周榮軍

（信陽師范學(xué)院 商學(xué)院，河南 信陽 464000）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

隨著全球化與信息化進(jìn)程的加速，國際文化貿(mào)易已然成為全球貿(mào)易的重要組成部分。由于國際文化產(chǎn)品具有經(jīng)濟(jì)與文化雙重屬性，所以國際文化產(chǎn)品貿(mào)易不僅僅表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)活動，同時，它具有豐富的文化內(nèi)涵，是經(jīng)濟(jì)活動與文化交流的有機(jī)結(jié)合。世界主要國家在面臨經(jīng)濟(jì)衰退、外交困境時，無一不是通過制定與執(zhí)行相關(guān)文化戰(zhàn)略實現(xiàn)其經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，出口促進(jìn)以及改善國家形象的目標(biāo)。無論英國“創(chuàng)意經(jīng)濟(jì)”戰(zhàn)略，日本、韓國“文化立國戰(zhàn)略”還是美國好萊塢電影全球化戰(zhàn)略均是通過通向世界的對外文化貿(mào)易得以實現(xiàn)。文化貿(mào)易在國際經(jīng)濟(jì)中地位的快速提升及其對文化影響力的不斷滲透使其成為國際競爭的前沿陣地。在此背景下，我國政府高度重視文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，十八大報告提出2020年將我國文化產(chǎn)業(yè)打造為國民支柱性行業(yè)的目標(biāo)。其后，文化產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展，2012年我國文化產(chǎn)業(yè)增加值為18071億，2016年這一數(shù)值已增加為30254億，同期占GDP的比例亦由3.48%提升到4.07%。另一方面，現(xiàn)階段，我國仍然處于社會主義初級階段，技術(shù)水平發(fā)展相對滯后，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠高耗能、高污染、高排放的傳統(tǒng)行業(yè)，如何進(jìn)一步促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大，提升其在國民收入中的比例對于實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、提質(zhì)增效，推動國民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展將發(fā)揮重要作用。從文化產(chǎn)業(yè)的定義來看，它是指以產(chǎn)權(quán)保護(hù)為前提，文化所能提供的各種產(chǎn)品與服務(wù)，包括報紙、圖書、媒體內(nèi)容，可見文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)密切相關(guān)，文化產(chǎn)業(yè)是知識輸出與流通的行業(yè)。本文將重點(diǎn)考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力的影響，從而給出相關(guān)政策建議，促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

