汪秀婷，羅 艷

(武漢理工大學 管理學院，湖北 武漢 430070)

以科技創(chuàng)新培育經濟發(fā)展新動能，推動經濟增長從“要素驅動、投資驅動向創(chuàng)新驅動”轉變，不僅是中國經濟適應“新常態(tài)”發(fā)展的現(xiàn)實需要，還是適應新時代中國經濟高質量發(fā)展的迫切要求。近年來，中國科技創(chuàng)新能力不斷增強，科技進步貢獻率逐步上升，為中國經濟高質量發(fā)展注入了強大動力。黨的十八大以來，習近平總書記在國際與國內的不同場合都旗幟鮮明地宣示了改革開放的決心，并在十九大報告中再次強調“中國開放的大門不會關閉，只會越開越大”。隨著中國對外開放舉措的持續(xù)擴大，中國吸引外資的力度將進一步加強。已有研究表明，外商投資所帶來的溢出效應對東道國的生產效率、技術創(chuàng)新會有一定的影響，外商投資規(guī)模的適度擴張對東道國的經濟發(fā)展也具有明顯的促進作用。在我國外商投資規(guī)模不斷擴大、外商引資結構不斷優(yōu)化的情況下，外商投資的流入是否會強化技術創(chuàng)新引領經濟高質量發(fā)展的新動能，外商直接投資數量(FDI數量)和外商直接投資質量(FDI質量)對技術創(chuàng)新和經濟增長的效應會有什么樣的影響差異，各區(qū)域應如何制定合理的外資政策從而有效促進經濟高質量增長？基于以上問題，筆者將對此展開深入的探討。

1 文獻綜述

關于技術創(chuàng)新、外商直接投資(FDI)與經濟增長之間的關系，國內外學者已經做了大量研究，其成果主要集中在以下3個方面：

(1)技術創(chuàng)新與經濟增長。雖然技術創(chuàng)新是影響一國經濟的重要因素這一論點已被國內外學者所證實，但對于彼此之間的內在關系卻有兩種不同的觀點：其一，技術創(chuàng)新對經濟增長具有顯著的促進作用，如SOLOW[1]基于新古典增長理論，認為長期經濟增長主要是依靠技術的進步、教育和訓練水平的提高；ARROW[2]從技術創(chuàng)新的內生性角度探究了技術創(chuàng)新與經濟增長之間的關系，認為技術創(chuàng)新是推動經濟增長的決定因素；蘇治等[3]依托于索洛經濟模型框架，測算了技術進步對于經濟增長的貢獻，認為技術創(chuàng)新是推動中國經濟高速增長的主要動力；劉躍等[4-5]認為區(qū)域技術創(chuàng)新能力能夠對經濟增長的結構性、穩(wěn)定性、成果分配、生態(tài)環(huán)境等均產生積極的影響作用。其二，技術創(chuàng)新與經濟增長的相關性尚不明確，如MORALES[6]認為以政府R&D支出代表的技術創(chuàng)新對經濟增長具有明顯的促進作用，但與此同時也將會對企業(yè)的研發(fā)產生擠出效應，從而在一定程度上對經濟增長產生負面影響；萬勇[7]研究提出技術創(chuàng)新對經濟增長的影響會存在較大的區(qū)域異質性；宗剛等[8]基于內生增長理論構建了聯(lián)立模型對經濟增長與技術創(chuàng)新之間的關系加以考察，發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新對經濟增長具有顯著的正向效應，但這一作用呈倒U型。

(2)FDI與經濟增長。關于FDI與經濟增長的關系，比較有代表性的觀點有3種：一是認為FDI能夠通過溢出效應提高地區(qū)生產率，進而促進地區(qū)經濟增長，如ALFARO等[9]研究指出，高人力資本密集和高金融依賴部門的FDI對經濟增長的促進作用更強；白俊紅等[10]采用完全修正最小二乘法(FMOLS)考察了FDI質量對中國經濟發(fā)展方式的影響，認為FDI質量有利于經濟增長。二是認為FDI能夠導致資本擠出效應或資本擠入效應，從而阻礙或促進經濟增長，如LESSMANN[11]不僅證明了FDI能夠促進地區(qū)經濟增長，還認為FDI擴大了中低收入國家的地區(qū)發(fā)展差異；許冰[12]通過研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對我國東部和中西部地區(qū)分別存在資本擠入效應和資本擠出效應，從而導致兩者之間形成明顯的經濟差異。三是認為FDI具有“污染天堂”效應或“污染光環(huán)”效應，從而間接阻礙或促進經濟增長，如盛斌等[13]研究發(fā)現(xiàn)FDI產生的技術溢出效應遠大于負向的結構效應和規(guī)模效應；龔夢琪等[14]通過實證分析發(fā)現(xiàn)FDI會增加污染排放，F(xiàn)DI在我國會存在“污染天堂”效應進而影響經濟的可持續(xù)發(fā)展。由此可見，目前國內外對FDI與經濟增長之間的關系并未形成一致觀點。

