对外贸易的发展离不开技术进步，如何不断提高产品质量、提高国际竞争力和增加对外出口，成为一个迫切需要解决的问题。多年的国际贸易实践证明。，科技投入所产生的技术进步对提升本国的出口竞争能力具有十分重要的作用。技术进步一直以来是国际贸易发展的动力，尤其在当今，知识经济迅猛发展和快速推进的时代，技术进步已经成为影响国际贸易的最重要因素之一。技术进步不仅影响国际贸易的规模速度及其结构变化，而且还可以引起国际贸易方式改变。
本文运用计量经济学回归模型、面板数据模型和Eviews软件计算技术进步与对外贸易的关系。回归分析是计量经济分析中使用最多的方法，可以用来分析两个及两个以上的变量相互之间的因果关系。面板数据是指对于不同时刻的截面个体作连续观测所得到的多维时间序列数据，也被称为时序与截面混和数据，能够同时反映研究对象在时间和截面单元两个方向上的变化规律及不同时间、不同单元的特性。
本文分别采用计量经济学加权回归模型和面板数据模型，分别对中国技术进步与对外商品贸易额的关系、我国与发达国家技术进步与对外贸易额的比较分析以及我国31个省市技术进步与对外贸易额的比较分析进行研究。
1 我国技术进步与对外商品贸易额的关系
为了研究中国技术进步与出口增长的长期定量关系，采用计量经济学方法中加权回归模型，将科研投入作为技术进步的替代变量，以国家财政科技投入作为技术进步的替代变量，选取1978～2010年33年间的年度数据，单位为亿元人民币。外贸出口数据来自海关统计1978～2010年33年间的年度商品出口贸易总额，单位为亿美元。对国家财政科技投入(序列ＲD1)和商品出口贸易总额(序列EXPO1)均取自然对数序列，其趋势图见图1。
中国技术进步与出口增长的线性拟合方程为EXPO1=1．14261117398×ＲD1+0．554265341842，Ｒ2统计量为0．996388，结果见表1。这表明两者之间存在加权线性关系，我国科技进步对出口贸易的增长贡献率为1．14倍。加权统计量值:Ｒ2统计量0．996388，被解释变量均值7．415110，调整的Ｒ2统计量0．996272，被解释变量标准差8．998632，回归标准差0．089958，赤池准则－1．920250，残差平方和0．250867，施瓦茨准则－1．829553，对数似然函数值33．68413，汉南准则－1．889733，F统计量8552．519，DW统计量0．870121。
2 技术进步影响出口增长的国际比较
为了解我国科技投入与对外贸易产出与美国、日本、英国、法国、德国和加拿大6个国家的比较情况，采用计量经济学方法中的面板数据分析方法，该方法将中国的数据与发达国家进行国际比较，定量分析中国的技术进步对出口增长的作用。时间跨度为1991年～2007年，出口采用的是各国出口的年度数据，单位是10亿美元，技术投入采用的是各国当年的Ｒ＆D投入，单位为10亿本国货币，数据运算前进行对数化处理。模型选择固定效应变系数模型，具体拟合结果见表2。加权统计结果:Ｒ2统计量0．997378，F统计量3072．683，调整的Ｒ2统计量0．997054，回归标准差1．019248。从估算结果来看，各国出口商品总额与技术进步之间呈现高度的对数线性关系，回归方程也在99%的置信度下显着。
由表2系数一栏可见，科技投入与对外贸易产出最高的为日本，其次分别为德国和法国，弹性系数均大于1，即Ｒ＆D投入增加1%所带来的商品产品出口增加值均大于1%，说明其技术革新对出口的带动作用很强。而美国的出口弹性系数为0．84，略高于中国的0．82，说明美国的科技进步所引致的出口增长要好于中国，但是由于美国汇率的问题以及产业资本大量向海外投资导致的企业转移，同时近年来美国的信息技术发展明显放缓，使美国很强的技术优势没有转化为商品出口的优势，虽然美国作为世界上头号经济和技术强国，进出口总额高居世界前列，但是其进出口逆差很大，而且数据显示正在日趋扩大。
