胡楊成，姚 林

(南昌工程學(xué)院 工商管理學(xué)院，江西 南昌 330099)

經(jīng)濟(jì)學(xué)上把投資、出口、消費稱為拉動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”，出口有利于國內(nèi)剩余產(chǎn)能轉(zhuǎn)移，促進(jìn)企業(yè)參與國際競爭，推動社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。特別是在當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)時代，跨境電商減少了傳統(tǒng)國際貿(mào)易的成本，國際貿(mào)易取得飛速發(fā)展[1]。我國從2005年開始超過美國，成為世界貿(mào)易第一大國，但是出口產(chǎn)品的附加值、科技含量和質(zhì)量還很低，產(chǎn)品出口仍以勞動力密集型產(chǎn)品為主，產(chǎn)品技術(shù)含量低，缺乏競爭力，雖是貿(mào)易大國，但不是貿(mào)易強(qiáng)國。與美國、德國等對外貿(mào)易強(qiáng)國相比，中國出口商品的比較優(yōu)勢仍體現(xiàn)為勞動力要素優(yōu)勢，出口商品的技術(shù)含量和附加值較低、技術(shù)創(chuàng)新能力較弱并且缺乏具有自主知識產(chǎn)權(quán)的國際品牌[2]。在加入世界貿(mào)易組織之前，我國在國際貿(mào)易中還有廉價勞動力的比較優(yōu)勢，而在過去幾年我國勞動力成本一直在增長，盡管勞動力成本仍低于美國、歐盟和日本等發(fā)達(dá)國家[3]，但正在逐漸喪失勞動力比較優(yōu)勢。此外，我國高技術(shù)產(chǎn)品的出口模式主要是加工貿(mào)易[4]，大量出口來自國際生產(chǎn)、分工和外資企業(yè)的一般商品，這類商品出口提升了我國所有出口產(chǎn)品的質(zhì)量，導(dǎo)致我國出口產(chǎn)品質(zhì)量被高估，從而扭曲了真實水平，掩蓋了中國本土出口產(chǎn)品質(zhì)量水平低的真實情況[5]。換言之，國內(nèi)出口的自主產(chǎn)品的質(zhì)量更低，更缺乏競爭力。因此，我國對外貿(mào)易迫切需要跳出“低技術(shù)陷阱”，并在高科技產(chǎn)品領(lǐng)域提升國際競爭力。十九大報告指出“要拓展對外貿(mào)易，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，推進(jìn)貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)”。實現(xiàn)貿(mào)易強(qiáng)國的目標(biāo)，必須要優(yōu)化商品出口結(jié)構(gòu)，提高出口商品的附加值、科技含量和質(zhì)量，提高產(chǎn)品的國際競爭力。而高科技產(chǎn)品因其科技含量高，產(chǎn)品的附加值高，在國際市場上的競爭力強(qiáng)。隨著以知識經(jīng)濟(jì)為特征的科技革命在世界范圍內(nèi)興起，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)成為世界經(jīng)濟(jì)最富有活力的增長點、國際競爭的重要領(lǐng)域[6]。黨的十九大明確提出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐?！彪S著我國對教育、科研經(jīng)費投入不斷加大，科研人才增加，高科技產(chǎn)品出口額隨之水漲船高。我國的高科技產(chǎn)品出口潛力很大[7]，2018年中國高科技產(chǎn)品出口額約為7430億美元，接近當(dāng)年商品出口總額的30%。科技產(chǎn)品出口在出口貿(mào)易中的占比是出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的一個重要維度[8]，加大高科技產(chǎn)品的出口，提升高科技產(chǎn)品出口的比重，對我國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有十分重要的意義。

