摘要：通过多维度固定效应模型研究中国知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响。结果发现，（1）整体来看，中国知识产权保护与企业出口技术复杂度之间存在显著的倒U型关系；（2）从不同所有制企业来看，相比于内资企业，外资企业中知识产权保护与企业出口技术复杂度之间倒U型关系较强；（3）从不同地区企业来看，东部地区知识产权保护与企业出口技术复杂度之间仍存在倒U型关系，中部和西部地区呈现线性促进关系。综合而言，由于中国的特殊国情和地区发展不平衡的现实背景，中国应适当地提高知识产权保护力度但又不能太过激进。
关键词：知识产权保护，企业出口技术复杂度，非线性关系
当前我国出口企业面临着国内外环境双重挑战：从国际环境来看，受新冠肺炎疫情的影响，全球经济复苏乏力；中美贸易摩擦进一步升级，美国对中国出口企业频繁发起知识产权保护调查[1]；贸易保护主义和逆全球化思潮兴起，发达国家纷纷对进口产品设置技术壁垒[2]，对中国出口企业进军高端市场产生了“压制”效应。从国内环境来看，随着国内土地及劳动等低级生产要素成本的提高，中国逐渐失去传统的比较优势，而且还处在全球价值链的中低端，其他要素成本更低的国家会对中国制造产生“挤出”风险。面对国内外双重压力，中国应寻求从贸易大国向贸易强国转变，提升企业出口技术含量是实现这一转变的关键，也是贸易高质量发展和经济内涵式发展的内在要求。知识产权保护作为一种制度安排对于企业出口技术复杂度存在着重要的影响。在此背景下，研究知识产权保护与中国企业出口技术复杂度关系，对促进中国出口贸易向更高质量发展具有一定的现实意义。
从历年企业出口技术复杂度的均值来看，中国出口技术复杂度在逐年增加（图1），但在不同所有制企业之间以及不同地区之间存在明显的差异。2000年以来，外资企业的出口技术复杂度一直高于本土企业的出口技术复度图1（a）；东部地区企业的出口技术复杂度高于中西部地区企业的出口技术复杂度图1（b）。为何中国不同所有制企业以及区域之间出口技术复杂度会呈现出如此大差异？本文试图从制度极为重要的分支——知识产权保护出发，运用中国企业微观数据探究中国知识产权保护与企业出口技术复杂度之间的关系以及分析其企业所有制异质性和地区异质性。厘清知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响，有助于科学制定知识产权保护政策，使其促进企业出口技术复杂度提升，实现中国经济的高质量发展。
1 文献综述及研究假说
1.1 知识产权保护与出口技术复杂度的关系研究
学界关于知识产权保护对出口技术复杂度的影响方面研究较少且存在很大分歧，主要有两种不同的观点。
一种观点认为知识产权保护对出口技术复杂度的关系为线性的促进作用。戴翔等[3]，陈俊聪[4]从国家层面数据测度出口技术复杂度并进行实证分析得出，知识产权保护与出口技术复杂度之间存在着显著的线性促进关系，并且在发达国家更加明显。杨林燕等[5]构建知识产权保护指数并测度中国制造业出口技术复杂度，研究二者之间的关系，结果显示，知识产权保护对于中国行业的出口技术复杂度的提升具有促进作用，并且对技术密集型企业的影响相对劳动密集型和资本密集型企业的影响较大。李俊青等[6]基于不完全契约的现实背景，利用“海关贸易数据库”和“工业企业数据库”对中国2000—2007年企业出口技术复杂度进行测算并研究知识产权保护对其影响，研究发现，在不完全契约背景下，知识产权保护通过激励供应商投资高技术活动，从而对企业出口技术复杂度起到促进作用。
