服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易、自主研發(fā)對(duì)我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響

謝燕紅 徐 妍、2

（1.新疆師范大學(xué)商學(xué)院 新疆烏魯木齊 830099；2.絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究中心 新疆烏魯木齊 830017）

改革開放后，我國(guó)憑借勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)積極承接國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，通過(guò)發(fā)展加工貿(mào)易迅速嵌入全球產(chǎn)業(yè)鏈，實(shí)現(xiàn)中國(guó)制造業(yè)由小變大的轉(zhuǎn)變。然而，國(guó)際金融危機(jī)的爆發(fā)導(dǎo)致歐美日等發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)市場(chǎng)需求疲軟，全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇遲緩。與此同時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展也內(nèi)生性地引起傳統(tǒng)要素成本優(yōu)勢(shì)減弱，加之國(guó)內(nèi)人口紅利勢(shì)微，進(jìn)一步削弱中國(guó)制造業(yè)融入經(jīng)濟(jì)全球化的傳統(tǒng)競(jìng)爭(zhēng)力，反映出中國(guó)制造業(yè)大而不強(qiáng)的問(wèn)題。加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，培育競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)，是中國(guó)制造業(yè)在開放經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的必由之路，技術(shù)優(yōu)勢(shì)是制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的核心和基礎(chǔ)。一方面，技術(shù)優(yōu)勢(shì)可以通過(guò)自主研發(fā)實(shí)現(xiàn)，但需要企業(yè)持續(xù)重視擴(kuò)大研發(fā)資金和人才投入，才能形成技術(shù)進(jìn)步的持續(xù)內(nèi)生機(jī)制。不同行業(yè)的技術(shù)更新周期不同、企業(yè)平均規(guī)模有差異，這些因素都意味著，通過(guò)自主研發(fā)塑造技術(shù)優(yōu)勢(shì)需要考慮行業(yè)異質(zhì)性因素；另一方面，引進(jìn)甚至買斷國(guó)外先進(jìn)技術(shù)也是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的方式，這種外生方式節(jié)約企業(yè)研發(fā)成本，但也容易造成技術(shù)依賴，喪失技術(shù)自主性從而影響國(guó)家經(jīng)濟(jì)安全，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易作為制造業(yè)的中間投入，所含的技術(shù)、人力資本和成本效應(yīng)可以提升產(chǎn)品質(zhì)量與技術(shù)水平，提高產(chǎn)品的生產(chǎn)效率，促進(jìn)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力提升。

本文利用2005-2019年數(shù)據(jù)，嘗試采用貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)測(cè)算顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)衡量制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)，以反映中國(guó)制造業(yè)的出口貿(mào)易利得，并對(duì)制造業(yè)進(jìn)行技術(shù)層次分類，以考察自主研發(fā)對(duì)制造業(yè)技術(shù)層次影響效應(yīng)異質(zhì)性。

服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易、自主研發(fā)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響實(shí)證研究

（一）變量選取和說(shuō)明

被解釋變量：貿(mào)易增加值顯示性比較優(yōu)勢(shì)（NRCA）。傳統(tǒng)的貿(mào)易總值測(cè)度RCA指標(biāo)太過(guò)籠統(tǒng)，因此對(duì)顯示性比較優(yōu)勢(shì)指標(biāo)采用貿(mào)易增加值的方法統(tǒng)計(jì)，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以便真實(shí)反映產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)及貿(mào)易利得。對(duì)此，借鑒劉宇昂（2019）貿(mào)易增加值制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力公式：

其中，NRCA表示以貿(mào)易增加值出口額測(cè)算的RCA指數(shù)，DVA表示j國(guó)i產(chǎn)業(yè)出口中的國(guó)內(nèi)貿(mào)易增加值出口額，DVA表示j 國(guó)的國(guó)內(nèi)貿(mào)易增加值總出口額，DVA表示世界i產(chǎn)業(yè)總出口中的國(guó)內(nèi)貿(mào)易增加值，DVA表示世界的國(guó)內(nèi)貿(mào)易增加值總出口額。由于OECD-TiVA數(shù)據(jù)庫(kù)貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)目前更新至2015年，因此，被解釋變量2005-2015年貿(mào)易增加值NRCA數(shù)據(jù)來(lái)源OECDTiVA 數(shù)據(jù)庫(kù)，2016-2019年的NRCA指數(shù)運(yùn)用傳統(tǒng)總值的數(shù)據(jù)計(jì)算得出，數(shù)據(jù)來(lái)源UNcomtrade 數(shù)據(jù)庫(kù)。

