時間：2022-08-29 01:46:05
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)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(jīng)濟論文，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
一、新經(jīng)濟時代企業(yè)市場營銷策略
1.充分利用電子商務(wù)開展網(wǎng)絡(luò)營銷隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的出現(xiàn)，一種新的營銷方式應(yīng)運而生，網(wǎng)絡(luò)營銷逐漸成為市場營銷的重要組成部分，在市場營銷中發(fā)揮的作用也日漸增大。通過網(wǎng)絡(luò)營銷的方式，企業(yè)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(yōu)質(zhì)的服務(wù)和產(chǎn)品。網(wǎng)絡(luò)時代，信息傳播的速度越來越快、范圍越來越廣，為企業(yè)捕捉有效信息提供了便利，而且隨著市場經(jīng)濟的快速發(fā)展和變化，人們的需求也在隨時發(fā)生改變，網(wǎng)絡(luò)營銷的策略能夠借助互聯(lián)網(wǎng)擴大信息搜尋的范圍和準(zhǔn)確性，減少了很多中間環(huán)節(jié)，能夠使商品以最低的價格銷售給消費者，營銷企業(yè)快速準(zhǔn)確掌握消費信息，有利于有針對的開展市場營銷，提高企業(yè)的經(jīng)濟效益。
2.加強服務(wù)營銷的力度經(jīng)濟的快速發(fā)展使得企業(yè)在管理和營銷方面的能力也逐漸提高，在新經(jīng)濟時代背景下，企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)與管理已經(jīng)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(yè)營銷獲得成功，就需要從服務(wù)方面入手。消費者是企業(yè)生存發(fā)展的重要依靠力量，提高消費者對產(chǎn)品和企業(yè)服務(wù)的滿意程度，對于企業(yè)今后的可持續(xù)發(fā)展是十分重要的，因此，在市場營銷中，應(yīng)注重服務(wù)營銷的策略，在保證產(chǎn)品質(zhì)量、價格的基礎(chǔ)上，更加注重服務(wù)態(tài)度和效果，從消費者的實際需求出發(fā)，為消費者提供優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品，同時做好產(chǎn)品的售前、售中以及售后服務(wù)，并做好產(chǎn)品的信息反饋工作，及時與消費者聯(lián)系，聽取他們對企業(yè)產(chǎn)品的意見和建議，及時調(diào)整企業(yè)的產(chǎn)品和服務(wù)。此外，還應(yīng)加強企業(yè)員工的服務(wù)培訓(xùn)，使每位員工都能夠具備高度的責(zé)任感，為消費者提供最好的服務(wù)，達(dá)到吸引消費者的目的，促進企業(yè)的健康穩(wěn)定發(fā)展。
3.加強創(chuàng)新策略的應(yīng)用當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展迅速，各種產(chǎn)品的更新?lián)Q代速度也越來越快，企業(yè)的發(fā)展仍然面臨著巨大的挑戰(zhàn)和激烈的競爭，企業(yè)要想實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，就必須具備一定的創(chuàng)新意識，與同類企業(yè)之間生產(chǎn)差距，才能夠占領(lǐng)市場，實現(xiàn)良好的發(fā)展。首先應(yīng)營銷觀念一定要創(chuàng)新，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)營銷理念的束縛，克服舊思想的約束，為企業(yè)的創(chuàng)新營銷打下堅實的基礎(chǔ)。企業(yè)發(fā)展的最大競爭是技術(shù)和產(chǎn)品的競爭，因此，應(yīng)不斷加強技術(shù)和產(chǎn)品的創(chuàng)新力度，善于捕捉市場變化以及消費者的新需求，從而生產(chǎn)出更多新產(chǎn)品，吸引更多的消費者，從而與其他企業(yè)拉開距離，實現(xiàn)更大的經(jīng)濟利益。產(chǎn)品技術(shù)以及觀念的創(chuàng)新都離不開具有創(chuàng)新意識的人才，因此，企業(yè)應(yīng)積極引進創(chuàng)新性人才，為企業(yè)的市場營銷提供更多新奇的思路和想法，從而創(chuàng)造出更多新產(chǎn)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(yè)的發(fā)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(chǎn)品的銷售和企業(yè)經(jīng)濟效益的實現(xiàn)。因此作為企業(yè)管理者，應(yīng)制定完善的市場營銷管理制度，為企業(yè)營銷工作的順利開展提供依據(jù)和保障，為企業(yè)的銷售商和銷售人員提出嚴(yán)格的獎懲辦法，使他們能夠努力為企業(yè)工作，避免企業(yè)與銷售商以及銷售商之間出現(xiàn)矛盾利益的沖突，為企業(yè)發(fā)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(xié)調(diào)企業(yè)與銷售商的關(guān)系，實現(xiàn)良好經(jīng)濟效益的重要手段。
二、結(jié)束語
