資源密集地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力擠出效應(yīng)研究

海 琴，高啟杰

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193)

0 引言

當(dāng)前中國經(jīng)濟進入從高速增長向高質(zhì)量發(fā)展、從傳統(tǒng)經(jīng)濟向現(xiàn)代經(jīng)濟過渡、從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的轉(zhuǎn)型升級關(guān)鍵階段，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展所需要素發(fā)生了巨大改變，自然資源的作用逐步下降，區(qū)域創(chuàng)新能力取而代之，成為產(chǎn)業(yè)競爭中最重要的優(yōu)勢和資源。區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展既要注重比較優(yōu)勢原則，利用原有自然資源優(yōu)勢，更要把創(chuàng)新驅(qū)動作為競爭優(yōu)勢。現(xiàn)實中，存在資源富集地區(qū)經(jīng)濟增長速度較慢的現(xiàn)象，即資源詛咒[1]，原因在于資源型地區(qū)具有技術(shù)創(chuàng)新擠出效應(yīng)，但并非所有資源富集地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新能力都會受到?jīng)_擊。究竟豐富的自然資源對區(qū)域創(chuàng)新是福是禍？如何實現(xiàn)資源比較優(yōu)勢和創(chuàng)新競爭優(yōu)勢的均衡？本文從創(chuàng)新視角切入資源詛咒問題。

當(dāng)前，亟待破解的難題是資源密集地區(qū)所面臨的“四多四少”問題——傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)多、新興產(chǎn)業(yè)少，資源型產(chǎn)業(yè)多、高附加值產(chǎn)業(yè)少，低端產(chǎn)業(yè)多、高端產(chǎn)業(yè)少，勞動密集型產(chǎn)業(yè)多、資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)少。資源密集地區(qū)是指以自然資源開采、加工為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的區(qū)域，通常長期依賴資源優(yōu)勢，經(jīng)濟在一段時間內(nèi)快速增長，但大多受到資源詛咒，表現(xiàn)出短期經(jīng)濟增長波動劇烈、長期滯緩、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)剛性、全要素生產(chǎn)率低等現(xiàn)象，原因是創(chuàng)新基礎(chǔ)薄弱且區(qū)域創(chuàng)新能力匱乏，從而制約了該區(qū)域經(jīng)濟的穩(wěn)定、可持續(xù)、高質(zhì)量增長。資源型地區(qū)在創(chuàng)新驅(qū)動中所處地位特殊，對實施創(chuàng)新驅(qū)動這一事關(guān)國家未來發(fā)展的戰(zhàn)略有著至關(guān)重要的影響。因此，必須重視資源型地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力提升。

現(xiàn)有相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，資源依賴對技術(shù)創(chuàng)新存在擠出效應(yīng)，對經(jīng)濟增長存在門檻效應(yīng)。資源依賴是否對整體區(qū)域創(chuàng)新能力存在擠出效應(yīng)？區(qū)域創(chuàng)新能力能否反作用于資源依賴程度？厘清二者間關(guān)系和傳導(dǎo)機制，探尋資源型地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力提升路徑，對進一步揭示資源詛咒內(nèi)部技術(shù)擠出效應(yīng)機理具有一定的現(xiàn)實價值，同時對當(dāng)前資源型地區(qū)實現(xiàn)動力轉(zhuǎn)換、結(jié)構(gòu)調(diào)整、經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

1 文獻綜述與研究假設(shè)

1.1 相關(guān)概念界定

1.1.1 資源密集型地區(qū)

資源密集型地區(qū)是指自然資源豐富的地區(qū)，通常采用資源豐裕度和資源依賴度兩種不同的指標(biāo)衡量。自然資源豐裕度一般使用資源絕對儲量、人均儲量或地均儲量評估，而自然資源依賴度一般使用當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展中對資源型產(chǎn)業(yè)的依賴程度評價[2]。本文中資源密集型地區(qū)使用資源依賴度作為衡量指標(biāo)，是指以開采、加工當(dāng)?shù)刈匀毁Y源等初級產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的地區(qū)，上述地區(qū)既是重要的戰(zhàn)略資源保障基地，也是我國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的支撐和載體。本文使用資源詛咒指數(shù)[3]這一概念，通過測度某地區(qū)自然資源富集程度與經(jīng)濟增長速度之間的偏離程度，評估各省資源密集程度。

1.1.2 區(qū)域創(chuàng)新能力

區(qū)域創(chuàng)新能力是指在某一區(qū)域內(nèi)合理配置信息、人才、技術(shù)和資金等創(chuàng)新資源，運用技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施結(jié)合不同手段完成多種類型、層次的創(chuàng)新活動，進而促進經(jīng)濟和社會發(fā)展的能力[4]。根據(jù)創(chuàng)新市場化內(nèi)涵，區(qū)域創(chuàng)新能力強調(diào)區(qū)域產(chǎn)生的創(chuàng)新流快速轉(zhuǎn)化為商業(yè)價值的潛在能力，是指特定區(qū)域為滿足市場需求而將知識轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新工藝、新流程、新原料來源、新市場、新服務(wù)的能力[5]。據(jù)此，國內(nèi)外學(xué)者構(gòu)建多種綜合指標(biāo)體系評價區(qū)域創(chuàng)新能力，本文使用中國科技發(fā)展戰(zhàn)略小組研發(fā)的區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系。

1.1.3 擠出效應(yīng)