解釋變量：服務(wù)業(yè)進(jìn)口貿(mào)易（STI），以服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于UNcomtrade；自主研發(fā)（RD），用自主研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占銷售收入比重表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；外商直接投資（FDI），以制造業(yè)實(shí)際利用外資額衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

本文選取的指標(biāo)數(shù)據(jù)部分?jǐn)?shù)值較大，對(duì)其進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，服務(wù)進(jìn)口（STI ）取對(duì)數(shù)為lnSTI，外商直接投資（FDI ）取對(duì)數(shù)為lnFDI。由于選取的指標(biāo)均為時(shí)間序列，為防止偽回歸的出現(xiàn)，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采取ADF檢驗(yàn)方法對(duì)指標(biāo)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如表1所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，NRCA、lnSTI、RD 和lnFDI 均為一階單整。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)ADF 檢驗(yàn)結(jié)果可知，NRCA、lnSTI、RD和lnFDI均為一階單整。符合協(xié)整檢驗(yàn)前提條件，于是進(jìn)一步利用johansen檢驗(yàn)法判斷變量是否具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。如表2所示，協(xié)整秩跡檢驗(yàn)在5%的顯著性水平上拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)，但無(wú)法拒絕“協(xié)整秩為2”的原假設(shè)，表明四個(gè)變量之間存在2個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

（三）向量誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)僅檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)，但大多數(shù)變量之間也存在短期的波動(dòng)，誤差修正模型則可以很好地反映變量之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系。同時(shí)，誤差修正模型可以彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，既可以通過(guò)誤差修正模型解釋長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的具體影響程度，又可以反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的程度。為考察變量之間短期關(guān)系和長(zhǎng)期均衡影響的程度與方向，構(gòu)建d（NRCA）為被解釋變量，d（lnSTI）、d（RD）和d（lnFDI）為解釋變量的誤差修正模型，見公式（1），誤差修正模型結(jié)果見表3。

表3 誤差修正模型結(jié)果

式（1）中，β為差分算符，βecm（-1）為誤差修正項(xiàng)，β 系數(shù)大小反映對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，NRCA（-1）、lnSTI（-1）、RD（-1）、和lnFDI（-1）均代表變量滯后一期，cons 為常數(shù)項(xiàng)。

由表3可知，ecm（-1） 系數(shù)為-0.726且通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明當(dāng)短期波動(dòng)使制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力與服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易、自主研發(fā)和外商直接投資協(xié)整關(guān)系時(shí)，由這些變量所構(gòu)成的系統(tǒng)將通過(guò)自發(fā)調(diào)節(jié)機(jī)制對(duì)偏離狀態(tài)進(jìn)行修正，修正速度接近0.73，其經(jīng)濟(jì)含義為73%的協(xié)調(diào)度偏離量將在下一期被修正，從而使制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力與服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易、自主研發(fā)和外商直接投資重新恢復(fù)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。通過(guò)模型實(shí)證結(jié)果來(lái)看，自主研發(fā)投入、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易和外商直接投資對(duì)中國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響結(jié)果為正且均通過(guò)10%的顯著性水平，說(shuō)明短期內(nèi)自主研發(fā)、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易和外商直接投資對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力提升均具有積極的促進(jìn)作用，自主研發(fā)投入、服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易額和外商直接投資每增加1%，中國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力將分別提升0.482%、0.177%和0.054%。

