非匀质知识产权保护、空间外溢,与出口技术复杂度

顾晓燕 王原雪 朱玮玮

摘 要  现有关于知识产权保护影响出口技术复杂度的研究文献，忽视了两个方面的重要问题：一是区域经济发展水平和执法力度等差异性因素所决定的知识产权保护在省级层面上的非匀质性;二是知识产权保护对出口技术复杂度影响的空间外溢性。鉴于此，本文利用2004-2017年中国30个省级行政区的面板数据，采用通用嵌套空间模型，分别引入距离关系和相邻关系的空间滞后项，研究知识产权保护对出口技术复杂度的影响。计量检验结果表明，知识产权保护水平对出口技术复杂度的直接效应和间接效应，均在1%的水平上显著。上述结果意味着一省知识产权保护水平的提高，不仅有利于提升该省的出口技术复杂度，与此同时，还能够有效提升地理邻近省份的出口技术复杂度，即从促进出口技术复杂度的角度看，知识产权保护具有明显的空间溢出效应。分区域的检验结果则表明知识产权保护对本地区和邻近省份的出口技术复杂度的影响存在异质性。据此，新阶段作为中国进一步扩大开放的重要举措之一，加强知识产权保护不仅有助于出口贸易高质量发展，同时也有助于区域协调发展战略的实施。

关键词  知识产权保护 出口技术复杂度 空间外溢

一、引言

十九大报告指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。改革开放以来，作为国民经济重要组成部分的出口贸易，在驱动中国经济增长中一直发挥着重要作用。因此，在我国经济已经转向高质量发展的新阶段，如何推动出口贸易高质量发展，使之成为适应乃至引领经济高质量发展的“新马车”，是新时代中国开放发展面临的重大理论命题。一国的出口实力可以从规模和技术含量两个维度来反映，比较而言，技术维度更能体现出口贸易高质量的发展。出口技术复杂度的提升能优化出口产品结构，提高出口产品的核心竞争力，因而是促进出口贸易高质量发展的关键。当前我国出口贸易发展面临复杂多变的内外部环境，呈现出全球价值链重构期、发展动力转换期、外贸政策转向期“三期”叠加的特点。中国要实现从贸易大国到贸易强国的转变，必须依赖技术进步以提升产品技术复杂度，解决中国传统贸易发展模式中出口技术含量低的问题。出口技术复杂度的高低是一国技术创新能力与技术发展水平的重要体现，技术进步能够有效促进出口技术复杂度的提升，技术进步离不开创新，创新需要完善的知识产权保护制度来“保驾护航”，保护知识产权就是保护创新。虽然已有研究，特别是针对中国知识产权保护对出口技术复杂度影响的研究文献，已经取得了丰富成果，但仍然有两个方面的重要问题尚未受到重视：一是知识产权保护的区域差异性，二是影响作用机制的空间外溢性。就前一个方面而言，实际知识产权保护水平不仅取决于知识产权保护立法水平，同时取决于知识产权保护执法水平，执法水平存在较大的地区差异，不同执法水平带来省际层面知识产权保护水平的显著差异性。就后一个方面而言，经济行为和作用通常存在着空间外溢。这就提出了一个很有理论和实践价值的课题：省际层面知识产权保护水平的差异对出口技术复杂度有何影响，以及这种影响是否存在空间外溢？本文拟利用2004-2017年中国30个省级行政区的面板数据，采用通用嵌套空间模型，分别引入距离关系和相邻关系的空间滞后项，对上述问题进行初步探讨。

二、文献回顾

围绕知识产权保护对出口技术复杂度的影响，学者们从区域层面、制度层面、行业层面、企业层面、产品层面等不同视角进行了深入研究。

区域层面和制度层面的研究表明，实际知识产权保护水平对出口技术复杂度的影响存在较大的地区差异（代中强，2014），毛其淋和方森辉（2018）实证研究表明地区知识产权保护可以强化企业研发对出口技术复杂度的提升作用。知识产权保护对出口技术复杂度的提升作用，现有研究表明在发达国家和发展中国家存在一定差异，Chen 和 Puttitanun （2005）指出知识产权保护有利于发展中国家的技术创新和出口技术复杂度的提升，赖敏和韩守习（2018）基于128个国家的数据实证研究表明知识产权保护对出口技术复杂度的影响总体上呈现“U型”，对发达国家的影响显著为正。知识产权制度能有效激励创新，柒江艺和许和连（2012）研究指出知识产权制度的完善能加速出口技术的提升，完善的制度质量对于出口技术复杂度的提升存在着显著的正向作用（戴翔和金碚，2014）。