另一种观点认为知识产权保护与出口技术复杂度之间存在非线性关系。代中强等[7]利用全球66个国家跨国面板数据分析知识产权保护对出口技术复杂度的影响，结果显示，实际知识产权保护对出口技术复杂度在发达国家呈现出一种正向促进作用；在发展中国家呈现出非线性关系。赖敏等[8]测算128个国家2000—2015年的出口技术复杂度，通过混合回归发现知识产权保护对出口技术复杂度的影响呈现出显著的倒U型特征，但在发达国家呈现出显著促进关系。沈国兵等[9]测算2000—2007年中国企业出口技术复杂度，并从行业上下游和水平渠道的角度研究知识产权保护与出口技术复杂度之间的关系，研究结论表明，加强省级知识产权保护通过上游渠道提升了企业出口技术复杂度，而通过水平和下游渠道不利于企业出口技术复杂度的提升。
1.2 出口技术复杂度测算方法与应用
出口技术复杂度的概念最早由Michaely[10]提出，并以某产品出口国人均GDP的加权平均来衡量产品出口技术复杂度。关志雄[11]利用此方法测算中国产品出口技术复杂度，发现中国产品出口技术含量的世界份额在逐渐提升；Rodrik[12]对以往的出口技术复杂度测算法进行改进和完善，将加权权重调整为显示比较优势指数，构建了新的产品出口技术复杂度指标。莫莎等[13]，尹宗成等[14]借鉴新的产品出口技术复杂度测算方法，分别测度中国2005—2011年高新技术产品和2000—2010年农产品的出口技术复杂度；Hausmann[15]进一步将产品出口技术复杂度扩展到国家层面出口技术复杂度。基于此测算方法，戴翔等[3]测算了1996—2010年62个国家的出口技术复杂度，用于研究各国制度质量对其出口技术复杂度的影响；赖敏等[8]测算了2000—2015年128个国家的出口技术复杂度，探究其与知识产权保护的关系；Xu等[16]对国家层面的出口技术复杂度计算公式进行修正，用一个国家不同地区的数据代替国家数据，得到地区层面出口技术复杂度。代中强[17]利用2003—2011年中国30个省份分行业的贸易数据测算省际出口技术复杂度；最近的研究中，根据同样的思路，已把该指标拓展至行业以及企业层面。刘维林等[18]，杨林燕等[5]对以往的测算方法进行进一步拓展，分别测算了2001—2010年27个制造部门和2001—2012年中国国民经济30个工业制造行业的出口技术复杂度；从微观企业层面，盛斌等[19]通过对现有产品出口技术复杂度进行改进并利用中国微观企业数据测算2000—2007年中国企业出口技术复杂度。
通过上述文献总结可知：（1）现有相关文献大多利用跨国面板数据进行研究，研究结论表明知识产权保护与出口技术复杂度之间的关系在发达国家是线性的，在发展中国家是非线性关系，但是对发展中国家的非线性关系的具体形式研究较少；（2）对我国出口技术复杂度的研究中多数文献将中国作为一个整体来考量，并没有考虑到中国地区经济发展的差异性以及企业异质性；（3）现有文献中出口技术复杂度的测度以及实证分析集中在宏观层面，一方面，宏观层面的加总数据在实证分析过程中容易造成扭曲和偏误；另一方面，企业作为最重要的市场主体，知识产权保护对出口技术复杂度必然是通过影响企业行为来起作用，因此从微观企业层面的数据进行分析很有必要。
基于上述观点，本文的边际贡献可能在于：第一，利用最大发展中国家——中国的企业数据探究知识产权保护与出口技术复杂度之间非线性关系的具体形式；第二，进一步研究知识产权保护与出口技术复杂度关系的地区异质性和企业异质性；第三，基于“中国海关贸易数据库”和“中国工业企业数据库”进行企业出口技术复杂度的测算以及面板数据的估计，从微观层面探究知识产权保护对出口技术复杂度的影响。
1.3 机理分析及研究假说
出口技术复杂度是技术创新在对外贸易中的体现，技术创新是出口技术复杂度提升的最重要最直接的途径[20]，因此以技术创新作为知识产权保护和出口技术复杂度的传导中介，可以更深入地探究知识产权保护与出口技术复杂度之间的内在机理。