新經(jīng)濟時代背景下，企業(yè)要發(fā)揮市場營銷的作用，提高自身競爭力，獲得良好的經(jīng)濟效益，就需要不斷提升和創(chuàng)新營銷策略，了解消費者對產(chǎn)品的需求，不斷開發(fā)新產(chǎn)品和新技術(shù)，拓寬營銷渠道，提高產(chǎn)品的服務(wù)質(zhì)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(yè)的快速發(fā)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(shè)FujitaMasahisa和Jacques－FrancoisThisse(2002)綜合了中心－模型和張伯倫關(guān)于中間投入品多樣性的方法構(gòu)建了關(guān)于粘性勞動力與區(qū)域?qū)I(yè)化的兩區(qū)域、一種生產(chǎn)要素以及三部門模型。本文的模型基本假設(shè)與之相似。模型中包含兩個區(qū)域，即城市地區(qū)和城市以外的邊緣地區(qū);一種生產(chǎn)要素:勞動力，且勞動力是粘性的，其不能在區(qū)域間流動;經(jīng)濟系統(tǒng)中有三個部門:制造業(yè)部門、服務(wù)業(yè)部門和傳統(tǒng)部門，其中服務(wù)業(yè)部門為制造業(yè)部門提供服務(wù)產(chǎn)品。這里假定制造業(yè)部門和傳統(tǒng)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(yè)部門產(chǎn)品是同質(zhì)的，并且假定制造業(yè)部門具有規(guī)模報酬不變的特征以及完全競爭的市場結(jié)構(gòu)。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(shù)來代表。其中，表示消費者效用，代表對制造業(yè)部門使用低生產(chǎn)率服務(wù)產(chǎn)品而生產(chǎn)的同質(zhì)產(chǎn)品的消費，代表對制造業(yè)部門使用高生產(chǎn)率服務(wù)產(chǎn)品而生產(chǎn)的同質(zhì)產(chǎn)品的消費，A代表對傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的消費。，表示在消費者總支出額中對制造業(yè)部門各產(chǎn)品的支出份額，表示對傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的支出份額。與之前的模型不同，本文借鑒了ToshihiroOkubo(2010)關(guān)于企業(yè)異質(zhì)性的研究思路，將服務(wù)業(yè)部門劃分為生產(chǎn)效率不同的異質(zhì)企業(yè)。假定服務(wù)業(yè)部門以規(guī)模收益遞增和壟斷競爭為特征，生產(chǎn)多樣化的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)產(chǎn)品，以滿足制造業(yè)部門的服務(wù)需求，其區(qū)際之間交易遵循冰山交易成本，區(qū)內(nèi)交易無交易成本，并且依據(jù)勞動生產(chǎn)率的不同而表現(xiàn)出企業(yè)異質(zhì)性特征。為了方便研究，假設(shè)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門有兩類生產(chǎn)效率水平不同的企業(yè):一種類型為低生產(chǎn)率水平的企業(yè)，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(yè);另一種類型為高生產(chǎn)率水平的企業(yè)，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(yè)。其中，每個企業(yè)都需要使用一單位資本作為固定資本投入，則現(xiàn)代服務(wù)企業(yè)類型j生產(chǎn)產(chǎn)量需要單位的勞動力，其生產(chǎn)函數(shù)如(2)所示。關(guān)于企業(yè)異質(zhì)性的引入，本文假設(shè)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)部門的異質(zhì)性企業(yè)“”和“”的單位投入系數(shù)分別為和，且。每個區(qū)域在初始均衡條件下?lián)碛邢嗤摹啊逼髽I(yè)和“”企業(yè)分布，和分別表示“”企業(yè)和“”企業(yè)區(qū)域內(nèi)企業(yè)數(shù)量的構(gòu)成，其中，這個企業(yè)類型的份額表示生產(chǎn)率分布，在Melitz(2003)的研究中是外生給定的。由于每個區(qū)域的每單位資本與個體邊際成本有關(guān)，因此可用不同企業(yè)單位投入系數(shù)和來測量。假設(shè)決定企業(yè)異質(zhì)性的成本差異要高于“”企業(yè)和“”企業(yè)的相對分布比率，具體關(guān)系見(3)式。
(二)消費者行為消費者效用函數(shù)由柯布道格拉斯效用函數(shù)表示，所有勞動力的偏好是一致的，并消費同質(zhì)產(chǎn)品。地區(qū)代表性消費者效用函數(shù)如(1)式所示。如果為消費者收入，是傳統(tǒng)部門產(chǎn)品價格，而是制造業(yè)部門低端產(chǎn)品的價格，是制造業(yè)部門高端產(chǎn)品的價格，則消費者的預(yù)算約束為。
二、均衡分析
本文中的模型是在制造業(yè)部門使用服務(wù)部門產(chǎn)品的前提下展開的。當(dāng)使用服務(wù)部門的產(chǎn)品時，制造業(yè)部門之所以在某區(qū)域集聚，是因為服務(wù)產(chǎn)業(yè)聚集在該區(qū)域，然后吸引制造業(yè)部門區(qū)位選擇至此，而制造業(yè)部門集聚此地，又提供了大量的服務(wù)產(chǎn)品需求，因此又會吸引大量的服務(wù)業(yè)部門集聚，相互作用，不斷循環(huán)。命題2企業(yè)異質(zhì)性可以作為引起聚集的一種力量，更多的異質(zhì)性企業(yè)更可能導(dǎo)致完全聚集的產(chǎn)生并在一定條件下保持穩(wěn)定。相對于低效率服務(wù)企業(yè)而言，高效率服務(wù)企業(yè)由于自身單位投入系數(shù)較低而集聚在城市地區(qū)表現(xiàn)出的穩(wěn)定性更高。