知识产权保护对出口技术复杂度的提升是否存在行业差异，学者们从行业层面开展了深入探讨。杨林燕和王俊（2015）基于30个工业制造业的数据，从细分行业、分类型行业和总体行业的不同视角实证分析了知识产权保护对出口技术复杂度的影响，研究发现提升知识产权保护水平对行业的出口技术复杂度有正的显著影响，并且技术密集型行业受到的正影响效应相对于劳动和资本密集型行业而言更加显著。魏婧恬等（2017）提出制度环境的改善可以促进产品复杂度高的行业形成显著的比较优势，进而带动社会整体的出口技术复杂度的提升。

出口技术复杂度的提升，企业层面和产品层面是关键，这方面的研究引起了学者们的高度关注。李俊青和苗二森（2018）研究了不完全契约条件下知识产权保护如何影响企业出口技术复杂度，肯定了知识产权保护的加强能提升企业出口技术复杂度的假设。庄子银和李宏武（2018）实证研究得出结论，美国337调查对中国出口企业创新的影响是正向显著的，尤其是对高技术企业的激励效应更加突出。加强知识产权保护有利于出口企业自主创新能力的提高 （Hudson & Minea，2013） ，促使其不断改进产品质量，提升出口技术含量。戴翔和金碚（2014）研究指出，融入产品内国际分工体系中有助于出口技术复杂度的提升。田祖海和杨文俊（2019）基于中部六省高技术产品层面的实证研究表明，知识产权保护水平对出口技术复杂度的影响呈现“倒U型”。

综上可知，尽管已有文献从不同角度研究了知识产权保护对出口技术复杂度的影响，但鲜有研究通过空间计量模型分析和探讨知识产权保护与出口技术复杂度之间的关系，未将空间溢出效應纳入知识产权保护与出口技术复杂度的分析体系，可能会使研究结论出现偏差。鉴于此，本文将从省际数据着手构建空间计量模型，深入研究知识产权保护对出口技术复杂度的影响，以期弥补该领域的研究不足，并对现有文献做出进一步拓展，这也是本文对现有研究可能的边际贡献。

三、計量模型的设定与数据说明

（一）基准模型设定

在构建空间计量模型前，先构建不考虑空间溢出效应的面板数据模型：

lnETSit=α+βlnIPPit+∑ N j=1  δjxit+εit  （1）

公示（1）中，ETSit为被解释变量出口技术复杂度，IPPit为核心解释变量知识产权保护水平，xit为控制变量 ，具体包括地区生产总值GDPit、外商直接投资FDIit、研发资金投入RDit、人力资源禀赋HRit、金融发展程度DLit、交通基础设施infrasit;另外，i为地区，t为时间，α为常数项，β为核心解释变量的系数，δj为控制变量的系数，εit为随机扰动项。在基准模型中，假设lnETSit与lnIPPit呈线性关系，β是ETSit对IPPit的弹性。

（二）空间计量模型的设定

1.空间相关性的检验

当经济个体在空间上相邻时，有可能存在空间相关性，使用传统的非空间面板模型进行估计可能会产生偏差。本文在省级面板数据下研究知识产权保护水平对出口技术复杂度的影响，所涉及的相关变量在相邻省份之间可能由于人口流动、技术溢出、产业关联等因素的影响，而存在空间相关性。因此，有必要采用莫兰指数I（Morans I）对样本进行空间相关性的检验，以判断是否有必要在基准模型的基础上引入空间滞后项，构建空间计量模型进行进一步的估计。

