一、文献综述

一个国家的发展离不开技术进步，经济全球化的不断深入，使得技术转移问题成为国际贸易领域的一个研究热点。一般而言，技术的国际转移主要有三种途径：一是通过货物贸易转移，二是通过外商直接投资转移，三是通过技术许可贸易转移。因此，与本文相关的研究文献可以分为三类：第一类主要研究的是知识产权保护对货物贸易的影响；第二类则是研究知识产权保护对外商直接投资的影响；第三类主要是研究知识产权保护对技术许可贸易的影响。

第一类文献可以分为两个层次：一是从贸易总体上研究知识产权保护的影响，国外一些学者从理论上分析了知识产权保护对国际贸易的影响机制(Chin et al，1988；Taylor，1993；Maskus et al，1995) 。国内的研究则主要集中分析知识产权保护对中国贸易的影响(余长林，2011；陈柱华，2011；汪波，2012；刘颖，2013；周玎，2013)。二是从贸易边际的视角来研究知识产权保护的影响(Ivus，2011、2012、2015；Foster,2013)。国内类似的研究包括马凌远(2015)和余长林(2015)的研究。

第二类文献主要是研究知识产权保护对外商直接投资流量的影响：一种观点是二者呈现出正相关关系，即加强知识产权保护能促进外商直接投资的流入(Lee et al，1996；Mccalman，2004；倪海青，2009；代中强，2010；许和连 等，2010；王平 等，2011)。另一种观点是二者呈现出负相关关系，比如夏翔宇(2016)分析日本和韩国对中国的外商直接投资得出了负相关的结论。最后一种观点是二者关系不确定，知识产权保护的影响可能根据国家、行业的不同而不同(柒江艺 等，2008；余长林 等，2009；郎晶，2010)。

她呢喃道：“他们疲倦得睁不开眼，或许是因为每一具尸体都有伤心的故事。他们有自己的语言和表情，安静地躺在这里交谈，而我没有自己的语言，没有任何朋友，不善于掩饰自己真实的情感。那些吵闹的人总是聚集在某处，批判此物，赞扬彼物，置身事外，冷眼旁观，无论是谁的离去，都改变不了他们。你是世界上对我最好的人。”

第三类文献可以分为两种类型：一是研究知识产权保护对技术贸易的影响。吕晓青(2007)发现知识产权保护对技术进口存在正向的影响。余长林等(2009)认为知识产权保护对通过技术许可进行的技术转移具有促进作用。王平等(2012)则发现，知识产权保护对外向型技术转移(即技术转让)的影响为负。二是研究最优知识产权保护。李平等(2013)考察了国际技术转移视角下的中国的最优知识产权保护区间。罗德明等(2015)在南北技术贸易的框架下，发现南方存在最优专利保护，并且最优专利保护是部分的。

选矿生产工艺过程中生产废水一般通过流程或者生产排水管道系统进入浓密机或者尾矿库，通过厂前回水和尾矿库回水进入回水系统循环使用，实现矿山工艺废水零排放。

第三类文献与本文的关系最为密切，但是该类文献要么是理论研究，要么仅仅研究单个国家，而且多从外商直接投资出发来研究技术转移，而忽略了技术转移的一个重要的途径——技术许可贸易。

本文的创新之处在于：首先，选题相对新颖，知识产权保护是当前的一个热点话题，技术引进也是一个重要的问题，尤其是对于发展中国家而言。研究知识产权保护对技术贸易的影响的文献较为少见，本文将二者联系起来，一方面能够弥补现有文献的不足，另一方面为中国引进技术提供一些有益的参考。其次，本文在数据使用方面具有一定的创新，王平等(2012)使用中国省级面板数据，使得其结论只适用于中国，本文使用的是跨国面板数据，一方面能够避免由于中国的特异性所导致的样本选择偏误，使得本文的结论更具普遍性；另一方面，更大的样本量使得本文的结论更为准确。同时，本文在关键变量的度量方面具有一定的创新，对于技术贸易额，王平等(2012)采用的是引进技术合同额，但是合同额可能并不等于实际发生额，本文使用的是世界银行WDI数据库公布的知识产权使用费，一方面这是实际发生额，另一方面该数据便于进行跨国比较和研究。再次，相较于现有研究，本文在研究方法上更为完善，理论研究与实证研究相结合，同时在实证研究方面，本文进一步对发达国家样本和发展中国家样本进行研究，并采用静态面板回归和动态面板回归的估计方法，使得本文的研究更为严谨。

二、理论分析

我们利用一个差异化产品的古诺模型来解释知识产权保护对技术进口贸易的影响。

假设进口国的代表性企业引进外国的先进技术，考虑到技术的专有性，在不存在模仿和完全知识产权保护的情形下，该企业因此获得市场垄断地位。假设市场反需求函数为：

p=A-q，A>0

部分藻类的油脂含量占干重的25% ～ 77%，明显高于富含油脂的陆生作物。脂肪酸链长为C15 ～ C22、不饱和水平较低的原料最适合生产生物柴油。生物柴油的制备方法包括物理法和化学法，其中物理法包括直接混合法、微乳化法，化学法包括热裂解法、酯化和酯交换法。酯交换法是制备生物柴油的常用方法，即天然油脂和醇（如甲醇）在催化剂（酸、碱、酶）作用下进行酯交换反应，生成脂肪酸酯（生物柴油）和甘油（图3）。

