彭迪云 王玉潔 趙送琴

(1.南昌大學 馬克思主義學院， 江西南昌330031； 2.南昌大學 經(jīng)濟管理學院， 江西南昌 330031)

一、引言

隨著中國進一步擴大開放、不斷優(yōu)化營商環(huán)境的一系列重大舉措加速落地，特別是數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展為中國高質量發(fā)展注入了新動能，進一步增強了中國對外國直接投資（FDI）的吸引力。FDI 在促進中國國際貿易發(fā)展、增加就業(yè)、推動國際交流與合作的同時，也不斷加強了知識、技術、人才特別是創(chuàng)新研發(fā)的交流互動。 因此，以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展為契機，進一步探討了FDI、 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新力的關系及其內在影響機制。

二、文獻評述

學界對外商直接投資、 數(shù)字經(jīng)濟和研發(fā)創(chuàng)新的研究視角多元豐富，普遍認為外商直接投資是技術溢出的重要載體[1]，存在空間溢出效應。[2]外商直接投資在解決中國經(jīng)濟發(fā)展資金缺口的同時，可以帶來更為先進的技術設備、 更為豐富的管理經(jīng)驗、知識技術溢出以及更為活躍的創(chuàng)新氛圍[3][4]，其和產(chǎn)學研合作的交互效應能夠影響創(chuàng)新績效。[5]必須充分利用外商直接投資的技術溢出效應，為中國自主創(chuàng)新注入源源不斷的活力。

也有學者對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展與外商直接投資、研發(fā)創(chuàng)新的關系進行了研究，認為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展作為新時期提升中國創(chuàng)新效率的新動能[6]，能通過擴大數(shù)字普惠金融的覆蓋面來顯著促進外商直接投資[7]，推動國際貿易發(fā)展。[8]數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能為中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展賦能，助力該產(chǎn)業(yè)整體向價值鏈高端攀升[9]，因此必須服務于科技創(chuàng)新[10]，助力中國創(chuàng)新效率的提升。 值得注意的是，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展在促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新過程中是存在滯后效應的。[11]

綜上，學界普遍認可外商直接投資可以促進中國創(chuàng)新發(fā)展及企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)， 相關研究成果也較多，但對外商直接投資、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展影響區(qū)域創(chuàng)新力作用機制與門檻效應的研究關注較少。 基于此， 筆者以2011—2019 年中國280 個地級市的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，探討了外商直接投資、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新力提升的作用機制。

三、研究假設與模型設定

（一）研究假設

1.基本影響機制及研究假設

（1）直接傳導機制。 外商直接投資可以直接促進區(qū)域創(chuàng)新能力的增強。 首先，外商直接投資可以直接為區(qū)域帶來先進技術，促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，增強區(qū)域整體創(chuàng)新能力。 外商直接投資特別是大型跨國企業(yè)在區(qū)域投資建廠，將母公司全新的生產(chǎn)線、先進的技術、設備引進區(qū)域，有助于直接增強區(qū)域科技水平。 其次，在合作與競爭中直接促進創(chuàng)新研發(fā)。 一方面，各類外資企業(yè)特別是合資企業(yè)會派出科研人員到區(qū)域進行指導、 交流與合作，同時將區(qū)域的科研和技術人員交流到母公司進行學習，在雙向交流互動中幫助區(qū)域更新發(fā)展觀念和意識。 另一方面，獨資企業(yè)的進駐會參與到區(qū)域本土企業(yè)的競爭中，特別是技術層面的競爭將直接倒逼本土企業(yè)加強創(chuàng)新研發(fā)，不斷更新技術設備，在創(chuàng)新競爭中直接增強區(qū)域的整體創(chuàng)新能力。 最后，可以為區(qū)域創(chuàng)新型人才提供廣闊平臺和更多機遇，有力提升區(qū)域創(chuàng)新效能。 外商直接投資在本區(qū)域建立各類研發(fā)基地，增加了區(qū)域研發(fā)資金投入，進而帶來更多就業(yè)機會，吸納區(qū)域乃至世界各地優(yōu)秀科研人才，在一定程度上避免區(qū)域創(chuàng)新型人才大量外流，同時增加區(qū)域專利申請數(shù)量。 基于此，提出假設1。