首先分别通过相邻关系和距离关系定义空间权重矩阵W：

根据相邻关系定义相邻权重矩阵，该矩阵的（i，j）元素表示地区i和地区j的相邻关系，相邻取值为1，反之取值为0。

根据距离关系定义距离权重矩阵，当i≠j时，该矩阵的（i，j）元素取值为地区i和地区j之间距离的倒数;当i=j时，该矩阵的（i，j）元素取值为0。

从表1可以看出，基于相邻权重矩阵计算的lnETSit的莫兰指数I在2004至2017年间全部显著为正，基于距离权重矩阵计算的lnETSit的莫兰指数I仅在个别年份不显著，在大部分年份显著为正。说明出口技术复杂度在各省之间存在明显的空间自相关性，有必要在实证分析中考虑空间溢出效应，将空间滞后项引入计量模型。

2.通用嵌套空间模型

由于基准模型未考虑被解释变量、解释变量和随机扰动项的空间溢出效应，导致估计结果存在非精准性缺陷。为弥补这一缺陷，本文在基准模型的基础上，引入被解释变量、解释变量和随机扰动项的空间滞后项，充分考虑空间溢出效应的影响，构建了通用嵌套空间模型（General Nesting Spatial Model，GNSM）。

lnETSit=α+ρ∑ N j=1  WijlnETSjt+Xitβ+θ∑ N j=1  WijXjt+μit  （2）

μit=φ∑ N j=1  Wijμjt+εit，ε～N 0，σ2In   （3）

其中，ETSit为i省在t时期的出口技术复杂度，∑ N j=1  WijlnETSjt为lnETSit

的空间滞后项， ρ为该空间滞后项的系数;Xit为对数形式的自变量集合，包括核心解释变量和控制变量，β为Xit的系数，∑ N j=1  WijXjt为Xit的空间滞后项，θ为该空间滞后项的系数;μit、εit为随机扰动项，∑ N j=1  Wijμjt是μit的空间滞后项，φ是该空间滞后项的系数，ε服从零均值、同方差的多元正态分布;α为模型的常数项。

通用嵌套空间模型是空间计量模型的一般式，可以退化得到多种模型。当ρ=0时，即仅考虑解释变量和误差项的空间溢出效应，可以得到空间杜宾误差模型（SDEM）;当θ=0时，即仅考虑被解释变量和误差项的空间溢出效应，可以得到带空间自回归误差项的空间自回归模型（SARAR）;当φ=0时，即仅考虑解释变量和被解释变量的空间溢出效应，可以得到空间杜宾模型（SDM）;当ρ=0且θ=0时，即仅考虑误差项的空间溢出效应，可以得到空间误差模型（SEM）;当ρ=0且φ=0时，即仅考虑解释变量的空间溢出效应，可以得到空间X滞后模型（SXL）;当θ=0且φ=0时，即仅考虑被解释变量的空间溢出效应，可以得到空间自回归模型（SAR）。

在非空间面板模型中，解释变量的系数可以直接反映解释变量对被解释变量的影响。但在（2）式和（3）式所构成的空间面板模型中，由于引入了解释变量和被解释变量的空间滞后项，解释变量Xit的系数β并不能直接反映解释变量对被解释变量的影响。必须利用偏导数将解释变量对被解释变量影响的总效应分解为直接效应和间接效应，具体分解方法如（4）式所示：

E[lnETS] x1k … E[lnETS] xNk  = I-ρW -1 Iβk+Wθk   （4）

其中， I-ρW -1 Iβk+Wθk 的对角线元素为解释变量对被解释变量的直接效应，非对角线元素为解释变量对被解释变量的间接效应。

3.变量与数据说明

（1）被解释变量。本文的被解释变量为省际出口技术复杂度，参照Hausmann（2007）、戴翔和金碚（2014）、代中强（2014）的计算方法，分两步测算，第一步测算各产业的出口技术复杂度，具体计算公式如下（5）所示，第二步测算每个省的出口技术复杂度，具体计算公式如下（6）所示：

