時間：2022-08-29 01:46:05
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇新經濟論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
一、新經濟時代企業市場營銷策略
1.充分利用電子商務開展網絡營銷隨著互聯網技術的出現，一種新的營銷方式應運而生，網絡營銷逐漸成為市場營銷的重要組成部分，在市場營銷中發揮的作用也日漸增大。通過網絡營銷的方式，企業可以快速的掌握消費者的需求信息，從而為消費者提供更優質的服務和產品。網絡時代，信息傳播的速度越來越快、范圍越來越廣，為企業捕捉有效信息提供了便利，而且隨著市場經濟的快速發展和變化，人們的需求也在隨時發生改變，網絡營銷的策略能夠借助互聯網擴大信息搜尋的范圍和準確性，減少了很多中間環節，能夠使商品以最低的價格銷售給消費者，營銷企業快速準確掌握消費信息，有利于有針對的開展市場營銷，提高企業的經濟效益。
2.加強服務營銷的力度經濟的快速發展使得企業在管理和營銷方面的能力也逐漸提高，在新經濟時代背景下，企業的產品生產與管理已經日趨完善，彼此之間的差距也很小，在這種情況下，要想使企業營銷獲得成功，就需要從服務方面入手。消費者是企業生存發展的重要依靠力量，提高消費者對產品和企業服務的滿意程度，對于企業今后的可持續發展是十分重要的，因此，在市場營銷中，應注重服務營銷的策略，在保證產品質量、價格的基礎上，更加注重服務態度和效果，從消費者的實際需求出發，為消費者提供優質的產品，同時做好產品的售前、售中以及售后服務，并做好產品的信息反饋工作，及時與消費者聯系，聽取他們對企業產品的意見和建議，及時調整企業的產品和服務。此外，還應加強企業員工的服務培訓，使每位員工都能夠具備高度的責任感，為消費者提供最好的服務，達到吸引消費者的目的，促進企業的健康穩定發展。
3.加強創新策略的應用當前經濟發展迅速，各種產品的更新換代速度也越來越快，企業的發展仍然面臨著巨大的挑戰和激烈的競爭，企業要想實現可持續發展，就必須具備一定的創新意識，與同類企業之間生產差距，才能夠占領市場，實現良好的發展。首先應營銷觀念一定要創新，轉變傳統營銷理念的束縛，克服舊思想的約束，為企業的創新營銷打下堅實的基礎。企業發展的最大競爭是技術和產品的競爭，因此，應不斷加強技術和產品的創新力度，善于捕捉市場變化以及消費者的新需求，從而生產出更多新產品，吸引更多的消費者，從而與其他企業拉開距離，實現更大的經濟利益。產品技術以及觀念的創新都離不開具有創新意識的人才，因此，企業應積極引進創新性人才，為企業的市場營銷提供更多新奇的思路和想法，從而創造出更多新產品。
4.制定完善的市場營銷管理制度市場營銷的有序開展需要完善的管理制度作為保證，企業的發展需要通過市場營銷的開展，尋找合適的營銷渠道，從而促進產品的銷售和企業經濟效益的實現。因此作為企業管理者，應制定完善的市場營銷管理制度，為企業營銷工作的順利開展提供依據和保障，為企業的銷售商和銷售人員提出嚴格的獎懲辦法，使他們能夠努力為企業工作，避免企業與銷售商以及銷售商之間出現矛盾利益的沖突，為企業發展帶來影響。[3]所以制定完善的營銷管理制度對于促進市場營銷的開展，協調企業與銷售商的關系，實現良好經濟效益的重要手段。
二、結束語
新經濟時代背景下，企業要發揮市場營銷的作用，提高自身競爭力，獲得良好的經濟效益，就需要不斷提升和創新營銷策略，了解消費者對產品的需求，不斷開發新產品和新技術，拓寬營銷渠道，提高產品的服務質量，完善營銷管理制度，更好的為市場營銷提供保障，也為企業的快速發展提供有力的支持。
