創(chuàng)新要素集聚對(duì)于區(qū)域自主創(chuàng)新能力的影響——基于中國(guó)各省市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

周元元，馮南平

（合肥工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，合肥 230009）

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于創(chuàng)新要素集聚的研究主要集中在以下三個(gè)方面：一是影響和引導(dǎo)創(chuàng)新要素集聚的研究。劉和東認(rèn)為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模通過(guò)虹吸效應(yīng)驅(qū)動(dòng)人才流動(dòng)并形成人才聚集，人才聚集通過(guò)迂回效應(yīng)不斷放大群落內(nèi)需求關(guān)聯(lián)、擴(kuò)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模、驅(qū)動(dòng)創(chuàng)新能力提升［1］。陳菲瓊、任森通過(guò)時(shí)間序列因子分析，發(fā)現(xiàn)人力資源因子和物質(zhì)資源因子是浙江創(chuàng)新資源集聚的主導(dǎo)因素，浙江省創(chuàng)新資源投入的增加會(huì)帶來(lái)本地區(qū)科技創(chuàng)新能力的改善［2］。馮南平等認(rèn)為在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移過(guò)程中政府引導(dǎo)創(chuàng)新要素的集聚可分為要素吸納、要素布局和要素融合三個(gè)階段，區(qū)域創(chuàng)新能力的提升應(yīng)遵循“要素流入－要素布局－要素融合－功能發(fā)揮－能力提升”的階梯化路徑［3］。二是創(chuàng)新要素集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究。方遠(yuǎn)平、謝蔓以我國(guó)31個(gè)省域?yàn)檠芯繂卧?，研究?chuàng)新要素的空間相關(guān)性及創(chuàng)新要素對(duì)自主創(chuàng)新能力的空間影響差異［4］。余泳澤運(yùn)用空間面板計(jì)量方法研究了創(chuàng)新要素集聚、政府支持與科技創(chuàng)新效率之間的關(guān)系［5］。高麗娜、蔣伏心揭示創(chuàng)新要素的空間集聚與擴(kuò)散對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用［6］。三是促使創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚及集聚水平評(píng)估研究。葉小嶺等人分析科技創(chuàng)新要素向企業(yè)轉(zhuǎn)移的系統(tǒng)機(jī)理并建立了企業(yè)集聚科技創(chuàng)新要素水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系與集聚效益評(píng)價(jià)指標(biāo)體系［7］。耿新蘭、陳雅蘭運(yùn)用DEA方法對(duì)福建省2009年第一批創(chuàng)新型企業(yè)集聚技術(shù)要素的效率進(jìn)行了評(píng)估研究［8］。

以克魯格曼為代表的新貿(mào)易理論學(xué)者們認(rèn)為貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)的本質(zhì)是技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)，創(chuàng)新資源稟賦決定了國(guó)家和地區(qū)的科研能力，進(jìn)而決定其未來(lái)在產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中所處的地位［9－10］。本文選取中國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)作為研究對(duì)象，通過(guò)面板單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)，并基于面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，探究創(chuàng)新要素集聚對(duì)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的影響。

一、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.創(chuàng)新要素集聚指標(biāo)

國(guó)內(nèi)多數(shù)文獻(xiàn)在研究創(chuàng)新要素投入時(shí)，最常用的是R＆D 數(shù)據(jù)。在所有的創(chuàng)新要素里，最根本的就是人才和資金這兩個(gè)要素，本文選取R＆D 人員和R＆D 經(jīng)費(fèi)支出這兩個(gè)變量作為創(chuàng)新要素指標(biāo)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于創(chuàng)新要素集聚程度的度量還沒(méi)有形成一個(gè)統(tǒng)一有效的方法，本文將借鑒在產(chǎn)業(yè)聚集中普遍采用的區(qū)位商方法來(lái)描述創(chuàng)新要素集聚程度。區(qū)位商是指一個(gè)地區(qū)某個(gè)部門(mén)的產(chǎn)值占該地區(qū)總產(chǎn)值的比重與全國(guó)該部門(mén)的產(chǎn)值占全國(guó)總產(chǎn)值的比重的比率，即

在本文中，如果將創(chuàng)新活動(dòng)看作一個(gè)單一部門(mén)的活動(dòng)，那么就有

其中，i為第i個(gè)地區(qū)，RDPi表示第i個(gè)地區(qū)的R＆D 人員集聚度，表示第i個(gè)地區(qū)的R＆D 人員數(shù)量，qi表示第i個(gè)地區(qū)的就業(yè)人員數(shù)量，Q＇表示全國(guó)的R＆D 人員數(shù)量，Q 表示全國(guó)的就業(yè)人員數(shù)量。類似地，描述R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度的公式可以表述為：

