱模仿能力国家, 中国专利密集型商品出口的专利相关性日益增强然而, 从经济显著性的比较静态方面来看, 这些估计量的大小随时间推移没有明显变化趋势, 表明年来在弱模仿能力国家, 各年专利保护对中国专利密集型商品出口的影响没有显著差异 3. 方程 (3) 的回归结果分析表 4 是方程 (3) 的回归结果在三种模仿能力的国家中, 多数商品的专利移动项前的系数具统计显著性, 表明较之其生效之前, TRIPS 协议生效后中国专利密集型商品出口与进口国专利保护更为相关, 进一步支持了假说三另一方面, 就专利基项而言, 强模仿能力国家的估计量都不显著, 中等模仿能力国家 2 项显著, 弱模仿能力国家则 4 项显著, 进一步支持了假说一从专利移动项中统计显著估计量的符号来看, 在弱模仿能力国家中,7 类统计显著的专利移动项中仅医药品 (541) 和自动数据处理设备及其部件 (752)2 类的估计量为正, 其他均为负 ; 在强模仿能力国家中,8 类统计显著的专利移动项中仅有醇酚等及其衍生物 (512) 和医药品 (541)2 类的估计量为负, 其他均为正中等模仿能力的国家的情况则介于强模仿能力国家和弱模仿能力国家之间,6 类统计显著的专利移动项中中 4 项为负 ( 市场力量效应相对增强 ),2 项为正 ( 市场扩张效应相对增强 ) TRIPS 协议生效后, 在与弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品的市场力量效应增强 ; 在与强等模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品的市场扩张效应增强 ; 在与中等模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利敏感型商品的影响因具体商品而有着较大差异值得注意的是, 这一结果与假说一并不矛盾, 因为专利移动项代表的是相对于专利基项的偏离, 不能说明 TRIPS 协议后强模仿能力国家的专利保护会产生绝对的市场扩张效应表 4 sp lnpat mp lnpat wp lnpat 方程 (3) 回归结果 (1.09) (1.19) (1.64) (1.31) (0.74) (1.79) (1.39) (1.96) (1.93) (0.93) (0.99) (0.33) (0.48) (0.59) (0.53) (0.59) (0.72) (0.86) (1.27) (0.34) (0.28) (0.16) (0.25) (0.23) (0.23) (0.21) (0.28) (0.33) (0.59) (0.19) sp lnpat (0.13) (0.11) (0.17) (0.13) (0.08) (0.20) (0.17) (0.20) (0.20) (0.09) mp lnpat (0.19) (0.12) (0.17) (0.21) (0.17) (0.23) (0.28) (0.29) (0.32) (0.12) wp lnpat (0.16) (0.09) (0.14) (0.13) (0.13) (0.13) (0.17) (0.19) (0.28) (0.10) 注 : 使用 Stata11.1 软件处理, 方差是 robust 修正的表示在 1% 的水平显著, 表示在 5% 的水平显著, 表示在 10% 的水平显著具体到专利密集型商品来说, 对于聚合和共聚产品 (583), 自动数据处理设备及其部件 (752), 量度检查分析控制仪器及零部件 (752) 这三类商品, 仅在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护会通过市场扩张效应, 提高其出口对于专业行业的其他机械设备 (728) 微电路 (7764) 这两类商品, 仅在与弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护会通过市场扩张效应, 提高其出口对于医药品 (541), 在与中等模仿能力和强模

8 第 36 卷第 7 期暨南学报 ( 哲学社会科学版 ) 25 仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护会通过市场扩张效应, 促进其出口对于醇酚等及其衍生物 (512), 金属加工机械 (73), 办公设备 (751) 和电子医疗和放射设备 (774) 这四类商品, 在与强中弱三类模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对其出口没有显著影响 Smith(2002) 发现在与强模仿能力国家进行贸易时, 专利保护对美国特定商品出口有着显著的市场扩张效应 ; 与强模仿能力国家进行贸易时, 专利保护对中国专利密集型商品出口没有显著影响 Smith(2002) 发现在与弱模仿能力国家进行贸易时, 专利保护对美国特定商品出口有着显著的市场力量效应 ; 而本文发现在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 专利保护对中国专利密集型商品出口有着显著的市场扩张效应五结论本文采用引力模型, 基于 1990 年到 2007 年的跨国面板数据, 对国外专利保护对中国专利密集型商品出口的影响进行了经验分析我们发现在对强模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的出口没有显著影响 ; 在与中等模仿能力和弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的出口有显著影响 TRIPS 协议生效后, 在与弱模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的市场力量效应增强 ; 在与中等模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的市场扩张效应增强 ; 在与强等模仿能力国家进行贸易时, 国外专利保护对中国专利密集型商品的影响不确定我国出口贸易的传统比较优势是低附加值的劳动密集型产品, 随着人口红利的消失殆尽, 产业结构的升级换代日趋紧迫面对技术发达国家利用知识产权在国内外市场封锁和打压, 我国作为后进的发展中国家面对知识产权壁垒, 要优化产业结构, 提升产品中的知识产权含量, 使我国从贸易大国转变为贸易强国 [ 参考文献 ] [1]UnitedNationsStatisticsDivision.CommodityTradeSta tisticsdatabase[eb/ol].htp: unstats.un.org/unsd/ comtrade.[accesed:16december2010]. [2]MaskusK.E.andM.Penubari.HowTrade-related AreIntelectualPropertyRights[J].JournalofInternati naleconomics,1995(39). [3] 李坤峰. 专利保护与出口贸易台湾地区出口实证研究 [D]. 台湾中央大学,2004. [4] 李平, 崔喜君. 进口贸易与国外专利申请对中国区域技术进步的影响基于东中西部面板数据的实证分析 [J]. 世界经济研究,2007(1). [5] 蔡虹, 吴凯, 孙顺成. 基于专利引用的国际性技术外溢实证研究 [J]. 管理科学,2010(1). [6]InnovationinChina:Patentsyes;ideas,Maybe[EB/ OL].htp: [7]Smith,P.J.PatentRightsandTrade:AnalysisofBio logicalproducts,medicinalsandbotanicals,andphar maceuticals[j].americanjournalofagriculturaleco nomics,2002,84(2). [8]Smith,P.J.AreWeakPatentRightsaBariertoU.S. Exports?[J]. JournalofInternationalEconomics, 1999,48(1). [9]TheWorldBank.WorldDevelopmentIndicators[EB/ OL].htp: data.worldbank.org/data catalog/world development indicators. [Accesed: 16 December 2011]. [10]Croix,S.L.& Konan,D.E.IntelectualProperty RightsInChina:ThechangingpoliticalEconomyofChi nese AmericanInterest[J].WorldEconomy,2002,25 (6). [11]PennWorldTable[EB/OL].htp: pwt.econ.upenn. edu/. [12]Park,G.Internationalpatentprotection: [J].ResearchPolicy,2005,37(4). [13]UnitedStatesPatentandTrademarkOfice[EB/OL].ht tp: [Accesed: 16 December 2011]. [ 责任编辑王治国责任校对王景周 ]

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! %! &!! % & 张海峰姚先国张俊森借鉴的有效教育概念本文利用年间的中国省级面板数据估计了平均教育年限教育数量和平均师生比率教育质量对地区劳动生产率的影响本文的实证分析结果表明以师生比率衡量的教育质量对劳动生产率有显著且稳健的正效应在均值处师生比率每上升一个标准差有助于提高地区劳动生产率约教育数量对劳动生产率的影响大小部分取决于教育质量的高低教育质量越高教育数量对劳动生产率的促进效应越大