知识产权保护通过技术创新渠道影响出口技术复杂度，技术创新又通过自主创新和模仿创新两大途径实现[21]。知识产权保护能显著地促进中国企业整体的研发投入活动，但过高的知识产权保护力度会减弱企业的研发动机[22]。较高的知识产权保护力度对自主创新是正向影响，对模仿创新是负向影响；较低的知识产权保护力度对自主创新是负向影响，对模仿创新为正向影响[23]；中国作为发展中国家，从企业创新模式来看仍处在模仿创新为主导的阶段[8]，因此当知识产权力度较低时，知识产权对自主创新的负向作用小于对模仿创新的正向作用，知识产权保护对出口技术复杂度的作用为正；当知识产权力度较高时，知识产权保护对自主创新的正向作用小于对模仿创新的负向作用，知识产权保护对出口技术复杂度的作用为负，因此可以推断知识产权保护力度存在一个临界，小于这个临界时，促进出口技术复杂度的提升；大于这个临界时，抑制出口技术复杂度的提升。鉴于此，本文提出：
假说：中国知识产权保护力度与其企业出口技术复杂度之间存在倒U型关系。
2 模型构建
2.1 模型设计
基于前文的机理分析与研究假设以及对面板数据的豪斯曼检验结果，本文构建多维度固定面板模型，模型具体形式如下：
其中i，t分别表示企业和年份；ln esli是被解释变量，出口技术复杂度；ln pro是核心解释变量，知识产权保护水平；ln2 pro是知识产权保护水平的二次项；x代表其他的控制变量；z代表企业和行业或者省份和行业的固定效应；year是年份固定效应；εit是随机误差项。
2.2 变量说明
2.2.1 被解释变量
企业出口技术复杂度（esli）是模型的被解释变量，本文利用微观数据对2000—2013年中国企业层面的出口技术复杂度进行测算。具体测算过程分为两步，第一步，借鉴Hausmann[15]的方法，测算产品出口技术复杂度。通过对“CEPII-BACI”全球贸易数据库与世界银行各国人均GDP数据进行匹配，利用2000—2013年177个国家5111种HS六位产品出口数据，计算产品出口技术复杂度，具体计算公式如下：
其中，k是HS6六位代码产品，yjk表示地区j的产品k的一般贸易出口额，Yj是地区j的一般贸易出口总额，gdpj表示地区j的人均国内生产总值。
第二步，借鉴盛斌等[19]的方法，在产品出口技术复杂的基础上利用中国海关贸易数据库测算中国企业出口技术复杂度。中国海关贸易数据库上的HS码为8位，因此将企业HS8位码产品的出口整合至HS6位码产品上，然后采用公式（2）计算中国企业出口技术复杂度：
其中，yik表示企业i在产品k上的出口额，yi表示企业i的总出口额，相应地，yik/yk表示企业i产品k的出口占企业i总出口的比重。
2.2.2 核心解释变量
本文的核心解释变量为知识产权保护水平（pro），借鉴胡凯等[25]的做法，利用各地区技术市场成交额占各地生产总值的比重衡量。选取技术市场成交额作为地区知识产权保护的替代变量的优势：第一，单一变量可以克服量纲问题，使得数据跨年度更有可比性；各地区的技术市场成交额比上地区生产总值，使得数据跨地区更有可比性；第二，该指标综合性较强，本身就包含了与知识产权保护有关的所有信息，如该技术是否物有所值、买卖双方能否有效维护自身的合法权益、买卖双方对地区司法裁决质量的信任度等；第三，该指标客观性较强，可以避免主观度量指标的随意性。
2.2.3 其他控制变量
为了保证本文研究结论的稳定性和可靠性，本文借鉴李俊青等[6]、盛斌等[19]的做法，控制了企业层面的其他控制变量，主要包括企业资本密集度（ln ks），采用企业固定资产与企业员工人数来的比值衡量；企业存续期（ln age），由当年年份与企业成立年份差算得；企业规模（ln asset），以企业年总资产代表企业规模；企业利润率（prof），采用企业年利润除以企业销售收入来衡量；除此之外，考虑到各地区发展不均衡可能会影响到当地企业出口技术复杂度，在模型中引入各省每年的地区生产总值（ln gdp）作为省级控制变量；以上控制变量在回归过程中均取对数值处理。