擠出效應(yīng)原意是指由于政府增加支出引發(fā)市場上私人消費或投資降低的后果，后引申至FDI的技術(shù)擠出效應(yīng)，是指由于國內(nèi)投資受到外商直接投資沖擊，導(dǎo)致本地技術(shù)進步和生產(chǎn)率增長受到抑制、技術(shù)擴散受阻或先進技術(shù)情報被竊取等負(fù)面效應(yīng)。本文中擠出效應(yīng)是指自然資源稟賦對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在負(fù)面效應(yīng)，資源富集地區(qū)確實存在技術(shù)創(chuàng)新能力不足的事實，技術(shù)擠出是西部地區(qū)遭受資源詛咒的主要原因之一[6-7]。豐富的資源一方面會通過降低勞動力供給水平直接抑制經(jīng)濟增長，另一方面會通過降低創(chuàng)新相關(guān)部門勞動力投入比重使知識增長率下降，進而間接阻礙經(jīng)濟增長。自然資源豐裕和資源價格較高，使得勞動力從技術(shù)含量相對較高的制造業(yè)和R&D相關(guān)部門流動到缺乏技術(shù)含量的初級資源開采部門，導(dǎo)致技術(shù)創(chuàng)新速度減緩以及長期經(jīng)濟增長潛力下降。

1.1.4 資源詛咒

自資源詛咒假說提出后，學(xué)術(shù)界存在3種不同的觀點：一是資源詛咒現(xiàn)象客觀存在。自然資源短期內(nèi)會促進一國經(jīng)濟增長，但從長期看會制約經(jīng)濟增長[8]。資源依賴通過制度質(zhì)量對經(jīng)濟增長產(chǎn)生間接負(fù)向影響[9]；二是資源詛咒不存在。資源詛咒現(xiàn)象主要是由信貸市場不健全引起的，與自然資源富足與否無關(guān)[10]；三是資源詛咒有條件存在。把政府干預(yù)、開放程度、市場投資等作為控制變量時，經(jīng)濟增長受資源富集度的負(fù)向影響不再顯著[11]。自然資源對經(jīng)濟增長具有門檻效應(yīng)，當(dāng)自然資源資本占總資本的比重超過某一門檻時，自然資源對經(jīng)濟增長的影響將由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向[12]。較多學(xué)者從省級層面驗證了我國西部、東北地區(qū)存在資源詛咒現(xiàn)象，并認(rèn)為技術(shù)擠出是資源詛咒產(chǎn)生的重要傳導(dǎo)因素。

1.2 資源依賴與技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)文獻

在探究資源詛咒產(chǎn)生和傳導(dǎo)機理過程中，大量國外研究認(rèn)為，主要存在價格劇烈波動、擠出效應(yīng)、制度弱化、“荷蘭病”、對教育的忽視5種可能傳導(dǎo)機制，而在擠出效應(yīng)中大部分涉及對技術(shù)的擠出。技術(shù)擠出有3種路徑：一是制造業(yè)的“干中學(xué)”效應(yīng)，即自然資源越豐裕就越能夠吸引勞動力集中于初級產(chǎn)業(yè)，制造業(yè)部門的勞動力和資本減少，進而引發(fā)制造業(yè)錯失技術(shù)進步機遇，降低經(jīng)濟增長速度和潛能[13]；二是“貪食效應(yīng)”，即社會中各類利益集團在攫取自然資源時獲得經(jīng)濟租，導(dǎo)致制度弱化[14]，影響科技進步，給經(jīng)濟長期增長帶來副作用[15-16]；三是人力資本流失，即創(chuàng)新者和企業(yè)家會被較高的資源租金吸引，聚集于初級產(chǎn)業(yè)部門，極大限制了整個社會企業(yè)家精神和創(chuàng)新活力，最終導(dǎo)致整個經(jīng)濟缺乏效率和推動力[17]。由此得出，資源開發(fā)對技術(shù)創(chuàng)新具有顯著擠出效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新是規(guī)避資源詛咒的有效措施[18]。

從創(chuàng)新視角出發(fā)探討資源詛咒的國內(nèi)研究較少，大多將技術(shù)擠出作為資源詛咒的傳導(dǎo)機制。最經(jīng)典的觀點由邵帥和齊中英[19]提出：自然資源稟賦對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新存在擠出效應(yīng)。他們針對我國西部地區(qū)進行實證研究，分析自然資源開發(fā)、區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟增長三者間的關(guān)系，得出能源開發(fā)對技術(shù)創(chuàng)新確實具有擠出效應(yīng)的結(jié)論，資源富集地區(qū)確實存在技術(shù)創(chuàng)新能力不足的事實，技術(shù)擠出是西部地區(qū)遭受資源詛咒的主要原因之一。隨后，進一步解釋在不考慮資源開采部門對技術(shù)創(chuàng)新存在貢獻的條件下[20]，豐富的資源會降低勞動力供給水平，進而直接抑制經(jīng)濟增長，同時通過減少創(chuàng)新相關(guān)部門的勞動力投入使知識增長率下降，進而間接阻礙經(jīng)濟增長。勞動力特別是技術(shù)密集型人才會被較高的資源價格吸引，從事缺乏技術(shù)含量的初級資源開采活動，導(dǎo)致制造業(yè)部門和R&D部門的勞動力流失，從而阻礙技術(shù)創(chuàng)新并削弱長期經(jīng)濟增長潛力?？梢?，抑制技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)水平低下是我國發(fā)生資源詛咒現(xiàn)象的原因[21-22]。我國省級層面資源詛咒現(xiàn)象存在的關(guān)鍵原因是人力資本投入不足和技術(shù)創(chuàng)新能力欠缺，因而加大人力資本投入在某些地區(qū)可以有效解決資源詛咒[23-24]。此外，可以通過嚴(yán)格控制自然資源利用和開采、加大科技投入、提高創(chuàng)新效率、加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級走出陷阱[25]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對于資源依賴和區(qū)域創(chuàng)新能力進行了大量研究，但仍存在以下不足：一是資源詛咒主要集中于資源依賴程度對經(jīng)濟增長的影響，技術(shù)作為影響經(jīng)濟增長的一個傳導(dǎo)中介確實具有擠出效應(yīng)，而在資源依賴對技術(shù)創(chuàng)新能力的直接影響方面學(xué)者們研究較少，二者作用關(guān)系仍未被完全揭示；二是僅強調(diào)資源依賴對創(chuàng)新能力的單方向傳導(dǎo)，未涉及二者互動關(guān)系；三是技術(shù)創(chuàng)新能力不等同于區(qū)域創(chuàng)新能力，它包括除技術(shù)創(chuàng)新行為外的企業(yè)、機構(gòu)、設(shè)施、政策等多主體生態(tài)環(huán)境，現(xiàn)有文獻使用的是技術(shù)創(chuàng)新概念。為此，本文是解決上述理論研究缺乏和彌補應(yīng)用研究不足的新嘗試。

