1. 引言
随着经济全球化进程的加快，国际贸易格局也在不断改变，以技术知识密集型商品为代表的高技术产品的竞争优势日益凸显 [1] [2]，在世界贸易结构中开始占据主导地位，各国纷纷大力发展本国高技术产业 [3]，以求在新一轮国际竞争中赢得先机，抢占全球价值链的制高点 [4] [5]。
老挝主动顺应知识经济的时代潮流，积极发展本国高技术产业，高技术产品出口额连续十几年保持高速增长：2001年老挝高技术产品出口额为4.65亿美元，到2017年11月已达到40.25亿美元 [6]，较2001年增长了6.57倍，年均增长率达到12.16%，远高于同期6.7%的GDP平均增长率 [7]。但是，贸易大国并不等于贸易强国，老挝高技术产品出口仍存在贸易结构单一 [8]、出口市场过度集中、加工贸易占比过高等弊端，整体出口竞争力不容乐观 [9]。另一方面，高新技术产业的培育和发展需要有强大的技术创新能力和知识创造能力作基础 [10] [11]，知识产权保护的重要性不言而喻 [12]，很多发达国家在大力推进知识产权战略的同时也建立了比较完善的知识产权保护体系 [13]。
2. 数据来源，模型的构建与变量定义
2.1. 数据来源与模型的构建
本文选取菲莎研究所EFW数据库2002~2020的老挝知识产权保护水平(GP)指数以及刘洪铎、张建武(2018)在文章《中国产业出口产品质量的测度及其跨国比较研究》中测算的老挝高新技术产品出口质量的相关年度数据作为数据样本。通过Stata软件进行知识产权保护对老挝高新技术产品出口质量影响的实证分析。首先通过ADF检验了数据的平稳性，再通过协整检验来分析了知识产权保护与高新技术产品出口质量存在的直接关系。本文主要采用Var模型来分析知识产权保护与高新技术产品出口之间的相互影响关系 [14]。
在以往的知识产权保护对贸易影响的研究中，关于知识产权保护与高新技术出口质量的研究相对较少，而且些成果主要都集中于定性分析层面，较少对知识产权保护水平(GP)指数与高新技术产品出口质量(EQHP)增长之间的关系展开实证研究 [15]。目前查阅到的几篇研究成果的数据都局限在2008年~2016年期间，数据区间与数据个数对实证研究的有效性直到限制作用。本文所研究的数据主要是2002~2020年的数据，选取的年份较多，不容易出现遗漏的问题，且当样本容量较大的时候，可以提高估计的精度。
根据前面的分析，本文将模型设定为：
其中，EQHP表示的是高新技术产品的出口质量，也是被解释变量。t表示的是时间，EQHPt表示的是在t时期老挝高新技术产品出口质量，数值越高，表示老挝高新技术出口产量越高；GP表示的是老挝知识产权保护强度，数值越大表示知识产权保护的强度越大；ISP表示的是老挝知识产权保护的行业结构，用来衡量老挝在知识产权保护上的倾斜性，数值取的某行业知识产权保护数量与整体知识产权保护数量的比值；GPC指的是知识产权保护知识的变化，取值为知识产权保护指数GP在一定时期之内的变化值；GPR指的是老挝对高新技术产权的保护占总体知识产权保护的比率，主要是用来衡量是否对高新技术产业的知识产权保护越多，其出口的质量就越高；HHI和HES是本文的调节变量，分别表示高新技术出口的集中度和高新技术产品的出口国地位；
表示的是系数，b表示的是常数，即随机干扰项 [16]。
2.2. 变量定义
变量定义表如表1所示。
1) 被解释变量指标：EQHP
高新技术产品出口质量(Export quality of High-tech products)，该指标反映的是一个国家高新技术产品出口水平的指标。
2) 与知识产权保护相关的指标：GP指数
本文选取吉纳特和帕克(Ginarte Park)对知识产权保护强度的测算指标作为衡量老挝知识产权保护程度的相关指数，主要反映老挝知识产权保护的变化。
3) 与知识产权保护行业结构相关的指标：ISP
行业不同，知识产权保护的难易程度也不一样，国家会根据行业特点对某些行业实施重点保护，而不同行业的知识产权保护也会对高新技术产品出口质量造成不一样的影响。本文将这种不同归纳为知识产权保护的行业结构的不同，主要用来反映不同行业知识产权保护对高新技术产品出口造成的不同影响。
4) 与知识产权保护水平指数变化相关的指标：GPC本文选用知识产权保护水平指数变化率(GPC)来反映老挝知识产权保护水平指数的变化状况。
5) 与高新技术知识产权保护与整体知识产权保护比率有关的指标：GPR
知识产权保护分为很多种类型，其中高新技术知识产权保护作为知识产权保护的一部分，是进行整体保护能够促进高新技术产品出口质量还是对高新技术知识产权进行重点保护更能促进出口质量，这也是需要考虑的问题。
6) 与高新技术出口集中度相关指标：HHI
