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作者简介：叶伟乐（1990—），男，汉族，浙江丽水市人，国际贸易学硕士，单位：南京财经大学国际经贸学院国际贸易学专业，研究方向：对外直接投资。
摘要：本文使用研发投入，技术创新，使用RCA指数来度量工业制造业贸易竞争力，使用人均GDP，FDI以及人力资本作为被解释变量，，分别使用协整分析和经典线性回归方程探究影响我国制造业贸易竞争力的因素，结果表明，在协整分析下，研发投入、人均GDP、FDI、和贸易竞争力有长期均衡关系。
关键词：技术创新；中国制造业；贸易竞争力一、问题的提出
自1978年改革开放以来，我国对外贸易出口额越来越大，从2000年1.2亿美元一直上升到2013年的4.16万亿美元，呈上升趋势，与此同时我国历年研发投入，也从2000年的1250亿元一直上升到2013年的6000亿元，总体成上升趋势。技术创新和对外贸易趋势都呈上升趋势，但我国贸易竞争力是否随着技术创新有所提升，这是个有争议的问题。部分学者认为我国当前总体贸易竞争力呈上升趋势的很大一部分原因在于技术创新推动了我国对外贸易竞争力，而也有一部分学者认为，我国对外贸易竞争力的提升并不是由于技术创新，我国的技术创新很大部分是工艺创新，而并没有研发创新，贸易竞争力提升的原因在于我国廉价的劳动生产力。因此技术创新是否对我国对外贸易竞争力有提升作用还需进行深入的研究。
二、相关文献综述
（三）国内外研究现状
赖明勇（1999）的研究显示对于劳动密集型产业，技术创新对出口竞争力的正向影响作用不显著，资本密集型产业的创新投入长期内对出口竞争力有显著的影响，但短期内不显著。余道先、刘海云（2005）从实证分析的结果看，国外专利申请授权数对我国出口贸易有着显著的正的影响，然而分析结果同样显示，我国国内专利申请授权数对我国出口贸易的影响不显著。Christine Greenhalgh（1996）则从传统测度变量和以技术创新与知识产权变量为代表的技术变量两方面分析了英国制造业出口中技术创新的作用机制，并充分注意到了对技术创新作用的分析采取更有针对性的细分行业的方法。Lall（2000）以及Schott（2006）等人对包括中国在内的发展中国家制成品出口的技术结构与绩效进行检验时发现动态学习效应可以改变出口商品结构的路径依赖性，获取竞争力。
三、机制分析
首先本国技术研发和国外技术溢出使我国技术创新能力增强，其中本文本国技术研发主要变现为研发投入，技术创新能力的提高，使产品创新能力和工艺技术创新能力得到提高，其中产品创新能力的提高主要表现在新产品的出现和产品质量的提高，而工艺创新则体现在生产率的提高，新产品出现，产品质量提高和生产效率的提高共同促进了工业制成品出口竞争优势的提高。
四、实证分析
（一）变量说明和数据处理
1.技术创新指标
本文技术创新指标中选择研发投入占GDP的比重（RD）作为技术创新指标，人均GDP量（GDP），FDI，作为控制变量。所选取的数据时间跨度为1995至2011年。数据来源为中国统计年鉴，为防止异方差性，均对数据做了对数处理。
2.贸易竞争力变量
贸易竞争力指标的衡量通常用显示性比较优势指数（RCA）。
Balassa指出i国j产业上的贸易竞争力可以由以下公式表示：RCAij=XijXitXwjXwt
其中若RCA指数小于0.8表明一国该产业的国际竞争力较弱。若RCA指数大于0.8小于1.25表明一国该产业具有中等竞争力，若RCA指数大于1.25小于2.5则表明一国该产业具有较强的竞争力，若RCA指数大于2.5，则表明一国该产业具有极强的竞争力。
RCA指数用于衡量一国产品出口相对于世界产品出口是否具有相对优势，相比于前面几种指数，它避免了由于国家总量波动和世界总量波动所带来的影响。
本文综上所述，决定选取RCA指数作为衡量贸易竞争力指标。
其他变量人均gdp和外商直接投资来源于中国统计年鉴，并做了对数处理，为消除异方差。
（二）实证分析
协整理论认为如果两个或多个非平稳序列之间的某一种线性组合是平稳的，那么就认为变量之间具有协整关系，也就是说两个或多个变量之间具有长期稳定关系。进行协整检验的前提是变量序列都是同阶单整的；非同阶单整的变量是不可以进行协整检验的。对于经过平稳性检验后认为非平稳但是其差分形式是平稳的序列来说，可以进行协整检验分析他们之间的协整关系。
首先对各时间序列进行平稳性检验，如果数据平稳，就使用线性回归模型进行分析，如果各时间变量不平稳，则不能用线性回归模型，否则会产生伪回归现象。本文使用ADF法进行时间的平稳性检验，检验结果发现原时间序列不平稳，一阶差分序列平稳。
如上表所示，进行协整检验需要同阶单整，各变量一阶差分均平稳，接下来使用协整分析方法，检验变量之间是否存在长期均衡关系。