(1)

假设：生产没有固定成本，企业的边际成本为c(c为常数，且大于0)；企业每生产一单位产品需向外国的技术所有者支付技术许可费h(h为常数，且大于0)。因此，总成本为：

5.进口贸易(lnIMi)

(2)

企业的利润可以表示为：

π=pq-(c+h)q

(3)

根据企业的利润最大化条件，可以得到市场均衡产量：

(4)

技术许可费的总额为：

 

(5)

我们考虑技术模仿和不完全知识产权保护情形下代表性企业的市场行为。假设：当进口国代表性企业引进外国先进技术时，国内市场上会出现n家模仿企业，模仿企业的产品之间以及模仿企业的产品和技术引进企业的产品都是有差异的，且它们同时决定产量。假定所有的企业均没有固定成本，边际成本均为c，模仿企业不需要支付技术许可费。因此，总成本为：

2.内生性问题

Ci=cqi，c>0，i=1,2,…,n

(6)

lnGDP衡量的是各国的经济发展水平。一般而言，经济发展水平越高，国内自主创新能力越强，对外国技术的需求可能越少；但是，经济发展水平越高意味着市场规模越大，对技术的需求也就越大。因此经济发展水平对技术贸易的影响从理论上来说是不确定的。本文用人均GDP(现价美元)来作为经济发展水平的衡量指标，数据来源于世界银行。

C=(c+h)q，c>0，h>0

(7)

市场反需求函数变为：

 

(8)

代表性企业的利润为：

π=pq-(c+h)q=(A-c-h-Q)q

(9)

模仿企业i的利润为：

πi=pqi-cqi=(A-c-Q)qi

于是，“走出去与请进来”自温秀玲担任院长的第一天就被提上日程并开始密集践行。派出医生到北京协和医院进修妇产与风湿免疫专科，到中科院肿瘤医院进修肿瘤专科，到阜外医院进修心血管专科，到北医三院骨科与生殖医学专业学习……

(10)

(12)式可以表示为：

q*

(11)

技术许可费的总额为：

第一，关于研究生国际合作的论文，主要有：谭敏的《我国研究生国际合作培养现状及其质量保障研究》；何勇灵的《研究生国际合作教学模式研究和实践》；殷允杰、王潮霞的《我国研究生国际合作与联合培养新模式探索》。

E=hq*

(12)

当进口国存在模仿和不完全知识产权保护时，市场上的模仿企业的数量n由进口国的模仿能力IA和知识产权保护水平IPR决定，即：

n=n(IA,IPR)

(13)

一般而言，进口国的模仿能力越强，知识产权保护水平越低，模仿企业的数量越多。因此有：

(14)

我们考虑知识产权保护IPR对技术许可费总额E即技术进口贸易额的影响。由(12)式可知技术许可费总额E是模仿企业数量n的函数，而模仿企业数量n又是知识产权保护水平IPR的函数，将E对IPR求导，运用链式法则可得：

 

(15)

根据企业的利润最大化条件，可以得到代表性企业的最优产量：

 

(16)

对n求导，可得：

采用大气等离子喷涂方法制备的NiAlW涂层在常温下具备优良的耐摩擦磨损性能[6]，但该涂层的主要服役环境往往温度较高，高温下该涂层的摩擦磨损性能研究未见相关报道。本文采用大气等离子喷涂法，在高温合金基体上制备NiAlW涂层，并对涂层的组织结构、常规性能及高温摩擦磨损性能进行了研究。

(17)

因为A-c>0、h>0、n≥0，所以即市场上的模仿企业数量越多、技术进口贸易额越少。又因为所以由此可得命题1。

命题1：一国在引进国外技术时，随着进口国知识产权保护水平的提高，技术进口贸易额会趋于增加；随着进口国模仿能力的提高，技术进口贸易额会趋于减少。

三、模型设定和变量说明

(一)计量模型设定

根据上文的理论分析，同时考虑到一些其他的影响因素，我们建立如下的计量模型。

lnEit=β0+β1lnIPRit+β2lnGDPit+β3lnFDIit+β4lnIMit+β5lnTFPit+εit

(18)

其中，Ei为国家i的技术进口贸易额，IPRi为知识产权保护水平，GDPi、FDIi、IMi和TFPi分别表示经济发展水平、外商直接投资流入、进口贸易和生产率水平，ε为残差项。

洛必达法则是求函数不定式极限最常用、最基本的方法。它主要解决型的极限问题，即有(f′(x)表示函数 f(x)的导数，g′(x)表示函数 g(x)的导数)。 例1 运用洛必达法则计算极限方法如下:

