尹 秀，劉傳明

(1.南開大學經(jīng)濟研究所，天津 300071；2.中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，北京 100081)

一、引 言

改革開放40年來，中國的經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就。從發(fā)展速度上，1978～2015年中國GDP年均增長率達到9.8%。從經(jīng)濟規(guī)模上，到2016年底中國GDP總量達到74.41萬億元，經(jīng)濟總量穩(wěn)居世界第二位。盡管中國經(jīng)濟在發(fā)展速度和規(guī)模上取得了巨大成就，但以“高投入、高消耗、高排放”為特征的粗放型發(fā)展模式給中國經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展帶來嚴峻的資源環(huán)境壓力[1]。2014年，我國工業(yè)廢氣排放量高達694190億立方米，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量為329254萬噸，廢水排放總量為716.2億噸。在此形勢下加強對環(huán)境的管控能力，實施較為嚴格的環(huán)境規(guī)制成為政策制定者的必然選擇[2]。事實上，我國的污染治理以及環(huán)境管制工程初見成效，2014年我國環(huán)境污染治理投資總額高達9575.50億元，占該年GDP總量的1.49%。其中，工業(yè)污染治理完成投資997.65億元。環(huán)境規(guī)制在提高環(huán)境質(zhì)量的同時會增加企業(yè)的治污減排成本，降低企業(yè)的生產(chǎn)效率，也在一定程度上刺激企業(yè)增加研發(fā)投資，提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力，促進技術進步，從而推動我國經(jīng)濟發(fā)展。因此，環(huán)境規(guī)制在何種程度上影響我國的技術進步進而促進中國經(jīng)濟發(fā)展，這個問題的回答對中國經(jīng)濟發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

已有環(huán)境規(guī)制、技術進步與中國經(jīng)濟增長的研究主要分為以下三類。第一類是研究環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用。蔣為(2015)的研究證明環(huán)境規(guī)制不僅促進企業(yè)增加研發(fā)投資，還促使企業(yè)進行產(chǎn)品創(chuàng)新和生產(chǎn)工藝流程的改進[3]。李陽等(2015)則認為適當?shù)沫h(huán)境規(guī)制水平會提高行業(yè)的技術開發(fā)和轉(zhuǎn)化能力[4]。但環(huán)境規(guī)制對技術進步的推動作用因行業(yè)而異[5][6]。部分學者就環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新推動作用的階段異質(zhì)性檢驗后認為“波特假說”有一定時滯性，環(huán)境規(guī)制在當期可能阻礙技術創(chuàng)新，但在滯后期促進技術創(chuàng)新[7]。也有部分研究證明環(huán)境規(guī)制對技術創(chuàng)新的作用存在“門檻效應”，兩者之間呈現(xiàn)U型關系并且只在部分地區(qū)成立[8][9][10]。第二類注重環(huán)境規(guī)制對我國經(jīng)濟增長的影響。李樹和陳剛(2013)證明適度的環(huán)境規(guī)制可能實現(xiàn)環(huán)境改善和生產(chǎn)率提高的“雙贏”[11]。環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長的影響不僅僅是簡單的線性關系，熊艷(2011)實證分析環(huán)境規(guī)制與我國經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正U型關系，能同時解釋“遵循成本說”和“創(chuàng)新補償說”[12]。李鋼等(2012)的研究也認為強化環(huán)境管制對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定的阻礙作用[13]。此類研究考察環(huán)境規(guī)制對我國經(jīng)濟增長的作用，但環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟增長發(fā)揮促進或阻礙作用存在一定的路徑依賴，而該類研究缺乏對環(huán)境規(guī)制發(fā)揮作用的內(nèi)部機制刻畫。第三類或分別研究環(huán)境規(guī)制與技術進步、技術進步與經(jīng)濟增長之間的關系，或?qū)⒓夹g因素和環(huán)境規(guī)制放到同一框架下同時研究兩者對經(jīng)濟發(fā)展的影響[14][15]。