其中，i為第i個(gè)地區(qū)，RDMi表示第i個(gè)地區(qū)的R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度，P表示第i個(gè)地區(qū)的R＆D 經(jīng)費(fèi)支出，Pi表示第i個(gè)地區(qū)生產(chǎn)總值，P＇表示全國(guó)的R＆D 經(jīng)費(fèi)支出，P表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

2.區(qū)域自主創(chuàng)新能力指標(biāo)

現(xiàn)有文獻(xiàn)衡量區(qū)域自主創(chuàng)新成果的指標(biāo)包括論文發(fā)表量、新產(chǎn)品產(chǎn)值和專利等，而專利是其中的核心指標(biāo)。

本文選取各地區(qū)的專利申請(qǐng)量對(duì)自主創(chuàng)新能力進(jìn)行度量，一是因?yàn)閷＠暾?qǐng)量具有很強(qiáng)的代表性，科研人員大多采取專利申請(qǐng)的方式保護(hù)其科研成果，且數(shù)據(jù)比較容易獲得，二是考慮到我國(guó)專利的審批需要1－3年的時(shí)間，故用專利申請(qǐng)量作為區(qū)域自主創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)，比用專利授權(quán)量更合理。

3.其他指標(biāo)

影響區(qū)域自主創(chuàng)新能力還包括其他因素，其中，良好的創(chuàng)新環(huán)境是一個(gè)地區(qū)提升區(qū)域自主創(chuàng)新能力的重要前提。區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境包括基礎(chǔ)設(shè)施、制度政策環(huán)境、社會(huì)文化環(huán)境、市場(chǎng)體制環(huán)境等。而地方政府在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、制度政策制定等創(chuàng)新環(huán)境建設(shè)方面起著十分重要的主導(dǎo)作用。因此，考慮到地方政府支持程度對(duì)于自主創(chuàng)新能力的重要影響，本文將政府支持納入模型進(jìn)行考慮，用地方政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的資助金額表征政府支持程度，記為GOV，而將其他因素都作為未觀測(cè)到的區(qū)域差異（μ）納入模型。

綜上所述，本文選取R＆D 人員集聚度（RDP）、R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度（RDM）作為衡量創(chuàng)新要素集聚的指標(biāo)，同時(shí)將政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的資助金額（GOV）作為控制變量，再用專利申請(qǐng)量（ZLSQL）度量區(qū)域自主創(chuàng)新能力。研究時(shí)段為2003－2012年，研究范圍為中國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)，數(shù)據(jù)來(lái)源于2003－2012年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

二、創(chuàng)新要素集聚度描述統(tǒng)計(jì)

根據(jù)上節(jié)構(gòu)建的創(chuàng)新要素集聚度指標(biāo)，得到2003－2012年間中國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的R＆D 人員集聚度和R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度的描述統(tǒng)計(jì)量如表1、表2所示。由表1可知：R＆D 人員集聚度均值最高的地區(qū)是北京，為6.666，均值最低的是貴州，為0.214。北京的R＆D 人員集聚度呈現(xiàn)逐年降低的趨勢(shì)，標(biāo)準(zhǔn)差為1.847，波動(dòng)較大。其他地區(qū)，尤其是中西部地區(qū)的R＆D 人員集聚水平維持一個(gè)平穩(wěn)的狀態(tài)，波動(dòng)較小。R＆D 人員集聚水平明顯高于全國(guó)平均水平的地區(qū)有北京、上海、天津、江蘇、廣東、浙江、遼寧、陜西、黑龍江，除陜西和黑龍江外，其余均為東部省市。中西部地區(qū)的R＆D 人員集聚水均不高于全國(guó)平均水平。由表2可知：R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度均值最高的地區(qū)是北京，為3.644，均值最低的是西藏，為0.144。31個(gè)省市自治區(qū)中，僅僅只有北京、上海、陜西、天津、江蘇、遼寧的R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度均值高于全國(guó)水平，其余均低于全國(guó)平均水平，由此可見(jiàn)，目前，國(guó)內(nèi)各地區(qū)的R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚水平總體偏低，各地區(qū)要繼續(xù)促進(jìn)R＆D 經(jīng)費(fèi)的集聚。