PETSk=∑ i    xik/Xi  ∑ i  xik/Xi  Yi   （5）

ETSi=∑ k    xik Xi  PETSk   （6）

其中， ETSi 为i省的出口技术复杂度，PETSk为k 产业出口技术复杂度，Yi为i省人均生产总值，xik为i省k产业的出口额，Xi为i省的出口总额。根据《中国工业经济统计年鉴》提供的各年度各省市分产业的出口数据加权核算，人均生产总值根据历年《中国统计年鉴》数据整理得出。

（2）核心解释变量。本文的核心解释变量为知识产权保护水平，参照Ginarte和Park（1997）、韩玉雄和李怀祖（2005），各省市的知识产权保护水平由立法意义上的知识产权保护水平与知识产权保护执法水平相乘而得到。立法意义上的知识产权保护水平的测算考虑了保护的覆盖范围、是否为国际条约的成员、权利丧失的保护、执法机制、保护期限五个指标，执法水平的测算考虑了执法力度、社会法制化水平、社会知识产权保护意识、经济发展水平、法律体系完备程度、国际监督制衡机制六个指标，具体的度量标准和数据来源参考了关成华等（2018）。

（3）控制变量。参考现有文献的研究成果，为减少模型估计的遗漏偏差，本文选取了地区生产总值、外商直接投资、研发资金投入、人力资源禀赋、金融发展程度、交通基础设施作为控制变量加入计量模型。其中，地区生产总值为各省市的地区生产总值，数据来源于历年《中国统计年鉴》;外商直接投资以各省市外商投资企业年底投资总额衡量，数据来源于历年《中国统计年鉴》;研发资金投入为各省市研究与试验发展经费内部支出，数据来源于历年《中国科技统计年鉴》;人力资源禀赋选择各省市大学生在校生数占当地常住人口的比例来衡量，数据来源于历年《中国统计年鉴》;金融发展程度，以各省市金融机构人民币各项存贷款余额之和来衡量，数据来源于历年《中国金融年鉴》;交通基础设施以标准公路里程数衡量，由于铁路、公路和水路运输能力不同，本文参考姚树洁和韦开蕾（2008）的方法，对铁路、公路和水路分别赋予4.27、1和1.06的权重，加权后得出标准公路里程数，数据来源于历年《中国统计年鉴》。

受数据可获得性的限制，本文采用了中国30个省级行政区2004-2017年的面板数据，未包含西藏、香港、澳门和台湾地区，个别变量在个别年份的数据缺失采用插值法补齐。

四、实证结果解释

（一）基准模型的估计结果

本文首先估计了不考虑空间溢出效应的基准模型，其中固定效应模型的估计结果如表2的（1）列所示，随机效应模型的估计结果如表2的（2）列所示。不难看出，基准模型的两列估计结果的符号方向是一致的，并且系数大小相差不大，这说明回归结果具有很好的稳健性。核心解释变量知识产权保护水平的回归系数在基准模型下均在5%的水平上显著为正且略大于1，说明在其他变量不变的情况下，当知识产权保护水平提高一定比例时，出口技术复杂度可以获得更高比例的提升，这与预期相符。

至于其他解释变量和控制变量。在固定效应模型中，地区生产总值和人力资源禀赋在1%的水平上显著为正，研发资金投入在5%的水平上显著为正，这与预期相符，经济产出增加、劳动力素质提升和研发投入增长有利于资本积累、创新成果转化和技术进步，进而提高出口技术复杂度;金融发展程度在1%的水平上显著为负，与预期有所出入，这可能是由于国内的金融市场尚不健全，还不能够将资金有效地配置到创新能力更强的产业部门;交通基础设施的系数不显著，这与代中强（2014）的研究结论是一致的，一种可能的解释是出口产品的物流运输要穿越多个省市，一省交通基础设施的改善对该省出口产品完整的运输流程的影响会被稀释掉，导致对出口技术复杂度的影响不显著;外商直接投资的系数不显著，但是比较空间计量模型的结论就会发现，导致该系数不显著的原因可能是沒有考虑空间溢出效应导致估计出现偏差。

在随机效应模型中，控制变量的系数与固定效应模型下的系数相差不大，地区生产总值、人力资源禀赋、金融发展程度也均在1%的水平上高度显著，研发资金投入的显著性水平略有提升，交通基础设施依然不显著。变化较大的是外商直接投资显著为正，这与预期是一致的。