2.3 数据来源及处理
本文测算被解释变量中国企业出口技术复杂度（esli）的数据来源于“CEPII-BACI全球贸易数据库”“中国海关贸易数据库”和“中国工业企业数据库”（至今更新到2013年），其中对“中国海关贸易数据”做如下处理：第一，只保留贸易数据中的出口贸易数据；第二，将月度数据按出口额汇加总得到年度数据；第三，为了能和“CEPII-BACI”数据中的产品HS6位码匹配上，把HS8位码产品的出口加总至相应的HS6位码产品上；第四，因为有些年份所采用的HS编码不统一，将所有年份HS码调整为HS96编码。本文核心解释变量知识产权保护水平（pro）数据来源于历年《中国科技统计年鉴》和《中国统计年鉴》。本文控制变量数据来源于“中国工业企业数据库”与“中国海关贸易数据库”的合并，两组数据库的企业编码不同，不能按照企业代码进行匹配，参考Upward等[26]、张杰等[27]的做法，以企业名称对每年的数据分别进行匹配，最后再把年度数据合并成面板数据，最终得到2000—2013年198441个有效样本。表1汇报了主要变量的统计特征。
3 实证结果及分析
3.1 基准回归结果
通过多维度固定效应模型得到知识产权保护与企业出口技术复杂度之间关系的基准回归结果（见表2）。第（1）—（2）列是固定效应控制了省份、行业和时间效应的估计结果，第（3）—（4）列是固定效应控制了企业效应和时间效应的估计结果。从核心解释变量的回归系数来看，在四种不同的固定效应模型下回归结果具有较强的一致性，实证结果较为稳健。为便于分析，本文以控制了企业和时间效应的模型（4）为标准模型，进行具体分析。结果中知识产权保护的一次项估计系数0.0326，知识产权保护的二次项估计系数为-0.0083，并都在1%的水平下显著，初步验证了知识产权保护与企业出口技术复杂度之间存在倒U型关系的假说。
Lind等[28]认为模型回归结果中平方项显著并不意味着U型关系必然存在，并借鉴Sasabuchi[29]开发的通用框架，编写了U型检验命令，提供了精确测度U型关系的方法。本文借鉴此检验方法，对模型中得出的知识产权保护与出口技术复杂度之间的倒U型关系进行进一步检验。表3报告了检验结果，可以看出，计算出的极值点为1.96，lnpro取值范围为[0.0069～3.9764]，可知，极值点在数据范围内，并能够在1%的统计水平上拒绝原假设1）。同时，结果中的slope在区间里是存在负号，因而我们可以认定二者之间是倒U型关系。
知识产权保护水平与企业出口技术复杂度之间存在倒U型这一结果可以从知识产权保护对出口技术复杂度的影响渠道来理解，企业主要通过自主创新和模仿创新提高出口技术含量，知识产权保护也正通过这两个渠道影响企业出口技术复杂度。在发展中国家，在相对薄弱的技术积累下企业大部分都处在模仿创新阶段，适当的知识产权保护水平保护创新者的合法权益，将激发企业的研发热情，营造良好的创新环境，提高其出口产品技术含量，同时也允许企业间适当的技术外溢和模仿，因此在这一阶段知识产权对自主创新和模仿创新都起到促进作用；当知识产权保护水平过高时，会产生技术垄断，知识产权保护对自主创新的促进作用也只能局限于很少部分垄断企业，同时隔断行业内大部分以模仿创新为主企业的模仿途径，阻碍其出口产品技术复杂度的提升。
其他控制变量回归结果基本符合预期，地区生产总值（lngdp）系数显著为正，地区发展水平越高，越促进当地企业出口技术复杂度的提升；企业资本密集度（lnk）显著为正，资本密集度越高的企业，企业越注重设备更新与研发投入，有利于其出口技术复杂度提高；企业存续期（lnage）系数显著为负，可能是因为在激烈的市场竞争环境下，新进入的企业更需要在其产品上有所创新才能得以存活下去，因此年轻的企业更有创新的动力，产品技术含量更高，促进其出口技术复杂度的提升；企业利润率（prof）系数显著为正，符合经营能力越好的企业，出口技术复杂度越高的预期；企业规模（lnasset）系数均显著为正，表明企业规模越大对企业提升出口技术复杂度越有利。