由誤差修正模型也可得到以NRCA 為被解釋變量的長(zhǎng)期協(xié)整方程，見公式（2），協(xié)整關(guān)系結(jié)果見表4。

表4 協(xié)整方程結(jié)果

表4顯示，常數(shù)項(xiàng)系數(shù)顯著性水平在模型中沒(méi)有顯示，但不影響最終結(jié)果，而解釋變量的系數(shù)估計(jì)值均通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)。具體含義為，當(dāng)其它變量不變時(shí)，服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易與自主研發(fā)投入增大1個(gè)百分點(diǎn)，增加值出口競(jìng)爭(zhēng)力分別平均增長(zhǎng)0.16、2.39個(gè)百分點(diǎn)，其主要原因是中國(guó)進(jìn)口的服務(wù)本身具有較高的生產(chǎn)率和質(zhì)量，通過(guò)替代國(guó)內(nèi)低效率、低質(zhì)量服務(wù)，帶動(dòng)制造業(yè)生產(chǎn)力和技術(shù)投入提高，提升制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力；且高質(zhì)量和低價(jià)格的服務(wù)進(jìn)口也可以降低企業(yè)的成本要素，增加企業(yè)利潤(rùn)，進(jìn)而企業(yè)有能力優(yōu)化資源配置，促進(jìn)生產(chǎn)率提高；自主研發(fā)投入增強(qiáng)，一方面通過(guò)提高生產(chǎn)效率和降低成本提高出口產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，另一方面自主研發(fā)投入強(qiáng)度高，增加制造業(yè)企業(yè)開發(fā)新技術(shù)、新產(chǎn)品，提高制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)一步提升制造業(yè)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力；外商直接投資增大1個(gè)百分點(diǎn)，出口競(jìng)爭(zhēng)力平均降低0.16個(gè)百分點(diǎn)，原因是外商直接投資對(duì)中國(guó)本土的資本有一定的擠出效應(yīng)，且外商直接投資雖通過(guò)技術(shù)外溢途徑提升我國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力，但跨國(guó)公司對(duì)核心技術(shù)的保護(hù)抑制我國(guó)核心技術(shù)的研發(fā)，導(dǎo)致出口競(jìng)爭(zhēng)力的減弱。

自主研發(fā)對(duì)不同技術(shù)層次制造業(yè)行業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響實(shí)證研究

為進(jìn)一步考察自主研發(fā)對(duì)中國(guó)制造業(yè)行業(yè)技術(shù)層次影響效應(yīng)異質(zhì)性，首先，將所使用數(shù)據(jù)中制造業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行統(tǒng)一，將制造業(yè)細(xì)分為12個(gè)行業(yè)，并進(jìn)一步參照OECD 對(duì)技術(shù)強(qiáng)度的定義與分類，將制造業(yè)行業(yè)依次分為低技術(shù)制造業(yè)、中技術(shù)制造業(yè)和高技術(shù)制造業(yè)，見表5。其次，使用行業(yè)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建面板模型，從整體和分技術(shù)層次進(jìn)行實(shí)證分析自主研發(fā)對(duì)中國(guó)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響方向和程度，研究期限為2005-2019年。

表5 基于技術(shù)分類的制造業(yè)行業(yè)對(duì)照表

（一）相關(guān)變量說(shuō)明

被解釋變量：制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。以貿(mào)易增加值顯示性比較優(yōu)勢(shì)（NRCA ）衡量。

核心解釋變量：自主研發(fā)投入（RD）。以規(guī)模以上工業(yè)分行業(yè)自主研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入占銷售收入比重衡量，自主研發(fā)數(shù)據(jù)來(lái)源《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，銷售收入來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

控制變量：研發(fā)人員引入（RDp），以規(guī)模以上工業(yè)分行業(yè)研發(fā)人員全是當(dāng)量衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；技術(shù)引進(jìn)（TE），以規(guī)模以上工業(yè)分行業(yè)引進(jìn)國(guó)外技術(shù)經(jīng)費(fèi)和吸收消化經(jīng)費(fèi)支出之和占銷售收入比重衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源2006-2020年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，銷售收入來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；勞動(dòng)生產(chǎn)率（PRO），以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)分行業(yè)的總產(chǎn)值占行業(yè)平均就業(yè)人數(shù)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源2006-2020年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于2012年的從業(yè)人員平均數(shù)缺失，所以采用相鄰兩年從業(yè)人員數(shù)量的均值補(bǔ)齊；資本強(qiáng)度（K），以規(guī)模以上工業(yè)分行業(yè)固定資產(chǎn)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；外貿(mào)開放度（OPEN），各行業(yè)進(jìn)出口之和占GDP 比重衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源UNcomtrade 數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）模型設(shè)定