綜上，已有研究仍然存在以下三方面的不足。首先，既有研究將環(huán)境規(guī)制對經(jīng)濟的影響置于微觀企業(yè)經(jīng)營績效、經(jīng)濟增長等增長數(shù)量方面，宏觀經(jīng)濟發(fā)展指標也多采用GDP，而GDP作為一個總量概念，無法有效刻畫我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。楊妮等(2014)研究認為夜間燈光數(shù)據(jù)與省域社會經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)之間的空間相關系數(shù)可達97.55%[16]，且該數(shù)據(jù)可綜合表征人類活動的廣度和強度，是與城市擴展面積、城市化水平等指標呈顯著相關關系的綜合評估指標[17]?；诖?，本文引進DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)替代傳統(tǒng)的GDP評價指標。其次，既有文獻缺乏對環(huán)境規(guī)制促進我國經(jīng)濟發(fā)展的作用機制分析，忽視技術進步作為中間變量，既受環(huán)境規(guī)制的影響，又對經(jīng)濟發(fā)展起到重要的推動作用。本文將考察環(huán)境規(guī)制與技術進步的相互作用推動經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)部機理。最后，既有文獻將全國各省視為同質(zhì)，未考慮空間因素對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響。而現(xiàn)實是隨著我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調(diào)性增強，區(qū)域內(nèi)部各省之間的政策取向也漸趨一致，因此對省際環(huán)境規(guī)制強度、技術進步及經(jīng)濟發(fā)展的分析不能忽視空間因素的作用。為克服已有研究局限，本文在已有研究的基礎上，利用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)，嘗試引入空間計量模型，考察環(huán)境規(guī)制、技術進步與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。

二、理論分析機制

環(huán)境污染是社會負外部性的典型表現(xiàn)，它造成社會成本高于私人成本，因此治理環(huán)境污染需要政府制定相關政策。從短期看，環(huán)境規(guī)制提高企業(yè)的運行成本，可能給企業(yè)帶來暫時的劣勢；但從長期看，環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入，從而實現(xiàn)減少污染與提高企業(yè)競爭力的“雙贏”。

在參考“波特假說”及新古典理論的基礎上，本部分的假設如下：第一，企業(yè)具備不斷創(chuàng)新的能力，可通過技術進步和創(chuàng)新提高生產(chǎn)率；第二，政府對企業(yè)進行合理引導，幫助企業(yè)克服由于成本上升產(chǎn)生的不確定性及悲觀的心理預期，以政府管制促進企業(yè)創(chuàng)新；第三，政府制定合理的環(huán)保標準，給予企業(yè)充分的技術改進空間，以刺激企業(yè)的技術研發(fā)。

圖1分析了環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新及經(jīng)濟發(fā)展的影響路徑及機制。首先，從短期來看，環(huán)境規(guī)制需要企業(yè)將一部分生產(chǎn)性資金投入到污染治理中，在企業(yè)生產(chǎn)技術、資源及市場需求既定的條件下，額外的治污成本必定增加企業(yè)的運作成本。其次，政府在環(huán)境規(guī)制過程中引發(fā)的部分生產(chǎn)要素價格提高也增加企業(yè)成本[18]。而企業(yè)生產(chǎn)成本的提高將對企業(yè)的其他投資產(chǎn)生“擠占效應”。一方面，企業(yè)環(huán)保投資增加會擠占企業(yè)研發(fā)投資，研發(fā)投資的減少將直接影響技術創(chuàng)新的速度與質(zhì)量。另一方面，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的企業(yè)成本上升可能擠占企業(yè)人力資本投資，主要表現(xiàn)為降低工資支出及培訓費用[19]。而人力資本所帶有的知識存量及其對知識的吸收、轉(zhuǎn)化能力是企業(yè)技術進步與創(chuàng)新的源泉，因此對人力資本投資的減少在一定程度上阻礙企業(yè)的技術創(chuàng)新。而研發(fā)投資及人力資本投資減少對技術創(chuàng)新的阻礙作用最終影響我國的經(jīng)濟發(fā)展。

圖1 環(huán)境規(guī)制、技術創(chuàng)新及經(jīng)濟發(fā)展的影響路徑和機制

環(huán)保支出的長期積累、研發(fā)及人力資本投資的減少對企業(yè)來說并非長久之計。長期支付治污費用會持續(xù)影響企業(yè)利潤，研發(fā)投資及人力資本投資的減少也影響企業(yè)的活力和可持續(xù)發(fā)展能力，進而降低企業(yè)的市場競爭力。因此，在政府的積極引導及合理的政策激勵下，環(huán)境規(guī)制促使企業(yè)權衡長期成本與收益。企業(yè)要減少環(huán)境規(guī)制帶來的影響，就必須從源頭上減少污染的產(chǎn)生及排放，實現(xiàn)這一目標的唯一路徑就是增加研發(fā)經(jīng)費促進創(chuàng)新。一方面，企業(yè)提升產(chǎn)品創(chuàng)新，增加環(huán)保材料的使用量；另一方面，企業(yè)改進產(chǎn)品生產(chǎn)工藝，減少產(chǎn)品在生產(chǎn)流程中的污染。不管是哪種創(chuàng)新形式，它們都在一定程度上促進企業(yè)的技術進步，進而提高社會整體創(chuàng)新水平。而研發(fā)經(jīng)費增加帶來的技術進步不僅解決環(huán)境污染問題，而且在一定程度上促進企業(yè)生產(chǎn)效率的提高。企業(yè)生產(chǎn)中的污染減少及企業(yè)生產(chǎn)效率的提高都直接提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