從已有文獻(xiàn)來看，對高科技產(chǎn)品出口研究較為豐富。一是分析高科技產(chǎn)品的出口競爭力，張樂萍[9]等利用貿(mào)易競爭力指數(shù)、出口優(yōu)勢變差指數(shù)、Michaely指數(shù)分析了浙江省的高科技產(chǎn)品競爭力，認(rèn)為浙江省的高科技產(chǎn)品出口競爭力總體是在增強(qiáng)的；孫瑩[10]等使用出口產(chǎn)品相似性指數(shù)(ESI)和顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)(RCA)比較了中韓兩國對日本高科技產(chǎn)品出口的整體競爭力，相比韓國，我國存在著產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)不平衡、高技術(shù)產(chǎn)品核心技術(shù)自主創(chuàng)新能力存在差距。但是如果在解決好技術(shù)基礎(chǔ)的前提下，日本、韓國、新加坡、中國泰國等東亞經(jīng)濟(jì)體，都有潛力培養(yǎng)更多的研發(fā)人才，從而提升高科技產(chǎn)品出口的競爭力[11]。二是分析影響高科技產(chǎn)品出口的相關(guān)因素。世界各國之間的交流更加頻繁，經(jīng)濟(jì)、文化、科技的聯(lián)系更為緊密，彼此之間的影響越來越大。因此，部分學(xué)者從國際比較的角度分析高科技產(chǎn)出口的影響因素。Zhou[12]等的研究表明高水平的國際技術(shù)溢出和國內(nèi)自主創(chuàng)新對高科技產(chǎn)品出口積極作用，而技術(shù)性貿(mào)易壁壘則會對高科技產(chǎn)品的出口產(chǎn)生阻礙作用[13]。Sun[14]等指出對“金磚四國”而言，研發(fā)投資和專利與出口到美國的高科技產(chǎn)品競爭力呈現(xiàn)正相關(guān)，但是外國直接投資卻沒有直接促進(jìn)競爭力；需求因素、生產(chǎn)要素和相關(guān)與支持性產(chǎn)品是影響“金磚四國”高科技產(chǎn)品出口的因素，其中，需求是拉動高科技產(chǎn)品增長的動力，而生產(chǎn)因素和相關(guān)與支持性產(chǎn)品對高科技產(chǎn)品出口有重要影響[15]。陳琳等[16]認(rèn)為金融對高科技產(chǎn)品出口競爭力有很大影響，直接金融市場的國家越發(fā)達(dá)越有利于高科技產(chǎn)業(yè)的融資，從而促進(jìn)改國高科技產(chǎn)品出口。從我國的實際情況來看，國家的經(jīng)濟(jì)政策對高科技產(chǎn)品出口有很大影響，相關(guān)研究表明經(jīng)濟(jì)政策的不確定性會減少高科技產(chǎn)品出口的種類和數(shù)量，但同時也會提高高科技產(chǎn)品出口的價格[17]。葉繁等[18]指出知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)通過法律的形式來保護(hù)產(chǎn)權(quán)人的知識價值，同時也能夠防止法人竊取產(chǎn)權(quán)人的合法權(quán)利，也是影響高科技產(chǎn)品出口的重要因素，而高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、研發(fā)支出和人力資本相結(jié)合促進(jìn)了其出口的增長[19]。此外，與科技創(chuàng)新直接相關(guān)的經(jīng)費支出、人才投入、科研成果等[20]對高科技產(chǎn)品出口有重要影響。

對高科技產(chǎn)品出口的研究很多，學(xué)者們從各方面對高科技產(chǎn)品出口展開了有益的探討?？蒲型度胧羌细鞣矫嬉禺a(chǎn)生的合力，但是目前的相關(guān)研究中，大部分都是從單一維度探討高科技產(chǎn)品出口的影響因素，綜合考慮科研投入各要素與高科技產(chǎn)品出口之間關(guān)系的研究不多，未能反映出科研投入與高科技產(chǎn)品出口之間的實際情況。人才、經(jīng)費投入是影響高科技產(chǎn)品出口的直接因素，而教育、GDP等因素是科學(xué)研究的基礎(chǔ)，與高科技產(chǎn)品的出口間接相關(guān)。直接相關(guān)的影響因素在短期內(nèi)就能夠影響高科技產(chǎn)品的出口，而間接相關(guān)的科研基礎(chǔ)情況改善能持續(xù)性地為高科技產(chǎn)業(yè)提供人才、資金支持，保障高科技產(chǎn)品出口量長期穩(wěn)定地增長，從而促進(jìn)貿(mào)易結(jié)構(gòu)從勞動密集型農(nóng)業(yè)和制造業(yè)產(chǎn)品的出口轉(zhuǎn)變?yōu)橹R密集型高科技產(chǎn)品的出口[11]。本研究綜合考慮影響高科技產(chǎn)品出口的直接、間接因素，選取了反映科研投入直接和間接相關(guān)情況的9項指標(biāo)，并為了研究方便，利用主成分分析濃縮科研投入9項指標(biāo)為一個綜合指標(biāo)。接著，結(jié)合回歸分析方法，探索科研投入與高科技產(chǎn)品出口之間的關(guān)系，從而全面科學(xué)地分析影響高科技產(chǎn)品出口的因素。最后，根據(jù)研究結(jié)果，提出促進(jìn)高科技產(chǎn)品出口與優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的相關(guān)建議。