1.3 理論分析與研究假設(shè)

在學(xué)術(shù)理論方面，本文聚焦于區(qū)域創(chuàng)新能力與資源依賴之間的關(guān)系，在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，使用更合理的指標(biāo)建立模型，省級層面采用區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)衡量區(qū)域創(chuàng)新能力，采用資源詛咒指數(shù)測算資源依賴程度，通過GMM方法和VAR模型實證研究資源依賴與區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系，并就資源依賴程度對區(qū)域創(chuàng)新能力的負(fù)面效應(yīng)和區(qū)域創(chuàng)新能力對資源依賴的反作用進行研究。在實際應(yīng)用價值方面，在把握二者關(guān)系和傳導(dǎo)機制的基礎(chǔ)上，打破傳統(tǒng)路徑，針對典型地區(qū)探討未來區(qū)域經(jīng)濟通過創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的通用和特有思路與對策，從而推動我國創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略實施和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

資源對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響大體有兩種：一種是自然資源成為經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)和要素，豐裕的自然資源能夠給地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展帶來必要的物質(zhì)基礎(chǔ)，促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而通過匯聚其它地區(qū)的生產(chǎn)要素產(chǎn)生洼地效應(yīng)，促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和社會環(huán)境優(yōu)化，最終提升區(qū)域創(chuàng)新能力。因此，自然資源有利于提升區(qū)域創(chuàng)新能力，存在資源福音。另一種是自然資源會對區(qū)域創(chuàng)新造成不利影響，即資源詛咒，傳導(dǎo)途徑包括：一是“擠出”投資，減少創(chuàng)新研發(fā)投入資金。豐裕的自然資源能夠帶來持續(xù)收入和利潤，在高收益驅(qū)使下大部分生產(chǎn)要素都會向資源型行業(yè)聚集，從而阻礙其它行業(yè)特別是制造業(yè)資本投入，抑制企業(yè)技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新；二是鼓勵尋求資源租金，弱化創(chuàng)新研發(fā)動力。受豐裕資源低投入高回報的誘惑，企業(yè)家偏重向決定資源分配的權(quán)力部門尋租，而不是通過技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品升級獲取消費者認(rèn)可，故會削減技術(shù)創(chuàng)新動力和精力；三是鼓勵當(dāng)期消費可能會動搖創(chuàng)新研發(fā)的文化基礎(chǔ)。自然界的“慷慨饋贈”使財富獲取更為容易，導(dǎo)致人們形成注重當(dāng)期消費甚至攀比炫耀的社會心理，從而動搖致力于技術(shù)研發(fā)的文化基礎(chǔ)。區(qū)域創(chuàng)新能力對資源依賴的影響相對單一，即區(qū)域創(chuàng)新能力較高，說明該地區(qū)能夠用于創(chuàng)新的人力資本、物質(zhì)資本和資金較為充足且高效。因此，產(chǎn)業(yè)更加多元化，傾向于技術(shù)密集型，經(jīng)濟發(fā)展對于資源型產(chǎn)業(yè)的依賴程度較低。反之，區(qū)域創(chuàng)新能力較弱，本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，僅聚焦于靠山吃山的資源開發(fā)等初級產(chǎn)業(yè)。因此，區(qū)域創(chuàng)新能力提升會降低資源依賴程度。通過以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：資源依賴程度高會導(dǎo)致區(qū)域創(chuàng)新能力下降，存在擠出效應(yīng)。

H2：區(qū)域創(chuàng)新能力低下會使資源依賴程度提升，存在雙向作用關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)、模型、變量與方法

2.1 數(shù)據(jù)與樣本

2.1.1 區(qū)域創(chuàng)新能力

區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)采用科技部下屬中國科技發(fā)展戰(zhàn)略小組研發(fā)的區(qū)域創(chuàng)新能力評價指標(biāo)體系[26]。該指標(biāo)由知識創(chuàng)造、知識流動、技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)濟績效、企業(yè)創(chuàng)新和創(chuàng)新環(huán)境5個二級指標(biāo)、145個三級指標(biāo)構(gòu)成。本文以2001—2017年中國(內(nèi)地)30個省份(西藏因數(shù)據(jù)不全未納入統(tǒng)計)作為樣本收集數(shù)據(jù)，見表1。

表1 各地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)(2001—2017年)