为了考察固定效应模型和随机效应模型哪一个更适用于本文面板数据的基准模型分析，我们进一步进行了豪斯曼检验，检验结果显示，采用固定效应模型更合适。基于以上分析，本文最终选择固定效应模型作为基准模型的估计方法，用于比较空间计量模型的估计结果。

（二）空间计量模型的估计结果

从空间计量模型的估计结果来看，考虑了空间溢出效应之后，核心解释变量知识产权保护水平系数的显著性水平得到了明显的改善。其中，以距离关系构建空间权重矩阵时，如表2的（3）、（4）列所示，知识产权保护水平的系数在固定效应模型和随机效应模型中均在1%的水平上显著为正;以相邻关系构建空间权重矩阵时，如表2的（5）、（6）列所示，知识产权保护水平的系数在固定效应模型中在5%的水平上显著为正，在随机效应模型中则是在1%的水平上显著为正。另外，被解释变量出口技术复杂度、核心解释变量知识产权保护水平和误差项的空间滞后项均显著，说明这些变量确实存在空间自相关性，空间计量模型比非空间计量模型更适合用于分析本文的面板数据样本，这与前文的莫兰指数I的检验结果是一致的。

进一步分析以距离关系构建空间权重矩阵时控制变量系数的估计。在固定效应模型下，外商直接投资、研发资金投入、人力资源禀赋和金融发展程度的系数均显著且方向与基准模型一致;交通基础设施的系数虽然显著为负，但是仅在10%的水平上显著;地区生产总值的系数为正但并不显著。在随机效应模型下，所有控制变量估计系数的显著性水平和符号方向均与基准模型大体一致。当以相邻关系构建空间权重矩阵时，部分变量系数的显著性水平出现下降。

为检验固定效应模型和随机效应模型哪一个更适合用来估计本文的空间面板数据，本文对两种不同空间权重矩阵的空间计量模型进行了豪斯曼检验，检验结果显示，豪斯曼统计量均为负数，故可以接受随机效应的原假设。此外，从AIC和BIC的汇报结果来看，均显示以距离关系构建空间权重矩阵的固定效应模型能够更好地拟合本文的空间面板数据。因此，在下文直接效应和间接效应的分析中，本文将汇报固定效应模型和随机效应模型的全部结论，并进行全面的分析和比较。

（三）空间计量模型的直接效应和间接效应

在空间计量模型中所估计的变量系数并不能直接解释变量对被解释变量的影响，需要通过将总效应分解为直接效应和间接效应来进一步分析。直接效应即指本地区某影响因素的变动对本地区出口技术复杂度的总体影响，其中涉及空间反馈效应，即本地区该因素对相邻地区的出口技术复杂度有影响，而相邻地区的出口技术复杂度的变动又对本地区的出口技术复杂度产生影响的循环作用过程。间接效应即空间溢出效应，本地区的某因素变动对相邻地区的出口技术复杂度所产生的影响。

基于空间计量模型的估计结果，表3给出了解释变量分别以距离关系和相邻关系构建空间矩阵的固定效应模型和随机效应模型的直接效应和间接效应。从核心解释变量知识产权保护水平的估计结果来看，在四种估计中，知识产权保护水平对出口技术复杂度的直接效应和间接效应均在1%的水平上显著为正，并且估计结果在不同的模型中相差不大，较为稳健。以距离权重矩阵的固定效应模型为例，知识产权保护水平对出口技术复杂度的直接效应显著为正，说明一省知识产权保护水平的提高有利于提升该省的出口技术复杂度;同时，知识产权保护水平对出口技术复杂度的间接效应显著为正，说明一省知识产权保护水平的提高能够有效提升地理邻近省份的出口技术复杂度，有明显的空间溢出效应。这说明，知识产权保护水平具有正的外部性，不但能够提升本省出口产品的技术复杂度，而且能够间接提升邻近省份出口产品的技术复杂度。这背后可能的原因是，邻近省份之间更容易形成产业链上下游的关系，一省知识产权保护水平提高所带来的创新能力提升，能够通过产业链上的原材料、半成品供应关系向邻近省份传导，进而在更大范围实现产成品技术的提升。此外，邻近省份人力资源的流动能够强化知识、技能在各省之间传递，知识产权保护体系下的创新型技术和产品可以更快地被学习模仿，在比较大的空间范围产生知识溢出效应，并且最终在出口产品部门实现技术提升。当空间计量模型采用相邻关系构建空间权重矩阵时，上述基本结论依然成立，即知识产权保护水平不但能够提升本省出口产品的技术附加值，而且能够间接提升相邻省份出口产品的技术附加值。