(3)技術創(chuàng)新、FDI與經濟增長。關于三者之間的內在關系，現(xiàn)有研究主要集中在兩個方面：一是將FDI作為單個前因變量，探究FDI、技術創(chuàng)新和經濟增長3個變量之間的相互影響關系，如VENABLES[15]研究認為FDI可以促進技術進步和經濟增長，尤其是發(fā)展中國家的經濟增長；宦梅麗等[16]基于1979—2013年的中國省際面板數據，針對FDI、技術進步對中國地區(qū)經濟增長的影響及其機理進行了分析，認為FDI在長期內對經濟增長發(fā)揮積極作用，技術進步推動國內經濟增長；唐宜紅等[17]認為FDI對市場開放程度高、資本密集型及出口導向型的非國有企業(yè)有較強的技術溢出效應，F(xiàn)DI推動了企業(yè)技術創(chuàng)新與產業(yè)結構調整，進而促進了經濟增長。二是以FDI作為聯(lián)立變量，探究FDI和某個變量的聯(lián)合效應對經濟增長的影響，如GLASS等[18]認為FDI是否能夠為東道國帶來先進技術，這主要取決于FDI的母國和東道國之間經濟發(fā)展和技術水平的差距，當兩個國家的技術差異較小時，F(xiàn)DI所帶來的技術可能并非先進技術，不一定會促進經濟增長；張文武等[19]采用了30個省域的面板數據，通過空間計量分析發(fā)現(xiàn)外商直接投資與創(chuàng)新驅動均存在明顯的累積效應與集聚效應，兩者的空間集聚效應均能促進區(qū)域經濟增長；葉文顯等[20]認為各省域的創(chuàng)新驅動與FDI均能促進本地區(qū)的經濟增長，創(chuàng)新驅動與FDI每變動1%，經濟總量的變動彈性分別為0.055%和0.061%。

總體來看，已有文獻在研究技術創(chuàng)新、FDI與經濟增長的關系時仍有以下不足：其一，現(xiàn)有研究大多集中于兩個變量之間的關系分析，較少將三者納入一個系統(tǒng)性分析框架進行研究，對三者之間的作用關系還有待深入探究；其二，現(xiàn)有研究大多將FDI作為單個前因變量或聯(lián)立變量，且更多的是采用FDI數量，而忽略了對FDI質量的考量，較少探究不同數量和質量的FDI對技術創(chuàng)新與經濟增長之間的作用關系是否存在差異；其三，現(xiàn)有研究雖然認同技術創(chuàng)新對經濟增長的作用，但較少考慮不同區(qū)域FDI的差異性及其對技術創(chuàng)新和經濟增長的影響。

基于以上不足，筆者試圖將技術創(chuàng)新、FDI和經濟增長同時納入一個系統(tǒng)性模型，以2006—2016年我國30個省市自治區(qū)的面板數據為樣本，以FDI為門檻變量，探究FDI對技術創(chuàng)新與經濟增長之間關系的影響。筆者研究的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在：①將FDI引入技術創(chuàng)新與經濟增長的非線性系統(tǒng)模型中，探究FDI對技術創(chuàng)新與經濟增長關系造成的非線性“門檻”特征，從而為我國實施創(chuàng)新驅動引領經濟發(fā)展提供一個新思路；②從FDI數量和FDI質量雙重視角，比較FDI對技術創(chuàng)新與經濟增長的作用效應，從而為有效引進和利用FDI提供參考；③選取3個橫截面時間節(jié)點，從縱向角度來對我國東、中、西部地區(qū)的FDI數量和FDI質量水平相對門限值分布及發(fā)展態(tài)勢進行比較分析，以期為各區(qū)域實現(xiàn)經濟的高質量增長提供相關決策借鑒。