在成长的痛苦中，吉卜林一直在挣扎着，试图在做印度人与做英国人之间做出抉择。他童年的快乐告诉他，印度才是他的故乡，然而在英国所受的殖民教育让他对印度产生复杂的感情。英式教育教会他，做英国人是高贵而荣耀的，然而，英国却最终没能真正接受他。他经历过渴望被白人圈子接纳的过程，又不免醉心于游荡在印度大街小巷的自由。在给人的信中，他称英国是“他见过的最美丽的外国土地”，但生活在大殖民时代的吉卜林又难逃时代的桎梏种族主义观念使他不能正视自己对心中之故乡的热爱。

(二)变量说明

结合表1，对各主要变量加以说明。

1.技术进口贸易额(lnEi)

关于技术进口贸易额的衡量，王平等(2012)采用的是引进技术合同额，此变量自身存在缺陷：合同额可能并不等于实际发生额；该变量只是针对中国一个国家，其他国家数据的可得性和可比性难以保证，因此该数据不适合用来进行跨国研究。世界银行WDI数据库公布的知识产权使用费虽然也存在着一些缺点，但在跨国面板研究时仍不失为一个较好的用来衡量技术贸易的指标。因此，本文用知识产权使用费支付额来衡量技术进口贸易额。

2.知识产权保护水平(lnIPRi)

3. Mr. Shakabpa and other members of the said mission have no authority to enter into direct relations with the United States government, but the Chinese Embassy will be glad to facilitate the purpose of their visit, which is understood to be in the interest of trade.

lnIPR为各国的知识产权保护水平。关于知识产权保护水平的衡量，一些学者采用Ginatte等(1997)提出的GP指数。代中强等(2015)认为，GP指数以各国专利保护的法律法规为依据，过多地关注知识产权保护立法，并未涉及知识产权执法，很可能高估发展中国家的实际知识产权保护水平，这将导致数据的测度偏误，最终使得模型估计结果有偏，而且GP指数每5年发布一次，数据并不连续。而世界经济论坛(World Economic Forum)在每年发布的《世界竞争力报告》中公布的各国知识产权保护数据逐渐受到一些学者的青睐。它根据被访者给各国的知识产权保护水平打分得来，其范围为1～7分，分数越高代表知识产权保护水平越高。该测度指标不同于传统的立法指标体系，而是源于被访者对目标国知识产权保护水平的感受，本质上是实际的知识产权保护水平。因此，本文选择该数据来衡量知识产权保护水平。

3.经济发展水平(lnGDPi)

应用自密实混凝土技术解决了钢管混凝土柱内密实度不足、离析等缺陷，与传统的逐段浇捣法相比，具有良好的综合效益。

代表性企业的总成本为：

4.外商直接投资(lnFDIi)

外商直接投资是国际技术转移的另一个重要的途径，因此，外商直接投资(流入)与技术进口贸易之间存在着替代关系。我们预期外商直接投资对技术进口贸易的影响为负。外商直接投资(流入)的数据来源于世界银行。

 

表1 主要变量的描述性统计

  

变量样本数平均值标准差最小值最大值lnE71019．958652．5739199．20452325．04227lnIPR7101．3668180．29568560．48773691．86857lnGDP7109．2536871．2886855．9464111．66662lnFDI68422．511621．94110916．2144227．32179lnIM71025．062631．63001921．2549328．69022lnTFP710-0．45027390．3462605-1．5480870．4410289

C=(c+h)q，c>0，h>0

进口贸易也是国际技术溢出的一个重要的途径，因此，进口贸易与技术贸易之间很可能存在着替代关系。我们预期进口贸易对技术贸易的影响为负。进口贸易数据来源于世界银行。

6.生产率水平(lnTFPi)

一般而言，生产率水平越高，模仿能力越强，不利于技术的引进。但同时，生产率水平的提高又为技术的应用和推广创造了条件。因此，需要通过实证分析才能确定生产率的变化会对技术贸易产生怎样的影响。生产率水平用各国的全要素生产率(TFP)来衡量，数据来源于宾夕法尼亚大学世界表9.0和美国劳工统计局。

四、实证分析与讨论

(一)全球样本下的回归分析与讨论

1.异方差、自相关和截面相关等问题

首先，本文利用的是2006—2015年71个国家的技术进口的贸易数据，而不同的国家由于发展水平不同，技术贸易额也是不同的。因此，数据可能存在着异方差。

在临床疾病中，高血压是最为常见的疾病种类，此类病情归于心血管疾病，加之老年人身体情况以及记忆力都有所降低，发生服药不当是常有的事情[5]。此外，患者对此类疾病缺少一定的认识，老年人患者与子女的沟通时间较少，在治疗过程中产生负面情绪，因此实施心理护理时需加强此方面的应用对策，进而使患者感受到关心与鼓励，根据医嘱实施治疗，改善老年人不良情绪。