作者：魏巍單位：保定天威保變電氣股份有限公司
(一)基本假設FujitaMasahisa和Jacques－FrancoisThisse(2002)綜合了中心－模型和張伯倫關于中間投入品多樣性的方法構建了關于粘性勞動力與區域專業化的兩區域、一種生產要素以及三部門模型。本文的模型基本假設與之相似。模型中包含兩個區域，即城市地區和城市以外的邊緣地區;一種生產要素:勞動力，且勞動力是粘性的，其不能在區域間流動;經濟系統中有三個部門:制造業部門、服務業部門和傳統部門，其中服務業部門為制造業部門提供服務產品。這里假定制造業部門和傳統部門使用勞動力，且勞動力在空間上是不流動的，所以假定制造業部門產品是同質的，并且假定制造業部門具有規模報酬不變的特征以及完全競爭的市場結構。所有勞動力的偏好是一致的，可以用(1)式所表示的效用函數來代表。其中，表示消費者效用，代表對制造業部門使用低生產率服務產品而生產的同質產品的消費，代表對制造業部門使用高生產率服務產品而生產的同質產品的消費，A代表對傳統部門產品的消費。，表示在消費者總支出額中對制造業部門各產品的支出份額，表示對傳統部門產品的支出份額。與之前的模型不同，本文借鑒了ToshihiroOkubo(2010)關于企業異質性的研究思路，將服務業部門劃分為生產效率不同的異質企業。假定服務業部門以規模收益遞增和壟斷競爭為特征，生產多樣化的現代服務業產品，以滿足制造業部門的服務需求，其區際之間交易遵循冰山交易成本，區內交易無交易成本，并且依據勞動生產率的不同而表現出企業異質性特征。為了方便研究，假設現代服務業部門有兩類生產效率水平不同的企業:一種類型為低生產率水平的企業，需要較多單位的勞動力及具有較高的邊際成本，稱其為“”企業;另一種類型為高生產率水平的企業，需要較少單位的勞動力及具有較低的邊際成本，稱其為“”企業。其中，每個企業都需要使用一單位資本作為固定資本投入，則現代服務企業類型j生產產量需要單位的勞動力，其生產函數如(2)所示。關于企業異質性的引入，本文假設現代服務業部門的異質性企業“”和“”的單位投入系數分別為和，且。每個區域在初始均衡條件下擁有相同的“”企業和“”企業分布，和分別表示“”企業和“”企業區域內企業數量的構成，其中，這個企業類型的份額表示生產率分布，在Melitz(2003)的研究中是外生給定的。由于每個區域的每單位資本與個體邊際成本有關，因此可用不同企業單位投入系數和來測量。假設決定企業異質性的成本差異要高于“”企業和“”企業的相對分布比率，具體關系見(3)式。
(二)消費者行為消費者效用函數由柯布道格拉斯效用函數表示，所有勞動力的偏好是一致的，并消費同質產品。地區代表性消費者效用函數如(1)式所示。如果為消費者收入，是傳統部門產品價格，而是制造業部門低端產品的價格，是制造業部門高端產品的價格，則消費者的預算約束為。
二、均衡分析
本文中的模型是在制造業部門使用服務部門產品的前提下展開的。當使用服務部門的產品時，制造業部門之所以在某區域集聚，是因為服務產業聚集在該區域，然后吸引制造業部門區位選擇至此，而制造業部門集聚此地，又提供了大量的服務產品需求，因此又會吸引大量的服務業部門集聚，相互作用，不斷循環。命題2企業異質性可以作為引起聚集的一種力量，更多的異質性企業更可能導致完全聚集的產生并在一定條件下保持穩定。相對于低效率服務企業而言，高效率服務企業由于自身單位投入系數較低而集聚在城市地區表現出的穩定性更高。
三、指標選擇與數據說明