2 模型設定與變量說明

2.1 門限回歸方法及模型設定

為了避免人為劃分FDI區(qū)間所帶來的偏差，并有效判斷門檻值的顯著性，筆者采用HANSEN[21]的非線性面板門檻回歸模型，以此來驗證技術創(chuàng)新對經濟增長的影響是否存在非線性門檻效應，分別以FDI數量和FDI質量為門檻變量來構建分段函數。HANSEN門檻模型的基本形式為：

(1)

式中：qi表示門檻變量；γ表示待估計的門限值。引入示性函數I(·)后，則可將該模型表示為：

yi=β1xi·I(qi≤γ)+β2xi·I(qi>γ)+εi

(2)

其中,I(·)表示示性函數，即當括號中的條件被滿足時，則取值為1；反之，取值為0。

ecit=ui+β1creit·I(fdiit≤γ)+

β2creit·I(fdiit>γ)+βcontrolit+εit

(3)

式中：ec(經濟增長)為被解釋變量；cre(技術創(chuàng)新)為受門檻變量影響的解釋變量；fdi為門檻變量，分為FDI數量number和FDI質量performance；I(·)為示性函數；γ為門檻值；control為一組影響區(qū)域經濟增長的控制變量集，主要包括固定資產投入(fi)、對外貿易(ft)、政府調控(gov)、人口撫養(yǎng)比(pfe)；ui為個體的特定效應；εit為隨機干擾項；i表示省份；t表示年份。

多重門檻面板模型(以雙門檻為例)為：

ecit=ui+β1creit·I(fdiit≤γ1)+

β2creit·I(γ1

β3creit·I(fdiit>γ2)+βcontrolit+εit

(4)

其中，γ1、γ2表示雙重門檻，其他符號同單門檻面板模型。

2.2 變量選取及數據說明

(1)被解釋變量：經濟增長(ec)。由于地區(qū)GDP能夠較為準確地衡量一個區(qū)域的經濟增長狀況，因此筆者以地區(qū)GDP作為經濟增長的代理變量，并且對樣本數據進行了對數處理，以便于消除時間序列異方差的影響[22]。

(2)解釋變量：技術創(chuàng)新(cre)。對于技術創(chuàng)新的評價指標，目前已有較多的文獻進行了相關討論，筆者借鑒李美娟等[23]的研究，用創(chuàng)新投入、技術轉移、創(chuàng)新產出、創(chuàng)新支撐4個一級指標、15個二級指標來綜合衡量技術創(chuàng)新水平，具體指標如表1所示。通過建立綜合指標的方法來衡量技術創(chuàng)新水平，避免了使用單一指標而不能全面解釋目標變量的缺陷，從而有利于降低解釋偏誤。

表1 技術創(chuàng)新水平評價關鍵指標

(3)門檻變量。①FDI數量(number)。FDI數量主要是指我國利用的外資數量規(guī)模，筆者采用各地區(qū)實際利用外商直接投資額作為FDI數量的代理變量。②FDI質量(performance)。FDI質量主要指的是FDI的生產力和技術溢出效果，如FDI管理水平、技術水平、東道國技術轉移意愿等。鑒于數據的可獲得性、可比性及可操作性，筆者選擇外資業(yè)績指數作為FDI質量的代理變量。外資業(yè)績指數越高，表明各地區(qū)FDI利用效果越好，即FDI有效發(fā)揮了其所含技術水平，也表明FDI管理水平以及東道國技術轉移意愿較高，F(xiàn)DI質量較好[24]。

(5)

式中：FDI表示實際利用外商直接投資額；Y表示GDP總額；i表示地區(qū)；t表示年份。

(4)控制變量。筆者選取固定資產投入(fi)、對外貿易(ft)、政府調控(gov)、人口撫養(yǎng)比(pfe)等可能會對經濟增長產生影響作用的變量作為控制變量，以降低誤差和干擾項。其中，采用各地區(qū)歷年固定資產投資總額占同期該地區(qū)GDP的比值作為固定資產投入的代理變量；采用各地區(qū)歷年進出口總額占同期該地區(qū)GDP的比值作為對外貿易的代理變量；采用各地區(qū)財政支出占同期該地區(qū)GDP的比值作為政府調控的代理變量；采用各地區(qū)總人口數中非勞動人口數占勞動力人口數的比值作為人口撫養(yǎng)比的代理變量。