其次，由于经济变量普遍存在的惯性，变量的本期值可能与上一期或者上几期的值相关，比如说，本期的消费水平很可能与上一期的消费水平相关，本期的投资很可能受上一期或者上几期投资的影响。同样地，本期中国对一国的出口很可能受上一期或者上几期中国对其出口的影响。因此，本文的数据可能存在着序列相关的问题。

再次，由于经济全球化和经济一体化的发展，各国经济贸易往来日趋深入，国际间的技术转移和技术溢出越来越容易。因此，本文的数据可能存在着截面相关问题。

迁安智慧城市建设路径探索 …………………………………………………………………………………………… 李双双（3/57）

总之，在面板回归模型的估计时，我们必须谨慎对待数据中可能存在的序列相关、截面相关和截面异方差等问题。如果序列相关、截面相关和截面异方差同时存在，利用Driscoll等(1998)提出的XTSCC命令是比较合适的，它能够很好地解决序列相关、截面相关和截面异方差等问题，而且当Hausman检验结果建议应使用固定效应回归时，该命令也能够适用。对全球样本数据进行相关检验，我们发现序列相关、截面相关和截面异方差问题均存在。因此，在研究时，我们使用XTSCC命令。

小儿柴桂退热颗粒的UPLC指纹图谱及聚类、主成分分析…………………………………………………… 林 源等（4）：474

知识产权保护水平(lnIPR)是我们最关心的解释变量，知识产权保护和技术贸易之间可能存在着反向因果关系：一方面，加强知识产权保护，会减少引进的技术所面临的模仿威胁，促进技术进口；另一方面，技术进口贸易的增加，也会反过来给进口国以压力，促使其加强知识产权保护。而反向因果关系的存在使得OLS和FE估计是不一致的。

 

表2 全球样本的回归结果

  

(1)(2)(3)lnIPR1．0119∗∗∗4．3863∗∗∗3．7571∗∗∗(0．3265)(1．0735)(0．7935)lnIPR2-1．4614∗∗∗-1．2005∗∗∗(0．3515)(0．2478)lnGDP0．6638∗∗∗0．6690∗∗∗0．4046∗∗(0．1270)(0．1297)(0．1768)lnFDI-0．0532-0．0478-0．0071(0．0358)(0．0359)(0．0168)lnIM0．7976∗∗∗0．7962∗∗∗0．6381∗∗∗(0．1188)(0．1296)(0．1599)lnTFP0．0408-0．0473-0．2000(0．2396)(0．2161)(0．1636)YEARNONOYES常数项-6．3197∗∗∗-8．2555∗∗∗-2．7067(2．3539)(2．9554)(3．8765)样本数614614614R20．28580．29780．3559Hausman检验16．2316．5023．97[0．0126][0．0209][0．0206]序列相关检验46．48847．67042．859[0．0000][0．0000][0．0000]异方差检验31494．3028528．5951937．67[0．0000][0．0000][0．0000]截面相关检验15．36415．6441．515[0．0000][0．0000][0．1297]

注：小括号内为标准差；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；中括号内为相关检验结果的P值；xtscc命令中的滞后阶数m=[4(T/100)^(2/9)],T为变量的时间跨度

为了解决内生性问题，我们采取常用的方法，即在使用XTSCC命令估计时、采用知识产权保护水平(lnIPR)的一阶滞后项进行估计。

表2报告了全球样本下的估计结果。其中，第二列为使用XTSCC命令的固定效应模型的估计结果，在第三列的估计中我们加入了知识产权保护的二次项，第四列在第三列的基础上控制了时间趋势。比较第二和第三列的估计结果，除了知识产权保护水平，其他变量的回归系数相差不大，比较第三和第四列的估计结果，第四列的估计结果控制了时间固定效应，而且R2更大。接下来，我们将对第四列的结果进行分析。

第一，进口国的知识产权保护水平(lnIPR)是我们最关心的解释变量。知识产权保护水平的一次项的系数为3.7571，二次项的系数为-1.2005，且二者均在1%的水平上显著。一次项显著为正，二次项显著为负，这说明技术进口额与该国的知识产权保护水平之间呈现出一种倒U形的关系，在知识产权保护水平较低时，技术进口额会随着知识产权保护水平的提高而增加，当知识产权保护水平达到一个临界点的时候，技术进口额会随着知识产权保护水平的提高而下降。这与我们通常所说的存在最优知识产权保护是一致的。具体而言，通过简单的计算可以求出最优的知识产权保护水平，lnIPR*=1.3539，从而IPR*=4.7817。

第二，经济规模(lnGDP)对技术进口额的影响为正。这说明经济规模越大技术进口额越大。具体而言，经济规模上升1%，技术进口额平均增加0.4046%，且在5%的水平上显著。

第三，外商直接投资(lnFDI)对技术进口的影响是不显著的，这有点出乎我们的意料。一般而言，外商直接投资与技术转移存在着相互替代的关系，一个企业要么选择在东道国直接投资，要么向东道国转移技术。一个可能的解释是我们考虑的是一个总量上的技术贸易额，从而两个国家之间的直接投资和技术转移之间的替代关系被掩盖了。