假設1： 外商直接投資可以直接促進區(qū)域創(chuàng)新能力的增強。

（2）間接傳導機制。 外商直接投資不僅可以促進數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，還可以通過促進數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展來進一步加快驅動區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。 首先，外商直接投資通過加大對數(shù)字經(jīng)濟領域的投入力度，夯實了區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的基礎，直接促進了區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展。 其次，外商直接投資還可以通過區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，驅動區(qū)域創(chuàng)新力提升。 一是外商直接投資利用數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造的便利條件，在跨國企業(yè)、獨資企業(yè)完成數(shù)字化智能化新型工業(yè)化轉型的過程中， 為區(qū)域帶來更為豐富先進的數(shù)字化、智能化技術設備，實現(xiàn)智能化制造。 二是外商直接投資通過加大在規(guī)?；瘮?shù)字產(chǎn)業(yè)龍頭企業(yè)的投資力度，搭建區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新園區(qū)和創(chuàng)新研發(fā)平臺，實現(xiàn)外商直接投資與數(shù)字化發(fā)展的聯(lián)動，進而促進區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。 通過發(fā)揮創(chuàng)新研發(fā)的輻射帶動效應，共同助力產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)提高創(chuàng)新研發(fā)能力，為區(qū)域內研發(fā)創(chuàng)新能力薄弱的企業(yè)帶來創(chuàng)新發(fā)展新機遇。 三是區(qū)域良好的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境和數(shù)字生態(tài)體系，為外商直接投資創(chuàng)造了良好的環(huán)境，打破了外商直接投資的地理空間限制，有利于吸引更多的外商直接投資，培育更多新模式、新業(yè)態(tài)，也為創(chuàng)新研發(fā)交流與合作提供了更為便利高效的條件，進一步提升區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新能力。 基于此，提出假設2。

假設2： 外商直接投資可以通過促進數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展來驅動區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。

2.非線性影響機制及研究假設

在不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下， 外商直接投資與區(qū)域創(chuàng)新能力存在著倒“U”型關系，超過了一定門檻則不利于區(qū)域創(chuàng)新能力的提升。 首先，不同程度的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，導致外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響存在顯著差異。 其中數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的驅動作用并不明顯；數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，外商直接投資能夠顯著促進區(qū)域創(chuàng)新力的提升。 在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高的區(qū)域，數(shù)字基礎設施的合理布局有利于擴大外商直接投資領域和范圍，數(shù)字技術可以為區(qū)域內的產(chǎn)業(yè)賦能增效，與諸多領域深度融合促進了各行各業(yè)發(fā)展，數(shù)字普惠金融可以助力外商直接投資增加創(chuàng)新研發(fā)投入， 進而形成良好的發(fā)展環(huán)境，在吸引更多外商直接投資的同時，為其在研發(fā)創(chuàng)新領域拓展空間格局，加速了創(chuàng)新能力的提升。 其次，對外商直接投資較低的區(qū)域而言，外商直接投資能夠更加顯著有效地促進區(qū)域創(chuàng)新力提升。 在外商直接投資較低的區(qū)域， 如果外商直接投資參與進來，隨之帶來的技術、設備、人才競爭可以增強區(qū)域創(chuàng)新意識和競爭意識，激發(fā)區(qū)域本土企業(yè)的活力。 同時，外商直接投資對區(qū)域要素資源配置提出的要求及相關配套政策保障促使區(qū)域提升創(chuàng)新能力，從而培育出更多新業(yè)態(tài)、新模式。 基于此，提出假設3。

假設3：在不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用可能存在非線性影響。

（二）模型設定

1.面板數(shù)據(jù)模型

為檢驗假設1， 構建如下基準面板回歸模型對外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接影響進行分析：

其中，Innovationit為被解釋變量， 表示第i 個區(qū)域第t 年的區(qū)域創(chuàng)新指數(shù)，lnFDIit表示i 區(qū)域在t 時期的外商直接投資量，參數(shù)β 用以刻畫外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新水平的影響效應；Xit為一系列控制變量，λm用以刻畫各控制變量對區(qū)域創(chuàng)新水平的影響效應；ηt表示t 時期的時間固定效應，μi表示i 區(qū)域的區(qū)域固定效應，α0為常數(shù)項，εit為隨機擾動項。

2.中介效應模型

為檢驗假設2，基于溫忠麟等（2004）對中介效應的分析[12]，選取逐步回歸法，構建中介效應模型進行檢驗：

其中，lnMediation 為中介變量， 以數(shù)字經(jīng)濟（lnDigital）作為中介變量進行機制檢驗；參數(shù)a 為外商直接投資對中介變量數(shù)字經(jīng)濟、研發(fā)投入和產(chǎn)業(yè)結構的影響效應， 參數(shù)c′為加入中介變量后外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應，參數(shù)b 為中介變量在外商投資背景下對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應，以參數(shù)a×b 表示外商直接投資通過中介變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響效應，c0、a0、b0分別表示對應的常數(shù)項，其他參數(shù)和變量與前文保持一致。