2.1.2 資源依賴度

使用資源詛咒指數(shù)衡量資源依賴度。資源詛咒指數(shù)是衡量經(jīng)濟增速是否與當(dāng)?shù)刈匀毁Y源豐裕程度匹配的指標(biāo)，地區(qū)受資源詛咒的程度越大，該指標(biāo)值越大。部分文獻在計算資源詛咒指數(shù)時通過資源豐裕度與經(jīng)濟增速之比，判定是否存在資源詛咒現(xiàn)象及經(jīng)濟增速受資源詛咒的影響程度。為達(dá)到指標(biāo)同口徑目的，郭建萬和袁麗[27]在計算時著重考察自然資源富集對工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響；蘇曉燕和曾波[28]認(rèn)為，研究經(jīng)濟增速的影響應(yīng)聚焦于第二產(chǎn)業(yè)，因為能源資源大部分消耗于第二產(chǎn)業(yè)；羅倩文和許秀川[29]認(rèn)為，自然資源特別是能源消耗與一產(chǎn)產(chǎn)值和三產(chǎn)產(chǎn)值負(fù)相關(guān)，而與二產(chǎn)產(chǎn)值正相關(guān);姚予龍[30]認(rèn)為,使用資源富集度與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的比重衡量資源稟賦對經(jīng)濟增長的影響更為準(zhǔn)確。目前,國內(nèi)外考察資源詛咒現(xiàn)象時大多聚焦于能源資源如原煤、原油、天然氣等，即資源詛咒指數(shù)僅用于衡量能源資源詛咒。王劍等[31]認(rèn)為，能源資源富集度需要以其原始儲量或在經(jīng)濟社會發(fā)展中的消耗量反映。根據(jù)數(shù)據(jù)可獲取性，本文選取一次能源生產(chǎn)量衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對能源資源的依賴程度[32]。借鑒姚予龍的研究成果，采用區(qū)位熵方法構(gòu)建資源詛咒指數(shù)對全國各省份進行測算，具體計算公式如下：

(1)

式中，RCi表示資源詛咒指數(shù)，NROi是指i地區(qū)當(dāng)年一次能源產(chǎn)量，SIOi為i地區(qū)當(dāng)年第二產(chǎn)業(yè)增加值，n為涉及地區(qū)總數(shù)，本研究為30。由于不同一次能源原煤、原油、天然氣產(chǎn)量的統(tǒng)計單位不統(tǒng)一，故需要統(tǒng)一能源產(chǎn)量單位。本文采用中國科學(xué)院提出的標(biāo)準(zhǔn)能源產(chǎn)量折算公式：一次能源產(chǎn)量(億t)=原煤產(chǎn)量(億t)×0.714t/t+原油產(chǎn)量(億t)×1.43t/t+天然氣產(chǎn)量(億m3)×1.33t/1 000m3。由上述公式得出，資源詛咒指數(shù)采用某地能源產(chǎn)量占全國能源產(chǎn)量的比重除以該地第二產(chǎn)業(yè)增加值占全國第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重所得。若該指標(biāo)值大于1，則表明該地區(qū)擁有的能源產(chǎn)量所作出的貢獻未與其在全國第二產(chǎn)業(yè)增加值中的比重相匹配，意味著其資源稟賦優(yōu)勢未能轉(zhuǎn)化為與之相匹配的經(jīng)濟增長優(yōu)勢，即該地存在資源詛咒現(xiàn)象，測算值越大受到資源詛咒的程度越深。反之，該指標(biāo)值小于1說明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展沒有受到資源詛咒。

基于2001—2017年數(shù)據(jù)，本文對中國內(nèi)地30個省市、自治區(qū)(西藏因數(shù)據(jù)不全，未納入統(tǒng)計分析)的資源詛咒指數(shù)進行測算。數(shù)據(jù)源自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國能源統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)式(1)得出各地區(qū)2001—2017年資源詛咒指數(shù)值，如表2所示。

從表2可以大致看出，在樣本考察期間，山西、內(nèi)蒙古、寧夏、新疆、貴州、陜西、黑龍江等地區(qū)資源詛咒指數(shù)長期較高，存在資源詛咒現(xiàn)象，屬于資源密集型地區(qū)，其它省份如安徽、四川、吉林、云南、河南等動態(tài)存在資源詛咒現(xiàn)象。如河南和安徽，資源詛咒程度隨時間推移呈逐漸遞減趨勢，近期資源詛咒現(xiàn)象消失。部分省份如云南在2005年之前資源詛咒現(xiàn)象不顯著，但從2005年后開始出現(xiàn)資源詛咒效應(yīng)并隨時間推移呈遞增態(tài)勢。此外，部分省市如廣東、江蘇、上海、北京、浙江等在觀察期間未發(fā)現(xiàn)資源詛咒現(xiàn)象，不屬于資源密集型地區(qū)。

表2 2001—2017年各地區(qū)資源詛咒指數(shù)

進一步直觀對比各省市資源詛咒相對程度，本文計算了2001-2017年中國(內(nèi)地)30個省(直轄市、自治區(qū))資源詛咒指數(shù)均值，如圖1所示。

圖1 2001-2017年中國(內(nèi)地)各省市資源詛咒指數(shù)平均值

在區(qū)域分布方面，我國資源密集型地區(qū)主要集中于西部地區(qū)，究其原因是我國西部地區(qū)自然資源相對富集，其經(jīng)濟發(fā)展過度依賴資源型產(chǎn)業(yè)，久而久之形成資源要素驅(qū)動的粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式。短期看，確實帶來了經(jīng)濟快速增長，但長期看以資源為導(dǎo)向的粗放式發(fā)展會導(dǎo)致創(chuàng)新要素被擠出、資源能源過度消耗、生態(tài)環(huán)境嚴(yán)重破壞等負(fù)向效應(yīng)。反觀東部地區(qū)，尤其是沿海省份自然資源相對貧乏，但依靠制度創(chuàng)新、技術(shù)進步、人力資本積累驅(qū)動經(jīng)濟增長，擺脫自然資源約束，走集約式技術(shù)密集型發(fā)展之路，平均經(jīng)濟發(fā)展水平和增長速度遠(yuǎn)高于西部地區(qū)，因而并未出現(xiàn)資源詛咒現(xiàn)象。