第四，进口贸易(lnIM)对技术进口额存在着显著的正向的影响。具体而言，货物和服务进口贸易额上升1%，技术进口额平均增加0.6381%，且在1%的水平上显著。

第五，生产率水平(lnTFP)对技术进口额的影响并不显著。一方面由于生产率越高，模仿能力越强，从而抑制先进的技术向其转移；另一方面生产率水平的提高又为技术的应用和推广创造了条件。可能总体上两种效应相互抵消了。

(二)发展中国家和发达国家样本下的回归分析与讨论

一般而言，发展中国家和发达国家在很多方面都存在着显著的差异，而且在全球样本下，我们发现知识产权保护对技术进口额的影响存在着倒U形的关系，尤其是发展中国家的知识产权保护水平普遍较低，发达国家的知识产权保护水平则相对较高。我们猜测，知识产权保护对发展中国家和发达国家可能存在着不同的影响。因此，我们对发达国家样本和发展中国家样本分别进行回归估计。

考虑到内生性问题，我们仍使用知识产权保护水平(lnIPR)的一阶滞后项进行估计。表3中的第(1)列和第(2)列为发达国家的估计结果，第(3)列和第(4)列为发展中国家的估计结果。其中第(2)列和第(4)列分别在第(1)列和第(3)列的基础上加入了知识产权保护水平的二次项。表3报告了发达国家和发展中国家样本的XTSCC命令估计结果，所有的估计结果均控制了时间固定效应。

 

表3 发达国家和发展中国家样本的XTSCC命令估计结果

  

发达国家(1)(2)发展中国家(3)(4)lnIPR0．5038-0．85671．0462∗∗5．2474∗∗∗(0．3990)(5．8563)(0．4130)(0．9053)lnIPR20．4218-1．9442∗∗∗(1．8545)(0．3699)lnGDP-0．1770-0．18560．4580∗∗0．4425∗∗(0．2190)(0．2252)(0．2120)(0．2132)lnFDI-0．0015-0．0018-0．0135-0．0136(0．0139)(0．0138)(0．0349)(0．0369)lnIM1．0956∗∗∗1．1197∗∗∗0．5322∗∗∗0．5962∗∗∗(0．3010)(0．2540)(0．1515)(0．1458)lnTFP0．7559∗∗∗0．7594∗∗∗-0．3108∗-0．4250∗∗∗(0．2615)(0．2624)(0．1564)(0．1543)常数项-5．8451-5．29660．6285-3．0064(5．7864)(7．8123)(3．5679)(3．3985)YEARYESYESYESYES样本数182182432432R20．46250．46290．34270．3555序列相关检验9．4989．33750．01950．214[0．0057][0．0060][0．0000][0．0000]异方差检验2191．572174．4771921．4563070．52[0．0000][0．0000][0．0000][0．0000]截面相关检验-0．835-0．8820．2030．128[0．4036][0．3780][0．8394][0．8982]

注：小括号内为标准差；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；中括号内为相关检验结果的P值；xtscc命令中的滞后阶数m=[4(T/100)^(2/9)],T为变量的时间跨度

但是我们发现，截面相关检验的结果并不支持XTSCC命令。表4报告了普通固定效应(FE)的估计结果。考虑到样本容量不大，FE估计放弃了时间固定效应。所有的估计均使用聚类稳健性标准差。

综合考虑到两个样本之间存在的各种问题，我们用表4的估计结果进行分析。

从发达国家的估计结果来看，无论是否加入二次项，知识产权保护水平的估计系数均是不显著的，一个可能的原因是发达国家的知识产权保护已经处于较高的水平，此时已经没有模仿企业了，继续加强知识产权保护并不会减少模仿企业的数量，从而不会增加技术进口贸易额。同时，发达国家技术水平较高，主要需求的是高端核心技术，而这类技术一般是不会轻易转让的，因此发达国家的技术贸易可能受知识产权保护的影响较小。我们发现在加入知识产权保护水平的二次项之后，其他变量的估计系数变化很小。货物和服务贸易进口对技术贸易有着正向的显著的影响，这与我们的预期相悖，可能的原因是：技术的使用所需要的中间品依赖于进口，与技术使用和维护有关的人员的流动促进了技术贸易的发展。

从发展中国家的估计结果来看，加入知识产权保护水平的二次项之后，知识产权保护水平的一次项变得不那么显著了，而且其他的变量并没有变得更显著了。因此，我们认为发展中国家的技术进口额与知识产权保护水平之间并没有呈现出一种倒U形的关系，而呈现的主要是一种线性的关系。具体而言，发展中国家的知识产权保护水平对技术贸易存在着显著的正向的影响。

经济发展水平对技术贸易的影响为正，这说明东道国的人均收入水平越高，技术进口贸易额越大。此外，货物和服务贸易进口对技术贸易有着正向的显著的影响。外商直接投资对技术贸易的影响为负，这与我们的预期相符，进口贸易也是国际技术溢出的一个重要的途径，就发展中国家而言，进口贸易与技术贸易之间并不存在着替代关系。