3.門檻效應模型

為檢驗假設3，借鑒Hansen（1999）構建的門檻回歸模型[13]，將數(shù)字經(jīng)濟（lnDigital）作為門檻變量分析外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，構建的門檻回歸模型如下：

其中I （·） 表示指標函數(shù)，β1、β2為數(shù)字經(jīng)濟（lnDigital） 門檻效應下對應的外商直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新能力的值，γ 為待估計的數(shù)字經(jīng)濟門檻值，δm表示控制量對應的系數(shù)值，其他參數(shù)與變量與前文保持一致。

四、變量選取、數(shù)據(jù)來源與指標測定

（一）變量選取

1.被解釋變量

區(qū)域創(chuàng)新力指數(shù)（Innovation）：采用復旦大學產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心基于國家知識產(chǎn)權局的專利數(shù)據(jù)、國家工商總局的企業(yè)注冊資本數(shù)據(jù)整理得到的區(qū)域創(chuàng)新力指數(shù)[14]，具體選取了2011—2019 年中國280個地級市的區(qū)域創(chuàng)新力指數(shù)數(shù)據(jù)。

2.核心解釋變量

外商直接投資（lnFDI）：選取各區(qū)域實際利用外商投資額來表示外商直接投資情況。

3.中介變量與門檻變量

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平綜合指標（lnDigital）：借鑒了中國ICT（信息通信技術）統(tǒng)計部門數(shù)據(jù)及Zhao et al.（2022）的研究方法[15]，結合數(shù)字普惠金融發(fā)展[16]，選取4 個維度設計數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平一級指標，進一步采用主成分分析法構建了地級市層面的數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展水平指標測度體系，具體設計見表1。

表1 數(shù)字經(jīng)濟綜合發(fā)展水平指標測度體系

4.控制變量

人均區(qū)域生產(chǎn)總值（lnPGDP）選取各區(qū)域人均生產(chǎn)總值表示，國內投資(lnInvestment)選取各區(qū)域全社會固定資產(chǎn)表示，城鎮(zhèn)化水平(lnUrb)選取城鎮(zhèn)人口占總人口比重表示，技術進步(lnRD)選取各區(qū)域科學事業(yè)費表示[17]，人力資本水平(lnHR)選取各區(qū)域每萬人高等學校在校學生人數(shù)表示。[18]

（二）數(shù)據(jù)來源

2011—2019 年中國280 個地級市數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和各區(qū)域統(tǒng)計年鑒，同時借鑒了張輝等（2021）的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)清洗模型[19]構建方法。為了克服離群值的影響，在實證分析中對各變量做了縮尾處理并取對數(shù)，各主要變量描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表3 為基準回歸估計結果。 為使回歸結果更具可比性，表3 第（1）列和第（3）列顯示了隨機效應下的面板模型估計結果，第（2）列和第（4）列顯示了時間與城市雙固定效應下的面板模型估計結果。 其中，第（2）列和第（4）列的豪斯曼（Hausman）檢驗結果分別在1%和5%的水平上顯著，似然比（LR）檢驗結果則均在1%水平上顯著， 這意味著在時間和城市雙固定效應下可以通過聚類穩(wěn)健性標準誤進行回歸，表明采用時間和城市雙固定面板效應模型的估計結果更可靠。

表3 基準回歸估計結果

表3 第（1）和（2）列為未加入控制變量時的估計結果，且第（2）列中外商直接投資（lnFDI）對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)為3.400， 在1%水平上顯著為正；第（3）和（4）列為加入控制變量后的估計結果，且第（4）列顯示外商直接投資（lnFDI）對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)為3.463 在5%的水平上顯著為正，表明外商直接投資能推動區(qū)域創(chuàng)新力的提升，由此驗證了假設1。

綜上， 經(jīng)濟發(fā)展 （lnPGDP） 和科學事業(yè)投入（lnRD） 對區(qū)域創(chuàng)新力具有積極影響； 而城鎮(zhèn)化（lnUrb）和固定資產(chǎn)投資（lnInvestment）在一定程度上抑制了區(qū)域創(chuàng)新力的提升。