三、指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說明
(一)指標(biāo)選擇通常情況下，經(jīng)濟活動規(guī)模越大，所產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟和外部經(jīng)濟效應(yīng)就越明顯，也就越能吸引更多的企業(yè)集聚于此。因此，經(jīng)濟活動規(guī)模是衡量一個城市經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標(biāo)。本文將指標(biāo)體系共劃分為兩大類:一類是城市經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)，主要從經(jīng)濟活動規(guī)模來描述;另一類是城市空間結(jié)構(gòu)演變過程中的影響因素指標(biāo)，是指影響城市空間結(jié)構(gòu)演變過程中的一些外部因素，主要包括腹地的綜合實力、貿(mào)易比率、人力資本水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平、信息基礎(chǔ)設(shè)施水平、制造業(yè)集聚度、服務(wù)業(yè)集聚度、物流業(yè)集聚度以及宏觀稅率水平等指標(biāo)。本文選取的研究對象是香港，香港以其優(yōu)越的自然條件、自由的市場制度、發(fā)達(dá)的金融和物流服務(wù)以及完善的法律制度，已經(jīng)成為全球公認(rèn)的國際化大都市。香港不但擁有完備的交通基礎(chǔ)設(shè)施以及信息基礎(chǔ)設(shè)施，還提供較為完善的如融資、保險、經(jīng)紀(jì)、仲裁與法律服務(wù)等中高端服務(wù)業(yè)。此外，很多國際知名的企業(yè)和國際組織總部都選擇在香港經(jīng)營業(yè)務(wù)。因此，選擇香港作為新型城鎮(zhèn)化的代表來分析城市空間結(jié)構(gòu)演變的對象具有代表性。
(二)數(shù)據(jù)說明鑒于相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性和時間的連續(xù)性，本文采用2001年－2012年香港的季度時間序列數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2001年12月至2012年12月的《香港統(tǒng)計月刊》。本文的計量分析主要使用以下變量，詳細(xì)劃分見表1所示的城市經(jīng)濟發(fā)展水平和影響因素的指標(biāo)體系，計量軟件為Eviews6．0。
四、實證分析
(一)平穩(wěn)性檢驗基于VAR模型要求系統(tǒng)中各變量的平穩(wěn)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(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示這些時間序列均為一階差分平穩(wěn)過程，具體見表2所示。
(二)協(xié)整關(guān)系檢驗下面采用Johansen最大似然法來對以服務(wù)企業(yè)機構(gòu)數(shù)量比重為代表的城市經(jīng)濟發(fā)展水平和各演進影響因素進行協(xié)整檢驗。如表3所示，根據(jù)LR、FPE、AIC和HQ準(zhǔn)則，確定VAR模型的最大滯后階數(shù)為3階，那么設(shè)定Johansen檢驗的滯后期為2。選擇由ftop和gdp、infor、trade、traf、jem、yem構(gòu)成的列向量有確定線性趨勢且變量之間存在4個協(xié)整關(guān)系，具體見表4。協(xié)整關(guān)系方程表明在長期均衡關(guān)系中，以服務(wù)企業(yè)機構(gòu)數(shù)量比重為代表的城市發(fā)展水平與腹地綜合實力、信息基礎(chǔ)設(shè)施水平、貿(mào)易比率、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平、服務(wù)業(yè)集聚度和物流業(yè)集聚度之間存在穩(wěn)定關(guān)系。而人力資本水平和宏觀稅率水平對 服務(wù)企業(yè)機構(gòu)數(shù)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(mào)易比率每增長1%分別會引起城市經(jīng)濟發(fā)展水平提高1．09%和1．57%;而信息基礎(chǔ)設(shè)施水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平在長期內(nèi)對中心城市表現(xiàn)出負(fù)向作用，即兩個因素每增長1%會引起城市經(jīng)濟發(fā)展水平降低1．14%和2．00%;同樣，企業(yè)異質(zhì)性對中心城市長期發(fā)展的貢獻也較大且均起到了負(fù)向作用，服務(wù)企業(yè)集聚度和物流企業(yè)集聚度的負(fù)向效應(yīng)系數(shù)分別為－1．45和－2．18。