全樣本模型構(gòu)建如下：

制造業(yè)分技術(shù)層次樣本模型構(gòu)建如下：

（三）單位根檢驗(yàn)

在實(shí)證中偽回歸問(wèn)題通常會(huì)給研究造成假象和偏差。為防止實(shí)證結(jié)果偽回歸和保證研究數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，首先對(duì)原始數(shù)據(jù)較大的變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，其次對(duì)各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，保證單位根檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，分別使用相同單位根和不同單位根情形下的方法進(jìn)行檢驗(yàn)。相同單位根情形下的檢驗(yàn)主要使用LLC 檢驗(yàn)方法，不同單位根情形下的檢驗(yàn)使用Fisher-ADF 檢驗(yàn)，具體的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6 單位根檢驗(yàn)

表6檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有變量的檢驗(yàn)伴隨概率P值均在0.05以下，根據(jù)單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果判定法則可知，原假設(shè)為研究數(shù)據(jù)存在單位根問(wèn)題且非平穩(wěn)，單位根檢驗(yàn)結(jié)果所有變量均拒絕原假設(shè)，證明變量都平穩(wěn)，是同階單整。

（四）回歸結(jié)果

進(jìn)行面板模型基準(zhǔn)回歸之前，要檢驗(yàn)該面板模型使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，因此進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明p值是0.0000，該結(jié)果表明強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，應(yīng)采用固定效應(yīng)回歸模型。同時(shí)，為檢驗(yàn)自主研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)制造業(yè)行業(yè)技術(shù)異質(zhì)性的影響效果，在全樣本回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析自主研發(fā)投入對(duì)低中高制造業(yè)行業(yè)技術(shù)層次的影響程度，具體回歸結(jié)果見表7。

表7 自主研發(fā)對(duì)在制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力總體影響和行業(yè)技術(shù)異質(zhì)性影響

由表7回歸結(jié)果可知，核心解釋變量自主研發(fā)投入強(qiáng)度的增加對(duì)整體和高技術(shù)制造業(yè)行業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力有顯著正向影響，即自主研發(fā)投入強(qiáng)度增加1個(gè)百分點(diǎn)，整體制造業(yè)和高技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力分別平均增長(zhǎng)0.61、1.76個(gè)百分點(diǎn)，然而對(duì)低、中技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的積極影響沒(méi)有顯著性。究其原因，可能是中國(guó)自主研發(fā)投入多數(shù)集中高技術(shù)行業(yè)，低技術(shù)行業(yè)大多從事附加值較低的生產(chǎn)加工，產(chǎn)品技術(shù)含量較低，一味地增加自主研發(fā)投入并沒(méi)有對(duì)低技術(shù)出口競(jìng)爭(zhēng)力有提升作用，而自主研發(fā)投入對(duì)中技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力不顯著，說(shuō)明目前中國(guó)中技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力較弱并不是自主研發(fā)低造成的，因此增加自主研發(fā)投入效果不顯著。