（二）中介效應結果與分析

表4 第（1）列顯示，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的總影響系數(shù)為4.702， 在1%的水平上顯著為正，表明外商直接投資總體上能夠顯著推動區(qū)域創(chuàng)新力的提升；表4 第（2）列顯示，外商直接投資對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)為0.002，在1%的水平上顯著為正，表明外商直接投資能夠促進區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展；從表4 第（3）列可以看出，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)同樣在1%的水平上顯著為正。更進一步，Sobel 檢驗中數(shù)字經(jīng)濟驅動的z 統(tǒng)計值為2.059（在1%的水平上顯著），由此得到中介效應系數(shù)為0.207，其占總效應的比例為4.4%，表明外商直接投資可以通過區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展驅動區(qū)域創(chuàng)新力的提升。

表4 中介效應檢驗估計結果

（三）門檻效應結果與分析

將數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量進行門檻效應檢驗。 為確定門檻的個數(shù)，采用Bootstrap 法計算數(shù)字經(jīng)濟單一門檻和雙門檻的F 統(tǒng)計值與P 值，以此判斷應選擇的門檻模型。 表5 顯示，單一門檻模型估計的F 統(tǒng)計值為102.88，P 值為0.004， 表明單一門檻效應在1%的水平上顯著， 而雙重門檻的P值為0.152 則不顯著。 因此，選擇單一門檻效應。 從表6 可知，選擇單一門檻模型時數(shù)字經(jīng)濟的門檻值為0.509。

表5 門檻效果自抽樣檢驗

表6 門檻估計值及其置信區(qū)間

表7 是將數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量的單一門檻模型估計結果。 由表7 可知，將中國區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平劃分為兩個層次，發(fā)現(xiàn)不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響程度存在顯著差異：當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的對數(shù)低于門檻值0.509 時， 外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)不顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較低時外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的驅動作用不明顯；當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的對數(shù)大于等于門檻值0.509時， 外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)為6.240，在1%的水平上顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，外商直接投資可以顯著促進區(qū)域創(chuàng)新力的提升。 可以認為，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能有效推動外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的驅動作用，有利于促進中國經(jīng)濟高質量發(fā)展。

表7 區(qū)域創(chuàng)新能力門檻模型回歸結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

首先，為了避免變量遺漏，在模型中加入經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、科學事業(yè)投入、固定資產(chǎn)投資水平、人力資本水平等變量進行控制，同時采用時間和個體雙固定效應模型進行回歸分析。 其次，為了避免測量誤差，采用外商直接投資存量（lnFDI_s）替換核心解釋變量，外商直接投資存量的計算方法采用永續(xù)盤存法，并借鑒張軍等（2004）FDI 折舊率P取值為9.6%。[20]最后，針對內生性問題，采用兩階段最小二乘法（2SLS）是解決內生解釋變量相關問題的一種可行方法。[21]由于解釋變量的滯后項通常滿足外生性和相關性兩個條件，因此常選擇其作為工具變量。 筆者選擇外商直接投資的一期滯后項作為工具變量，進行回歸分析。

表8 為線性的穩(wěn)健性回歸結果。 表8 第（1）列和第（2）列顯示了替換核心解釋變量并采用外商直接投資存量（lnFDI_s）進行回歸的估計結果。 其中，豪斯曼（Hausman）檢驗和似然比（LR）檢驗均在1%的水平上顯著，表明選擇雙固定面板模型估計結果有效，從中可以發(fā)現(xiàn)外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)在加入控制量前后均在1%的水平上顯著為正，驗證了外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力促進作用的穩(wěn)健性和可靠性。 表8 第（3）列為采用兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力的影響系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，再次驗證了本研究結果的可靠性。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果

（五）異質性分析

首先，考察不同外商直接投資水平下的異質性差異，筆者根據(jù)外商直接投資均值進行劃分，分為高低兩組進行比對。 其次， 由于中國一直存在區(qū)域發(fā)展不平衡的差異， 東部區(qū)域不僅經(jīng)濟發(fā)達且外商直接投資水平較高。 對此， 將樣本分為東部區(qū)域與非東部區(qū)域兩組進行對比分析。[22]最后，綠色低碳是高質量發(fā)展的環(huán)境約束條件， 為了更好地研究環(huán)境約束條件下外商直接投資的影響， 筆者根據(jù)環(huán)境規(guī)制強度進行劃分，并分為高低不同組。[23]