1 數(shù)據(jù)來源

為理清影響高科技產(chǎn)品出口額的因素和科研投入與高科技產(chǎn)品出口之間的關(guān)系，綜合考慮數(shù)據(jù)的全面性、客觀性、可獲性之后，選取了9個科研投入相關(guān)的指標(biāo)，這些指標(biāo)如下：X1科研經(jīng)費支出(億元)、X2財政教育支出(億元)、X3外商直接投資數(shù)(億美元)、X4 R&D人員全時當(dāng)量(萬人年)、X5每十萬人高等學(xué)校平均在校生(人)、X6高校研究機(jī)構(gòu)數(shù)(個)、X7發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(個)、X8GDP(億元)、X9全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)(億元)，以及Y高科技產(chǎn)品出口額(億美元)，數(shù)據(jù)均來源《2007—2019中國統(tǒng)計年鑒》。本研究將結(jié)合主成分分析和線性回歸方法，借助SPSS和Eviews軟件對科研投入與高科技產(chǎn)品出口額之間的關(guān)系展開探索。2006—2018年科研投入與高科技產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)Y的具體情況如表1所示。

表1 2006—2018年高科技產(chǎn)品出口額與科研投入原始數(shù)據(jù)

2 分析步驟

首先，利用SPSS軟件對科研投入的9個指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析：消除量綱影響，對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；提取主成分，并計算主成分與綜合得分。其次，利用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析：(1)對各年的綜合得分和高科技產(chǎn)品出口額數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，看是否數(shù)據(jù)平穩(wěn)，平穩(wěn)則進(jìn)行下一步分析，否則看二者是否協(xié)整，如協(xié)整則進(jìn)行回歸分析，估計模型；(2)為保證模型的有效性，對模型進(jìn)行異方差和自相關(guān)檢驗；(3)對模型進(jìn)行統(tǒng)計意義檢驗和經(jīng)濟(jì)意義檢驗，闡述科研投入與高科技產(chǎn)品出口的關(guān)系。最后，根據(jù)模型擬合情況展開討論，并據(jù)此提出相關(guān)建議。

3 主成分分析

主成分分析屬于客觀賦值法，利用降維的思想，在盡可能多地保留原有變量初始信息的前提下，將多個指標(biāo)數(shù)據(jù)濃縮成少數(shù)幾個主成分所表示的綜合指標(biāo)。既能簡化問題，又能保證分析的結(jié)果科學(xué)有效。主成分分析的步驟如下：(1)對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除量綱的影響；(2)求解釋的總方差，根據(jù)方差累計貢獻(xiàn)率大于85%和特征值大于1的原則確定主成分提取的個數(shù)；(3)求特征向量；(4)求主成分得分；(5)以各成分的方差貢獻(xiàn)率占各主成分方差貢獻(xiàn)率和的比例作為權(quán)重，對主成分得分加權(quán)求和得到綜合得分。

3.1 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果

為消除數(shù)據(jù)數(shù)量級和量綱不同帶來不利影響，使用SPSS軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使所有變量的均值為0，方差為1，結(jié)果如表2所示。

表2 數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化結(jié)果

3.2 主成分提取

利用SPSS軟件進(jìn)行主成分分析，根據(jù)特征值大于1和累計方差貢獻(xiàn)率大于85%的原則，提取一個主成分，即表3中的第一個主成分，從表3中可以看出該主成分累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)97.034%，即保留了原始變量97.034%的信息。