(三)誤差修正模型的估計基于協(xié)整關(guān)系檢驗可知，變量城市經(jīng)濟發(fā)展水平(ftop)與腹地綜合實力(gdp)、人力資本水平(hum)、信息基礎(chǔ)設(shè)施水平(infor)、貿(mào)易比率(trade)、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(traf)、服務(wù)業(yè)集聚度(jem)、物流業(yè)集聚度(yem)等因素之間存在長期均衡關(guān)系。因此，根據(jù)范曉莉(2012)［15］、郝壽義和范曉莉(2012)［16］的研究方法，在協(xié)整關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)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(fā)展水平變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，如式(37)所示。其中，誤差修正項為，誤差修正系數(shù)為－0．04，說明了城市經(jīng)濟發(fā)展水平增長率的誤差修正項具有負(fù)向的修正機制，即發(fā)展水平增長率對長期均衡的偏離會對短期的發(fā)展水平增長率波動產(chǎn)生一個負(fù)向影響，但調(diào)整速度稍慢，不具有顯著性。從ECM模型來看，短期內(nèi)城市經(jīng)濟發(fā)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(fù)向影響。同時，滯后一期及二期的信息基礎(chǔ)設(shè)施水平和服務(wù)企業(yè)集聚度的增長率對于發(fā)展水平增長率具有負(fù)向作用。而滯后一期貿(mào)易比率的增長對發(fā)展水平增長率短期內(nèi)起到正向影響，短期正向效應(yīng)系數(shù)為0．01。而滯后二期的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的增長率對發(fā)展水平的增長影響也為正，短期效應(yīng)系數(shù)為0．04。此外，滯后一期的物流業(yè)集聚度的提高則對城市發(fā)展起到了正向效應(yīng)作用。
(四)脈沖響應(yīng)與方差分解1．脈沖響應(yīng)函數(shù)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果顯示，對于來自于“城市經(jīng)濟發(fā)展水平”自身的沖擊顯著為正，沖擊響應(yīng)在第一期為最大值并逐步下降，在第二期達(dá)到最小值后處于一種波動的狀態(tài);對于來自于“腹地綜合實力”的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)在前五期內(nèi)呈現(xiàn)倒U型的負(fù)向效應(yīng)，從第六期呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的正向影響;對于來自“信息基礎(chǔ)設(shè)施水平”的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)顯著為正，從第一期至第五期均呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的正向影響趨勢;而對于來自于“貿(mào)易比率”的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊是顯著為正的，在前五期呈現(xiàn)倒U型的波動狀態(tài)后呈現(xiàn)穩(wěn)定的正向效應(yīng)影響;對于來自于“交通基礎(chǔ)設(shè)施水平”的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊響應(yīng)顯著為負(fù)，整體呈現(xiàn)先上升后下降的負(fù)向波動狀態(tài)，且負(fù)向影響力度逐漸減弱;對于來自于“企業(yè)異質(zhì)性”影響因素的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊來說，在前二期內(nèi)服務(wù)企業(yè)集聚的貢獻為負(fù)，從第三期開始逐漸上升，直至第七期達(dá)到峰值，此后呈現(xiàn)平緩下降的正向影響趨勢。而來自于“物流企業(yè)集聚”貢獻在前三期內(nèi)影響力度較弱，從第四期開始呈現(xiàn)U字型的負(fù)向影響，從第十五期以后轉(zhuǎn)為穩(wěn)定上升的正向影響趨勢。綜上所述，在短期內(nèi)城市經(jīng)濟發(fā)展水平除了受自身發(fā)展水平的較大影響外，服務(wù)業(yè)集聚度和物流業(yè)集聚度的提高對城市經(jīng)濟發(fā)展水平帶來較大的正向沖擊效應(yīng)。而信息基礎(chǔ)設(shè)施水平在短期內(nèi)對中心城市發(fā)展起到較強的促進作用，但長期內(nèi)則表現(xiàn)為抑制作用。此外，貿(mào)易比率在短期內(nèi)對中心城市的影響較弱，但在長期中表現(xiàn)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(nèi)利于城市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高。2．預(yù)測方差分解分析在VAR模型的基礎(chǔ)上對城市經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)的預(yù)測均方誤差進行分解。結(jié)果顯示，短期內(nèi)主要受到城市自身發(fā)展水平的影響，占比為81．36%，同時還受到服務(wù)業(yè)集聚度、貿(mào)易比率和交通基礎(chǔ)設(shè)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(mào)易比率、服務(wù)業(yè)集聚度是影響中心城市發(fā)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(wù)業(yè)集聚度的影響力度上升較快。此外，長期內(nèi)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平仍發(fā)揮較大的影響作用，影響占比為9．7%，而信息基礎(chǔ)設(shè)施水平和物流業(yè)集聚度的影響力較弱，但也呈現(xiàn)逐步上升的趨勢。
五、結(jié)論與政策含義