2.2 模型

為探究區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)和資源詛咒指數(shù)間的關(guān)系，采用回歸分析法進行判定。依據(jù)區(qū)域創(chuàng)新能力影響因素和資源詛咒傳導(dǎo)機制，選取變量構(gòu)建回歸模型，并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，構(gòu)建基礎(chǔ)模型如下：

yit=c+α1yi,t-1+α2rdit+α3zit+εit

(2)

式(2)中，yit為各省區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，yi,t-1為滯后一期的各省區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，rdit為各省資源依賴度，zit為控制變量。其中，i代表不同地區(qū)，t代表不同年份，c是常數(shù)項，εit為隨機誤差項。由于創(chuàng)新能力通常具有一定的慣性，即前期區(qū)域創(chuàng)新能力會直接影響當(dāng)期區(qū)域創(chuàng)新水平，故本文在方程(2)中納入滯后一期區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)以考察區(qū)域創(chuàng)新能力變化的滯后效應(yīng)，使方程(2)成為一個較為合理的動態(tài)面板回歸模型(見式(3))。梳理相關(guān)文獻和理論后，本研究認(rèn)為，控制變量zit需要包含人力資本水平(hcit)、物質(zhì)資本投入(mcit)、對外開放水平(odit)、制造業(yè)水平(mlit)、市場化程度(mdit)，將解釋變量作為控制變量以便更準(zhǔn)確地把握資源依賴度對區(qū)域創(chuàng)新能力的真實影響。

yit=c+β1yi,t-1+β2rdit+β3mcit+β4hcit+β5mlit+β6odit+β7mdit+εit

(3)

2.3 變量

2.3.1 被解釋變量

使用各省份區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)為回歸模型的被解釋變量(y)。之所以使用區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)而非R&D投入作為被解釋變量，是因為前者更能全面地體現(xiàn)一個地區(qū)的綜合創(chuàng)新水平。

2.3.2 核心解釋變量

使用資源依賴度(rd)作為回歸模型的核心解釋變量?，F(xiàn)有文獻經(jīng)常混淆資源富集度(或資源豐裕程度、資源稟賦水平)與資源依賴程度這兩個概念，實際上二者完全不同。資源富集度是指某地區(qū)可用于經(jīng)濟社會發(fā)展的自然資源多寡或豐裕程度，資源依賴度則是指一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對自然資源的依賴程度，主要體現(xiàn)在資源型產(chǎn)業(yè)對地區(qū)經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步水平、發(fā)展速度和發(fā)展方向的重要程度及影響強度上[33]，即資源產(chǎn)業(yè)對本國或本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展所作出的貢獻。要確保實證結(jié)果具有說服力，就必須選取合適的度量指標(biāo)，本文使用資源詛咒指數(shù)，即各省一次能源產(chǎn)量占全國一次能源產(chǎn)量的比重與各省二產(chǎn)增加值占全國二產(chǎn)增加值比重的比值，以此表示本研究中各地區(qū)資源依賴程度。

2.3.3 控制變量

(1)人力資本水平(hc)。借鑒相關(guān)研究，本研究選取各省市普通高等學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝跀?shù)之比衡量人力資本水平。

(2)物質(zhì)資本投入(mc)。本研究選取國內(nèi)生產(chǎn)總值中全社會固定資產(chǎn)投資所占比重評估物質(zhì)資本投入水平。

(3)對外開放水平(od)。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，采用FDI即外商直接投資額占當(dāng)?shù)谿DP的比重區(qū)衡量對外開放水平。

(4)制造業(yè)水平(ml)。根據(jù)文獻綜述發(fā)現(xiàn)，“荷蘭病效應(yīng)”是擠出效應(yīng)的重要傳導(dǎo)途徑，即過度依賴自然資源會導(dǎo)致當(dāng)?shù)卮罅﹂_發(fā)自然資源，消耗人力物力，從而抑制具有技術(shù)溢出效應(yīng)的制造業(yè)發(fā)展，進而對本地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)向影響。本文選取制造業(yè)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資之比衡量制造業(yè)發(fā)展水平。

(5)市場化程度(md)。在社會主義市場經(jīng)濟體制完善進程中，可以看出我國市場化進程與私營經(jīng)濟發(fā)展水平息息相關(guān)。因此，在一定程度上，市場化程度可以采用地區(qū)經(jīng)濟中私營經(jīng)濟所占比重反映。本研究選取各地區(qū)從業(yè)總?cè)丝谥袀€體單位和城鎮(zhèn)私營從業(yè)人員數(shù)占比衡量市場化程度。

樣本考察期為2001—2017年，樣本截面使用全國內(nèi)地30個省份(西藏因數(shù)據(jù)不全除外)。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國城市年鑒》和《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》(2001—2018年)。