各控制变量在不同模型下的直接效应和间接效应也表现出了较好的稳健性。地区生产总值对出口技术复杂度的间接影响在不同模型下均显著为正，但是直接效应在距离权重矩阵的模型下并不显著，说明一省出口技术复杂度受到邻近省份经济规模的影响甚至要比本省经济规模的影响更大，可能的原因是地区与地区之间所形成的价值链将邻近省份的出口贸易紧密联系在一起，省际经济关系不是割裂、封闭的，而是开放、广泛联系的。外商直接投资和人力资源禀赋在大部分模型中主要表现为对出口技术复杂度正的直接效应;研发资金投入在大部分模型中直接效应和间接效应都显著为正;交通基础设施在大多数的模型下影响效应不显著，这与基准模型的模拟结果基本相符。值得注意的是，金融发展程度对出口技术复杂度的直接效应和间接效应基本上都显著为负，这与基准模型的研究结论是一致的，说明即使考虑了空间溢出效应，现阶段一省金 融发展程度的提高并不能有效提升当地和邻近省份的出口技术复杂度，甚至会不利于出口产品的技术附加值提升。这与当前中国金融体系尚不健全，不能有效地将资金分配到创新能力更强的生产部门有直接关系，例如，对出口贡献不大的房地产市场吸纳了中国大量的金融资源，而具有创新活力、对出口具有重要贡献的实体经济部门，尤其是中小制造企业往往很难获得技术研发所需的金融资源。

（四）分样本空间计量模型的估计结果

中国不同区域间的经济发展水平差异较大，进而在知识产权保护程度、出口技术复杂度等方面也存在不同。本部分进一步将全样本划分为东、中、西三个區域，分别检验知识产权保护对出口技术复杂度的区域异质性影响。根据豪斯曼检验的结果，在两种空间权重矩阵下，各区域的检验结果均显示应使用随机效应。下文分别汇报在两种空间权重矩阵下三个区域的各变量直接效应和间接效应的随机效应模型估计结果。

就知识产权保护的影响而言，直接效应方面，两种空间权重矩阵下，知识产权保护对出口技术复杂度的正向影响在东部和西部地区显著，在中部地区则不显著;间接效应方面，东部和中部地区的知识产权保护对相邻地区有正向的空间溢出效应，西部地区的空间溢出效应则不显著。由于东部地区的出口技术复杂度和知识产权保护程度都远高于中西部地区，异质性检验中的知识产权保护的直接和间接效应都很显著。西部地区的知识产权保护水平在样本期内与中部地区差异较小，在相应指标均值非常接近的情况下，西部地区的知识产权保护发展速度很快，这可能是西部地区知识产权保护对出口技术复杂度的提升作用较中部地区更为显著的原因。样本期内西部地区的出口技术复杂度在三个区域内最低，该地区的知识产权保护未能显著影响邻近地区出口技术复杂度的提升。