3.2 异质性分析
3.2.1 企业所有制异质性
为了考察知识产权保护对本土企业和外资企业出口技术复杂度的影响，我们将工业企业数据库中登记类型为200、210、220、230和240的港澳台企业以及登记类型为300、310、320、330和340的外国投资企业以及中外合资企业都认定为外资企业，其余的认定为内资企业；在模型中引入知识产权保护的平方项与内资企业（state，当企业为外资企业时为1，否则为0）的交互项。表4报告了知识产权保护对不同所有制企业的出口技术复杂度回归结果，四种不同模型回归结果较为稳健，从模型（4）结果来看，知识产权保护的一次项系数和二次项系数符号没有发生变化且显著，倒U型关系仍然存在；从知识产权保护二次项与内资企业的交互项系数看，交互项系数均显著为负且与核心解释变量二次项系数同号，表明知识产权保护水平对企业出口技术复杂度的倒U型关系在外资企业更加突出，即在外资企业知识产权保护力度对企业出口技术复杂度边际效应更高。
其中的经济逻辑可以从内资企业和外资企业的自身特征来理解，二者在资金来源和生存背景及薪水制度等上有很多差异。一方面，本土企业拥有严格薪酬管制[30]，当企业中的高技术员工实现专利发明时，技术员工并不能获得更多的创新收益，这会降低企业员工的创新性激励，导致在适当加强知识产权保护力度的情况下本土企业技术水平没有外资企业提升得快；另一方面本土企业和内资企业产品技术含量起点上就存在差异，外资企业拥有较高的技术水平和出口技术复杂度，在此基础上国内适当地加强知识产权保护水平将激励外资企业追求垄断地位并提供了一定的制度条件，因此外资企业出口技术复杂度提升较快[31]；国内知识产权保护力度提升到过高水平时，外资企业基本上已获得垄断地位并且过高的知识产权保护力度对其已保持垄断地位提供了保障，因此外资企业将减少研发投入，呈现知识产权保护的边际效应递减较快；过高的知识产权保护力度促进内资企业自主创新的同时提高其模仿创新成本，最终呈现出知识产权保护边际效应递减，但递减速度相对于外资企业要慢。本小节的研究结论对于如何通过知识产权保护制度更好地激发不同所有制企业的创新活力，从而提升企业出口技术复杂度具有重要的启示意义。
3.2.2 区域异质性分析
为考察区域异质性影响，根据企业代码的前两位得到东部、中部以及西部地区三组企业数据集，分别进行固定效应估计。表5报告了知识产权保护对东、中、西部地区企业的出口技术复杂度回归结果。模型（1）—（6）均控制了企业和时间效应；模型（1）、（3）、（5）未加入控制变量；模型（2）、（4）、（6）加入了所有控制变量。对模型回归结果进行分析可知，东部地区知识产权保护的一次项系数为0.0343，二次项系数为-0.0089且在1%的水平下显著，中部和西部地区相应结果则不显著。表明在东部地区知识产权保护和企业出口技术复杂度之间存在倒U型关系，而在中西部地区二者之间不存在倒U型关系。
考虑到以上回归结果中西部地区不显著，从模型中剔除知识产权保护水平的平方项进行再次回归（见表6）。模型（3）—（6）回归结果显示，中西部地区知识产权保护的系数均显著为正，结合表5中引入知识产权保护平方项的系数均不显著的结果，可以判断中部和西部地区知识产权保护对企业出口技术复杂度是线性促进作用。