為提升國家科技創(chuàng)新能力，科技部自1995年起組建國家火炬計劃軟件產(chǎn)業(yè)基地，創(chuàng)辦高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)和高新技術(shù)創(chuàng)業(yè)服務(wù)中心，逐漸完善高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的產(chǎn)業(yè)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(qū)取得國務(wù)院批復(fù)，晉級為國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，至此我國國家級高新技術(shù)開發(fā)區(qū)已達(dá)129家。
除建設(shè)科技發(fā)展硬件設(shè)施外，科技投入的逐年增加也為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的提升注入活力。R&D作為經(jīng)濟增長的內(nèi)生變量（Poul Rome，1991），不僅可以用來度量科技投入的數(shù)量變化，還可以對比世界各國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技發(fā)展的優(yōu)缺，促進我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力快速、均衡發(fā)展。
目前，基于R&D對我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研究多停留在省域或企業(yè)層面，本文從國際競爭力角度出發(fā)，將R&D用于對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)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(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力比較模型，研究我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力在國際視角下的優(yōu)劣勢。
二、 中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力國際比較
高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是對以高新技術(shù)為基礎(chǔ)，從事一種或多種高新技術(shù)與產(chǎn)品的研究、開發(fā)、推廣和服務(wù)的企業(yè)統(tǒng)稱，是知識密集型和技術(shù)密集型的產(chǎn)業(yè)集合。從科技投入著手，衡量一個國家的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力水平十分重要，本節(jié)將以R&D支出作為指標(biāo)比較我國與世界其他國家的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力宏觀變動趨勢。
以瑞士洛桑國際管理發(fā)展學(xué)院（IMD）的從國際角度比較企業(yè)以及國家競爭力的數(shù)據(jù)為依據(jù)，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(dāng)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(xiàn)逐年增加的趨勢，以美國為首，R&D支出總額在2012年達(dá)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(jīng)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(dá)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(dá)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(dá)到穩(wěn)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(xiàn)為先上升達(dá)到峰值后下降至0點，然后維持穩(wěn)定狀態(tài)的趨勢，并且這三個國家在2012年的R&D支出同時表現(xiàn)出負(fù)增長現(xiàn)象。
由于各個國家經(jīng)濟、人口、社會發(fā)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(shù)產(chǎn)業(yè)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(biāo)，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(xù)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(shù)產(chǎn)業(yè)R&D支出占工業(yè)總產(chǎn)值的百分比可知，雖然我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)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(dá)到311.45%，但與世界其他高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟論文競爭力較強的國家相比，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D支出占工業(yè)總產(chǎn)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(fā)現(xiàn)，中國在