文化創(chuàng)意產(chǎn)品國際競爭力影響因素的相關(guān)研究。如路世昌（2016）考察了G20國家創(chuàng)意商品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響因素，結(jié)果表明研發(fā)投入、FDI、貿(mào)易開放度均能促進(jìn)創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度，但是FDI的促進(jìn)效應(yīng)不明顯。[1]（p56-63)陳曉清（2008）等利用引力模型并結(jié)合美國與15個國家或地區(qū)的雙邊文化貿(mào)易數(shù)據(jù)考察了國際文化貿(mào)易的影響因素。結(jié)果表明同種語言體系、貿(mào)易優(yōu)惠政策、對象國電腦普及率均能顯著影響美國文化貿(mào)易。[2](p90-94)蒙英華（2012）利用中國與23個國家或地區(qū)文化產(chǎn)品數(shù)據(jù)考察了中國文化貿(mào)易的決定因素，結(jié)果表明中國文化產(chǎn)品出口受出口國購買力水平、中國文化產(chǎn)品出口效率、自貿(mào)區(qū)協(xié)定與貿(mào)易伙伴國距離等因素影響顯著。中國文化產(chǎn)品進(jìn)口受中國購買力水平、自貿(mào)區(qū)協(xié)定與貿(mào)易伙伴國距離等因素影響顯著。[3](p40-48)王洪濤（2014）重點(diǎn)考察了文化差異對中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口的影響，結(jié)果表明文化差異總體上會阻礙中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口，但是針對不同貿(mào)易對象國，其影響存在差異，文化差異對中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體存在阻礙作用，但是對出口發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體有促進(jìn)作用。原因在于“文化折扣效應(yīng)”和“偏好強(qiáng)化”效應(yīng)同時發(fā)生。[4](p51-62)劉楊（2013）基于2001—2010年11個OECD國家文化產(chǎn)品的出口數(shù)據(jù)，分析了文化產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素，它認(rèn)為與普通商品貿(mào)易不同，文化距離及文化產(chǎn)品具有的消費(fèi)成癮性顯著文化產(chǎn)品貿(mào)易，地理距離的影響不顯著。[5](p72-81)許陳生（2013）同樣認(rèn)為總體上文化距離會顯著阻礙對中國文化創(chuàng)意產(chǎn)品的出口，但針對不同特征進(jìn)口國或地區(qū)，其影響存在差異，具體而言，在高收入地區(qū)和非儒家文化圈，文化距離對中國文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的影響為負(fù)，在低收入水平進(jìn)口國地區(qū)，文化距離的影響為正。在儒家文化圈及文化國際化程度低的進(jìn)口國地區(qū)，文化距離的影響不顯著。[6](p25-38)汪穎（2014）利用中國與35個貿(mào)易伙伴國2002—2011年的文化產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)考察了中國文化產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素，其結(jié)論表明消費(fèi)網(wǎng)絡(luò)外部性與文化親近是兩個重要的影響因素。文化產(chǎn)品消費(fèi)網(wǎng)絡(luò)外部性可以通過消費(fèi)偏好外溢、知識與文化外溢影響我國創(chuàng)意產(chǎn)品貿(mào)易；文化親近對文化產(chǎn)品貿(mào)易的影響因不同類別文化產(chǎn)品而有差異。[7](p98-107)方英（2018）以2011—2015年中國與一帶一路沿線64個國家的文化產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)并利用隨機(jī)前沿模型考察了中國文化產(chǎn)品出口的影響因素，研究表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人口規(guī)模等對文化貿(mào)易具有促進(jìn)作用，地理距離以及文化距離對文化貿(mào)易具有阻礙作用。另外，關(guān)稅、自由貿(mào)易協(xié)定，進(jìn)口清關(guān)時間均對文化出口效率產(chǎn)生影響。[8](p112-136)樊琦（2017）利用1996—2013中國文化產(chǎn)品貿(mào)易考察了文化特征對文化貿(mào)易出口二元邊際的影響，研究表明宗教信仰、中華文化圈和殖民史均能顯著提升文化貿(mào)易的二元邊際，但是文化距離對其具有抑制作用。[9](p108-116)高長春測度安徽省文化產(chǎn)業(yè)集聚水平，研究知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、科技創(chuàng)新水平、人力資本等因素對文化產(chǎn)業(yè)集聚的影響，說明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度對文化產(chǎn)業(yè)集聚的重要影響性。[10](p126-130)

如上所述，關(guān)于文化產(chǎn)業(yè)的研究成果較為豐碩，為后續(xù)研究奠定基礎(chǔ)，但以下研究仍有待加強(qiáng)：一是關(guān)于文化產(chǎn)業(yè)六類細(xì)分行業(yè)的研究有待進(jìn)一步廓清；二是已有文獻(xiàn)鮮有提及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力的影響，認(rèn)為這一問題需要進(jìn)一步明確；三是文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力指標(biāo)的選取有待進(jìn)一步完善。

二、計量模型、指標(biāo)的測算與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型。

從理論上講，一國（地區(qū)）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提升會通過市場擴(kuò)張效應(yīng)和市場壟斷效應(yīng)兩方面影響東道國文化產(chǎn)品出口競爭力。由于上述兩種影響方向相反，所以無法確定知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化產(chǎn)品競爭力的影響。因此本文的研究重點(diǎn)在于定量分析知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜的影響，其計量模型如下：

ETit=α+βIPRit+γXit

上式中i代表國家，t表示年份，ET代表文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，IPR代表知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平，X代表相關(guān)控制變量如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外直接投資流入、物質(zhì)資本、金融發(fā)展、研發(fā)投入、貿(mào)易開放度以及基礎(chǔ)設(shè)施投入。

（二）指標(biāo)度量。

1.文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度。本文對中國創(chuàng)意產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的測算借鑒Hausmand等[10](p1-25)方法，其基本思想源于以下兩方面：一是比較優(yōu)勢，該理論認(rèn)為開放條件下一國出口的產(chǎn)品種類取決于生產(chǎn)成本的比較優(yōu)勢，工資水平較高的國家傾向于出口技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品，而低工資水平國家傾向于出口低技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品；二是出口產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)，樣本國家的加權(quán)平均收入越高則產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度越高。首先分別計算六類創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度。其公式如下：