表1 各地區(qū)2003－2012年R＆D人員集聚度描述統(tǒng)計(jì)表

表2 各地區(qū)2003－2012年R＆D經(jīng)費(fèi)集聚度描述統(tǒng)計(jì)表

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

利用2003－2012年中國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用Eviews6.0軟件進(jìn)行面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，模型形式設(shè)定和模型結(jié)果估計(jì)。為了減少異方差，對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)。

1.面板單位根檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”的發(fā)生，確保估計(jì)結(jié)果的有效性，先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性。單位根檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示：R＆D 人員集聚度（RDP）、R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度（RDM）、政府資助金額（GOV）和專利申請(qǐng)量（ZLSQL）的單位根檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即變量是非平穩(wěn)的，而對(duì)這四個(gè)變量的一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示均為平穩(wěn)的，故這四個(gè)變量均為一階單整變量，可以進(jìn)一步對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。

表3 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

2.面板協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為了確定變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)面板數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，采用Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果（表4）顯示，除了Panel rho、Group rho外，其他統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此，可以認(rèn)為我國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的創(chuàng)新要素集聚、政府支持與自主創(chuàng)新能力之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表4 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.面板模型形式設(shè)定檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型的應(yīng)用前提是選定正確的模型形式，如果模型形式設(shè)定不正確，估計(jì)結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)偏離甚遠(yuǎn)。面板數(shù)據(jù)模型通?？梢苑譃?類：無(wú)個(gè)體影響的不變系數(shù)模型，含有個(gè)體影響的變截距模型，含有個(gè)體影響的變系數(shù)模型。個(gè)體影響又包括固定影響和隨機(jī)影響兩種情形。本文采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)來(lái)確定模型的形式。

（1）協(xié)方差分析檢驗(yàn) 主要檢驗(yàn)以下兩個(gè)假設(shè)：

若不拒絕假設(shè)H2，則可以認(rèn)為應(yīng)為不變系數(shù)模型。若拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)H1。如果不拒絕假設(shè)H12，則為變截距模型，如果拒絕假設(shè)H1，則為變系數(shù)模型。采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)判斷模型形式需要構(gòu)造F2和F1兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量。

其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型的殘差平方和，N 為截面成員個(gè)數(shù)，T 為觀測(cè)時(shí)期總數(shù)。其計(jì)算結(jié)果如下：

S1＝12.346 00S2＝37.199 10S3＝109.273 9

F2＝12.169 7F1＝4.160 3

在5%的顯著性水平下，得到的相應(yīng)臨界值為：

F2（120，186）＝1.308 F1（90，186）＝1.337

由于F2＞1.308，F(xiàn)1＞1.337，拒絕假設(shè)H2、H1，故選擇變系數(shù)模型。

（2）Hausman檢驗(yàn) 變系數(shù)模型還可以分為兩種，即隨機(jī)效應(yīng)變系數(shù)模型和固定效應(yīng)變系數(shù)模型，通?？梢圆捎肏ausman檢驗(yàn)法進(jìn)行判斷。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果（表5）表明，在1%的顯著水平下，應(yīng)拒絕隨機(jī)影響的原假設(shè)。同時(shí)，結(jié)合實(shí)際情況來(lái)看，本文研究的截面成員是研究總體的所有單位，因此，采用固定效應(yīng)模型更為合理。

表5 Hausman固定影響／隨機(jī)影響檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)方差分析檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，可以將模型形式確定為固定影響變系數(shù)模型：

lnZLSQLit＝αi＋βit（lnRDPit）＋β2i（lnRDMit）＋β3i（lnGOVit）＋μit

其中，i＝1，2，…，31為中國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)序列，t＝1，2，…，10為從2003年至2012年為期10年的考察期序列；lnZLSQLit，RDPit，RDMit，GOVit分別表示i區(qū)域t時(shí)期的專利申請(qǐng)量，i區(qū)域t時(shí)期的R＆D 人員集聚度，i區(qū)域t時(shí)期的R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度，i區(qū)域t時(shí)期的政府資助金額，βi為回歸系數(shù)，μit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，αi是與區(qū)域相關(guān)的系數(shù)，αi、βi會(huì)隨著截面成員的變化而變化。

4.結(jié)果分析

含地區(qū)影響變系數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果顯示，模型的擬合優(yōu)度從98.47%提高到了99.08%，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.0000，表示模型設(shè)定正確。

表6 固定影響變系數(shù)模型估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

下文將從東部、中部、西部三個(gè)角度分析問(wèn)題，區(qū)域沿用傳統(tǒng)的劃分方法，即東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆。