 

表4 发达国家和发展中国家样本的FE估计结果

  

发达国家(1)(2)发展中国家(3)(4)lnIPR-0．2726-2．23581．2042∗∗4．6213∗(0．5625)(5．8745)(0．4854)(2．3597)lnIPR20．6148-1．5680∗(1．9209)(0．9348)lnGDP-0．3242-0．32320．8336∗0．8238∗(0．5449)(0．5405)(0．4428)(0．4349)lnFDI-0．0181-0．0184-0．0734∗-0．0742∗(0．0171)(0．0172)(0．0406)(0．0417)lnIM1．3666∗∗1．3746∗∗0．6910∗∗0．7307∗∗(0．5264)(0．5345)(0．3162)(0．3125)lnTFP0．50950．5240-0．1060-0．1934(0．3519)(0．3592)(0．5567)(0．5494)常数项-9．5809-8．2440-5．0028-7．6828(9．5284)(8．5527)(5．2885)(5．8859)样本数182182432432R20．3310．3320．2950．304Hausman检验3．945．4417．0116．06[0．6855][0．6059][0．0093][0．0245]序列相关检验14．69114．11654．36255．209[0．0010][0．0012][0．0000][0．0000]异方差检验828．23817．5920802．5915099．34[0．0000][0．0000][0．0000][0．0000]截面相关检验8．5148．4946．5987．666[0．0000][0．0000][0．0000][0．0000]

注：小括号内为标准差，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；中括号内为相关检验结果的P值

比较发达国家和发展中国家的估计结果，我们发现就知识产权保护的系数而言，发达国家是不显著的，而发展中国是显著为正。就经济发展水平而言，发达国家是不显著的，而发展中国家却存在着显著的正向的影响。就外商直接投资而言，发达国家是不显著的，而发展中国家却存在着显著的正向的影响。对发达国家和发展中国家而言，货物和服务贸易的影响均为正，但是二者的系数不同，发达国家的系数更大一些。对发达国家和发展中国家而言，技术水平的影响均是不显著的。

(三)动态面板回归分析与讨论

技术贸易一般具有较强的动态依赖性，上一期的技术进口贸易额很可能影响当期的技术进口贸易额。因此，我们把技术贸易的滞后项放入解释变量中，但是这会引起内生性问题，因此OLS估计是不一致的。为了解决这个问题，有两种主要的估计方法——差分GMM方法和系统GMM方法，二者各有优劣。差分GMM方法最早由Arellano等(1991)提出，其缺陷是可能会出现弱工具变量问题，可能存在严重的小样本误差且非时变变量无法估计的问题。系统GMM方法由Blundell等(1998)提出，用水平值的滞后作为差分方程的工具变量、用差分值的滞后作为水平方程的工具变量，将差分方程和水平方程结合在一起进行GMM估计，更加充分利用了样本信息，降低了小样本误差。但是系统GMM估计要求被解释变量的滞后值与个体效应不相关，但是这个要求一般是满足不了的。因此，综合考虑，我们仍使用差分GMM估计。

表5揭示了全球样本、发达国家样本和发展中国家样本下的动态面板回归结果。从表5中我们可以发现，对于全球样本，滞后一期的技术贸易额的系数显著为正，这说明上一年的技术贸易额会对当年技术贸易额产生显著的正向影响，具体而言，滞后一期的技术贸易额对当期的影响弹性为0.2388，且在1%的水平上显著。对于发达国家样本，回归结果显示，滞后一期的技术贸易额并不会对当期值产生显著的影响，一个可能的原因是发达国家本身技术水平较高，其技术需求相对而言也不一样，这样导致其技术贸易存在较大的随机性。对于发展中国家样本，滞后一期的技术贸易额对当期值的影响为正，具体系数为0.1784，且在10%的水平上显著。对于其他解释变量，各个回归结果的系数符号基本与静态面板模型估计结果相一致。

 

表5 动态面板回归结果

  

全球样本发达国家样本发展中国家样本L．lnE0．2388∗∗∗0．40040．1784∗(0．0927)(3．0307)(0．1006)lnIPR0．5918∗-0．36630．8618∗∗(0．3062)(20．3333)(0．3936)lnGDP0．8240∗∗∗0．51100．9518∗∗(0．2986)(10．0466)(0．3832)lnFDI-0．07070．0136-0．1438∗(0．0443)(0．3517)(0．0862)lnIM0．3025∗∗0．32760．2629(0．1535)(6．8312)(0．2015)lnTFP0．1052-0．16450．1728(0．3383)(9．9502)(0．5624)常数项0．8657-0．51893．2235(1．9862)(153．6230)(2．9643)样本数530153377Sargan检验0．37930．99970．2939AR(1)检验的p值0．05950．88830．0693AR(2)检验的p值0．26450．56750．2822

注：小括号内为标准差，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著

 

表6 稳健性分析

  