然后，計算國家j創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，其公式如下：

其中，TSIi表示第i類創(chuàng)意產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)，xji表示國家j對i類創(chuàng)意產(chǎn)品的出口額，Xj表示j國家創(chuàng)意產(chǎn)品的出口總額，Yj表示國家j的人均收入水平，ESj表示j國家創(chuàng)意產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)。表1為2016年39個樣本國際文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。由表中數(shù)據(jù)可知，2016年波蘭文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度最高為33434.93國際元。排名第二位和第三位的分別是荷蘭和丹麥。中國排名第五，為33059.61國際元。

2.知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)。已有研究大多將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)分為立法水平和執(zhí)法水平兩個方面，然后將兩者相乘計算其知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)，其中立法水平的度量通常參照G-P指數(shù)，考慮到G-P指數(shù)的間隔期長達(dá)5年，目前為止，G-P指數(shù)的更新到2005年，所以本文選取《全球競爭力報告》中知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)作為各國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

3.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平：一方面，文化產(chǎn)業(yè)屬于知識、資本密集型產(chǎn)業(yè)，該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要大量人才儲備與資本積累，只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)展到一定程度時，一國（地區(qū)）才具備這樣的條件。另一方面，由于文化產(chǎn)品的功能在于滿足人們的精神需求，只有一國（地區(qū)）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時，其消費(fèi)需求才比較旺盛，所以綜合以上兩點(diǎn)，一國（地區(qū)）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會顯著影響該國（地區(qū)）文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力（本文選取人均GDP作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量。數(shù)據(jù)來源于2009—2017中國統(tǒng)計年鑒）。

表1 2016年39個樣本國家（地區(qū)）文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度

表2 2016年39個樣本國家（地區(qū)）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平

4.對外直接投資流入。對外直接投資的流入能夠為東道國帶來大量的資本與先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，促進(jìn)東道國創(chuàng)新水平的提升，對于知識、資本密集型文化產(chǎn)業(yè)的影響尤為明顯。所以本文選取對外直接投資流入作為控制變量，以外直接投資流入/GDP的比例衡量該指標(biāo)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于WTO網(wǎng)站。

5.物質(zhì)資本。要素稟賦理論表明物質(zhì)資本充裕的國家（地區(qū)）在資本密集型行業(yè)的出口上具有比較優(yōu)勢，因而能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，提升其出口競爭力。本文以物質(zhì)資本占GDP的比例作為代理變量。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

6.金融發(fā)展。金融發(fā)展水平較高的地區(qū)往往擁有較為完善的金融體系，企業(yè)能夠以較低的成本便捷地獲取自身發(fā)展所需要的資金，從而變革技術(shù)提升其生產(chǎn)效率。文化產(chǎn)業(yè)具有資本、技術(shù)密集型的特征，其發(fā)展壯大尤其需要資金支持，因此金融發(fā)展是文化產(chǎn)業(yè)競爭力提升的關(guān)鍵因素。本文選取私人信貸占GDP的比例作為金融發(fā)展指標(biāo)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源世界銀行。

7.研發(fā)投入。大量研究表明研發(fā)投入是影響技術(shù)創(chuàng)新的重要指標(biāo)，研發(fā)投入較高的國家（地區(qū)）其創(chuàng)新水平較高，進(jìn)而能夠提升該國（地區(qū)）產(chǎn)品出口的競爭力。本文選取研發(fā)投入作為控制變量，并以樣本國家（地區(qū)）研發(fā)支出占GDP的比重作為衡量指標(biāo)。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

8.貿(mào)易開放度。一國（地區(qū)）貿(mào)易開放度的提升有利于該國（地區(qū)）文化產(chǎn)業(yè)參與國際分工，獲取先進(jìn)的技術(shù)與管理經(jīng)驗，提升文化產(chǎn)品的出口競爭力。本文選取該變量作為控制變量，以一國（地區(qū)）對外貿(mào)易總額占GDP的比例來衡量。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