(一)指標選擇通常情況下，經濟活動規模越大，所產生的規模經濟和外部經濟效應就越明顯，也就越能吸引更多的企業集聚于此。因此，經濟活動規模是衡量一個城市經濟發展水平的重要指標。本文將指標體系共劃分為兩大類:一類是城市經濟發展水平指標，主要從經濟活動規模來描述;另一類是城市空間結構演變過程中的影響因素指標，是指影響城市空間結構演變過程中的一些外部因素，主要包括腹地的綜合實力、貿易比率、人力資本水平、交通基礎設施水平、信息基礎設施水平、制造業集聚度、服務業集聚度、物流業集聚度以及宏觀稅率水平等指標。本文選取的研究對象是香港，香港以其優越的自然條件、自由的市場制度、發達的金融和物流服務以及完善的法律制度，已經成為全球公認的國際化大都市。香港不但擁有完備的交通基礎設施以及信息基礎設施，還提供較為完善的如融資、保險、經紀、仲裁與法律服務等中高端服務業。此外，很多國際知名的企業和國際組織總部都選擇在香港經營業務。因此，選擇香港作為新型城鎮化的代表來分析城市空間結構演變的對象具有代表性。
(二)數據說明鑒于相關數據的可得性和時間的連續性，本文采用2001年－2012年香港的季度時間序列數據，相關數據來源于2001年12月至2012年12月的《香港統計月刊》。本文的計量分析主要使用以下變量，詳細劃分見表1所示的城市經濟發展水平和影響因素的指標體系，計量軟件為Eviews6．0。
四、實證分析
(一)平穩性檢驗基于VAR模型要求系統中各變量的平穩性要求，本文通過AugmentedDickey－Fuller檢驗方法對時間序列ftop、gdp、hum、infor、jem、zem、tax、trade、traf、yem進行平穩性檢驗，結果顯示這些時間序列均為一階差分平穩過程，具體見表2所示。
(二)協整關系檢驗下面采用Johansen最大似然法來對以服務企業機構數量比重為代表的城市經濟發展水平和各演進影響因素進行協整檢驗。如表3所示，根據LR、FPE、AIC和HQ準則，確定VAR模型的最大滯后階數為3階，那么設定Johansen檢驗的滯后期為2。選擇由ftop和gdp、infor、trade、traf、jem、yem構成的列向量有確定線性趨勢且變量之間存在4個協整關系，具體見表4。協整關系方程表明在長期均衡關系中，以服務企業機構數量比重為代表的城市發展水平與腹地綜合實力、信息基礎設施水平、貿易比率、交通基礎設施水平、服務業集聚度和物流業集聚度之間存在穩定關系。而人力資本水平和宏觀稅率水平對 服務企業機構數量比重的影響不具有顯著性，此處暫不考慮這兩種因素的影響。具體而言，腹地綜合實力和貿易比率每增長1%分別會引起城市經濟發展水平提高1．09%和1．57%;而信息基礎設施水平和交通基礎設施水平在長期內對中心城市表現出負向作用，即兩個因素每增長1%會引起城市經濟發展水平降低1．14%和2．00%;同樣，企業異質性對中心城市長期發展的貢獻也較大且均起到了負向作用，服務企業集聚度和物流企業集聚度的負向效應系數分別為－1．45和－2．18。
(三)誤差修正模型的估計基于協整關系檢驗可知，變量城市經濟發展水平(ftop)與腹地綜合實力(gdp)、人力資本水平(hum)、信息基礎設施水平(infor)、貿易比率(trade)、交通基礎設施水平(traf)、服務業集聚度(jem)、物流業集聚度(yem)等因素之間存在長期均衡關系。因此，根據范曉莉(2012)［15］、郝壽義和范曉莉(2012)［16］的研究方法，在協整關系檢驗的基礎上進一步建立中心城市的誤差修正模型，探尋各演進影響因素與發展水平變量之間的短期動態關系，如式(37)所示。其中，誤差修正項為，誤差修正系數為－0．