静态面板(1)(2)(3)动态面板(4)L．lnE0．3563∗∗∗(0．0668)lnPA0．1091∗∗∗0．02430．0920∗∗∗0．0029(0．0338)(0．0672)(0．0146)(0．1328)lnPA2-0．0062∗∗(0．0026)lnGDP0．3922∗∗∗0．02070．4085∗∗∗0．4338∗(0．0200)(0．4378)(0．0667)(0．2323)lnFDI0．1278∗∗∗-0．0378∗0．9803∗∗∗-0．0038(0．0344)(0．0213)(0．0328)(0．0104)lnIM1．0217∗∗∗1．3266∗∗∗0．9803∗∗∗0．2663∗∗(0．0185)(0．4429)(0．0328)(0．1296)lnTFP-0．5497∗∗∗-0．1901-0．5758∗∗∗0．4252(0．0513)(0．3146)(0．0811)(0．3891)常数项-12．6867∗∗∗-12．5287-11．1533∗∗∗2．7462(0．4921)(7．3207)(0．3849)(2．1468)N497187310375R20．8300．42440．815序列相关检验21．9652．38922．437[0．0000][0．1371][0．0000]异方差检验13524．872121．958405．96[0．0000][0．0000][0．0000]截面相关检验7．1597．2992．234[0．0000][0．0000][0．0255]Sargan检验0．3968AR(1)检验的p值0．0509AR(2)检验的p值0．2191

注：小括号内为标准差，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著,中括号内为相关检验结果的P值

(四)稳健性检验

知识产权保护是本文重要的解释变量，参考余长林(2011)的研究，我们利用专利申请量来进行稳健性检验，相关估计结果列于表6中。在表6中，第(1)列、第(2)列和第(3)列是静态面板回归，其中第(1)列是全球样本下的回归结果，第(2)列为发达国家样本下的回归结果，第(3)列为发展中国家样本下的回归结果。第(4)列为全球样本下的动态面板回归。静态面板回归结果表明，全球样本下，知识产权保护水平对技术进口贸易的影响仍呈现出倒U形的关系；在发达国家样本下，知识产权保护的影响仍是不显著的；在发展中国家样本下，知识产权保护对技术进口贸易存在正向的影响，这与前文一致。动态面板回归结果仍表现出技术贸易的动态依赖性。无论是静态面板还是动态面板，其他变量的符号大多与前文相同，稳健性检验的结果基本与前文一致。

五、结论和启示

就全球样本而言，知识产权保护对技术进口额的影响呈现出倒U形的关系，即在知识产权保护水平较低时，技术进口额会随着知识产权保护水平的提高而增加，当知识产权保护水平达到一个临界点的时候，技术进口额会随着知识产权保护水平的提高而下降。对于发达国家与发展中国家而言，知识产权保护对技术进口贸易存在着两种不同的影响机制：对于发达国家而言，知识产权保护的影响并不显著；对于发展中国家而言，知识产权保护对技术进口额存在着显著的正向的影响。同时，利用差分GMM估计，我们发现技术贸易存在着较强的动态依赖性。

根据本文的结论，一国加强知识产权保护有利于促进本国技术进口贸易的发展，有利于本国获取外国先进技术，尤其是对于发展中国家而言。但是我们发现中国的知识产权保护水平相对较低，根据世界经济论坛(WEF)公布的知识产权保护数据，2015年中国的知识产权保护水平为3.97，低于同一时期发达国家中的美国的5.77、英国的6.02、德国的5.65、法国的5.77和日本的6.07，同时也低于发展中国家中的印度的4.21和印尼的4.26。中国的知识产权保护水平还有较大的提升空间。因此，中国应该加强知识产权保护以引进国外先进技术。

近年来，中国一直致力于促进知识产权保护的不断完善，2008年6月，国务院颁布了《国家知识产权战略纲要》以提升中国知识产权创造、运用、保护和管理能力，建设创新型国家，实现全面建设小康社会的目标。2017年4月，最高人民法院发布了《中国知识产权司法保护纲要(2016—2020)》以加强知识产权司法保护，提高中国知识产权保护水平。根据本文的结论，结合当前的国家政策，要加强中国的知识产权保护，应当做到：

第一，进一步完善知识产权法律法规。及时修订专利法、商标法、著作权法等知识产权专门法律及有关法规。适时做好遗传资源、传统知识、民间文艺和地理标志等方面的立法工作。加强知识产权立法的衔接配套，增强法律法规的可操作性。完善反不正当竞争、对外贸易、科技、国防等方面的法律法规中有关知识产权的规定。从知识产权立法的角度来提高中国的知识产权保护水平。

第二，制定相关的政策措施从知识产权执法的角度来提高中国的知识产权保护水平。具体而言，建立明确统一的知识产权裁判标准规则体系；建立布局合理、均衡发展的知识产权法院体系；建设高素质、公正司法、司法为民，能够优质高效审理知识产权民事、行政和刑事案件，具有国际视野的知识产权法官队伍；建立科学合理的知识产权损害赔偿制度体系。继续加强知识产权保护的国际交流与合作，及时了解掌握国际知识产权保护动态，促进相互沟通与合作。

参考文献：

陈柱华. 2011. 知识产权保护对中美贸易的影响研究[D].长沙:湖南大学.