從表6可以看出，不同地區(qū)的固定影響參數(shù)ai＊存在很大的差異。其中，西部地區(qū)包括云南、西藏、陜西、青海、寧夏、新疆的自主創(chuàng)新能力水平均低于全國(guó)平均水平。東部地區(qū)的北京、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、廣東、海南的自主創(chuàng)新能力水平偏離平均水平均為正值，說(shuō)明東部各省市的自主創(chuàng)新能力水平明顯高于全國(guó)平均水平。

創(chuàng)新R＆D 人員集聚對(duì)于自主創(chuàng)新能力的影響依地區(qū)的差異存在很大的不同。其中，天津、山西、山東、湖北、重慶、云南的R＆D 人員集聚彈性系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，作R＆D 人員集聚影響分析時(shí)可不考慮這些地區(qū)。其中，東部地區(qū)中，除了北京、遼寧、浙江三個(gè)省市外，R＆D 人員集聚影響系數(shù)均為正的，也就是說(shuō)，對(duì)于東部地區(qū)而言，創(chuàng)新要素的集聚能夠帶來(lái)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升。北京和浙江，自主創(chuàng)新水平和R＆D 人員集聚水平均位于全國(guó)前列，卻表現(xiàn)出R＆D 人員的集聚阻礙了區(qū)域自主創(chuàng)新的提高，其原因在于北京的R＆D 人員集聚水平值達(dá)到了6.666，并且人員集聚波動(dòng)幅度較大，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了國(guó)內(nèi)其他省市，存在過(guò)度集聚的現(xiàn)象，導(dǎo)致了人才資源過(guò)剩和閑置；而浙江近些年實(shí)施的人才集聚主要是人才的注入，實(shí)際上，人才集聚機(jī)制不僅僅只是人才吸引機(jī)制，還包括人才培養(yǎng)機(jī)制，人才流動(dòng)機(jī)制等等，浙江中小民營(yíng)企業(yè)比重偏大，企業(yè)創(chuàng)新成本大，風(fēng)險(xiǎn)高，無(wú)法給集聚人才提供一個(gè)良好的創(chuàng)新平臺(tái)。對(duì)于中部地區(qū)和西部地區(qū)，R＆D 人員集聚對(duì)于區(qū)域自主創(chuàng)新能力的影響并沒(méi)有表現(xiàn)出一定的規(guī)律，20個(gè)省市自治區(qū)中，僅僅只有七個(gè)省市的R＆D 人員集聚影響系數(shù)為正，包括中部地區(qū)的安徽、河南、湖南，西部地區(qū)的重慶、貴州、寧夏、新疆。其原因在于中西部的19個(gè)省市自治區(qū)創(chuàng)新人員集聚水平均不高于全國(guó)水平。由此可見(jiàn)，中西部地區(qū)的R＆D 人員的集聚水平過(guò)低，仍然需要加強(qiáng)創(chuàng)新人才的引進(jìn)和集聚。創(chuàng)新R＆D 經(jīng)費(fèi)的集聚對(duì)于自主創(chuàng)新能力的影響表現(xiàn)出顯著的個(gè)體差異。其中，天津、遼寧、上海、云南、西藏、陜西的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，作R＆D 人員集聚影響分析時(shí)可不考慮這些地區(qū)。R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚彈性系數(shù)有正有負(fù)，其中為正的地區(qū)僅僅有9個(gè)，包括河北、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣西、重慶、青海，其余地區(qū)R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚都對(duì)自主創(chuàng)新能力造成了負(fù)面的影響，其原因在于目前全國(guó)絕大多數(shù)區(qū)域的R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚度均遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全國(guó)水平，并沒(méi)有形成一定的集聚規(guī)模，無(wú)法發(fā)揮集聚效應(yīng)，集聚成本遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于集聚效益，反而不利于自主創(chuàng)新能力的提升。

政府支持對(duì)于區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升具有顯著的正面影響。政府是區(qū)域創(chuàng)新體系中的重要?jiǎng)?chuàng)新主體，為科技創(chuàng)新活動(dòng)提供資金和政策上的支持；建立公平開(kāi)放的創(chuàng)新市場(chǎng)環(huán)境，營(yíng)造產(chǎn)學(xué)研合作的創(chuàng)新氛圍十分重要。產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、要素的集聚離不開(kāi)政府的支持和引導(dǎo)。