筆者采用的數據為2006—2016年全國30個省市自治區(qū)的面板數據(由于西藏自治區(qū)的數據缺乏故未被納入)，數據均來源于2007—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和各省市自治區(qū)統(tǒng)計年鑒。此外，為了消除時間序列異方差的影響，并且使數據趨勢線性化，筆者對各變量進行了自然對數轉換。

3 計量結果與分析

為了判斷數據模型是否適用于固定效應模型，筆者對所選用數據進行了Hausman檢驗，結果顯示P值為0.000 0，在1%的顯著性水平下拒絕了原假設，即數據適用于固定效應模型。因此，筆者選擇固定效應面板門檻模型來進行估算，其中P值和臨界值均為Bootstrap法模擬500次后的結果。

3.1 FDI數量門檻效應檢驗

以FDI數量(number)為門檻變量的門檻效應顯著性檢驗、門檻值估計及95%置信區(qū)間如表2所示。由表2可知，單一門檻模型、雙重門檻模型所對應的自抽樣P值分別為0.032、0.000，均通過了門檻效應顯著性檢驗，而三重門檻模型未通過顯著性水平檢驗。由此，根據HANSEN門檻理論可知技術創(chuàng)新與經濟增長之間可以認為存在著FDI數量雙重門檻效應，技術創(chuàng)新與經濟增長為非線性關系。

表2 number門檻效應自抽樣檢驗

注：***表示P<0.01；**表示P<0.05；*表示P<0.1；下同

圖1 門檻變量number LR圖(第1輪)

圖2 門檻變量number LR圖(第2輪)

以FDI數量(number)為門檻變量的技術創(chuàng)新與經濟增長的門檻回歸結果如表3所示。由表3可知，技術創(chuàng)新與經濟增長之間存在非線性關系，在不同的FDI數量下技術創(chuàng)新會對經濟增長產生不同的影響。當FDI數量低于33 485時，技術創(chuàng)新對經濟增長的影響系數為0.988，呈正向作用效應，在1%的顯著性水平下顯著；當FDI數量介于33 485與947 321之間時，技術創(chuàng)新仍然顯著正向促進了經濟增長，其影響系數為0.780，促進作用有所下降；當FDI數量高于947 321時，技術創(chuàng)新對經濟增長的影響系數為0.620，正向影響作用進一步減弱。由此可知，F(xiàn)DI數量在不同區(qū)間時，技術創(chuàng)新對經濟增長均具有顯著促進作用，但是對經濟增長的影響系數隨著FDI數量的增加而逐步下降，表明隨著FDI數量的增加，其促進作用呈現(xiàn)出下降的趨勢。

表3 number門檻回歸估計結果

在控制變量方面，固定資產投入(fi)能夠顯著促進經濟增長；對外貿易(ft)也有利于經濟增長，但是影響系數并不高；政府調控(gov)對經濟增長呈正向影響，且在1%顯著性水平下顯著；人口撫養(yǎng)比(pfe)不利于經濟增長，非勞動人口的增加加重了地區(qū)經濟負擔。

3.2 FDI質量門檻效應檢驗

以FDI質量(performance)為門檻變量的門檻值估計及門檻效應顯著性檢驗結果如表4所示。由表4可知，單一門檻模型和三重門檻模型均未通過顯著性檢驗，雙重門檻模型對應的自抽樣P值為0.000，在1%的顯著性水平下通過了門檻效應顯著性檢驗，說明技術創(chuàng)新與經濟增長之間存在著FDI質量雙重門檻效應。

表4 performance門檻效應自抽樣檢驗

圖3 門檻變量performance LR圖(第1輪)

同樣地，利用似然比統(tǒng)計量對FDI質量雙重門檻的門檻真實值與門檻估計值的一致性進行檢驗，相應結果見表4，F(xiàn)DI質量的兩個門檻估計值γ1、γ2所對應的LR圖分別如圖3和圖4所示，當LR(γ)等于0時，F(xiàn)DI質量雙重門檻模型中所得到的兩個門檻估計值分別為0.150和1.240，門檻估計值0.150位于95%置信區(qū)間[0.970，1.260]內，門檻估計值1.240也位于95%置信區(qū)間[0.060，2.940]內，兩個門檻估計值均處于門檻估計值等于真實值的原假設的接受域內，即LR≤7.352 3，說明兩個FDI質量門檻估計值通過了真實性檢驗。