04，說明了城市經濟發展水平增長率的誤差修正項具有負向的修正機制，即發展水平增長率對長期均衡的偏離會對短期的發展水平增長率波動產生一個負向影響，但調整速度稍慢，不具有顯著性。從ECM模型來看，短期內城市經濟發展水平除了受自身增長率的影響外，還受到滯后一期的腹地綜合實力的正向影響和滯后二期的腹地綜合實力的負向影響。同時，滯后一期及二期的信息基礎設施水平和服務企業集聚度的增長率對于發展水平增長率具有負向作用。而滯后一期貿易比率的增長對發展水平增長率短期內起到正向影響，短期正向效應系數為0．01。而滯后二期的交通基礎設施水平的增長率對發展水平的增長影響也為正，短期效應系數為0．04。此外，滯后一期的物流業集聚度的提高則對城市發展起到了正向效應作用。
(四)脈沖響應與方差分解1．脈沖響應函數分析脈沖響應函數的結果顯示，對于來自于“城市經濟發展水平”自身的沖擊顯著為正，沖擊響應在第一期為最大值并逐步下降，在第二期達到最小值后處于一種波動的狀態;對于來自于“腹地綜合實力”的一個標準差的沖擊響應在前五期內呈現倒U型的負向效應，從第六期呈現穩步上升的正向影響;對于來自“信息基礎設施水平”的一個標準差的沖擊響應顯著為正，從第一期至第五期均呈現穩定上升的正向影響趨勢;而對于來自于“貿易比率”的一個標準差的沖擊是顯著為正的，在前五期呈現倒U型的波動狀態后呈現穩定的正向效應影響;對于來自于“交通基礎設施水平”的一個標準差的沖擊響應顯著為負，整體呈現先上升后下降的負向波動狀態，且負向影響力度逐漸減弱;對于來自于“企業異質性”影響因素的一個標準差的沖擊來說，在前二期內服務企業集聚的貢獻為負，從第三期開始逐漸上升，直至第七期達到峰值，此后呈現平緩下降的正向影響趨勢。而來自于“物流企業集聚”貢獻在前三期內影響力度較弱，從第四期開始呈現U字型的負向影響，從第十五期以后轉為穩定上升的正向影響趨勢。綜上所述，在短期內城市經濟發展水平除了受自身發展水平的較大影響外，服務業集聚度和物流業集聚度的提高對城市經濟發展水平帶來較大的正向沖擊效應。而信息基礎設施水平在短期內對中心城市發展起到較強的促進作用，但長期內則表現為抑制作用。此外，貿易比率在短期內對中心城市的影響較弱，但在長期中表現出較強的正向影響力度;與之類似，腹地綜合實力也主要在長期內利于城市經濟發展水平的提高。2．預測方差分解分析在VAR模型的基礎上對城市經濟發展水平指標的預測均方誤差進行分解。結果顯示，短期內主要受到城市自身發展水平的影響，占比為81．36%，同時還受到服務業集聚度、貿易比率和交通基礎設施水平高低的影響，占比分別為2．77%。6．46%和8．11%。長期而言，腹地綜合實力、貿易比率、服務業集聚度是影響中心城市發展的最重要的因素，影響占比分別為7．39%、11．7%和9．97%，其中服務業集聚度的影響力度上升較快。此外，長期內交通基礎設施水平仍發揮較大的影響作用，影響占比為9．7%，而信息基礎設施水平和物流業集聚度的影響力較弱，但也呈現逐步上升的趨勢。
五、結論與政策含義
為提升國家科技創新能力，科技部自1995年起組建國家火炬計劃軟件產業基地，創辦高新技術產業開發區和高新技術創業服務中心，逐漸完善高新技術產業科技競爭力的產業孵化基地。截至2015年2月5日，長治、錦州、連云港等14家省級高新區取得國務院批復，晉級為國家高新技術產業開發區，至此我國國家級高新技術開發區已達129家。
除建設科技發展硬件設施外，科技投入的逐年增加也為高新技術產業科技競爭力的提升注入活力。R&D作為經濟增長的內生變量（Poul Rome，1991），不僅可以用來度量科技投入的數量變化，還可以對比世界各國高新技術產業科技發展的優缺，促進我國高新技術產業科技競爭力快速、均衡發展。