赫芬达尔-赫希曼指数(Herfindahl-Hirschman Index，简称HHI)，简称赫芬达尔指数，是一种测量投资集中度的综合指数。它是指一个行业中各市场竞争主体所占行业总收入或总资产百分比的平方和，用来计量市场份额的变化，即市场中投资规模的离散度。
7) 与高新技术产品出口国地位相关指标：HES
此指标是老挝高新技术出口某一个国家金额与老挝GDP的比值，来衡量矿产品出口国家所处地位 [17]。
3. 研究假设
本文假设：
1) 在一定程度内，老挝知识产权保护能够显著提升高新技术产品出口质量，即在一定范围内，知识产权保护与高新技术产品出口质量呈正相关。
2) 不同行业的知识产权保护会对高新技术产品出口质量造成不同的影响，且对当前占高新技术产品出口比重较大的行业进行知识产权的重点保护能够显比占比较小的行业更能对高新技术产品出口质量造成促进作用。
3) 对高新技术行业进行重点保护对高新技术产品出口质量的作用最为显著。
从前文的各项分析来看，大部分学者提出的关于知识产权保护和贸易出口之间的都是呈现正相关的，这是由于知识产权保护能够促进高新技术的发展，使更多企业开始重视知识产权权的积累，进而促进高新技术产品出口，一段时间内这种现象对高新技术产品出口的作用较为明显，但是随着竞争者的加入或者是贸易壁垒和反倾销等政策的阻碍，可能会导致高新技术产品出口质量停滞不前甚至是出现副作用 [18]。
4. 实证模型检验分析
4.1. 变量描述性统计
为了更好地了解变量的相关特征，对解释变量和被解释变量做了描述性统计，结果如表2所示：(以下所有数据都是通过Stata软件计算，故不再标注数据来源。)
Table 2. Statistical eigenvalues of explanatory variables and explained variables
表2. 解释变量与被解释变量统计特征值
4.2. 变量相关性检验
由表3可知，被解释变量EQHP与知识产权保护强度、高新技术知识产权保护与整体知识产权保护的比率、出口国地位均存在正相关性，并且都通过了5%的显著性水平检验。但相关分析只是简单研究两两变量之间的相关关系，未加入其他控制变量，主要的结果还需要后文进行回归分析验证。另外，解释变量与控制变量之间的相关性均较小，除了HES与HHI的相关系数为0.6204外，其余变量间的相关系数的绝对值均在0.5以下，小于0.6，可以推断模型中不存在严重的多重共线性问题。
Table 3. Correlation coefficients between sample variables
表3. 样本变量间的相关系数
注：*见表示通过5%的显著性水平检验。
4.3. 平稳性检验
非平稳序列将会导致伪回归以及t检验失效等一系列问题，所有在做回归之前需要对数据进行单位根检验，见表4。
可以发现每个变量都在0.01的水平上拒绝原假设，即每个变量都不存在单位根，即我们接下来可以直接对数据进行回归。
4.4. 豪斯曼检验
为了检验模型适合随机效应模型还是更适合固定效应，所以模型一接受原假设，采用随机效应模型，模型二应该理解为拒绝原假设，采用固定效应模式，我们这里用Stata软件实施了豪斯曼检验，原假设与备择假设是：
H0：个体效应与回归变量无关，应建立个体随机效应回归模型
H1：个体效应与回归变量相关，应建立个体固定效应回归模型
由表5可知，豪斯曼的检验结果显示在1%的显著性水平下拒绝原假设，即固定效应和随机效应的效果之间存在显著差异，固定效应的效果较好，即我们应该先估计固定效应。
Table 5. Hausman test results of empirical model
表5. 实证模型豪斯曼检验结果
4.5. 回归结果分析
实验结果如表6所示：
Table 6. Model regression coefficient table
表6. 模型回归系数表
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平显著。
从表6可以大致看出模型拟合度较好，此外其F值得显著性也是通过的。
首先用ADF检验来分析变量的平稳性，检验结果为表7。
注：检测类型(c，T，L)中，c为常数项，T为趋势项，L为滞后项。
经过ADF检验，老挝的高新技术产品出口质量(EQHP)增长率检验结果不平稳，其他变量结果均平稳。在单位根的检验中，发现EQHP存在不平稳性，经过检验分别对EQHP年度环比增长率作一阶差分。然后对GP，ΔEQHP作ADF检验，经检验数据都平稳。
其中根据上述ADF检验得到结论，分别对应出相应的之后阶数p值。
为了使ADF检验检验的结果更加明显，本文做出GP对EQHP数据的单位圆检验，结果如图1所示，数据描点都处于单位圆内部，说明处理之后的EQHP环比年度数据均平稳。