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技投入強度上與發(fā)達(dá)國家相比還存在一定差距，具有很大的提升空間；高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的科技競爭力水平相對較弱，使得當(dāng)前中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨著高新技術(shù)產(chǎn)品技術(shù)含量欠佳、內(nèi)在創(chuàng)新匱乏、產(chǎn)品與技術(shù)服務(wù)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(zhì)量，仍是中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力提升的重要途經(jīng)。
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(biāo)，對各國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的影響很大。為提升中國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟現(xiàn)實的基礎(chǔ)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(shù)產(chǎn)品出口總額、海外直接投資總額、國內(nèi)直接投資總額、R&D設(shè)備再分配風(fēng)險、技術(shù)開發(fā)與應(yīng)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(shù)產(chǎn)業(yè)科技活動和國家經(jīng)濟等方面；其中，國家GDP用于表示一個國家的總體經(jīng)濟情況；高新技術(shù)產(chǎn)品出口總額用于測度一個國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶來的出口價值；海外直接投資總額和國內(nèi)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(nèi)投資金額；R&D設(shè)備再分配風(fēng)險用于評估科技硬件基礎(chǔ)改變帶來的經(jīng)濟風(fēng)險；技術(shù)與開發(fā)應(yīng)用表示國家對技術(shù)與開發(fā)的支持程度。
2. 數(shù)據(jù)介紹。本文利用瑞士洛桑國際管理發(fā)展學(xué)院（IMD）的國際競爭力數(shù)據(jù)，選取2007年～2012年60個國家的7個指標(biāo)數(shù)據(jù)構(gòu)建實證模型，除去因個別年份數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)兼具時間序列和個體差異的特性，符合面板數(shù)據(jù)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(yīng)，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(shù)，這里假設(shè)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(yīng)還是隨機效應(yīng)，對實證數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗（J.A.Hausman，1978），即檢驗隨機效應(yīng)估計量βRE和固定效應(yīng)估計量βW是否一致，可否存在顯著性差異。檢驗結(jié)果表明實證數(shù)據(jù)適用固定效應(yīng)模型。根據(jù)Koenker提出的固定效應(yīng)分位數(shù)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(shù)，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(quán)重，用于控制q分位數(shù){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(shù)的損失函數(shù)。
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(gòu)建回歸方程，得到最后結(jié)果（見表1）。
從表1的分位回歸結(jié)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(shù)的顯著性檢驗。從總體上看，模型中的變量R&D設(shè)備再分配風(fēng)險的系數(shù)隨分位點的提高存在明顯的減小趨勢，其他變量的系數(shù)則呈現(xiàn)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(shù)產(chǎn)品出口總額、海外直接投資總額和國內(nèi)直接投資總額系數(shù)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(shù)產(chǎn)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(xù)提高高新技術(shù)產(chǎn)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(nèi)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(xù)擴大高新技術(shù)產(chǎn)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(shù)產(chǎn)品出口一種，降低R&D設(shè)備再分配風(fēng)險，調(diào)整技術(shù)開發(fā)與應(yīng)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(shù)產(chǎn)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(shù)產(chǎn)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(diào)整國內(nèi)外投資占比非常重要。當(dāng)國家R&D支出水平已經(jīng)比較高時，除以上兩個因素外，改變技術(shù)發(fā)展硬件環(huán)境也將成為影響R&D支出的因素。