协整检验结果如下：特征值迹统计量临界值（5%）协整方程个数094128236982没有*08377024786至多一个*07228893980至多两个变量之间只存有一个且只有一个协整方程，因此本文的变量lnrca，lnrd，lngdp，lnfdi之间存在唯一的协整关系。即协整方程为：lnrca=-0737609+0092332lnrd+0007581lngdp+0062768lnfdi
协整分析结果显示我国本土技术发展对制造业贸易竞争力有长期均衡关系，这表明技术是提升我国制造业贸易竞争力的关键。其中在其他条件不变的情况下，研发投入即lnrd增加一个单位则制造业贸易竞争力就增加0092332个单位，国内生产总值即lngdp增加一个单位，则制造业贸易竞争力就增加0007581个单位，外商直接投资lnfdi增加一个单位则制造业贸易竞争力就会增加0062768其中我们可以看到，研发投入作用最大，FDI的技术溢出效应其次，代表有效的研发。因此对贸易竞争力的作用也比较大，而回归结果显示gdp对制造业贸易竞争力的作用是最小的，这可能的是因为，我国经济的增长更多的是靠贸易的量，而不是靠贸易的质量，人均生活水平的提高，对于社会消费的要求也高，因此对于出口的要求也有所减少。
五、建议意见
在后危机时代，世界经济发展还不是很平稳，要真正做到外贸平稳发展，不单单要考虑外需，更是要提高自身的贸易竞争力。我国工业制成品出口贸易竞争力与技术创新具有较强的关联性，其中研发投入是在所有计量方法中显著的一种变量，我国因此要加大对研发的投入，缩小与发达国家之间的差距，真正意义上做到科技创新强国。（作者单位：南京财经大学）
参考文献：
[1]汪琦.本土技术创新、外国技术溢出与我国造业贸易竞争优势互动性的实证分析[J].国际贸易问题，2007（11）.
[2]林琳.技术创新、贸易竞争优势与出口绩效的实证研究-以山东省为例[J].国际贸易问题，2008（11）.
[3]王明严.技术创新对我国高技术产品贸易竞争力影响的研究.2006（11）.
[4]周京.技术创新与我国出口贸易之间关系的研究.2002（2）.
[5]余道先.我国自主创新能力对出口贸易的影响研究_基于专利授权量的实证[J].国际贸易问题，2008（03）.
[6]姚利民.技术创新促进中国出口贸易的实证研究[J].国际商务研究，2007（03）
[7]魏龙.技术创新对中国高技术产品出口影响的实证分析[J].国际贸易问题，2005（12.）
摘要：本文使用研发投入，技术创新，使用RCA指数来度量工业制造业贸易竞争力，使用人均GDP，FDI以及人力资本作为被解释变量，，分别使用协整分析和经典线性回归方程探究影响我国制造业贸易竞争力的因素，结果表明，在协整分析下，研发投入、人均GDP、FDI、和贸易竞争力有长期均衡关系。
关键词：技术创新；中国制造业；贸易竞争力一、问题的提出
自1978年改革开放以来，我国对外贸易出口额越来越大，从2000年1.2亿美元一直上升到2013年的4.16万亿美元，呈上升趋势，与此同时我国历年研发投入，也从2000年的1250亿元一直上升到2013年的6000亿元，总体成上升趋势。技术创新和对外贸易趋势都呈上升趋势，但我国贸易竞争力是否随着技术创新有所提升，这是个有争议的问题。部分学者认为我国当前总体贸易竞争力呈上升趋势的很大一部分原因在于技术创新推动了我国对外贸易竞争力，而也有一部分学者认为，我国对外贸易竞争力的提升并不是由于技术创新，我国的技术创新很大部分是工艺创新，而并没有研发创新，贸易竞争力提升的原因在于我国廉价的劳动生产力。因此技术创新是否对我国对外贸易竞争力有提升作用还需进行深入的研究。
二、相关文献综述
（三）国内外研究现状
赖明勇（1999）的研究显示对于劳动密集型产业，技术创新对出口竞争力的正向影响作用不显著，资本密集型产业的创新投入长期内对出口竞争力有显著的影响，但短期内不显著。余道先、刘海云（2005）从实证分析的结果看，国外专利申请授权数对我国出口贸易有着显著的正的影响，然而分析结果同样显示，我国国内专利申请授权数对我国出口贸易的影响不显著。Christine Greenhalgh（1996）则从传统测度变量和以技术创新与知识产权变量为代表的技术变量两方面分析了英国制造业出口中技术创新的作用机制，并充分注意到了对技术创新作用的分析采取更有针对性的细分行业的方法。Lall（2000）以及Schott（2006）等人对包括中国在内的发展中国家制成品出口的技术结构与绩效进行检验时发现动态学习效应可以改变出口商品结构的路径依赖性，获取竞争力。
三、机制分析