Figure 1. MPES unit circle test for GDP
图1. MPES对GDP的单位圆检验
根据ADF检验的结果以及协整检验需要满足的条件分析得出：GP和EQHP之间可能存在长期协整关系，因此，下一步将进行协整检验 [19]。
通过上述ADF检验可以预计，GP与它的EQHP之间存在长期稳定关系，同时经过ADF检验，ΔEQHP为一阶滞后，满足协整检验的条件。本文采用Johansen检验方法检验EP与ΔEQHP之间的协整关系。下面是检验结果。
MPES对ΔGDP和的协整检验，分析结果如表8所示(置信水平95%)：
Table 8. Cointegration test of EP on the sum of ΔEQHP
表8. EP对ΔEQHP和的协整检验
数据来源：作者根据stata计算得出。
由表8可以看出，协整秩为0时拒绝原假设，协整秩为1时接受原假设，即说明EP和EQHP之间有协整关系。符合本文研究的外商直接投资会对一国货物贸易产生影响的结论。本文开始进行下面的实证分析。
利用Stata软件进行格兰杰因果检验，格兰杰因果检验主要是检验两个变量之间是否存在着因果关系，见表9。
Table 9. Granger causality test results
表9. 格兰杰因果检验结果
数据来源：作者根据stata计算得出。
从表9能够看出，通过格兰杰因果检验，可以得出EP是EQHP的格兰杰因。两者存在互相影响的双向关系。上面分析结果可以解释为，知识产权保护与高新技术产品出口质量之间存在正相关关系，因此，知识产权保护对高新技术产品出口具有促进作用。同时，高新技术产品出口质量增长对知识产权的保护影响效果并不显著，也就是说，高新技术产品出口质量对知识产权保护没有产生显著影响。
从上面的述格兰杰因果检验分析可以得出结论，GP是老挝EQHP的格兰杰因，在此基础上，为了对GP和EQHP两个变量之间的相互影响关系做进一步分析，本文做了脉冲函数分析。
图2为出外GP对EQHP年度环比增长率滞后两期的脉冲函数分析图，图2显示出，给GP一个正向冲击，EQHP值在1~3期有一个正向反应，在第3期GP对EQHP的促进作用有所回落，之后的4~9期GP对EQHP的影响始终处于正值，直到第9期后开始递减为0。这次脉冲分析结果比较理想，同前文进行的定性分析结果保持一致。
Figure 2. Impulse response of GP to EQHP
图2. GP对EQHP的脉冲响应图
基于上面的脉冲响应分析，本文通过Stata软件来进行方差分解分析，进一步分析GP和EQHP两个变量之间存在的长期相互影响程度，表10分别为GP和EQHP的方差分解结果。
从表10的方差分解结果显示，对GP进行方差分解时，GP对EQHP的影响相对比大，说明GP对EQHP存在一定影响关系。EQHP在第五期开始的变动逐渐趋于稳定，对EQHP的影响程度保持在大约11%，影响的时间保持相对稳定。
5. 研究结果
本文运用知识产权保护以及技术贸易相关理论，结合多元线性回归方程对知识产权保护对老挝高新技术产品出口质量的影响做了实证分析，具体的研究结论有以下几个方面：
1) 通过实证研究发现，知识产权的保护与老挝高新技术产品出口质量存在正相关性，这表明，在知识产权保护对高新技术产品出口质量的影响中，一国加强知识产权保护导致的自主创新增加和从扩大的国际合作中获得的技术溢出效应的增加导致的技术水平提升效应占据了主导地位，最终提升了该国的高新技术产品出口质量。因此，为提高一国的技术水平和出口竞争优势，一国应当逐步加强知识产权保护强度，获取创新和技术溢出的效果。
2) 对不同的行业实施不同力度的知识产权保护会对高新技术产品出口质量产生不一样的影响。实证证明，对目前在高新技术产品出口中占比较高的行业的知识产权力度明显高于占比较低的行业，这主要是因为占比较高的行业其对经济增长的贡献较大，而且竞争压力较大，所以对知识产权更为重视。
3) 从稳健性检验结果来看，得到的结论与之前一致，且保持显著，表明所得结论是稳健及可靠的。此外，由于模型存在较为明显的内生性问题，笔者选取了滞后回归方法和工具变量方法对模型进行重新检验。滞后回归的结论与之前一致，表明文章的结论是可靠的。
本文的研究虽然取得了一定的成果，但是仍然存在不足的地方。一方面是受限于本人的写作水平，而且在文章的数学建模部分，本人水平有限，只能借助前人研究的结果，并在相关模型上进行改进；另一方面，在数据的获取上，本人主要使用了老挝统计年鉴数据库的数据与世界银行数据库(World Bank database)，在各方面的对比下，大多数数据选择了统计年鉴数据库的数据，某些方面的数据不是很充足，而且存在一定的片面性，所以得出的结论也存在一定的片面性，希望后面研究类似主题的学者们能够在这几个方面进行完善。