2.4 估計方法

由于回歸模型(3)的解釋變量中加入各省區(qū)域創(chuàng)新能力，即被解釋變量的滯后項，通常會與隨機干擾項εit存在一定的相關(guān)性，進而導(dǎo)致回歸模型出現(xiàn)內(nèi)生性問題。如果選擇普通最小二乘法、固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)模型進行回歸，可能會使解釋變量系數(shù)的估計結(jié)果出現(xiàn)非一致或有偏現(xiàn)象。由于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計要規(guī)避傳統(tǒng)工具變量法[34]，相對于傳統(tǒng)回歸模型估計方法要求隨機誤差項服從某一特定分布的前提，GMM估計法對于隨機誤差項的分布沒有硬性要求，并且允許隨機誤差項存在異方差性，能夠有效處理模型中內(nèi)生性和異方差性等問題。與其它估計方法相比，GMM估計法能夠得到更為合理的估計結(jié)果。因此，本文選取動態(tài)面板廣義矩估計方法(GMM)進行回歸。

GMM包含差分GMM和系統(tǒng)GMM。前者由Arellano提出，其思路是對計量模型進行一階差分，得到差分方程，然后使用被解釋變量的高階滯后項作為差分項工具變量，存在容易產(chǎn)生弱工具變量等顯著缺陷。在其基礎(chǔ)上，Blundell & Bond[35]結(jié)合差分GMM和水平GMM，提出了系統(tǒng)GMM估計法以彌補差分GMM估計法的不足。該方法優(yōu)化了變量系數(shù)的估計效果，特別是在樣本數(shù)量不多時也能得到好的估計效果[36]。由于本文假設(shè)二者互為因果關(guān)系，而系統(tǒng)GMM估計方法采用內(nèi)生變量的滯后項作為內(nèi)生變量的工具變量，在一定程度上能夠避免互為因果關(guān)系導(dǎo)致的估計偏差，故估計方法選取系統(tǒng)GMM。

進一步細(xì)分，系統(tǒng)GMM包含一步系統(tǒng)GMM和兩步系統(tǒng)GMM，適用于不同樣本，在樣本量較小時后者估計量標(biāo)準(zhǔn)差會向下偏移。由于本研究樣本屬于小樣本，故計量模型(3)的估計使用一步系統(tǒng)GMM最為合適。除使用一步系統(tǒng)GMM估計方法外，為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，對回歸方程使用混合OLS(Pooled OLS)模型和固定效應(yīng)(FE)模型進行估計。

3 結(jié)果與分析

基于2001—2017年省級層面數(shù)據(jù)，本文選取系統(tǒng)GMM、混合OLS模型以及固定效應(yīng)模型對方程(3)進行回歸分析。在系統(tǒng)GMM方法具體估計中，為避免過度識別工具變量，對工具變量進行有效性檢驗，并將Sargan檢驗替換為Hansen檢驗，同時對模型施加Collapse選項，結(jié)果如表3所示。

表3 3種模型估計結(jié)果對比

表3結(jié)果所示，系統(tǒng)GMM估計中AR(1)對應(yīng)的P值為0.021，表明隨機誤差項的差分存在一階自相關(guān)，而AR(2)對應(yīng)的P值為0.783，表明不存在二階自相關(guān)。Hansen檢驗的P值為0.373，說明在檢驗是否過度識別約束過程中，模型使用的工具變量是有效的。因此，模型回歸選取系統(tǒng)GMM估計是合理有效的。進一步驗證其有效性以避免樣本量較小或工具變量較弱導(dǎo)致GMM估計產(chǎn)生偏移，需要對比系統(tǒng)GMM、混合OLS和固定效應(yīng)3種模型中被解釋變量滯后項的估計值。參考Bond提出的方法，被解釋變量滯后項的系數(shù)在混合OLS模型中通常被高估，在固定效應(yīng)模型中通常被低估。若被解釋變量滯后項系數(shù)在GMM的估計值處于二者之間，則說明該估計方法合理可靠。從估計結(jié)果可以看出，系統(tǒng)GMM的被解釋變量滯后項估計值(0.571 3)恰好介于固定效應(yīng)估計值(0.357 2)和混合OLS估計值(0.834 6)之間。從估計結(jié)果看，再次證明本文構(gòu)建的模型、模型變量選取、采用的系統(tǒng)GMM法是合理有效的。

資源依賴度變量(rd)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明H1得到實證檢驗，資源依賴度對區(qū)域創(chuàng)新能力具有顯著負(fù)向影響，資源依賴度提高降低了區(qū)域創(chuàng)新能力，存在擠出效應(yīng)。資源型產(chǎn)業(yè)與非資源型產(chǎn)業(yè)相比屬于初級產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新水平低、所需人力資本數(shù)量較少且質(zhì)量較差、與產(chǎn)業(yè)鏈前向聯(lián)系不確定且后向聯(lián)系弱，故發(fā)展資源型產(chǎn)業(yè)難以成為促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升的動力，反而會對生產(chǎn)要素產(chǎn)生特殊的吸納效應(yīng)，同時會因沉淀成本與路徑依賴產(chǎn)生鎖定效應(yīng)，并通過相互作用形成自我強化機制。長期來看，會扭曲當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使其愈發(fā)聚焦于初級產(chǎn)業(yè)而排擠技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)[37]，從而對地區(qū)綜合創(chuàng)新能力產(chǎn)生不利影響。