知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响表现出了显著的地区异质性，东部地区两者的关系为倒U型，在中部和西部地区是线性促进作用。出现这种差异可能是东、中、西部地区的经济发展不平衡，知识产权保护水平也呈现地区差异[32]。东部地区技术市场比较健全，知识产权保护相关法律法规实施力度较高，当知识产权保护力度过高时反而对模仿创新为主导企业的出口技术复杂度的提升产生抑制作用，因此东部地区知识产权保护与企业出口技术复杂度呈现出倒U型关系；中部和西部地区知识产权保护力度相对比较弱，没有达到阻碍出口技术复杂度的临界值，进一步加强知识产权保护对出口技术复杂度提升的边际效果更高。本节的研究结果说明加强中西部地区的知识产权保护是缩小东部与中西部出口技术复杂度差距的重要途径，对于改善中西部经济发展不平衡有重要启示。
4 结论及建议
本文在梳理前人研究的基础上，对中国知识产权保护对企业出口技术复杂度的作用机理进行分析及提出研究假说，并利用2000—2013年“中国工业企业数据库”和“中国海关贸易数据库”数据进行检验，进一步对企业所有制异质性和地区异质性进行实证分析。实证结果表明，整体来看中国知识产权保护与企业出口技术复杂度之间存在倒U型关系，适当范围内加强知识产权保护力度有利于促进企业出口技术复杂度的提升，但是过高的知识产权保护力度反而会抑制企业出口技术复杂度的提高，即验证了我们提出的倒U型假设的准确性；从企业所有制异质性分析结果来看，知识产权保护与企业出口技术复杂度之间的倒U型关系在外资企业比内资企业更为显著；从地区异质性分析来看，东部地区知识产权保护与企业出口技术复杂度之间存在倒U型关系，中部和西部地区则不存在倒U型关系，知识产权保护对企业出口技术复杂度的影响为线性促进，进一步加强知识产权保护将促进企业出口技术复杂度的提升。
本文的研究结论在实践层面可提供几点政策建议：第一，制定及实施知识产权保护法，应充分考虑中国特殊国情及产业发展阶段。需逐步加强知识产权保护力度，但又不能操之过急，要使得知识产权保护强度与企业创新能力相匹配，同时要鼓励本土企业自主创新，提高知识产权保护对企业出口技术复杂度的边际效应；第二，知识产权保护要与知识产权反垄断并行。过高的知识产权保护水平会进一步强化外资企业的技术垄断；较低的知识产权保护水平不利于促进内资企业的自主创新。因此适度加强知识产权保护力度的同时，要注重反垄断法的实施，避免极少部分企业获得技术垄断利润，而大部分企业被锁定在生产技术低端；第三，要充分考虑中国地区发展不平衡的现实背景，应因地制宜地采取差异化知识产权保护措施。鉴于本文的研究结论，中西部地区更应该加强知识产权保护，东部地区可以适当加强或保持当前的知识产权保护水平，最大化地发挥知识产权保护对企业出口技术复杂度的边际效应，形成两者之间良性循环，进而加快本土企业迈向全球价值链中高端。
注释：
1）原假设H0：不存在U型关系；备择假设H1：存在U型关系。
参考文献：
[1]代中强.美国知识产权调查引致的贸易壁垒：特征事实、影响及中国应对[J].国际经济评论，2020（3）：107-122.
[2]郑玉，郑江淮.贸易成本如何影响我国出口技术含量[J].经济评论，2020（4）：111-127.
[3]戴翔，金碚.产品内分工、制度质量与出口技术复杂度[J].经济研究，2014（7）：4-17.
[4]陈俊聪.对外直接投资对服务出口技术复杂度的影响：基于跨国动态面板数据模型的实证研究[J].国际贸易问题，2015（12）：64-73.
[5]杨林燕，王俊.知识产权保护提升了中国出口技术复杂度吗？[J].中国经济问题，2015（3）：97-108.
[6]李俊青，苗二森.不完全契约条件下的知识产权保护与企业出口技术复杂度[J].中国工业经济，2018（12）：115-133.
[7]代中强，梁俊伟，孙琪.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，2015（7）：109-122.