目前，基于R&D對我國高新技術產業的研究多停留在省域或企業層面，本文從國際競爭力角度出發，將R&D用于對高新技術產業科技競爭力的國際比較，借鑒Ricardo提出的R&D支出理論，采用Koenker和Bassett（1978）提出的分位回歸方法構建高新技術產業科技競爭力比較模型，研究我國高新技術產業科技競爭力在國際視角下的優劣勢。
二、 中國高新技術產業科技競爭力國際比較
高新技術產業是對以高新技術為基礎，從事一種或多種高新技術與產品的研究、開發、推廣和服務的企業統稱，是知識密集型和技術密集型的產業集合。從科技投入著手，衡量一個國家的高新技術產業科技競爭力水平十分重要，本節將以R&D支出作為指標比較我國與世界其他國家的高新技術產業科技競爭力宏觀變動趨勢。
以瑞士洛桑國際管理發展學院（IMD）的從國際角度比較企業以及國家競爭力的數據為依據，選取2012年R&D支出總額排名前五的國家（含中國），對其2003年～2012年國家R&D支出總額和R&D在當年GDP占比的變動趨勢進行比較（見圖1）。
從R&D支出總額來看，2012年世界排名前五的國家依次為美國、日本、中國大陸、德國和法國。自2003年至2012年，這五個國家在科技投入上的R&D支出均呈現逐年增加的趨勢，以美國為首，R&D支出總額在2012年達到453 544百萬美元；日本次之，2012年科技投入199 209百萬美元；中國大陸在這五個國家中位居第三，2012年投入R&D經費共計163 147百萬美元，是美國同期R&D支出總額的35.97%，德國和法國緊隨其后。與2003年R&D支出總額相比，中國大陸科技投入總額大幅增加，R&D支出總額由18 601百萬美元增長到163 147百萬美元，漲幅高達777.10%，世界排名由第六升至第三，R&D支出增長總額僅次于美國的163 808百萬美元。比較2003年～2012年五國R&D支出增長率，中國大陸位居首位，平均增長率保持在27.35%，在2008年達到峰值36.21%；美國次之，R&D支出增長率從2003年的3.64%上升到2005年的8.54%，之后呈下降趨勢，在2011年之后達到穩定，保持在5%上下波動；日本、德國和法國的R&D支出增長率變化趨勢大體相似，均表現為先上升達到峰值后下降至0點，然后維持穩定狀態的趨勢，并且這三個國家在2012年的R&D支出同時表現出負增長現象。
由于各個國家經濟、人口、社會發展程度不均衡等因素的影響，僅從R&D支出總額上比較不足以充分說明每個國家高新技術產業的科技投入力度，為消除國家個體差異帶來的不利，這里引入新的度量指標，即R&D支出占全年GDP百分比（后簡稱R&D支出占比）進一步分析。如圖1中右圖所示，2012年科技投入力度從強到弱依次是日本、德國、美國、法國、中國大陸，日本的R&D支出占比是中國大陸的1.69倍。2003年～2012年，中國大陸的R&D支出占比持續增長，從2003年的1.13%增至2012年的1.98%，但仍比其他四國中R&D支出占比最低的法國少了0.29個百分點。
進一步對比各國高新技術產業R&D支出占工業總產值的百分比可知，雖然我國高新技術產業R&D經費內部支出從2005年的362.5億元增長到2012年的1 491.5億元，增幅達到311.45%，但與世界其他高新技術產業經濟論文競爭力較強的國家相比，我國高新技術產業R&D支出占工業總產值的百分比仍處于較低水平，僅為美國的8.5%，不足韓國的30%。
