融資視角下區(qū)域創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)研究

祝偉展，賈敬全,吳宏偉,汪佩霞

淮北師范大學經(jīng)濟學院，淮北，235000

1 問題提出與相關(guān)研究

熊彼特創(chuàng)新理論認為，創(chuàng)新是企業(yè)家的本質(zhì)，金融市場的一個主要功能就是篩選出那些有創(chuàng)新能力的企業(yè)，通過一定的融資方式支持企業(yè)創(chuàng)新[1]。鑒于創(chuàng)新與融資之間的密切聯(lián)系，許多經(jīng)濟學者開始運用各種方法探討創(chuàng)新與融資之間的相關(guān)理論與經(jīng)驗證據(jù)，然而現(xiàn)有文獻大多在探討創(chuàng)新與融資關(guān)系時，通常假定一個成熟的金融市場外部環(huán)境[2]。對處在經(jīng)濟快速轉(zhuǎn)型發(fā)展中的皖北而言，金融市場發(fā)展相對滯后，而銀行信貸在產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)業(yè)融資過程中長期以來一直占主導(dǎo)地位，且新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有資本技術(shù)密集型特點，其研發(fā)創(chuàng)新活動往往風險高、投入大且周期長，這決定了新興技術(shù)企業(yè)在創(chuàng)新過程中需要動員大量的資金支持。因此，在皖北特定金融市場環(huán)境下有必要系統(tǒng)地、有針對性地從融資角度研究區(qū)域創(chuàng)新在地理空間上的相互影響。

國外對創(chuàng)新與融資之間關(guān)系的研究多集中于從研發(fā)投入角度分析融資與創(chuàng)新之間的關(guān)系。創(chuàng)新型小微企業(yè)是創(chuàng)新活動的重要組成部分，其研發(fā)活動往往伴隨著較高的資金需求，風險資本只能部分緩解創(chuàng)新型小微企業(yè)的研發(fā)資金需求，而且面臨嚴格的限制條件，只能在金融證券市場高度發(fā)達的環(huán)境下才能發(fā)揮作用[3]。除了資本結(jié)構(gòu)外，融資約束在很大程度上限制了企業(yè)的資金投入，切爾納茨基將產(chǎn)業(yè)融資約束分為內(nèi)部融資約束和外部融資約束，研究發(fā)現(xiàn)，雖然外部融資約束隨著企業(yè)規(guī)模的減小而增加，但是企業(yè)內(nèi)部融資約束對研發(fā)投資起著較為決定性的作用[4]。

國外學者傾向于從微觀主體研究創(chuàng)新與融資之間的關(guān)系，國內(nèi)學者則從不同主體、不同角度研究創(chuàng)新與融資之間的關(guān)系。從微觀主體角度，孫早等利用A股上市的戰(zhàn)略性新興企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)研究不同融資方式對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部融資對企業(yè)自主創(chuàng)新有明顯的正向推動作用，股權(quán)融資比例與企業(yè)自主創(chuàng)新程度之間存在正向相關(guān)關(guān)系，而債務(wù)融資則在一定程度上抑制企業(yè)自主創(chuàng)新[5]。寸曉宏等從風險融資對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的角度進行研究，發(fā)現(xiàn)風險投資企業(yè)的出現(xiàn)及其主要功能的有效發(fā)揮能有效提升區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)的穩(wěn)定性，有效克服在提升區(qū)域創(chuàng)新程度時面臨的“市場失靈”和“系統(tǒng)失靈問題”[6]；李健等則從民間融資規(guī)模對區(qū)域創(chuàng)新能力影響角度，利用2000—2012年中國省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建動態(tài)面板模型，研究民間融資與區(qū)域創(chuàng)新能力的影響，證實了民間融資發(fā)展對區(qū)域創(chuàng)新能力的顯著提升關(guān)系[7]。 另外，很多學者也從其他角度研究了融資與創(chuàng)新之間的關(guān)系[8-9]。

以上國內(nèi)外學者的研究對產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新能力的研究提供了有益借鑒，但仍有不足之處，主要表現(xiàn)在：首先，多數(shù)學者在研究融資與創(chuàng)新相互影響時缺乏創(chuàng)新對融資影響的研究，而且沒有考慮特定地區(qū)金融市場發(fā)展狀況的影響，其研究結(jié)論對具體地區(qū)的適用性不高。其次，現(xiàn)有研究在探索融資與創(chuàng)新之間關(guān)系時，往往忽略了地區(qū)之間的空間溢出效應(yīng)。在皖北地區(qū)特定的經(jīng)濟社會環(huán)境下，經(jīng)濟主體制定相關(guān)決策時不可避免地存在“模仿效應(yīng)”或“示范效應(yīng)”，如果忽略這些空間溢出效應(yīng)，會給研究結(jié)論的科學性和有效性帶來影響。在綜合考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，本文利用皖北(淮北、亳州、宿州、蚌埠、阜陽和淮南)各市產(chǎn)業(yè)融資規(guī)模與區(qū)域創(chuàng)新能力相關(guān)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建空間杜賓模型，實證分析產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)。