控制变量的直接效应和间接效应在两种空间矩阵下表现出一定的差异。根据R2和Log-likelihood的值判断东部和西部地区在空间距离矩阵下的回归结果更为合理，中部地区估计结果在两个矩阵下差异很小，但空间相邻矩阵下模型的R2显著高于空间距离矩阵，因此中部地区的估计结果依据空间相邻矩阵进行分析。据此，直接效应方面，东、西部地区的研发资金投入，东、中部地区的人力资源禀赋，东部地区的交通基础设施，西部地区的国内生产总值和外商直接投资都对本地区的 出口技术复杂度产生了正向的推动作用，各区域内的金融发展的影响都不显著。由于东部地区的交通基础设施建设较中西部地区更为发达与完善，因而在分样本检验中表现为对本地出口技术复杂度的正向影响。间接效应方面，各区域的国内生产总值、西部地区的外商直接投资、中部地区的研发资金投入对相邻地区的出口技术复杂度有正向的空间溢出效应;各区域的金融发展，东部地区的外商直接投资和西部地区的人力资源禀赋对邻近区域的出口技术复杂度产生了负向的空间溢出效应。东部地区吸引外商直接投资的总量仍在全国领先，对相邻中部地区的外资引入存在一定的挤占作用，而西部地区吸收的外资规模逐年壮大，外资的技术溢出效应能辐射至邻近地区，因此东西部地区外商直接投资表现出了相反的空间溢出效应。西部地区人力资源禀赋的负向空间溢出效应则可能缘于“西部大开发”战略下的人才引进对相邻中部地区的人才流入有一定的反向影响。

五、结论及启示

中国不同区域经济发展存在较大差距，进而在知识产权保护的执法水平和执法力度等方面同样会存在显著差异，这是一个不争的事实特征。此外，由于省域之间经济关联性等作用机制的存在，从而使知识产权保护所产生的经济效应可能不仅限于一省省域内部，还可能对其他邻近省域产生影响，发挥显著的空间溢出效应。从上述事实特征和基本判断出发，本文通过构建空间计量模型的一般式，将被解释变量、解释变量和误差项的空间滞后项引入通用嵌套空间模型，充分考虑空间溢出效应的影响，利用2004-2017年中国30个省级行政区的面板数据，实证研究了知识产权保护对出口技术复杂度的影响效应。计量检验结果表明：第一，出口技术复杂度对知识产权保护的弹性显著为正，也即知识产权保护水平的提高有助于该地区出口技术复杂度的提升;第二，知识产权保护对出口技术复杂度的提升作用，不仅限于实施知识产权保护的特定省域，与此同时还会产生显著的空间溢出效应，即某一省域的知识产权保护还会对其他邻近省域的出口技术复杂度产生显著影响;第三，东部和西部地区的知识产权保护显著推动了本地区出口技术复杂度的提升，并且东部和中部的知识产权保护对相邻地区的出口技术复杂度存在显著的正向空间溢出效应。

在经济全球化新形势下和中国开放型经济发展进入新阶段后，加强知识产权保护成为中国主动扩大开放的重要战略举措之一。本文上述研究发现，不仅能够为中国加强知识产权保护的扩大开放战略舉措提供科学依据和经验证据支撑，而且对于探寻提升出口技术复杂度的有效途径，推动出口贸易高质量发展，进而实现从贸易大国迈向贸易强国的目标，也有重要的政策意义。强化知识产权保护，自主开发产业链中高端的核心技术和关键技术，推进创新链与产业链融合发展，是新时代我国出口贸易高质量发展的必然要求，也是占据全球价值链中高端的必然选择。更为重要的是，由于中国各省的经济是广泛联系的，经济变量普遍存在跨越省际的空间溢出效应，因此，一省出口技术复杂度的提升不但受到本省各类经济变量的影响，而且还受到其他省份的影响，价值链发展和产业链供需关系将各省出口贸易紧密串联在一起，这正是知识产权保护提升出口技术复杂度产生空间外溢效应的根本作用机制所在。因此，伴随未来城市群的一体化发展，尤其是伴随国家区域协调发展战略的实施，必将推进区域协同创新能力的提升，城市群产业的融合发展将成为出口技术复杂度提升和出口贸易高质量发展的重要推动力，在此过程中，发挥知识产权保护对出口技术复杂度的提升作用，将会有更大的作用空间。当然，从不同省域层面看，实施怎样的知识产权战略和采取何种程度的知识产权保护水平，才能在更好地促进自身出口技术复杂度提升的同时，又能在有效的空间外溢和互动中实现共赢，已经超出了本文探讨范围，是一个有待深入研究的大课题，也是我们后续研究和努力的重要方向。

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（ 责任编辑：
彭琳）