代中强. 2010. 实际知识产权保护、内部化优势与FDI流入[J]. 国际商务(对外经济贸易大学学报) (4):52-60.

代中强,梁俊伟,孙琪. 2015. 知识产权保护、经济发展与服务贸易出口技术复杂度[J]. 财贸经济 (7):109-122.

郎晶. 2010. 我国知识产权保护对外商直接投资的影响研究[D].济南：山东大学.

李平,宫旭红,齐丹丹. 2013. 中国最优知识产权保护区间研究——基于自主研发及国际技术引进的视角[J]. 南开经济研究 (3):123-138.

刘颖. 2013. 国际知识产权保护对我国出口贸易的影响及对策研究[D].合肥:安徽大学.

罗德明,周嫣然,史晋川. 2015. 南北技术转移、专利保护与经济增长[J]. 经济研究 (6):46-58.

吕晓青. 2007. 中国知识产权保护与国际技术贸易研究[D].杭州：浙江大学.

马凌远. 2015. 知识产权保护:扩张进口种类抑或增加进口数量?——基于中国产品层面进口数据的实证分析[J].世界经济研究 (10):110-119，129.

倪海青. 2009. 知识产权保护、吸引FDI与东道国创新[D].天津：南开大学.

柒江艺,阳立高,冯涛. 2008. 我国知识产权保护对外商直接投资的影响研究[J]. 经济问题探索 (1):89-94.

汪波. 2012. 知识产权保护对我国进口贸易的影响[D].杭州:浙江工商大学.

王平,谭智. 2012. 发展中国家知识产权保护与国际技术转移——中国省级面板数据的GMM分析[J]. 中南财经政法大学学报 (1):15-21.

王平,田彬彬. 2011. 知识产权保护对中国FDI质量的影响——基于行业层面的实证分析[J]. 宏观经济研究 (9):42-46，86.

夏翔宇. 2016. 知识产权保护对FDI流入影响研究[D].济南：山东大学.

许和连,柒江艺. 2010. 知识产权保护对我国外商直接投资的影响研究[J]. 国际贸易问题 (1):93-100.

余长林,王瑞芳. 2009. 知识产权保护、东道国特征与外商直接投资:一个跨国的经验研究[J]. 世界经济研究 (10):59-67，89.

余长林,王瑞芳. 2009. 知识产权保护与国际技术转移的关系研究进展[J]. 财经问题研究 (3):50-55.

余长林. 2011. 知识产权保护与我国的进口贸易增长:基于扩展贸易引力模型的经验分析[J].管理世界 (6):11-23.

余长林. 2015. 知识产权保护如何影响了中国的出口边际[J].国际贸易问题 (9):43-54.

周玎. 2013. 知识产权保护对我国对外贸易的影响研究[D].杭州:浙江大学.

ARELLANO M, BOND S. 1991. Some tests of specification for panel data: monte carlo evidence and an application to employment equations [J]. Review of Economic Studies, 58 (2):277-297.

BLUNDELL R, BOND S. 1998. Initial condition and moment restrictions in dynamic panel data models [J]. Journal of Econometrics, 87(1):115-143.

CHIN J C, GROSSMAN G M. 1988. Intellectual property rights and north-south trade[Z]. NBER Working Papers.

DRISCOLL J C, KRAAY A C. 1998. Consistent covariance matrix estimation with spatially dependent panel data [J]. The Review of Economics and Statistics, 80(4):549-560.

FOSTER N. 2013. Intellectual property rights and the margins of international trade[J]. Journal of International Trade & Economic Development, 23(1):1-30.

GINARTE J C, PARK W G. 1997. Determinants of patent rights: a cross-national study [J]. Research Policy, 26 (3):283-301.

IVUS O.2011. Trade-related intellectual property rights: industry variation and technology diffusion[J]. Canadian Journal of Economics, 44(1):201-226.

IVUS O. 2012. The quantity, price, and variety response of U.S. exports to stronger patent protection[Z]. Queens School of Business Queens University Papers.

IVUS O. 2015. Does stronger patent protection increase export variety? Evidence from U.S. product-level data[J]. Journal of International Business Studies, 46(6):724-731.

LEE J Y, MANSFIELD E. 1996. Intellectual property protection and U.S. foreign direct investment[J]. The Review of Economics and Statistics, 78(2):181-186.

MASKUS K E, PENUBARTI M. 1995. How trade-related are intellectual property rights?[J]. Journal of International Economics, 39(3-4):227-248.

MCCALMAN P. 2004. Foreign direct investment and intellectual property rights: evidence from hollywood’s global distribution of movies and videos[J]. Journal of International Economics, 62(1):107-123.

TAYLOR M S.1993.Trips, trade, and technology transfer[J]. Canadian Journal of Economics/Revue Canadienne Deconomique, 26(3):625-637.