2 空間計量模型設(shè)定與研究方法

對于空間效應(yīng)的分析模型主要有兩類，空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)。SLM描述的是空間實質(zhì)相關(guān)，其模型為：

Y=ρWY+Xβ+εε～N[0，σ2I]

(1)

其中，Y=(Y1，Y2，…Yn)′為因變量矩陣，X=(X1，X2，…Xk)是解釋變量矩陣，ρ為空間效應(yīng)系數(shù)，β=(β1，β2，…βk)′為參數(shù)向量；W為空間權(quán)重矩陣，

ωij描述了第j個截面?zhèn)€體與第i個截面?zhèn)€體被解釋變量之間的相關(guān)性。

SEM，其模型的表達式為：

Y=Xβ+εε=λWε+μμ～N[0，σ2I]

(2)

其中，λ為空間誤差相關(guān)系數(shù)，用于表示相鄰個體對于解釋變量所造成的誤差沖擊對本個體相應(yīng)觀察值的影響程度，其他符號含義和SLM基本相同，需要說明的是，在SEM中空間矩陣W的元素ωj描述了第j個截面?zhèn)€體與第i個截面?zhèn)€體隨機干擾項之間的空間相關(guān)性。

SEM主要用于分析隨機干擾項的空間效應(yīng)問題，也就是說在一個地區(qū)發(fā)生的隨機因素的沖擊，由于隨機因素的空間相關(guān)性問題會傳遞到相鄰區(qū)域，這樣的傳遞具有時間上的持續(xù)性，但是隨著時間的延長而逐漸衰減。SLM主要解決研究對象的空間相關(guān)性問題，如果研究對象存在空間相關(guān)性，那么本地區(qū)解釋變量的變化可能會對相鄰地區(qū)產(chǎn)生不可忽視的影響，如果僅僅考慮本地區(qū)的影響因素建立一般意義上的回歸模型，不足以全面反應(yīng)變量之間的數(shù)量關(guān)系。

本研究主要關(guān)注產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新之間的空間溢出效應(yīng)，因此在建立模型時，主要考慮變量之間的空間相關(guān)性，故選擇SLM模型。 考慮到區(qū)域創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)融資之間互相影響的關(guān)系，為了分析鄰接地理空間一個變量變化對另一個變量的影響，在建立SLM時，在模型中引入自變量的空間滯后項，由此得到空間杜賓模型(SDM),其主要表達式為：

y=α+ρWy+xβ+Wxγ+ε

(3)

y=(I-ρW)-1(α+xβ+Wxγ+ε)，

ε～N[0,σ2I]

(4)

記R=(I-ρW)-1(α+ε),代表截距項和隨機干擾項的剩余項，因此SDM可轉(zhuǎn)化為：

y=(I-ρW)-1(xβ+Wxγ)+R

(5)

因此，對于空間杜賓模型的估計可以利用空間滯后模型的算法稍加改動來實現(xiàn)，在本文中通過Matlab R2014a軟件編程實現(xiàn)。

3 空間計量模型權(quán)重矩陣的設(shè)置

權(quán)重矩陣W是用來描述所研究地區(qū)的空間區(qū)域的臨近關(guān)系，設(shè)置空間權(quán)重矩陣必須滿足空間相關(guān)性隨著“距離”增加而減少的原則，這種“距離”不僅限于地理意義上的距離，也可以反映經(jīng)濟意義上的合作關(guān)系等，是廣義上的“距離”。一般而言，主要有三種常見的空間權(quán)重矩陣的設(shè)置方法。

基于空間鄰接概念的空間權(quán)重矩陣，鄰接概念通常有兩種方式，Rook鄰接和Queen鄰接，Rook鄰接任意兩個地區(qū)需要有共同邊界才能被認為是鄰接，Queen鄰接認為除了有共同邊界外，有共同頂點也可以認為是鄰接，本文采用Queen鄰接方式，即

(6)