表9 為外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新力影響的異質性影響回歸結果。其中，表9 第（1）列和第（2）列顯示不同外商直接投資水平組之前的異質性，可以發(fā)現(xiàn)，對外商直接投資較低的區(qū)域而言， 外商直接投資能夠更加顯著有效地促進區(qū)域創(chuàng)新力的提升。 表9 第（3）列和第（4）列顯示了東部區(qū)域與非東部區(qū)域的異質性回歸結果，發(fā)現(xiàn)相對于東部區(qū)域的不顯著而言，外商直接投資對非東部區(qū)域創(chuàng)新力的影響顯著為正， 表明當前外商直接投資對中西部區(qū)域創(chuàng)新力的提升具有積極顯著的促進作用。 表9 第（5）列和第（6）列顯示了不同環(huán)境規(guī)制水平下的異質性回歸結果，發(fā)現(xiàn)環(huán)境約束條件越強的區(qū)域，外商直接投資可以顯著地促進區(qū)域創(chuàng)新力的提升， 表明中國注重綠色低碳的發(fā)展戰(zhàn)略有利于引進更加先進的外商投資，并能更加有效地促進區(qū)域創(chuàng)新力的提升。

表9 異質性分析回歸結果

六、結論與建議

（一）研究結論

選取2011—2019 年中國280 個地級市的數(shù)據(jù)為研究樣本，以數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量進行門檻效應檢驗，實證檢驗外商直接投資、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新力的影響力及其內在機制， 得到以下研究結論。

1. 外商直接投資對創(chuàng)新研發(fā)具有直接促進效應，能夠直接推動區(qū)域創(chuàng)新力的提升。

2. 以數(shù)字經(jīng)濟作為中介變量構建中介效應模型，結果表明外商直接投資總體上能顯著推動區(qū)域創(chuàng)新力的提升， 外商直接投資不僅能促進區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展， 還可以通過區(qū)域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展驅動區(qū)域創(chuàng)新力的提升。

3.在不同數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平下，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用存在非線性的影響。

（二）對策建議

1.加強高水平對外開放，積極推動開放型經(jīng)濟建設。 各區(qū)域要通過改善營商環(huán)境， 給予相關制度和政策保障，加強基礎設施建設，擴大投資渠道，創(chuàng)造外商直接投資便利條件，做好招大引強工作，引導外商開展多領域、多層次、高質量投資。 鼓勵本土企業(yè)緊抓“一帶一路”建設契機，積極“走出去”，主動加強對外交流與高水平精準合作，不斷增強本土企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的國際競爭力。

2.大力發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，激活資源要素高效流動。各區(qū)域要利用好數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展重大機遇，補齊高質量發(fā)展的短板，借助先進技術和設備，積極發(fā)揮數(shù)據(jù)資源整合帶來的便捷優(yōu)勢，提高數(shù)字貿易國際合作水平，為外商直接投資提供更為精細、豐富且便利的服務和支撐，繼續(xù)加強數(shù)字技術創(chuàng)新，挖掘區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的潛能，強化創(chuàng)新鏈，培育新業(yè)態(tài)、新模式、新技術，為外商直接投資提供更為廣闊的空間和模式。

3.加大教育科技人才投入，協(xié)同支撐創(chuàng)新研發(fā)。各區(qū)域要加強產(chǎn)學研合作，與企業(yè)、學校共同制定吸引人才、培育人才、用好人才的政策舉措。 同時，利用FDI 的良好契機，加強人才交流與合作，引進一批前沿性高水平創(chuàng)新型人才和創(chuàng)新型企業(yè)，打造創(chuàng)新研發(fā)平臺和創(chuàng)新聯(lián)盟， 引領各區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。應通過加大教育投入， 加強創(chuàng)新型人才自主培育，鼓勵人才多元化多渠道發(fā)展，為FDI 促進區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供良好發(fā)展環(huán)境。

4.提高生態(tài)環(huán)境質量，發(fā)展區(qū)域綠色低碳貿易。各區(qū)域要堅持走新型工業(yè)化道路，科技賦能高質量發(fā)展，促進傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)綠色轉型， 加快綠色發(fā)展方式的創(chuàng)新研發(fā)，培育壯大新型產(chǎn)業(yè)， 增強綠色技術創(chuàng)新能力。同時，聚焦高端化、智能化、綠色化發(fā)展，把堅持生態(tài)文明建設和綠色低碳發(fā)展落實到外商直接投資的全過程，加強綠色貿易，利用FDI 引進一批高新技術產(chǎn)業(yè)，凝聚綠色低碳發(fā)展賽道的新優(yōu)勢，助力科技創(chuàng)新促進高質量發(fā)展。