表3 特征值和方差貢獻(xiàn)率

3.3 成分矩陣

進(jìn)一步，成分矩陣反應(yīng)了各指標(biāo)在相應(yīng)主成分上的載荷，表明了各指標(biāo)保留原始信息的程度。從表4中可以看出，各指標(biāo)的載荷都在0.9以上，說明提取的主成分很好地保留了各個指標(biāo)的數(shù)據(jù)信息，該主成分的信息是科學(xué)可靠的，適合采用主成分分析法進(jìn)行研究。

表4 成份矩陣

3.4 綜合得分

由于只提取一個主成分，因此第一主成分得分即最后的綜合得分，如表5所示。2006—2018年綜合得分的總體趨勢是上升的，說明科研投入情況總體上是改善的。這與國家經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長，以及對教育、科研越來越重視現(xiàn)實情況一致。

表5 2006—2018年科研投入綜合得分

4 回歸分析

回歸分析是計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中使用最多的方法，是可以用來分析兩個和兩個以上的變量之間因果關(guān)系的統(tǒng)計方法[21]，目的是通過自變量的給定值來估計或預(yù)測因變量的均值。它可用于預(yù)測、時間序列建模以及發(fā)現(xiàn)各種變量之間的因果關(guān)系，能夠測量一個或多個變量的變化對另一變量變化的影響程度，這些益處使得回歸分析方法得到廣泛應(yīng)用。為分析影響高科技產(chǎn)品出口額的因素，選定高科技產(chǎn)品出口額為被解釋變量Y，科研投入綜合得分為X，利用回歸分析對二者之間的關(guān)系展開探究。2016—2018年兩個指標(biāo)的數(shù)據(jù)具體情況如表6。

表6 科研投入和高科技出口額

4.1 單位根和協(xié)整檢驗

因受隨機(jī)因素的干擾，變量有可能會偏離均值，如果這種偏離是暫時的，那么隨著時間的推移會回到均衡狀態(tài)，如果這種偏離是持久的，就不能說這些變量存在均衡關(guān)系，協(xié)整即是對這種均衡關(guān)系性質(zhì)的統(tǒng)計表示[21]。協(xié)整檢驗的目的是決定一組非穩(wěn)定序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，也可以通過協(xié)整檢驗判斷線性回歸方程設(shè)定是否合理。由于高科技產(chǎn)品出口額Y和科研投入X都是時間序列數(shù)據(jù)，因此存在因數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性導(dǎo)致偽回歸的可能性。所以有必要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，以判斷是否存在偽回歸的可能性。利用Eviews軟件進(jìn)行單位根檢驗，輸出結(jié)果如表7所示。

表7 ADF檢驗表

從表7中可看出，X和Y本身都不是平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但是二者都是一階單整，進(jìn)而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗[22]。基于回歸殘差的協(xié)整檢驗方法對二者進(jìn)行檢驗，先對Y和X進(jìn)行OLS回歸分析，再對回歸的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，則Y和X存在協(xié)整關(guān)系。以X為解釋變量，Y為被解釋變量，進(jìn)行回歸分析。得出的模型如下：

Yi=5429.498+469.1845Xi+μi.

(1)

進(jìn)一步，對模型(1)的殘差序列μi進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表8所示。表8的檢驗結(jié)果表明，該回歸的殘差序列μi的ADF檢驗值小于5%的臨界值，即殘差項在5%的顯著水平上平穩(wěn)，可以確定μi是平穩(wěn)序列，這說明Y和X之間存在協(xié)整關(guān)系，二者進(jìn)行的回歸分析不是偽回歸，從而可以估計回歸模型并進(jìn)行下一步分析。

4.2 估計回歸模型表8 殘差序列單位根檢驗結(jié)果

變量μi檢驗結(jié)果ADF檢驗值-2.0222965%臨界值-1.974028結(jié)論平穩(wěn)