基于地理距離的空間權(quán)重矩陣，根據(jù)地理學第一定律，任何事物都與它周圍的事物存在一定程度上的某種聯(lián)系，這種聯(lián)系與距離有著密切的關(guān)系，距離較近的聯(lián)系較為緊密。因此，空間權(quán)重矩陣的構(gòu)造以地理上的距離為基礎(chǔ)，記d為任意兩市之間的距離，具體數(shù)據(jù)依據(jù)百度地圖給出的兩市之間的最近距離為準。

(7)

基于經(jīng)濟特征的空間權(quán)重矩陣，產(chǎn)業(yè)融資和區(qū)域創(chuàng)新都是系統(tǒng)的經(jīng)濟活動，在考察其空間溢出效應(yīng)時，有必要考慮非地理臨近因素的綜合影響，故在空間權(quán)重設(shè)置時，綜合考慮經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，借鑒李飛等在研究農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施空間溢出效應(yīng)時的經(jīng)濟特征權(quán)重設(shè)置方法，

(8)

其中，i，j代表相應(yīng)地區(qū)，k取值為1,2,3，分別代表第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，X代表相應(yīng)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值[10]。

在得到空間權(quán)重矩陣之后，記W1為空間鄰接權(quán)重，記W2為地理距離權(quán)重，記W3為經(jīng)濟特征權(quán)重，為了消除外在影響，對每一個空間權(quán)重矩陣進行標準化，使得每個矩陣中每行元素的和為1，即：

(9)

其中，標記星號的代表未經(jīng)過標準化的空間權(quán)重矩陣中的具體元素。

4 變量解釋與數(shù)據(jù)來源

為了有效測度產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，在變量選取時綜合考慮科學性和數(shù)據(jù)的可得性，本文用皖北研究與實驗發(fā)展經(jīng)費支出代表各市的創(chuàng)新程度，一般情況下可以認為較高的研究與實驗發(fā)展經(jīng)費支出會帶來較高的創(chuàng)新成果；對于各省產(chǎn)業(yè)融資的規(guī)模，本文采用各省固定資產(chǎn)投資中按資金來源劃分的自籌資金部分來表示?？紤]到經(jīng)濟發(fā)展水平和對外開放程度對區(qū)域創(chuàng)新的重要影響，選取各省國內(nèi)生產(chǎn)總值代表各省的經(jīng)濟發(fā)展水平，外商直接投資額代表各省的對外開放程度，一般認為國內(nèi)生產(chǎn)總值越高經(jīng)濟發(fā)展水平越高，外商直接投資額越高說明該地區(qū)對外開放程度越高，本文數(shù)據(jù)來源于2001—2016年《安徽統(tǒng)計年鑒》。

5 實證分析

5.1 空間相關(guān)性檢驗

在分析產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)之前，根據(jù)空間計量經(jīng)濟學模型相關(guān)理論，需要對產(chǎn)業(yè)融資和區(qū)域創(chuàng)新相關(guān)變量的空間相關(guān)性進行檢驗。在實際經(jīng)濟分析中，對研究對象空間相關(guān)性的檢驗通常使用Moran′I統(tǒng)計量和Geary統(tǒng)計量結(jié)合進行。

Moran′I統(tǒng)計量是檢驗空間相關(guān)性的主要統(tǒng)計指標，如果相關(guān)屬性值用Y表示，則該變量的全局Moran′I統(tǒng)計量計算公式如下：

(10)

Morain′I統(tǒng)計量是檢驗空間相關(guān)性經(jīng)常使用的重要統(tǒng)計量，但是Morain′I統(tǒng)計量也有本身的限制條件，它不能判斷不同地區(qū)之間相關(guān)屬性是高值集聚還是低值集聚。全局Geary統(tǒng)計量與Moran′I統(tǒng)計量相互補充，Geary統(tǒng)計量的取值范圍在0～2之間，Geary統(tǒng)計量的取值大于1表示負相關(guān)，小于1表示正相關(guān)。本文對區(qū)域創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)融資空間相關(guān)性的檢驗利用Morain′I統(tǒng)計量和Geary統(tǒng)計量結(jié)合進行，Geary統(tǒng)計量的計算公式如下：

(11)

從表1的計算結(jié)果來看，區(qū)域創(chuàng)新存在明顯的空間溢出效應(yīng)，在鄰接空間權(quán)重下Moran′I統(tǒng)計量的數(shù)值為負且明顯不等于0，Geary統(tǒng)計量都大于1也從另一方面進一步說明了相關(guān)問題。但是在地理距離空間權(quán)重下，從Moran′I統(tǒng)計量有正有負和Geary統(tǒng)計量的值有大于1和小于1同時存在的情況來看，區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)明顯有正有負；在經(jīng)濟空間權(quán)重下，Moran′I統(tǒng)計量空間溢出效應(yīng)為負，而Geary統(tǒng)計量都明顯接近于1，由此說明區(qū)域創(chuàng)新存在明顯的空間相關(guān)性，但是其效用大小值需進一步研究。