控制變量方面，人力資本水平(hc)的估計系數(shù)為正且在5%的統(tǒng)計水平下顯著，表明提高教育水平、積累人力資本對區(qū)域創(chuàng)新能力提升具有正向作用。物質(zhì)資本投入(mc)的系數(shù)為正且在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明加大物質(zhì)資本投入能夠提升區(qū)域創(chuàng)新能力。對外開放程度(od)系數(shù)為正且在5%的統(tǒng)計水平下顯著，即擴大對外開放、充分利用外商直接投資對促進區(qū)域創(chuàng)新能力提高具有正向作用。制造業(yè)發(fā)展(ml)的估計系數(shù)同樣為正，但顯著性水平不高，說明當(dāng)前中國制造業(yè)對區(qū)域創(chuàng)新能力應(yīng)有的推動作用尚得到未充分發(fā)揮，反映出我國大多數(shù)制造業(yè)忽視了其對促進創(chuàng)新能力提升的職責(zé)。市場化程度(md)系數(shù)為正且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即大力發(fā)展私營經(jīng)濟和推進市場化進程能夠顯著提升區(qū)域創(chuàng)新能力。事實上，在一定程度上，正是由于改革開放以來我國市場化進程加速和私營經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，國家和區(qū)域創(chuàng)新能力才得以迅速提升[38]。因此，深化社會主義市場經(jīng)濟體制改革、加快市場化進程有助于區(qū)域乃至國家創(chuàng)新能力提高。

綜上，資源依賴對區(qū)域創(chuàng)新能力存在擠出效應(yīng)。在區(qū)域創(chuàng)新能力影響因素中，物質(zhì)資本投資、人力資本積累、對外開放水平以及市場化程度均對區(qū)域創(chuàng)新能力具有積極正向作用。與此同時，制造業(yè)發(fā)展對其促進作用并不顯著，這一結(jié)果表明，我國資源密集地區(qū)仍在采用資源能源導(dǎo)向的粗放型增長方式，大量資源型行業(yè)占用了較多的生產(chǎn)要素和資源，同時過度依賴資源型產(chǎn)業(yè)會在很大程度上抑制企業(yè)從事科技創(chuàng)新活動的積極性，在一定程度上對制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生擠出效應(yīng)，使得制造業(yè)發(fā)展難以顯著促進區(qū)域創(chuàng)新能力提升。

4 基于脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析驗證

4.1 因果關(guān)系檢驗

在進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析之前，需要檢驗區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)和資源詛咒指數(shù)之間的格蘭杰因果關(guān)系，判斷究竟是資源詛咒指數(shù)變化單向?qū)е聟^(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)變化，還是區(qū)域創(chuàng)新能力變化反向影響資源依賴程度，抑或是雙方互為因果？ 鑒于使用線性因果表述二者關(guān)系會產(chǎn)生較大偏差，因而使用非線性格蘭杰因果關(guān)系檢驗。根據(jù)表4結(jié)果可以看出，資源詛咒指數(shù)和區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)互為非線性因果關(guān)系，即資源依賴程度變化是引起區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)變化的格蘭杰因，同時區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)變化也是資源依賴程度變化的格蘭杰因，驗證H2，即區(qū)域創(chuàng)新能力低下會導(dǎo)致資源依賴程度提升，兩者存在雙向作用關(guān)系。

表4 區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)與資源詛咒指數(shù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

基于存在的雙向因果關(guān)系，本文重點使用VAR模型分析二者相互影響的情況。VAR模型最突出的特點是為了把單變量自回歸模型拓展為多元時間序列向量的自回歸模型，構(gòu)造函數(shù)時把系統(tǒng)中任意內(nèi)生變量都當(dāng)作其它內(nèi)生變量的滯后項。采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法測算隨機干擾項波動對內(nèi)生變量的沖擊程度，即當(dāng)一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊作用于隨機干擾項后，分析該沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的影響，同時便捷地轉(zhuǎn)換解釋變量和被解釋變量，以驗證兩者關(guān)系。

4.2 函數(shù)構(gòu)建

向量自回歸法通過分析變量間的殘差研究變量間的相互關(guān)系，其特點是并不以嚴(yán)格的經(jīng)濟學(xué)理論為依據(jù)，主要關(guān)注模型變量之間的相關(guān)性，從而有助于提升模型估計和預(yù)測的客觀性。本文基于向量自回歸(VAR)模型，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)，進一步考察驗證資源依賴度和區(qū)域創(chuàng)新能力的關(guān)系。資源詛咒指數(shù)使用RC表示，區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)使用RIA表示。構(gòu)建模型的前提是兩個變量RC和RIA同時滿足同階單整條件，因而本文在回歸分析之前，對RC和RIA兩組時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，選取ADF檢驗方法，結(jié)果見表5。

表5 RIA與RC平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

根據(jù)Engle & Granger提出的協(xié)整理論，兩組變量具有相同協(xié)整階數(shù)是兩組變量協(xié)整的必要條件。表5中RC和RIA具有相同的協(xié)整階數(shù)，因而可進一步考察兩變量的協(xié)整性。

由表6可得，通過檢驗發(fā)現(xiàn)資源詛咒指數(shù)和區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，故使用向量自回歸(VAR)模型考察二者關(guān)系是合理的。通過綜合考察LR、FPE、AIC、SC和HQ信息準(zhǔn)則，確定模型中最優(yōu)滯后階數(shù)為2。因此，本文構(gòu)建的向量自回歸VAR模型如式(4)所示。

表6 RC與RIA協(xié)整檢驗結(jié)果

(4)

其中，RIAt為區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，RCt為資源詛咒指數(shù)，C1、C2為常數(shù)項，ε1t、ε2t為擾動項。建立VAR模型要求系統(tǒng)平穩(wěn)，進一步進行平穩(wěn)性檢驗，單位根均處于單位圓之內(nèi)說明模型平穩(wěn)，如圖2所示。

圖2 平穩(wěn)性檢驗

4.3 實證分析

使用脈沖響應(yīng)函數(shù)進行分析，本文選擇平方根法使擾動項正交并調(diào)整了擾動項方差和協(xié)方差矩陣的自由度。設(shè)置完成后，將脈沖響應(yīng)的觀察期設(shè)置為滯后10期，分析結(jié)果詳見圖3。