三、模型構建與數(shù)據(jù)處理

(一)模型構建

首先建立OLS線性模型來考察環(huán)境規(guī)制、技術進步與經(jīng)濟發(fā)展之間的線性關系。

1.線性回歸模型(OLS)

y=α+βx+μ

(1)

其中，α、β是待估參數(shù)，x為因變量，μ是隨機誤差。普通OLS模型忽略經(jīng)濟活動中的空間聯(lián)系，空間相關性可能使OLS估計系數(shù)存在一定偏差，因此本部分構建空間計量經(jīng)濟模型。

2.空間面板滯后模型(SAR)

y=α+ρWy+βx+μ

(2)

其中，ρ是空間自回歸系數(shù)，W為空間權重矩陣，Wy為因變量的空間依賴，μ是隨機誤差。

3.空間面板誤差模型(SEM)

y=α+xβ+μμ=λWμ+ε

(3)

其中，λ為誤差項的空間自回歸系數(shù)，Wμ為因變量的空間依賴，ε、μ是隨機誤差。

4.空間面板杜賓模型(SDM)

y=αln+ρWy+βX+θWX+ε

(4)

其中，α為常數(shù)項，ln為N*1階單位矩陣，N為地區(qū)個數(shù)，Wy為因變量的空間依賴， WX是自變量的空間依賴，θ為自變量空間依賴項的系數(shù)，ε是隨機誤差項。

為合理解釋空間杜賓模型的回歸系數(shù)，本文參考Pace and LeSage(2009)的空間回歸模型偏微分方法，將解釋變量對被解釋變量的影響分解為直接效應、間接效應和總效應[20]。首先將式(4)改寫為：

(In-ρW)y=αln+βX+θWX+ε

(5)

(6)

Sr(W)=V(W)(Inβr+Wθr)

(7)

V(W)=(In-ρW)-1=In+ρW+ρ2W2+ρ3W3+…

(8)

其中，In是n階單位矩陣，k為解釋變量個數(shù)，xr為解釋變量(r=1,2,…)，βr為解釋變量向量X中第r個解釋變量的回歸系數(shù)，θr表示W(wǎng)X的第r個變量的估計系數(shù)。整理后可得：

(9)

根據(jù)(9)式，將yi對其他區(qū)域j的第r個解釋變量xjr求偏導得到(10)式，將yi對本區(qū)域的第r個解釋變量xjr求偏導得到(11)式：

(10)

(11)

其中，Sr(W)ij是區(qū)域j的第r個解釋變量對區(qū)域i被解釋變量的影響，衡量區(qū)域內(nèi)溢出效應，也稱為直接效應；Sr(W)ii衡量的是區(qū)域i的第r個解釋變量對本區(qū)域被解釋變量的影響，衡量空間溢出效應，稱為間接效應。兩者之和為總效應。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文采用面板數(shù)據(jù)進行分析，鑒于DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)的可得性和可操作性，樣本選取全國30個省(不包括西藏和港澳臺地區(qū))2004～2013年的數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量。被解釋變量為我國經(jīng)濟發(fā)展，采用DMSP/OLS夜間燈光數(shù)據(jù)表示。為得到中國范圍的數(shù)據(jù)，該燈光數(shù)據(jù)利用中國國界圖對經(jīng)過幾何校正后的全球燈光圖進行裁剪。最終獲得中國30個省市的夜間燈光數(shù)據(jù)，并據(jù)此計算年均值數(shù)據(jù)。

2.解釋變量。環(huán)境規(guī)制強度，采用各省環(huán)境污染治理投資總額的對數(shù)表示，環(huán)境污染治理投資總額數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。技術創(chuàng)新程度采用各省國內(nèi)專利授權量表示，并對專利授權量做取對數(shù)處理。產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值比值表示。能源強度采用碳排放量與實際GDP的比值表示，表明單位GDP能耗大小，實際GDP以2000年為基期進行調(diào)整。所有制結構采用各地區(qū)國有企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)占地區(qū)年末從業(yè)人口總數(shù)的比重表示。經(jīng)濟發(fā)展離不開勞動力和資本的積累，引進各省年末就業(yè)人數(shù)的對數(shù)代表各省勞動力數(shù)量。本文借鑒單豪杰(2008)對資本存量的核算方法，以2000年為基期，測算我國各省的資本存量[21]。