控制變量研發(fā)人員投入增加對(duì)整體制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力和低技術(shù)制造業(yè)行業(yè)均在1%顯著性水平下存在消極影響，對(duì)中、高技術(shù)制造業(yè)行業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響不顯著，這很大程度上取決于中國(guó)研發(fā)人才的缺乏，即雖然中國(guó)研發(fā)人員一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但質(zhì)量卻良莠不齊，研發(fā)人員量多質(zhì)不優(yōu)的困境也限制其對(duì)中技術(shù)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的提升能力。技術(shù)引進(jìn)對(duì)整體、高技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生積極的作用且具有顯著性，但是效果較小，分別是0.08和0.27，說(shuō)明中國(guó)整體制造業(yè)和高技術(shù)制造業(yè)對(duì)技術(shù)引進(jìn)有著一定水平吸收和消化能力，但是技術(shù)引進(jìn)積極作用較小，依靠技術(shù)引進(jìn)和改造不能從根本上提升出口競(jìng)爭(zhēng)力，自主的技術(shù)創(chuàng)新才是長(zhǎng)久動(dòng)力，技術(shù)引進(jìn)會(huì)有時(shí)間滯后性，由于技術(shù)革新?lián)Q代快，當(dāng)一國(guó)引進(jìn)一項(xiàng)國(guó)外技術(shù)投入使用時(shí)可能國(guó)外該技術(shù)又面臨革新，以至于該國(guó)出口產(chǎn)品最終并不具有競(jìng)爭(zhēng)力，長(zhǎng)此以往高昂技術(shù)引進(jìn)費(fèi)用支出不能產(chǎn)生相應(yīng)的效應(yīng)，甚至可能造成負(fù)擔(dān)。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否穩(wěn)定可靠，本文采用兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是結(jié)合實(shí)際情況，自主研發(fā)投入往往并不僅僅對(duì)當(dāng)期的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力有明顯的提升，當(dāng)期的自主研發(fā)投入可能會(huì)對(duì)未來(lái)的制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生影響，基于這種考慮，本研究采用將解釋變量滯后一期的通用方法進(jìn)行處理，對(duì)原有模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表8第（1）列檢驗(yàn)結(jié)果可知，解釋變量滯后一期的回歸結(jié)果中所有解釋變量與原模型回歸結(jié)果基本一致，表明實(shí)證結(jié)果的可靠性。二是處理可能出現(xiàn)的極端值等問(wèn)題，同時(shí)考慮到出口競(jìng)爭(zhēng)力可能存在的持續(xù)性特征，對(duì)出口競(jìng)爭(zhēng)力NRCA在1%水平上進(jìn)行縮尾處理。由表8第（2）列縮尾處理的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，自主研發(fā)投入的估計(jì)系數(shù)仍然在5%水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了面板回歸模型估計(jì)的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)論

本文選取貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)計(jì)算出顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)衡量制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。首先用2005-2019年時(shí)間序列模型證明服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易、自主研發(fā)對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響，其次采用固定效應(yīng)模型證明自主研發(fā)對(duì)制造業(yè)行業(yè)技術(shù)層次異質(zhì)性影響，利用2005-2019年中國(guó)制造業(yè)12個(gè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。主要結(jié)論如下：

第一，自主研發(fā)和服務(wù)進(jìn)口貿(mào)易均對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生正向影響，其中自主研發(fā)是重中之重，對(duì)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力積極影響舉足輕重。由于外商直接投資的擠壓效應(yīng)對(duì)中國(guó)制造業(yè)有著顯著的消極影響，故其影響較小。

第二，自主研發(fā)投入強(qiáng)度提高對(duì)整體制造業(yè)、高技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力有顯著正向影響，但是對(duì)低技術(shù)和中技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響不顯著。由于中國(guó)研發(fā)人才結(jié)構(gòu)的缺陷，使研發(fā)人員投入對(duì)中技術(shù)、高技術(shù)出口競(jìng)爭(zhēng)力影響沒(méi)有顯著性，同時(shí)低技術(shù)制造業(yè)技術(shù)含量較低，對(duì)研發(fā)人員需求低，過(guò)多研發(fā)人員增加，造成資源和成本浪費(fèi)，因而研發(fā)人員投入對(duì)其產(chǎn)生消極影響。

第三，技術(shù)引進(jìn)增加對(duì)全樣本和高技術(shù)制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力具有顯著性，但效果較小。技術(shù)引進(jìn)憑借較短時(shí)間、較低成本獲得先進(jìn)國(guó)家同期技術(shù)，不必在落后知識(shí)上浪費(fèi)過(guò)多資源，實(shí)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)成本和時(shí)間最優(yōu)化，但技術(shù)引進(jìn)提升作用有限，長(zhǎng)期靠技術(shù)引進(jìn)不能從根本上提升制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力。