表1 區(qū)域創(chuàng)新空間相關(guān)性檢驗結(jié)果

5.2 空間杜賓模型及回歸結(jié)果分析

本文主要關(guān)注皖北產(chǎn)業(yè)融資與區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，分析相鄰接區(qū)域創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)融資的變化對本地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的影響。以區(qū)域創(chuàng)新為因變量構(gòu)建空間杜賓模型，為了得到科學、有效且穩(wěn)健的空間溢出效應(yīng)分析結(jié)果，在分析區(qū)域創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)融資空間溢出效應(yīng)時，同時選用鄰接空間權(quán)重矩陣(W1)、地理距離權(quán)重矩陣(W2)和經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣(W3)計算空間滯后項，選取地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值和國外直接投資作為控制變量，得到模型如下：

lnrd=α+Wlnrd+lnX1β+WlnX1γ+ε

(12)

式(12)用于分析區(qū)域創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)。rd代表研究與實驗發(fā)展經(jīng)費支出，X1為控制變量，由固定資產(chǎn)中自籌資金、國內(nèi)生產(chǎn)總值和外商直接投資構(gòu)成。W是空間權(quán)重矩陣，為六行六列矩陣，代表六個市之間的相互影響程度的大小，ωij表示第j個地區(qū)對第i個地區(qū)影響程度，取值在0～1之間，影響越大取值越接近于1。模型的估計借鑒保羅的空間計量經(jīng)濟學Maltlab估計思想，利用Maltlab R2014a軟件，通過編程完成模型參數(shù)的估計[11]。

從表2來看，在三種空間權(quán)重矩陣下區(qū)域創(chuàng)新的空間相關(guān)系數(shù)ρ均為正值，除經(jīng)濟空間權(quán)重下空間效應(yīng)不明顯外，鄰接空間權(quán)重和地理距離權(quán)重下空間相關(guān)系數(shù)ρ均通過10%的顯著性水平檢驗，甚至在1%的顯著性水平下，地理距離權(quán)重區(qū)域創(chuàng)新空間相關(guān)系數(shù)仍然表現(xiàn)出較強的相關(guān)性，表明區(qū)域創(chuàng)新與相鄰地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新之間的確存在著正向的空間溢出效應(yīng)。地理的臨近性及區(qū)域之間經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)勢互補能有效提升區(qū)域之間的協(xié)作水平，科學技術(shù)的快速發(fā)展，“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的深入推進，有助于實現(xiàn)信息的及時溝通與交流、基礎(chǔ)設(shè)施的高效共享等。這些都能有效提高生產(chǎn)要素在區(qū)域之間的流動性，進而引起創(chuàng)新水平在區(qū)域之間的策略性競爭，加速科學技術(shù)水平在創(chuàng)新與區(qū)域之間的擴散。

表2 區(qū)域創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在顯著性水平為10%、5%和1%的情況下，對應(yīng)的回歸系數(shù)顯著。

就變量之間相互關(guān)系而言，由表2可知，同一地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資與地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新之間的關(guān)系較為顯著。在三種空間權(quán)重下，固定資產(chǎn)投資自籌資金的回歸系數(shù)為正，且通過顯著性水平為1%的顯著性檢驗，說明同一地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資與本地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新之間存在穩(wěn)定的正向相關(guān)關(guān)系，地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資每變化1%對該地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新程度會提高1.6%左右。考慮空間之間的相互影響，當相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資發(fā)生變化時，對該地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的抑制效應(yīng)較為明顯。由產(chǎn)業(yè)融資的空間滯后項W×固定資產(chǎn)投資自籌資金的系數(shù)可知，當相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資變化1%時，在鄰接空間權(quán)重下區(qū)域創(chuàng)新反向變化1.7%，地理距離空間權(quán)重下區(qū)域創(chuàng)新反向變化1.38%，除經(jīng)濟空間權(quán)重外，鄰接空間權(quán)重和地理距離權(quán)重下其系數(shù)通過顯著性水平5%和10%的顯著性檢驗，說明相鄰地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資對該地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的抑制作用在很大程度上得以弱化。