我国的商品出口主要以加工贸易为主，因此技术革新所带动的出口增长明显比欧美等发达国家低，其出口弹性仅为0．82。说明我国技术革新对出口增长有效果，但与发达国家相比效果不够理想，表示我国通过技术进步促进出口增长的体制有待提高。我国自主创新能力差，科技成果转化率低，研发投入不足等方面的问题依然在制约我国商品出口长期持续增长。因此既要加大科研投入及成果转化，同时也要努力改善外贸出口环境，才能有效促进我国出口增长。
3 我国31个省市技术进步与出口增长的面板数据分析
对31个省市技术革新与各省市的外贸增长的关系进行解析，时间跨度为1997年～2009年，共13年，采用计量经济学方法中面板数据分析方法，模型选择固定效应变截距模型，建立了两者之间的相互关系。
变截距模型中，假设个体成员存在个体影响而无结构变化，并且个体影响可以用截距项的差别来说明。从估算结果看，虽然31个省市对技术革新促进出口增长的倾向相同，倾向系数为0．752586367332，但是在上述统计时期内，31个省市对技术革新促进出口增长方面存在显着的差异。根据变截距系数的大小将31个省市分为4组，第一组变截距系数区间为(≥0．874874)，包含了广东、福建、浙江、江苏、上海、山东和天津7个省市，这7省市地处东南沿海，是我国经济最为发达的地区，具备丰富的出口经验和人力资源，在该地区，科技投入与产出比要高于其他省市，这些省市技术进步对出口增长的作用十分明显，其中广东由于依托香港，经济外向性很强，技术进步对出口增长的作用最为明显;第二组变截距系数区间(0．214471≤变截距系数≤0．735131)，包含了新疆、海南、辽宁、河北和广西5个省，这些地区一部分省区工业基础和技术水平比较好，如辽宁和河北，新疆、海南和广西作为沿海沿疆的省份，具有对外贸易的地理优势，科技投入与产出比要高于除第一组外的其他省市;第三组变截距系数区间为(－0．826144≤变截距系数≤－0．178532)，包含14个省市，北京市也在其中;第四组变截距系数区间为(－1．441178≤变截距系数≤－0．866887)，包含5个省市，如青海、甘肃和陕西等。上述数据分析表明，我国31个省市科技投入与对外产出比为0．75，也即意味着我国各省市科技投入产出率偏低，而且地区差异也比较大，经济发达地区科技投入与对外产出比要明显高于经济欠发达地区，经济发达地区更有优势应对国外技术贸易壁垒。
4 结语
本文采用计量经济学加权回归模型和面板数据模型，对中国技术进步与对外商品贸易额的关系、我国与发达国家技术进步与对外贸易额的对比以及我国31个省市技术进步与对外贸易额的对比进行研究。
我国不同省市经济发展的差距较大，技术进步对出口增长作用的差距也很明显，经济发达地区具有较为充沛的资本和人力资源，以及较为丰富的出口经验，因此技术进步能带来较大的出口增长;沿海地区由于经济的外向性较强，其技术进步对出口增长的作用明显强于内地省份。从数据上可以看出，发达程度高、综合能力强的省市，与具有一定技术水平和工业基础的省市相比较，其技术进步对出口增长的作用显得更为明显。随着我国综合国力的不断提高，科技投入的不断加大，我国制造消费品质量安全水平也必将不断提高，其国际竞争力将持续增强。
参考文献:
［1］阿荣，章浩．实施科技兴贸战略，提高出口企业核心竞争力［J］．中国科技产业，2003(7):19－23．
［2］胡涵钧，王作维．Ｒ＆D投入———中国战略性贸易政策的选择［J］．世界经济研究，2005(1):11－16．
［3］鲁文龙，陈宏民．Ｒ＆D合作与政府最优政策博弈分析［J］．中国管理科学，2003(1):60－62．
［4］易丹辉．数据分析与Eviews应用［M］．北京:中国统计出版社，2003．
［5］高铁梅．计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例［M］．北京:清华大学出版社，2006．
［6］攸频，张晓峒．Eviews6实用教程［M］．北京:中国财政经济出版社，2008.