四、 結(jié)論
通過對2003年～2012年高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的國際比較和實證分析可知，我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力與國際其他國家差距甚遠(yuǎn)；未來的發(fā)展方向上，應(yīng)著重優(yōu)化科研資金投資占比、提高高新技術(shù)產(chǎn)品出口、創(chuàng)新科技發(fā)展環(huán)境等，為提高我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力做好充分準(zhǔn)備。
第一，調(diào)整科技投資資金的數(shù)額和流向，發(fā)揮政府積極導(dǎo)向作用。
科技投資資金的數(shù)額和流向?qū)Ω咝录夹g(shù)產(chǎn)業(yè)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(chǎn)值的提高，還有因擠出效應(yīng)引發(fā)的本土高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展抑制，因此只有合理把握國內(nèi)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(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的積極作用發(fā)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(diào)整科技投入資金的組成結(jié)構(gòu)，同時也要保證科技投入資金的有效利用。
第二，優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局，擴大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品出口。
無論是中國還是世界其他許多國家，與其他產(chǎn)業(yè)相比，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進出口逆差明顯；如果從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布和地域布局著手分析，不難發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)模式多呈現(xiàn)單一與地域化現(xiàn)象。因此，優(yōu)化高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴大高新技術(shù)產(chǎn)品出口是提升高新技術(shù)產(chǎn)科科技競爭力的著力點。
第三，加強人才引進與培養(yǎng)，完善科技發(fā)展環(huán)境。當(dāng)前國際競爭主要表現(xiàn)在高科技技術(shù)競爭，而技術(shù)之爭則體現(xiàn)在人才競爭上。企業(yè)作為人才引進與培養(yǎng)的載體，在挖掘人才、存續(xù)人力資本上發(fā)揮著重要作用；而高新技術(shù)企業(yè)人力資源的合理配置直接決定了企業(yè)的科技競爭力，進一步對國家高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的整體科技競爭力產(chǎn)生影響。所以，提高高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的首要任務(wù)就是提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)從業(yè)者的科技素質(zhì)，包括生產(chǎn)技能和科研水平，在一定條件下注重從國外引進優(yōu)秀的人才，培養(yǎng)企業(yè)內(nèi)部優(yōu)質(zhì)人力資本。同時，國家層面需要培育高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展環(huán)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(gòu)、創(chuàng)立高新基地等。
高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為知識密集型產(chǎn)業(yè)，隨著科技投入的大幅增加，科技創(chuàng)新能力會發(fā)生顯著提高。因此，增加海外投資資金和占比、擴大高新技術(shù)產(chǎn)品出口、優(yōu)化科技發(fā)展和應(yīng)用環(huán)境，發(fā)揮政府積極調(diào)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(shù)產(chǎn)業(yè)科技競爭力的有效手段，是新經(jīng)濟形態(tài)下發(fā)揮我國經(jīng)濟穩(wěn)定增長和科技快速發(fā)展的有力抓手。
參考文獻：
[1] 陳柯.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)布局優(yōu)化研究[J].山東社會科學(xué)，2015，（2）：153-158.