四、實證分析結果

(一)夜間燈光強度的空間相關性檢驗

表1為Moran’s I指數(shù)的測算值及其顯著性指標。大部分指數(shù)測算均通過10%的顯著性水平檢驗。Moran’s I指數(shù)均大于0，均值為0.127，表明我國經(jīng)濟發(fā)展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應。

表1 夜間燈光Moran’s I 指數(shù)值及其顯著性指標

圖2刻畫我國夜間燈光值Moran’s I指數(shù)在2004～2013年的演變趨勢。由圖可知，Moran’s I指數(shù)呈現(xiàn)“先下降后上升再下降”三個發(fā)展階段。第一階段，2004～2006年Moran’s I指數(shù)值呈下降趨勢，表明在此期間我國經(jīng)濟發(fā)展水平空間集聚出現(xiàn)下降的趨勢。第二階段，2006～2008年全局Moran’s I指數(shù)持續(xù)提高，表明我國經(jīng)濟發(fā)展水平空間集聚趨勢不斷加強，該階段高經(jīng)濟增長率是空間自相關程度提高的主要原因。第三階段為2008～2013年，全球金融危機以后，我國經(jīng)濟增速放緩，各地區(qū)資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結構等具有顯著差異，空間差異逐漸顯現(xiàn)，空間自相關程度降低。

圖2 我國夜間燈光Moran’s I指數(shù)演變趨勢

圖3 2013年我國夜間燈光Moran’s I指數(shù)散點圖

圖3為2013年Moran’s I指數(shù)散點圖。該圖能更直觀地顯示各省與鄰近省份的經(jīng)濟發(fā)展關系。由圖可知，全國有17個省份處于第一、三象限中，占比為56.67%，表明2013年我國經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的空間正相關。

(二)回歸結果分析

表2分別給出SAR、SEM及SDM的回歸結果。為驗證SDM的穩(wěn)健性，本文對SDM是否可簡化為SAR和SEM進行LR檢驗，LR值分別為318.7611、158.7427，均在1%的顯著性條件下拒絕原假設，表明SDM無法轉(zhuǎn)化為SLM和SEM。因此，本文利用偏微分方法將環(huán)境規(guī)制、技術進步對經(jīng)濟發(fā)展的影響分解為直接效應、間接效應和總效應(結果如表3所示)。

表2 回歸結果分析

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平；限于篇幅，此處SDM并未報告部分自變量的回歸結果，作者備索。

表3顯示，從直接效應上看，治污投資的效應為負且通過1%的顯著性水平檢驗，表明環(huán)境規(guī)制阻礙經(jīng)濟發(fā)展。而在考慮環(huán)境規(guī)制的“創(chuàng)新補償效應”后，環(huán)境規(guī)制的偏效應為正，表明雖然環(huán)境規(guī)制本身提高企業(yè)運營成本、減少企業(yè)盈利進而影響經(jīng)濟發(fā)展，但環(huán)境規(guī)制通過提高企業(yè)創(chuàng)新激勵、促進企業(yè)創(chuàng)新進而促進經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的改善。從間接效應上看，治污投資的偏效用為負且通過統(tǒng)計檢驗，表明環(huán)境規(guī)制對其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的負向空間溢出效應，即本地區(qū)的環(huán)境規(guī)制對其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展具有抑制作用。造成上述問題的原因可能是：首先，部分地區(qū)環(huán)境協(xié)同治理機制的產(chǎn)生使區(qū)域內(nèi)部加強污染聯(lián)防聯(lián)控，一體化的環(huán)境準入和退出機制也使環(huán)境規(guī)制不僅僅局限于地區(qū)內(nèi)部，區(qū)域環(huán)境規(guī)制強度的增加影響周圍地區(qū)的經(jīng)濟增長；其次，環(huán)境規(guī)制強度的地區(qū)差異促使污染企業(yè)遷到環(huán)境規(guī)制強度較低的區(qū)域，污染企業(yè)的跨區(qū)遷移雖然促進遷入地GDP增長，但不利于遷入地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高；第三，環(huán)境規(guī)制引發(fā)的技術創(chuàng)新由于產(chǎn)權壁壘很難在短時間內(nèi)產(chǎn)生空間溢出效應。