圖3中，實線表示區(qū)域創(chuàng)新能力受到系統(tǒng)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的反應(yīng)，虛線代表波動正負(fù)方差范圍。由圖3可知，系統(tǒng)對資源詛咒指數(shù)產(chǎn)生一個單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)會在第二期開始出現(xiàn)一個正向影響，但到第三期呈下降趨勢，從第四期開始由正轉(zhuǎn)負(fù)，即資源依賴程度提升開始對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生負(fù)向影響。由此可得，短時期內(nèi)資源依賴對區(qū)域創(chuàng)新能力雖未產(chǎn)生負(fù)向影響，但隨著時間推移，一段時間后資源依賴對區(qū)域創(chuàng)新的負(fù)向作用開始顯現(xiàn)并存在自我強化現(xiàn)象。故得出結(jié)論，過度依賴資源的粗放型發(fā)展模式會使資源型地區(qū)出現(xiàn)技術(shù)擠出情況，進而抑制當(dāng)?shù)貐^(qū)域創(chuàng)新能力和經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展?jié)摿μ嵘?/p>

圖3 區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)對資源詛咒指數(shù)的脈沖響應(yīng)

圖4中，實線為資源詛咒指數(shù)受系統(tǒng)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后的反應(yīng)，虛線為波動正負(fù)方差范圍。由圖4可得，區(qū)域創(chuàng)新能力的系統(tǒng)沖擊對資源詛咒指數(shù)在第一期后就產(chǎn)生負(fù)向影響，隨后影響由強到弱。這一結(jié)果說明，區(qū)域創(chuàng)新能力對資源詛咒指數(shù)很快產(chǎn)生了負(fù)向影響，且隨著時間推移不斷凸顯。可見，區(qū)域創(chuàng)新能力下降會進一步導(dǎo)致本地區(qū)更加依賴資源，進而形成惡性循環(huán)，最終危害整個區(qū)域經(jīng)濟健康發(fā)展。反之，區(qū)域創(chuàng)新能力提升有助于該地區(qū)擺脫資源依賴，為其后續(xù)發(fā)展提供強勁動力。故驗證了H2，即區(qū)域創(chuàng)新能力低下會導(dǎo)致資源依賴程度提升，兩者存在雙向作用關(guān)系。

圖4 資源詛咒指數(shù)對區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)的脈沖響應(yīng)

5 結(jié)論與建議

本文采用系統(tǒng)GMM模型研究資源依賴對區(qū)域創(chuàng)新是否存在擠出效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建VAR模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析法驗證二者的相互作用關(guān)系，得出以下結(jié)論：

(1)系統(tǒng)GMM估計結(jié)果顯示，對資源型產(chǎn)業(yè)的過度依賴不利于區(qū)域創(chuàng)新能力提升，擠出效應(yīng)得到驗證。在區(qū)域創(chuàng)新能力影響因素中，物質(zhì)資本投資、人力資本積累、對外開放水平以及市場化程度均對區(qū)域創(chuàng)新能力具有正向影響。制造業(yè)發(fā)展對創(chuàng)新能力的促進作用并不顯著，這一結(jié)果表明，我國大部分地區(qū)特別是資源密集地區(qū)仍在采用資源能源導(dǎo)向的粗放型增長發(fā)展方式，過度依賴資源抑制了企業(yè)從事科技創(chuàng)新活動的積極性。同時，生產(chǎn)要素資源會被大量資源型行業(yè)占用，在一定程度上對制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生擠出效應(yīng)，使得制造業(yè)發(fā)展難以顯著促進區(qū)域創(chuàng)新能力提高。

(2)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果顯示，區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)對資源詛咒指數(shù)的脈沖響應(yīng)在很短時間內(nèi)就轉(zhuǎn)為負(fù)值，表明隨著時間推移，資源依賴對區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展逐漸顯現(xiàn)出不利影響。同時，區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)的系統(tǒng)沖擊對資源詛咒指數(shù)很快產(chǎn)生負(fù)向影響，意味著區(qū)域創(chuàng)新能力下降會進一步導(dǎo)致本地區(qū)更加依賴資源，區(qū)域創(chuàng)新能力提升則有助于該地區(qū)擺脫資源依賴。根據(jù)這一實證結(jié)果，二者互相產(chǎn)生負(fù)向影響，極易形成惡性循環(huán)。資源密集地區(qū)若繼續(xù)固化原有資源型分工，則無法擺脫資源導(dǎo)向型發(fā)展模式的路徑依賴，而且若不及時尋求新的發(fā)展方式和發(fā)展驅(qū)動力，則難以提升其區(qū)域創(chuàng)新能力，即抑制未來經(jīng)濟持續(xù)增長潛力和動力，從而難以實現(xiàn)經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展。

(3)資源密集地區(qū)需要從調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略兩個方面入手：①轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，主動擺脫資源路徑依賴，通過發(fā)展理念更新、利益格局調(diào)整、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等一系列舉措降低本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對資源的依賴程度，即降低資源密集型產(chǎn)業(yè)比重，提升技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)比重，在產(chǎn)業(yè)和企業(yè)發(fā)展中提升區(qū)域創(chuàng)新能力；②大力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，通過加大創(chuàng)新投入、加強人才培養(yǎng)、制定制度、營造氛圍等方式，使本地區(qū)獲得持續(xù)發(fā)展和高質(zhì)量發(fā)展的根本驅(qū)動力——區(qū)域創(chuàng)新能力。二者形成良性循環(huán)，從而確保未來區(qū)域發(fā)展的增量、結(jié)構(gòu)、質(zhì)量和可持續(xù)性。