首先本国技术研发和国外技术溢出使我国技术创新能力增强，其中本文本国技术研发主要变现为研发投入，技术创新能力的提高，使产品创新能力和工艺技术创新能力得到提高，其中产品创新能力的提高主要表现在新产品的出现和产品质量的提高，而工艺创新则体现在生产率的提高，新产品出现，产品质量提高和生产效率的提高共同促进了工业制成品出口竞争优势的提高。
四、实证分析
（一）变量说明和数据处理
1.技术创新指标
本文技术创新指标中选择研发投入占GDP的比重（RD）作为技术创新指标，人均GDP量（GDP），FDI，作为控制变量。所选取的数据时间跨度为1995至2011年。数据来源为中国统计年鉴，为防止异方差性，均对数据做了对数处理。
2.贸易竞争力变量
贸易竞争力指标的衡量通常用显示性比较优势指数（RCA）。
Balassa指出i国j产业上的贸易竞争力可以由以下公式表示：RCAij=XijXitXwjXwt
其中若RCA指数小于0.8表明一国该产业的国际竞争力较弱。若RCA指数大于0.8小于1.25表明一国该产业具有中等竞争力，若RCA指数大于1.25小于2.5则表明一国该产业具有较强的竞争力，若RCA指数大于2.5，则表明一国该产业具有极强的竞争力。
RCA指数用于衡量一国产品出口相对于世界产品出口是否具有相对优势，相比于前面几种指数，它避免了由于国家总量波动和世界总量波动所带来的影响。
本文综上所述，决定选取RCA指数作为衡量贸易竞争力指标。
其他变量人均gdp和外商直接投资来源于中国统计年鉴，并做了对数处理，为消除异方差。
（二）实证分析
协整理论认为如果两个或多个非平稳序列之间的某一种线性组合是平稳的，那么就认为变量之间具有协整关系，也就是说两个或多个变量之间具有长期稳定关系。进行协整检验的前提是变量序列都是同阶单整的；非同阶单整的变量是不可以进行协整检验的。对于经过平稳性检验后认为非平稳但是其差分形式是平稳的序列来说，可以进行协整检验分析他们之间的协整关系。
首先对各时间序列进行平稳性检验，如果数据平稳，就使用线性回归模型进行分析，如果各时间变量不平稳，则不能用线性回归模型，否则会产生伪回归现象。本文使用ADF法进行时间的平稳性检验，检验结果发现原时间序列不平稳，一阶差分序列平稳。
如上表所示，进行协整检验需要同阶单整，各变量一阶差分均平稳，接下来使用协整分析方法，检验变量之间是否存在长期均衡关系。
协整检验结果如下：特征值迹统计量临界值（5%）协整方程个数094128236982没有*08377024786至多一个*07228893980至多两个变量之间只存有一个且只有一个协整方程，因此本文的变量lnrca，lnrd，lngdp，lnfdi之间存在唯一的协整关系。即协整方程为：lnrca=-0737609+0092332lnrd+0007581lngdp+0062768lnfdi
协整分析结果显示我国本土技术发展对制造业贸易竞争力有长期均衡关系，这表明技术是提升我国制造业贸易竞争力的关键。其中在其他条件不变的情况下，研发投入即lnrd增加一个单位则制造业贸易竞争力就增加0092332个单位，国内生产总值即lngdp增加一个单位，则制造业贸易竞争力就增加0007581个单位，外商直接投资lnfdi增加一个单位则制造业贸易竞争力就会增加0062768其中我们可以看到，研发投入作用最大，FDI的技术溢出效应其次，代表有效的研发。因此对贸易竞争力的作用也比较大，而回归结果显示gdp对制造业贸易竞争力的作用是最小的，这可能的是因为，我国经济的增长更多的是靠贸易的量，而不是靠贸易的质量，人均生活水平的提高，对于社会消费的要求也高，因此对于出口的要求也有所减少。
五、建议意见
在后危机时代，世界经济发展还不是很平稳，要真正做到外贸平稳发展，不单单要考虑外需，更是要提高自身的贸易竞争力。我国工业制成品出口贸易竞争力与技术创新具有较强的关联性，其中研发投入是在所有计量方法中显著的一种变量，我国因此要加大对研发的投入，缩小与发达国家之间的差距，真正意义上做到科技创新强国。（作者单位：南京财经大学）
参考文献：
[1]汪琦.本土技术创新、外国技术溢出与我国造业贸易竞争优势互动性的实证分析[J].国际贸易问题，2007（11）.
[2]林琳.技术创新、贸易竞争优势与出口绩效的实证研究-以山东省为例[J].国际贸易问题，2008（11）.
[3]王明严.技术创新对我国高技术产品贸易竞争力影响的研究.2006（11）.
[4]周京.技术创新与我国出口贸易之间关系的研究.2002（2）.
[5]余道先.我国自主创新能力对出口贸易的影响研究_基于专利授权量的实证[J].国际贸易问题，2008（03）.
[6]姚利民.技术创新促进中国出口贸易的实证研究[J].国际商务研究，2007（03）
[7]魏龙.技术创新对中国高技术产品出口影响的实证分析[J].国际贸易问题，2005（12.）