表3 相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述分析

9.基礎(chǔ)設(shè)施。大量研究表明一國（地區(qū)）基礎(chǔ)設(shè)施的完善能夠有效降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提高企業(yè)生產(chǎn)效率水平。從而促進(jìn)產(chǎn)品的出口競爭力。因此本文選取基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)作為控制變量，以每百人中因特網(wǎng)使用人數(shù)作為代理變量。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

表3揭示了2008—2016年相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述分析，樣本數(shù)據(jù)表明39個樣本國家出口技術(shù)復(fù)雜指數(shù)存在較大差異，區(qū)分度較高。該指標(biāo)均值為30374，最大值為33434.93，最小值為27210.43。樣本國家的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平同樣存在差異，其均值為4.71，最大值為6.6，最小值是2.5，前者是后者的2倍多。另外，各國在對外直接投資、物質(zhì)資本、金融發(fā)展、研發(fā)投入、貿(mào)易開放度、基礎(chǔ)設(shè)施以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展等指標(biāo)上也存在差異。

三、實證分析檢驗

（一）基本回歸結(jié)果。

表4模型（1）與模型（2）基于OLS估計方法考察了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響，前者將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為唯一解釋變量，后者加入了相關(guān)控制變量，其結(jié)果表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠顯著影響文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度?？紤]到OLS估計方法存在局限性，本文繼而以隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型對上述結(jié)論進(jìn)行驗證，其中模型（3）和模型（4）反映了隨機(jī)效應(yīng)的回歸結(jié)果，模型（5）和模型（6）反映了固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，無論是運(yùn)用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，其回歸結(jié)果均表明OLS方法估計的穩(wěn)健性，即知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強(qiáng)能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。進(jìn)一步考慮其他控制變量本文發(fā)現(xiàn)對外直接投資的流入、資本的積累、金融發(fā)展、研發(fā)投資、基礎(chǔ)設(shè)施投資以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升均能顯著促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力的提升。但是對外開放度對文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不明顯。

表4 基本回歸結(jié)果

（二）工具變量回歸結(jié)果。

一國（地區(qū)）實施適度知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)不但能夠營造良好的競爭環(huán)境提高創(chuàng)新水平實現(xiàn)出口技術(shù)復(fù)雜度的提升，而且能夠吸引高水平FDI、進(jìn)口貿(mào)易從而達(dá)到依賴國外技術(shù)外溢優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)的目的。所以，適度知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠提升出口技術(shù)復(fù)雜度。但與此同時，出口技術(shù)復(fù)雜度水平更高的地區(qū)更加重視知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，才會進(jìn)一步完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系。因此，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度存在內(nèi)生性問題。解決這一問題的有效方法是尋找一個工具變量，該變量與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)高度相關(guān)，但獨(dú)立于文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。本文參照Hausman與Taylor（1981）對工具變量的處理方法，將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為內(nèi)生變量，并以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與GDP的滯后項為工具變量。其計量結(jié)果如表5所示：

表5 IV估計回歸結(jié)果

由表5工具變量回歸結(jié)果可知，整體而言，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的加強(qiáng)能夠顯著提升文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度。進(jìn)一步驗證了上述結(jié)論。針對六類細(xì)分行業(yè)，本文發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響存在較大差異。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化和自然遺產(chǎn)等文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著，可能的原因在于文化和自然遺產(chǎn)主要內(nèi)容是古董，古董是為人所珍視的古代器物，具有不可再生性，因此知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的提高無法促進(jìn)古董的出口技術(shù)復(fù)雜度。同樣，對外直接投資流入、物質(zhì)資本、金融發(fā)展、研發(fā)投入、基礎(chǔ)設(shè)施與人均GDP等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對文化和自然遺產(chǎn)等文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對表演和慶?；顒印⑺囆g(shù)和手工藝、書籍和報刊、音像和交互媒介、設(shè)計和創(chuàng)意服務(wù)等五類文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度均顯著為正，表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的加強(qiáng)有助于提升五類文化產(chǎn)品的出口競爭力。