通過對各國科技投入的國際比較發現，中國在高新技術產業科技投入強度上與發達國家相比還存在一定差距，具有很大的提升空間；高新技術產業的科技競爭力水平相對較弱，使得當前中國高新技術產業發展面臨著高新技術產品技術含量欠佳、內在創新匱乏、產品與技術服務推廣動力不足等困難。因此，保持科技投入的高速增長，提高科技水平的質量，仍是中國高新技術產業科技競爭力提升的重要途經。
三、 R&D支出影響因素實證分析
1. 變量選擇。R&D支出作為科技投入強度的重要度量指標，對各國高新技術產業科技競爭力的影響很大。為提升中國高新技術產業科技競爭力，提高我國R&D支出占比，本文綜合Ricardo提出的R&D支出理論和趙喜倉等的研究，在考慮R&D活動和世界經濟現實的基礎上，選擇R&D支出總額作為被解釋變量，并以國家GDP、高新技術產品出口總額、海外直接投資總額、國內直接投資總額、R&D設備再分配風險、技術開發與應用等作為解釋變量，從國際競爭比較視角研究影響R&D支出的因素。
模型中的6個基本解釋變量分別衡量高新技術產業科技活動和國家經濟等方面；其中，國家GDP用于表示一個國家的總體經濟情況；高新技術產品出口總額用于測度一個國家高新技術產業帶來的出口價值；海外直接投資總額和國內直接投資總額分別用于衡量一個國家獲得的直接海外投資金額和國內投資金額；R&D設備再分配風險用于評估科技硬件基礎改變帶來的經濟風險；技術與開發應用表示國家對技術與開發的支持程度。
2. 數據介紹。本文利用瑞士洛桑國際管理發展學院（IMD）的國際競爭力數據，選取2007年～2012年60個國家的7個指標數據構建實證模型，除去因個別年份數據缺失的國家后，最終進入模型的國家共有27個。
3. 模型建立。由于實證采用的數據兼具時間序列和個體差異的特性，符合面板數據的一般形式：
yi，t =αi+βxi，t+εi，t，i=1，…，N，t=1，…，T
其中i為橫截面單位，t為時期，yi，t表示第i 個個體t時刻的觀測值；αi表示第i個個體的固定效應，該變量不受時間變化的影響；xi，t為解釋變量，β為待估參數，這里假設其不隨時間變化；ε表示隨機誤差。
為確定模型中是含有固定效應還是隨機效應，對實證數據進行Hausman檢驗（J.A.Hausman，1978），即檢驗隨機效應估計量βRE和固定效應估計量βW是否一致，可否存在顯著性差異。檢驗結果表明實證數據適用固定效應模型。根據Koenker提出的固定效應分位數回歸模型一般形式：
Qyit（τ|xit）=αi+xitTβ（τ）+εi，t，i=1，…，N，t=1，…，T
這里τ表示分位數，其他變量含義保持不變。引入新的懲罰項■|αi|代替高斯懲罰，獲得最終的實證分位回歸模型：
■■■■wk？籽τk（y-αi-XTijβ（τk））+？姿■|αi|（1）
其中wk表示權重，用于控制q分位數{τ1，…，τq}對估計值αi的影響，ρτ（ε）=ε[τ-I（ε<0）]表示線性分段函數的損失函數。
4. 實證分析。本文采用STATA12.0對分位回歸模型（1）進行建模，分別對τ=0.05，0.25，0.5，0.75和0.95的不同分位點構建回歸方程，得到最后結果（見表1）。
從表1的分位回歸結果看到，該模型在τ=0.95分位點的擬合度最高，但仍有兩個變量未通過系數的顯著性檢驗。從總體上看，模型中的變量R&D設備再分配風險的系數隨分位點的提高存在明顯的減小趨勢，其他變量的系數則呈現先變大后減小或者先減小再變大的不同趨勢。