表3 解釋變量影響經(jīng)濟發(fā)展的效應分解

注：*、** 和*** 分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。

從直接效應上看，人力資本與資本存量的系數(shù)都為正且分別通過1%、5%的顯著性水平檢驗，表明勞動力與資本存量作為經(jīng)濟增長不可或缺的投入要素，對本地的經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的推動作用。從系數(shù)大小來看，資本存量對本地經(jīng)濟發(fā)展的貢獻遠遠大于勞動力。從間接效應來看，勞動力的正向空間溢出效應明顯，即本地的勞動力將有效促進鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，表明勞動力的跨省遷移對遷入地的經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的推動作用。資本的間接效應為正，但統(tǒng)計上并不顯著。從總效應上看，資本存量對經(jīng)濟發(fā)展的作用顯著為正，但資本的空間溢出效應并不明顯，而勞動力則在促進本地經(jīng)濟發(fā)展的同時通過人口遷移顯著提升鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。

地區(qū)所有制結構的總效用顯著為正且通過1%的顯著性水平檢驗，表明地區(qū)國有企業(yè)占比越高，國有企業(yè)對經(jīng)濟增長的推動力越強。在我國社會主義市場經(jīng)濟條件下，地區(qū)國有企業(yè)占比的增加有效提高國有企業(yè)在本地區(qū)的領導作用，促進本地居民就業(yè)，提高本地政府稅收，從而起到促進地區(qū)經(jīng)濟增長的作用。而從分解效應來看，國有企業(yè)占比的提高對本地經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的抑制作用，這表明現(xiàn)階段地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展在保證國有企業(yè)合理發(fā)展的同時也需要適當提高市場化程度，提高市場經(jīng)濟活力。國有企業(yè)占比的提高對經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出間接效應為正且通過1%的顯著性水平檢驗，可能的原因是國有企業(yè)一般規(guī)模較大、分支機構眾多，對鄰近地區(qū)的輻射帶動作用較大。因此，考慮空間溢出效應后，國有企業(yè)占比的提高對經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的推動作用。

產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)、能源強度對經(jīng)濟發(fā)展的作用為負，但并未通過統(tǒng)計檢驗。產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重表示，這意味著考察期內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)依然是我國經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)，對國民經(jīng)濟發(fā)展起著重要推動作用。2013年，我國第三產(chǎn)業(yè)比重首次超過第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)成為我國經(jīng)濟發(fā)展的主動力將是大勢所趨，服務主導型經(jīng)濟的發(fā)展將給我國現(xiàn)階段的經(jīng)濟發(fā)展提供新潛力和新空間。同時，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對國內(nèi)居民就業(yè)、消費升級及提升我國經(jīng)濟的穩(wěn)定性具有重要作用。能源強度越高，表明我國單位經(jīng)濟增長對能源依賴較大，也意味著經(jīng)濟增長帶來的資源消耗、環(huán)境負效應多，不利于經(jīng)濟增長質(zhì)量的改善。

五、結 語

基于2004～2013年DMSP/OLS夜間燈光校正數(shù)據(jù)，本文運用空間計量模型，考察環(huán)境規(guī)制、技術進步對我國經(jīng)濟發(fā)展的作用，得到如下的幾點結論：第一，Moran’s I指數(shù)顯著為正，表明我國經(jīng)濟發(fā)展水平相似的省份在地理空間上具有明顯的集聚效應；第二，環(huán)境規(guī)制通過增加企業(yè)生產(chǎn)成本抑制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，同時通過刺激技術進步提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，但環(huán)境規(guī)制對鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的負向空間溢出效應，主要原因可能是環(huán)境規(guī)制的地區(qū)差異引起污染企業(yè)的跨區(qū)遷移，進而影響遷入地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的改善，且環(huán)境規(guī)制“創(chuàng)新補償”效應的空間溢出并不明顯，因此環(huán)境規(guī)制的總效用為負，“波特假說”在地區(qū)內(nèi)部成立，但加入空間因素后失效；第三，資本存量和人力資本對我國經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的推動作用，國有企業(yè)占比的提高有利于我國經(jīng)濟增長質(zhì)量的改善，但部分影響因素的空間溢出效應并不明顯。

據(jù)此，本文提出如下的建議：第一，為提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，環(huán)境規(guī)制強度應適中；第二，打造全國統(tǒng)一的生產(chǎn)要素市場，促進生產(chǎn)要素的有序流動；第三，打破創(chuàng)新的地區(qū)壁壘，加強區(qū)域創(chuàng)新合作，促進技術創(chuàng)新空間溢出效應的發(fā)揮；第四，增加創(chuàng)新的資本和人員投入，切實促進企業(yè)創(chuàng)新，通過技術創(chuàng)新提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；第五，“堅定不移做強做優(yōu)做大國有企業(yè)”，充分發(fā)揮國有企業(yè)資本、人力優(yōu)勢，促進國有企業(yè)創(chuàng)新。