圖4 門檻變量performance LR圖(第2輪)

以FDI質量(performance)為門檻變量的技術創(chuàng)新與經濟增長之間的門檻回歸結果如表5所示。由表5可知，在不同的FDI質量水平下技術創(chuàng)新與經濟增長之間呈現(xiàn)出顯著的門檻特征，兩者為非線性關系。當FDI質量小于0.150時，技術創(chuàng)新對經濟增長呈正向影響關系，其影響系數為0.819，在1%的顯著性水平下顯著；當FDI質量介于0.150和1.240之間時，技術創(chuàng)新仍然顯著正向影響經濟增長，而且影響系數增大，為0.888，說明技術創(chuàng)新對經濟增長的促進作用增強；當FDI質量大于1.240時，技術創(chuàng)新對經濟增長的促進作用進一步增強，在1%的顯著性水平下顯著。由此可知，無論FDI質量是在最優(yōu)區(qū)間、次優(yōu)區(qū)間還是較差區(qū)間，技術創(chuàng)新始終能夠顯著促進經濟增長，并且影響系數隨著FDI質量水平的提高一直處于上升的狀態(tài)，說明隨著FDI質量水平的增強，技術創(chuàng)新對經濟增長的促進作用也進一步上升。

表5 performance門檻回歸估計結果

在控制變量方面，固定資產投入(fi)有利于促進經濟增長；對外貿易(ft)對經濟增長呈正向影響作用；政府調控(gov)顯著促進了經濟增長；人口撫養(yǎng)比(pfe)不利于經濟水平的提升。

由此可見，F(xiàn)DI數量(number)和FDI質量(performance)對技術創(chuàng)新與經濟增長關系的影響存在以下特征：在FDI數量和FDI質量的影響下，技術創(chuàng)新始終都能顯著促進經濟增長，但兩者之間的促進作用會呈現(xiàn)出不同的影響態(tài)勢。①在FDI“同質化”假設的情況下，技術創(chuàng)新對經濟增長的作用會隨著FDI數量的增加而呈現(xiàn)出下降的趨勢。分析其可能的原因是，雖然流入的FDI規(guī)模逐步擴大，但FDI質量并不高，F(xiàn)DI的技術外溢效應無法有效發(fā)揮，使得技術創(chuàng)新對經濟增長的促進作用降低。②在FDI質量的影響下，技術創(chuàng)新對經濟增長的促進作用會隨著FDI質量水平的提高而呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。分析其可能的原因是，外資業(yè)績指數越高，各地區(qū)外資中所含技術水平越能得到充分應用，技術創(chuàng)新能力得以提升，F(xiàn)DI技術外溢效應明顯，從而有利于促進經濟增長。③FDI質量對技術創(chuàng)新和經濟增長的影響效應強于FDI數量，F(xiàn)DI質量的最優(yōu)、次優(yōu)及較差區(qū)間的影響系數均高于FDI數量的影響系數，表明我國各地區(qū)在引進外資時，外資質量和數量的差異會影響技術創(chuàng)新對經濟增長的作用效應。

3.3 地區(qū)門檻變量與其門檻估計值比較

我國東、中、西部地區(qū)在2006、2011、2016年的FDI數量(number)和FDI質量(performance)相對門檻值分布情況如表6所示。由表6中的數據可知，東部地區(qū)的FDI規(guī)模相對較大，大部分地區(qū)均處于大于947 321的區(qū)間內，同時東部地區(qū)FDI質量處于相對最優(yōu)區(qū)間(大于1.240)的地區(qū)數量也是3個區(qū)域中最高的，但是卻呈現(xiàn)逐年下降趨勢；中部地區(qū)的FDI數量大部分處于區(qū)間(33 485,947 321]內，F(xiàn)DI規(guī)模略低于東部地區(qū)，但仍高于西部地區(qū)，同時中部地區(qū)FDI質量水平也大部分處于次優(yōu)區(qū)間(0.150,1.240]內，質量水平稍遜于東部地區(qū)；西部仍有較多地區(qū)的FDI數量和FDI質量低于門檻值，F(xiàn)DI規(guī)模較小，F(xiàn)DI質量較差。