對不同R&D支出水平的國家而言，影響R&D支出的因素存在明顯差異。處于5%分位點的國家，高新技術產品出口總額、海外直接投資總額和國內直接投資總額系數在0.05水平下顯著，說明這三個變量對R&D支出總額具有顯著影響，也就是說對于R&D支出水平較低的國家而言，提高高新技術產品出口額，增加海外直接投資總額和海外直接投資占比是提高R&D支出的非常有效的途徑；對處于25%分位點的國家，除繼續提高高新技術產品出口額之外，增加海外直接投資總額效果并不顯著，反而降低國內直接投資總額在0.1顯著水平下對增加R&D支出具有一定作用；對處于50%和75%分為點的國家而言，持續擴大高新技術產品出口對增加R&D支出效果顯著；對R&D支出水平較高的國家，提高R&D支出的方法不再拘泥于擴大高新技術產品出口一種，降低R&D設備再分配風險，調整技術開發與應用程度，提升國家GDP收入都對R&D支出具有明顯影響。
因此，通過分位回歸模型實證分析可知，對R&D支出影響最顯著的因素是高新技術產品出口，對不同分位點的國家來說，保持其他條件不變，高新技術產品出口總額平均每增加0.36百萬美元，R&D支出總額可以增加1百萬美元；其次是海外直接投資總額，對R&D支出處于中下水平的國家，提高海外直接投資總額，調整國內外投資占比非常重要。當國家R&D支出水平已經比較高時，除以上兩個因素外，改變技術發展硬件環境也將成為影響R&D支出的因素。
四、 結論
通過對2003年～2012年高新技術產業科技競爭力的國際比較和實證分析可知，我國高新技術產業科技競爭力與國際其他國家差距甚遠；未來的發展方向上，應著重優化科研資金投資占比、提高高新技術產品出口、創新科技發展環境等，為提高我國高新技術產業科技競爭力做好充分準備。
第一，調整科技投資資金的數額和流向，發揮政府積極導向作用。
科技投資資金的數額和流向對高新技術產業科技競爭力影響十分顯著，海外直接投資資金帶來的不僅是勞動產值的提高，還有因擠出效應引發的本土高新技術產業發展抑制，因此只有合理把握國內外投資資金的比例才能將海外直接投資資金對我國高新技術產業發展的積極作用發揮到最大。故在此過程中政府具有舉足輕重的作用，它不僅要控制科研投入的成本和收益，調整科技投入資金的組成結構，同時也要保證科技投入資金的有效利用。
第二，優化高新技術產業布局，擴大高新技術產業產品出口。
無論是中國還是世界其他許多國家，與其他產業相比，高新技術產業進出口逆差明顯；如果從產業結構分布和地域布局著手分析，不難發現高新技術產業模式多呈現單一與地域化現象。因此，優化高新技術產業結構，擴大高新技術產品出口是提升高新技術產科科技競爭力的著力點。
第三，加強人才引進與培養，完善科技發展環境。當前國際競爭主要表現在高科技技術競爭，而技術之爭則體現在人才競爭上。企業作為人才引進與培養的載體，在挖掘人才、存續人力資本上發揮著重要作用；而高新技術企業人力資源的合理配置直接決定了企業的科技競爭力，進一步對國家高新技術產業的整體科技競爭力產生影響。所以，提高高新技術產業科技競爭力的首要任務就是提高產業內企業從業者的科技素質，包括生產技能和科研水平，在一定條件下注重從國外引進優秀的人才，培養企業內部優質人力資本。同時，國家層面需要培育高新技術產業的發展環境，比如全面提升科技教育水平、完善法律體系、扶持科研機構、創立高新基地等。
高新技術產業作為知識密集型產業，隨著科技投入的大幅增加，科技創新能力會發生顯著提高。因此，增加海外投資資金和占比、擴大高新技術產品出口、優化科技發展和應用環境，發揮政府積極調控作用不僅是提高科技投入的重要舉措，更是提升國家高新技術產業科技競爭力的有效手段，是新經濟形態下發揮我國經濟穩定增長和科技快速發展的有力抓手。
參考文獻：
[1] 陳柯.高新技術產業布局優化研究[J].山東社會科學，2015，（2）：153-158.