5.3 直接間接效應(yīng)估計

較多文獻利用研究對象空間杜賓模型的點估計結(jié)果作為判斷是否存在空間溢出效應(yīng)的結(jié)論，這種點估計觀察到的結(jié)論可能并不嚴謹。勒薩熱和佩斯在研究中發(fā)現(xiàn)，在研究空間溢出效應(yīng)時通過引入偏微分工具，可以觀察到空間杜賓模型中變量變化的影響，據(jù)此可以進一步驗證空間溢出效應(yīng)假設(shè)是否成立[12]。空間溢出效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)用于表示模型中某地區(qū)解釋變量的變化對本地區(qū)被解釋變量的影響，間接效應(yīng)用于表示模型中某地區(qū)解釋變量的變化對其他相鄰地區(qū)被解釋變量的影響。

直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的估計通過對式(5)的被解釋變量的期望值求偏導(dǎo)得到，即：

(13)

式(13)矩陣中對角線元素的平均值即直接效應(yīng)，間接效應(yīng)的計算通過式(13)矩陣中非對角線元素的行或列和的平均值得到(見表3)。

表3 空間杜賓模型直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)分解

注：小括號內(nèi)為t檢驗統(tǒng)計量的值

由表3可知，產(chǎn)業(yè)融資的直接效應(yīng)系數(shù)在三種空間權(quán)重下均為正值，其系數(shù)的t檢驗也都顯著，與空間杜賓模型點估計結(jié)果相一致，說明鑒于技術(shù)型企業(yè)創(chuàng)新時大量的資金需求，產(chǎn)業(yè)融資在促進本地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新方面確實發(fā)揮著明顯的促進作用。從產(chǎn)業(yè)融資的間接效應(yīng)來看，其系數(shù)在三種空間權(quán)重下均為負值，說明在皖北范圍內(nèi)區(qū)域產(chǎn)業(yè)融資對相鄰地域的區(qū)域創(chuàng)新存在一定程度的抑制作用，但是其t檢驗統(tǒng)計量在10%的顯著性水平下均不顯著，說明單位產(chǎn)業(yè)融資對相鄰區(qū)域的區(qū)域創(chuàng)新并沒有發(fā)揮明顯的抑制作用。

從國外直接投資的角度來看，在三種權(quán)重下，國外直接投資的系數(shù)并不一致，考慮到國外直接投資較強的經(jīng)濟特征，加之隨著科學技術(shù)的飛速發(fā)展，距離因素的影響越來越小，因此國外直接投資對于區(qū)域創(chuàng)新的影響主要從經(jīng)濟空間權(quán)重的角度考慮。由模型估計結(jié)果和直接間接效應(yīng)的分解結(jié)果可知，國外直接投資對于地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新存在明顯的促進作用，國外直接投資增長1%會帶來區(qū)域創(chuàng)新程度提升0.6%左右，由于皖北特有的競爭與協(xié)作關(guān)系，綜合考慮空間杜賓模型估計和直接間接效應(yīng)分解結(jié)果，地區(qū)國外直接投資對相鄰地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新的激勵作用非常明顯。

6 結(jié) 論

本文利用皖北面板數(shù)據(jù)，在三種不同空間權(quán)重下利用空間杜賓模型量化區(qū)域創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)。通過研究發(fā)現(xiàn)，皖北區(qū)域創(chuàng)新存在明顯的正的空間溢出效應(yīng)，某地區(qū)創(chuàng)新程度的提高對相鄰地區(qū)創(chuàng)新水平的提升具有明顯的正向激勵作用。地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資對創(chuàng)新能力存在明顯的正向推動作用；而相鄰地區(qū)的產(chǎn)業(yè)融資對該地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新存在明顯的抑制作用，不同空間權(quán)重系數(shù)下，彈性系數(shù)有些差別。這一結(jié)論通過直接間接效應(yīng)分析得到進一步證實，但是通過直接間接效應(yīng)進一步分析發(fā)現(xiàn)，地區(qū)產(chǎn)業(yè)融資對相鄰地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新的抑制作用，并沒有實質(zhì)性的影響，其中原因有待進一步研究。

從研究結(jié)果來看，皖北應(yīng)在優(yōu)化區(qū)域創(chuàng)新正向溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)之上，著重提升區(qū)域創(chuàng)新能力，由此推動招商引資工作和經(jīng)濟水平快速發(fā)展，加強皖北地區(qū)之間的區(qū)域協(xié)作，構(gòu)建地區(qū)一體化的創(chuàng)新平臺，實現(xiàn)技術(shù)、信息等有效資源的共享，減少區(qū)域之間的不利影響，實現(xiàn)優(yōu)勢互補。深入推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，在加強區(qū)域合作的同時構(gòu)建兼容并包的外向型經(jīng)濟，進一步發(fā)揮國內(nèi)外直接投資對本區(qū)域創(chuàng)新的正向激勵作用。