以X為解釋變量，Y為被解釋變量的估計模型及相關(guān)統(tǒng)計量如下：

Y=5429.498+469.1845Xi+μi

(2)

(134.3523)(47.31614)

t=40.41238 9.91595

R2=0.899384F=98.3261DW=0.89367

R2值比較大表明因變量的真實值距離擬合值更近。模型擬合較好。從上述估計結(jié)果中看出可決系數(shù)達(dá)0.899384，證明模型(2)的擬合結(jié)果比較好。如果Y被解釋的部分比未被解釋的部分大，則F統(tǒng)計量大于1，F(xiàn)值很大，則Y被解釋的部分比未被解釋的部分就多很多，而t統(tǒng)計量表示解釋變量X是否對被解釋變量Y有顯著影響[21]。模型(2)的F值、t值都很顯著，再次證明了該模型擬合結(jié)果好。

4.3 異方差檢驗

由于是一元回歸，因此不考慮多重共線性問題。但為了保證模型的有效性，仍需對模型進(jìn)行異方差檢驗。本研究采用White檢驗對模型(2)進(jìn)行異方差檢驗，步驟如下：

首先，設(shè)異方差σi與Xi的關(guān)系為

σt=α1+α2Xi+α3Xi+vi.

(3)

其次，用作為異方差的估計，并作對的輔助回歸[21]：

(4)

最后，結(jié)合模型(3)和模型(4)，借助Eviews軟件進(jìn)行White檢驗，結(jié)果如表9所示：F統(tǒng)計值為0.59202，P=0.5715，nR2=1.376294(n為樣本容量13)，P=0.5025。查χ2分布表知，給定顯著性水平為0.05時，χ20.05(2)=5.9915，因此nR2χ20.05(2)，故接受系數(shù)為0的原假設(shè)，說明模型(2)不存在異方差。

表9 White檢驗結(jié)果

4.4 自相關(guān)檢驗

DW檢驗法是J.Durbin和G.S.Watson于1951年提出的一種適用于小樣本的檢驗方法，也是檢驗自相關(guān)的常用方法。根據(jù)式(2)可知，回歸模型的DW檢驗值為0.893673。查DW分布表知：當(dāng)觀測數(shù)據(jù)個數(shù)為13，解釋變量個數(shù)為1，顯著水平為0.05時，dl=0.01，du=1.340。而dl

進(jìn)一步，以E為回歸模型的殘差μi，F(xiàn)為前一期的，繪制殘差散點圖，從圖1中可看出該回歸模型的μi和的散點大都落在一三象限，再次證實該模型有存在正自相關(guān)的可能性[22]。

圖1 殘差散點圖

自相關(guān)的存在可能會導(dǎo)致模型估計的結(jié)果不可靠，因此需要進(jìn)行修正。科克倫—奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法的基本思想，是通過逐次迭代去尋求更為滿意的自相關(guān)系數(shù)的估計值，然后再采用廣義差分法[22]。經(jīng)科克倫—奧科特迭代法對模型進(jìn)行修正后，系數(shù)及相關(guān)的統(tǒng)計量如表10所示。

表10 科克倫—奧科特迭代法修正結(jié)果

根據(jù)修正結(jié)果，得出的科研投入與高科技產(chǎn)品出口額之間的回歸模型為

(5)

(250.5091)(81.832321)

t=21.50536 6.019872

R2=0.928786F=39.12689DW=1.626875

可以看出，經(jīng)過科克倫—奧科特迭代法進(jìn)行修正以后，模型(5)的可決系數(shù)提高，擬合程度更好，此時，du

4.5 經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計意義檢驗

(1)模型(5)的解釋變量X為科研投入，也是綜合主成分，其中包含了科研經(jīng)費支出、財政教育支出、外商直接投資、R&D人員全時當(dāng)量、每十萬人高等學(xué)校平均在校生、高校研究機(jī)構(gòu)數(shù)、發(fā)明專利授權(quán)數(shù)、GDP、全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)共9個指標(biāo)的數(shù)據(jù)，比較全面地反映了與科研投入的人才、資金投入以及與科技創(chuàng)新相關(guān)的教育、外商投資、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等情況。模型的解釋變量X的系數(shù)為492.62，符合科研投入會促進(jìn)高科技產(chǎn)品出口的現(xiàn)實情況，說明科研投入綜合得分每增加1個單位，則高科技產(chǎn)品出口額會增加492.62個單位，從中可以看出科研投入對高科技產(chǎn)品出口的影響比較大。