表6 不同地區(qū)number、performance相對門檻值分布情況

3.4 穩(wěn)健性檢驗

筆者采用了替換解釋變量法來對上述研究結果進行穩(wěn)健性檢驗，即將技術創(chuàng)新進行一期滯后處理(crei，t-1)，然后以crei，t-1替代cre進行門檻回歸分析，具體檢驗結果見表3和表5。將t-1期技術創(chuàng)新作為解釋變量后，F(xiàn)DI數量和FDI質量的雙重門檻效應仍然存在，并且各變量的系數符號和顯著性未發(fā)生明顯變化，表明實證結果具有較好的穩(wěn)健性。

4 結論及啟示

4.1 主要結論

(1)技術創(chuàng)新與經濟增長之間呈現(xiàn)非線性關系，其均受到FDI數量和FDI質量的影響，表明外商投資的流入會強化技術創(chuàng)新引領經濟高質量發(fā)展的新動能。但兩者的作用效應呈現(xiàn)出一定的差異性，即當以FDI數量為門檻變量時，技術創(chuàng)新對經濟增長的正向促進作用會隨著FDI數量的增加而呈現(xiàn)出逐漸下降的態(tài)勢；而當以FDI質量為門檻變量時，技術創(chuàng)新對經濟增長的正向促進作用則會隨著FDI質量水平的提升而逐步增強。

(2)固定資產投入、對外貿易和政府調控均有利于促進經濟增長，而人口撫養(yǎng)比則加重了區(qū)域經濟負擔，不利于區(qū)域經濟水平的提高以及經濟轉型升級。

(3)在FDI數量和FDI質量門檻回歸模型中，我國東、中、西部地區(qū)的FDI數量和FDI質量處于相對最優(yōu)區(qū)間和次優(yōu)區(qū)間的地區(qū)數量都較多，說明FDI對我國各區(qū)域技術創(chuàng)新與經濟增長的作用關系影響大多處于一種良好的發(fā)展態(tài)勢，但是各地區(qū)仍然呈現(xiàn)差距，東部地區(qū)整體FDI質量水平較高，F(xiàn)DI數量規(guī)模也較大，發(fā)展態(tài)勢較好；中部地區(qū)的FDI數量和FDI質量均稍遜于東部地區(qū)；西部仍有較多地區(qū)的FDI數量和FDI質量低于低門檻值，F(xiàn)DI數量規(guī)模較小，F(xiàn)DI質量水平不高。

4.2 研究啟示

(1)制定科學合理的外商投資政策，進一步提升吸引外資的能力，促進FDI規(guī)模的適度提高和FDI質量水平的提升，將有利于促進區(qū)域經濟增長。各地區(qū)應搶抓國家全面構建開放新格局的重大機遇，借助“一帶一路”戰(zhàn)略，加快推動不同外資吸引模式，提高外商投資的規(guī)模與利用質量，利用開放優(yōu)勢促進經濟高質量增長。

(2)在實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，加強科技體制改革，不斷提升技術創(chuàng)新能力的同時，不能盲目追求FDI數量的增長，而要控制適度的規(guī)模，增強對高質量FDI的引資力度，進一步優(yōu)化外資結構，引導發(fā)達國家的直接投資及其合理流向，從而充分發(fā)揮FDI對技術進步、產業(yè)結構轉型和經濟增長的正向促進作用。

(3)各區(qū)域經濟的增長有其自身的發(fā)展規(guī)律，應結合各地區(qū)經濟基礎、吸收能力、產業(yè)基礎等制定適宜的創(chuàng)新驅動發(fā)展策略和引資政策。東部地區(qū)應在保持適度FDI規(guī)模的基礎上，注重發(fā)揮FDI對技術創(chuàng)新和經濟增長的正向強化效應；中西部地區(qū)則要加快提升技術創(chuàng)新能力、提高人力資源水平，完善創(chuàng)新基礎設施建設，加速FDI技術溢出效應，提升對外資的吸引及利用能力，利用“創(chuàng)新引領”和“開放發(fā)展”的雙輪驅動促進經濟高質量增長。