五、結(jié)論與政策啟示

第一，對(duì)東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，R＆D 人員的集聚能夠帶來(lái)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升，但是R＆D 人員的過(guò)度集聚和不完善的集聚機(jī)制會(huì)阻礙區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升。中西部地區(qū)的R＆D 人員集聚水平均不高于全國(guó)平均水平，導(dǎo)致R＆D 人員集聚對(duì)于區(qū)域自主創(chuàng)新能力的影響并沒(méi)有呈現(xiàn)一定的規(guī)律。創(chuàng)新要素集聚度較高的東部地區(qū)，在進(jìn)一步促進(jìn)創(chuàng)新要素集聚的同時(shí)更應(yīng)該注重創(chuàng)新要素集聚績(jī)效的改善，應(yīng)提高對(duì)創(chuàng)新資源的利用效率，而不是盲目追求創(chuàng)新要素集聚規(guī)模的擴(kuò)大；需要積極探索和不斷改進(jìn)創(chuàng)新資源管理的工作思路和方法，避免R＆D 人員過(guò)度集聚，造成人才資源的閑置和浪費(fèi)。中西部地區(qū)創(chuàng)新人才集聚度普遍沒(méi)有達(dá)到全國(guó)平均水平，其技術(shù)創(chuàng)新的發(fā)展主要還是依靠人才建設(shè)，一方面應(yīng)大力提高教育水平，培養(yǎng)本土創(chuàng)新人才并通過(guò)政策鼓勵(lì)其留在本土；另一方面應(yīng)建立人才引進(jìn)機(jī)制，完善人才激勵(lì)制度，優(yōu)化人才成長(zhǎng)發(fā)展平臺(tái)，吸引創(chuàng)新人才進(jìn)駐。

第二，全國(guó)各地區(qū)R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚水平普遍過(guò)低，導(dǎo)致R＆D 經(jīng)費(fèi)集聚并沒(méi)有促進(jìn)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提高，反而因?yàn)榧鄱冗^(guò)低，無(wú)法發(fā)揮集聚效應(yīng)，阻礙了自主創(chuàng)新能力的提高。創(chuàng)新資金是創(chuàng)新活動(dòng)重要的物質(zhì)保障，全國(guó)各地區(qū)應(yīng)建立多元化的資金投入體系，包括政府財(cái)政科技投入、企業(yè)原始資本積累、金融機(jī)構(gòu)資金支持等。我國(guó)各地區(qū)尤其是中西部地區(qū)開(kāi)展R＆D 活動(dòng)不普遍，導(dǎo)致R＆D 經(jīng)費(fèi)投入不足。各級(jí)政府應(yīng)加大對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的投入，通過(guò)政策制定、稅收策略引導(dǎo)要素?fù)碛姓?、?guó)內(nèi)外投資者前來(lái)投資；應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)全社會(huì)的創(chuàng)新意識(shí)，積極鼓勵(lì)各種社會(huì)力量增加對(duì)R＆D 活動(dòng)的經(jīng)費(fèi)投入；培育和引進(jìn)大型科技型企業(yè)，大力扶持本土有潛力的企業(yè)開(kāi)展R＆D 活動(dòng)；充分發(fā)揮金融市場(chǎng)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的金融支撐作用，促進(jìn)各金融機(jī)構(gòu)相互配合，營(yíng)造良好的金融環(huán)境。

第三，政府對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的大力支持能夠顯著提高區(qū)域自主創(chuàng)新能力。政府是創(chuàng)新活動(dòng)的重要主體，在創(chuàng)新要素集聚的過(guò)程中起著重要的引導(dǎo)和監(jiān)督的作用，可以通過(guò)以下幾種手段引導(dǎo)區(qū)域內(nèi)的創(chuàng)新要素集聚：其一，以創(chuàng)新資源提供者的身份直接參與到區(qū)域創(chuàng)新中，加大科技財(cái)政投入，為創(chuàng)新主體的創(chuàng)新活動(dòng)提供資金支持。其二，營(yíng)造良好的創(chuàng)新政策環(huán)境，完善經(jīng)濟(jì)體制和市場(chǎng)機(jī)制，建立產(chǎn)權(quán)制度，實(shí)施稅收激勵(lì)政策，憑借優(yōu)良的投資軟環(huán)境吸引國(guó)內(nèi)外投資者到區(qū)域內(nèi)投資建廠，從而帶來(lái)大量創(chuàng)新要素的注入。其三，加強(qiáng)創(chuàng)新硬件環(huán)境建設(shè)，完善公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，建立高新科技園和科研中心，為區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)以及外來(lái)創(chuàng)新力量提供強(qiáng)有力的保障。

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