（三）系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果。

新新貿(mào)易理論表明微觀企業(yè)進(jìn)入國外市場必須克服各種固定成本，隨著企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大，對當(dāng)?shù)厥袌龅恼J(rèn)知程度會不斷增加，貿(mào)易障礙會隨之縮小，所以企業(yè)的出口決策行為具有一定程度的連續(xù)性。換言之，一國（地區(qū)）的出口行為會受到上一期出口行為的影響。因此，本文將文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的滯后項作為一個自變量引入回歸方程，但是這種做法會使回歸結(jié)果產(chǎn)生內(nèi)生性問題，盡管運(yùn)用工具變量能在一定程度上克服這一問題，但是由于工具變量的準(zhǔn)確性存在不確定性，所以回歸結(jié)果的可靠性仍值得商榷，鑒于此，本文將進(jìn)一步引入GMM回歸方法，大量研究表明當(dāng)計量模型中出現(xiàn)自變量滯后項時，GMM回歸能夠有效地解決這一內(nèi)生性問題。GMM方法包括一階差分GMM與系統(tǒng)GMM，相對于一階GMM方法，系統(tǒng)GMM方法能夠提供更多的樣本信息，所以本文選取系統(tǒng)GMM方法，其具體做法是以上述工具變量為基礎(chǔ)進(jìn)行GMM估計。計量結(jié)果如表6所示。

表6系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的加強(qiáng)能夠顯著提升文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，與上述結(jié)論一致。另外，文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度具有顯著的連續(xù)性特征，即本期文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度顯著影響下一期。進(jìn)一步基于動態(tài)面板考察知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對六類細(xì)分文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度，本文發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化和自然遺產(chǎn)等文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著，其結(jié)論具有穩(wěn)健性。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的加強(qiáng)能夠顯著提升表演和慶?；顒印⑺囆g(shù)和手工藝、書籍和報刊、音像和交互媒介、設(shè)計和創(chuàng)意服務(wù)等五類文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度。

表6 系統(tǒng)GMM估計回歸結(jié)果

四、結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論。

本文基于最小二乘法（OLS）、工具變量法以及系統(tǒng)GMM方法并運(yùn)用2008—2018年Baci數(shù)據(jù)庫考察了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。本文發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的加強(qiáng)能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復(fù)雜度。進(jìn)一步考慮其他控制變量本文發(fā)現(xiàn)對外直接投資的流入、資本的積累、金融發(fā)展、研發(fā)投資、基礎(chǔ)設(shè)施投資以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升均能顯著促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力的提升。但是對外開放度對文化產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的影響不明顯。針對六類細(xì)分行業(yè)，本文發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響存在較大差異。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化和自然遺產(chǎn)等文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著，但是對表演和慶?；顒印⑺囆g(shù)和手工藝、書籍和報刊、音像和交互媒介、設(shè)計和創(chuàng)意服務(wù)等五類文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度均顯著為正，表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的加強(qiáng)有助于提升五類文化產(chǎn)品的出口競爭力。

（二）政策建議。

1.完善文化產(chǎn)業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系。本文實證部分表明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的加強(qiáng)能夠促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平，提升其出口競爭復(fù)雜度，所以應(yīng)該完善文化產(chǎn)業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系。2.對不同文化產(chǎn)業(yè)實施差異化的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體系。根據(jù)本文上述結(jié)論，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對文化和自然遺產(chǎn)等文化產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度影響不顯著，但是對表演和慶?；顒?、藝術(shù)和手工藝、書籍和報刊、音像和交互媒介、設(shè)計和創(chuàng)意服務(wù)等五類文化產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度均顯著為正，所以應(yīng)該加強(qiáng)五類文化產(chǎn)品的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度。3.完善文化產(chǎn)業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)評估與質(zhì)押體系。由于文化產(chǎn)業(yè)屬于知識密集型產(chǎn)業(yè)，該產(chǎn)業(yè)具有重創(chuàng)意但輕資產(chǎn)的特點(diǎn)，所以需要建立相關(guān)的評估及質(zhì)押體系從而緩解文化產(chǎn)業(yè)的融資約束，促進(jìn)其健康發(fā)展。4.本文實證部分表明外直接投資的流入、資本的積累、金融發(fā)展、研發(fā)投資、基礎(chǔ)設(shè)施投資以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升均能顯著促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)出口競爭力的提升，所以應(yīng)該廣泛吸納外商直接投資，積極尋求資本積累的渠道，加大金融發(fā)展力度，促進(jìn)研發(fā)與基礎(chǔ)設(shè)施投資，努力提升其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。