[8]赖敏，韩守习.知识产权保护对出口技术复杂度的影响研究[J].世界经济与政治论坛，2018（4）：104-130.
[9]沈国兵，黄铄珺.行业生产网络中知识产权保护与中国企业出口技术含量[J].世界经济，2019，42（9）：76-100.
[10]MICHAELY M. Trade income levels and dependence[M].Amsterdam：North-Holland，1984：14-36.
[11]关志雄.从美国市场看“中国制造”的实力：以信息技术产品为中心[J].国际经济评论，2002（4）：5-12.
[12]RODRIK D. What’s so special about China’s exports？[J].China& World Economy，2006，14（5）：1-19.
[13]莫莎，何桂香.产业集聚与中国高新技术产品出口复杂度关系研究[J].经济经纬，2013（5）：47-52.
[14]尹宗成，田甜.中国农产品出口竞争力变迁及国际比较：基于出口技术复杂度的分析[J].农业技术经济，2013（1）：77-85.
[15]HAUSMANN.What you export matters[J].Journal of Economic Growth，2007，12（1）：1-25.
[16]XU B，LU J. Foreign direct investment，processing trade and the sophistication of China’s exports[J]. China Economic Review，2009，20（3）：425-439.
[17]代中强.知识产权保护提高了出口技术复杂度吗？：来自中国省际层面的经验研究[J].科学学研究，2014，32（12）：1846-1858.
[18]刘维林，李兰冰，刘玉海.全球价值链嵌入对中国出口技术复杂度的影响[J].中国工业经济，2014（6）：83-95.
[19]盛斌，毛其淋.进口贸易自由化是否影响了中国制造业出口技术复杂度[J].世界经济，2017，40（12）：52-75.
[20]韩守习.知识产权保护、吸引外资与出口技术复杂度[J].新经济，2016（36）：26-28.
[21]代中强.实际知识产权保护、模仿创新与自主创新[J].经济评论，2011（6）：85-97.
[22]宗庆庆，黄娅娜，钟鸿钧.行业异质性、知识产权保护与企业研发投入[J].产业经济研究，2015（2）：47-57.
[23]易先忠，张亚斌，刘智勇.自主创新、国外模仿与后发国知识产权保护[J].世界经济，2007（3）：31-40.
[24]刘小鲁.知识产权保护、自主研发比重与后发国家的技术进步[J].管理世界，2011（10）：10-19.
[25]胡凯，吴清，胡毓敏.知识产权保护的技术创新效应：基于技术交易市场视角和省级面板数据的实证分析[J].财经研究，2012，38（8）：15-25.
[26]UPWARD R，WANG Z，ZHENG J. Weighing China’s export basket：the domestic content and technology intensity of Chinese exports[J].Journal of Comparative Economics，2013，41（2）：527-543.
[27]张杰，陈志远，刘元春.中国出口国内附加值的测算与变化机制[J].经济研究，2013，48（10）：124-137.
[28]LIND J T，MEHLUM H. With or without U？the appropriate Test for a U-shaped relationship[J].Oxford Bulletin Of Economics and Statistics，2010，72（1）：109-118.
[29]SASABUCHI S. A test of a multivariate normal mean with composite hypotheses determined by linear inequalities[J].Biometrika，1980，67（2）：429-439.
[30]江轩宇.政府放权与国有企业创新：基于地方国企金字塔结构视角的研究[J].管理世界，2016（9）：120-135.
[31]谢新，齐俊妍.中国本土和外资企业出口技术复杂度的差异及影响因素分析[J].现代财经，2014，34（6）：65-77.
[32]石丽静，洪俊杰.知识产权保护如何影响企业国际化：来自中国上市公司的经验证据[J].国际贸易问题，2019（11）：146-158.
作者简介：古丽娜尔·玉素甫（1973—），女，新疆乌鲁木齐人，博士，教授，硕士生导师，主要研究方向为人口、资源与环境经济学；玛尔江·胡安别克（1994—），女，新疆阿勒泰人，硕士研究生，主要研究方向为世界经济。