(2)模型的可決系數(shù)R2為0.928786，經(jīng)過調(diào)整的可決系數(shù)為0.905049，表明模型的擬合程度比較好。且t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量都顯著，說明該模型的解釋變量科研投入X對被解釋變量高科技產(chǎn)品出口額Y的影響是顯著的。

5 結(jié)論與建議

本文首先通過主成分分析，對科研投入的9個指標(biāo)進(jìn)行了濃縮，從而得出了反映科研投入情況的綜合指標(biāo)。從主成分的分析過程和結(jié)果來看，該主成分科學(xué)可靠地反映了原始數(shù)據(jù)信息，其變化趨勢與原始數(shù)據(jù)情況比較一致。其次，通過計量的相關(guān)方法，檢驗科研投入和高科技產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果表明雖然數(shù)據(jù)序列本身不平穩(wěn)，但是二者存在協(xié)整關(guān)系。再次，建立了二者之間的回歸模型，并對模型異方差和自相關(guān)性檢驗，該模型不存在異方差，但是有自相關(guān)性。最后，通過科克倫—奧科特迭代法進(jìn)行修正，得出最終的回歸模型(5)。

提高高科技產(chǎn)品出口額能夠優(yōu)化我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提升國際競爭力。而對該模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計意義的檢驗發(fā)現(xiàn)，解釋變量科研投入對被解釋變量高科技產(chǎn)品出口額的影響比較大，且統(tǒng)計意義上顯著，說明加大對科研的投入能夠提高高科技產(chǎn)品出口額。為促進(jìn)高科技產(chǎn)品出口額健康穩(wěn)定增長，提出以下建議：

(1)繼續(xù)加大教育、科研經(jīng)費和科研人才投入。科研經(jīng)費和科研人員是支持科技創(chuàng)新的兩大支柱，是能夠直接作用于科技創(chuàng)新的因素，而發(fā)展教育則能夠培養(yǎng)更多的高素質(zhì)人才，為科技創(chuàng)新提供長期人才供給，持續(xù)地為高科技產(chǎn)品出口和對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供動力。應(yīng)該繼續(xù)加大經(jīng)費投入，塑造更多的科研人才。

(2)保持經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定發(fā)展。經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展是科研、教育、固定資產(chǎn)經(jīng)費投入的基礎(chǔ)，為科技創(chuàng)新提供動力。經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展意味著更強(qiáng)大的購買力，能夠刺激科技創(chuàng)新。而高科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展將為社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更加強(qiáng)大、持久的動力。另外，在當(dāng)前疫情影響的情況下，國際形勢嚴(yán)峻，不應(yīng)過度強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，而注重保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。通過經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增強(qiáng)外國同我國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)往來的信心，從而促進(jìn)對外貿(mào)易的穩(wěn)定，推動高科技產(chǎn)品的出口。

(3)積極引進(jìn)外商投資，提高外商投資質(zhì)量。對外貿(mào)易和外商投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中具有十分重要的作用，是對外開放的直接體現(xiàn)。受疫情以及嚴(yán)峻復(fù)雜的國際經(jīng)濟(jì)形勢影響，引進(jìn)外商投資會遇到一些困難。但是，外資企業(yè)在高科技產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域扮演著重要角色，為吸引外商投資，可以提供更優(yōu)惠的政策，營造更好的外商投資環(huán)境。充分發(fā)揮自貿(mào)試驗區(qū)、綜合保稅區(qū)和跨境電商綜合實驗區(qū)等平臺的作用，在當(dāng)前國際疫情嚴(yán)峻和國際關(guān)系緊張情況下，充分利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，如進(jìn)行“云簽約”等引進(jìn)外資。同時，要把好外商投資的“質(zhì)量關(guān)”，引進(jìn)高質(zhì)量的外資企業(yè)。