研发强度、本地市场效应与地区经济增长

关键词：研发强度;本地市场效应;经济增长;新经济地理学

中图分类号：F061.5;F062.3  文献标识码：A  文章编号：1001-148X（2021）04-0017-08

收稿日期：2020-12-22

作者简介：范晓莉（1982-），女，黑龙江绥棱人，天津城建大学经济与管理学院副教授，经济学博士，研究方向：城市与区域经济。

基金项目：天津市科技发展战略研究计划项目“天津市科技创新生态系统演化路径与发展建设研究”，项目编号：18ZLZXZF00280;天津城镇化与新农村建设研究中心开放基金项目“新时代天津市创新环境与产业结构优化升级耦合研究”，项目编号：KFJJ18-03。

一、引言

随着我国经济进入新常态，科技创新已成为引领现阶段我国经济高质量发展和产业转型升级的重要引擎。因此，我国各地区不断出台各种创新政策，推动创新活动集聚，研发投入强度也随之提高，集聚创新已成为各地区经济高质量发展的重要抓手。然而，由于研发强度存在周期行为特征，仅依靠单一创新政策来推动研发强度的提升，这一政策支持效果并不明显[1]。如何发挥研发强度对产业转型升级和区域经济发展的促进作用、实现本地市场效应已成为亟待解决的重要问题。

目前，国内外关于研发强度对地区经济增长影响的相关研究也较为丰富。部分学者首先从研发强度的周期特征开展了系统分析。一种观点认为研发强度存在逆周期特征。Walde（2002）的研究认为资源通过资本积累与研发活动边际产出之间的相对变化而发生流动，从而发现研发经费支出这一逆周期变化特征[2]。Francois & Lloyd-Ellis（2003）发现经济紧缩时企业家更倾向于开展研发活动并投入更多的研发经费[3]。程惠芳等（2015）认为我国研发强度与宏观经济总量呈反方向变动，而持续的经济波动又会对研发强度产生强烈的负效应[1]。文武等（2015）又进一步证实产生这种逆周期的原因是机会成本效应以及研发经费支出变化幅度较低[4]。另一种观点则以发达国家为例研究研发强度与一个国家或地区经济增长之间的关系，验证支持研发活动和强度的顺周期特征[5-6]。另外，还有部分学者探讨了研发强度对经济增长产生的间接效应。Lucas（1988）认为研发强度有助于企业提高自主研发能力，获得更多的技术进步[7]。这一过程中，可以促使企业提供种类多、技术含量高的产品，也通过技术成果转化推动产业转型升级[8]。

“本地市场效应”这一重要概念的提出对地区经济增长和区域经济发展具有重要的意义。学者们也相继从不同视角研究本地市场效应对地区经济发展的作用机理。Donald等 （1999）研究本地市场效应与产业发展的关联性，提出若某个产业具有本地市场效应，则更易形成产业集聚[9]。此后，国内学者研究也将关注点集中在产业集聚的本地市场效应，大部分观点认为中国的制造业存在很强的本地市场效应，而本地市场效应也加快了劳动力在区域间的转移[10-11]。还有学者更为关注本地市场效应与出口、消费及研发之间的关系，研究认为：本地市场效应和规模经济有助于促进出口，而国内大市场也是发挥本地市場效应的关键[12-13];本地市场规模的扩大还有助于企业自主研发，从而推动技术进步[14]。总体来看，本地市场效应主要通过产业布局的调整和消费需求导致的市场规模变化将需求的空间分布与地区经济增长联系起来[15]。

综上所述，本地市场效应对地区经济增长的正向影响已被学者们广泛证实，而研发强度对经济增长的影响则观点各异。本文认为，研发强度对地区经济增长的影响效应是复杂的，并受到研究区域经济发展所处阶段的影响，存在周期行为特征。与此同时，随着我国各地区产业发展水平的不断提升和产业结构的完善，本地市场效应对推动我国地区经济增长的效应大小也可能各异。因此，本文以新经济地理学理论为基础构建理论模型，将研发强度和本地市场效应纳入统一研究框架，探寻研发强度、本地市场效应对地区经济增长的内在机理，并以中国2010-2017年省际面板数据模型为样本，分别运用全样本和分区域样本分析研发强度、本地市场效应对地区经济增长影响效应，据此提供相应的针对性建议。

二、理论模型

（一）基本假设

Dixit & Stiglitz（1977）[16]的研究将规模经济的收益递增和不完全竞争两个条件纳入一般均衡模型，研究认为统一市场规模的扩大有利于发挥规模经济优势。Krugman（1980）进一步讨论了本地市场效应，对于企业来说，接近大市场区生产可实现规模经济，又可降低运输成本，此外，消费者集中在大市场区也有助于自身的福利状况改善[17]。在此基础上，Martin & Rogers（1995）通过构建自由资本模型并提出本地市场放大效应的存在，其强调产业倾向于集中在规模更大的市场，且本地市场规模的变化将会导致本地主导产业份额更大比例的变化[18]。然而，对于经济欠发达地区的政策制定者更为关心如何发挥经济要素的作用促进本地区的经济增长。由此，Baldwin等（2001）研究证实创新部门技术溢出效应的存在会促进企业持续的投资，进而促进实际产出和实际收入水平的提升，从而实现内生经济增长[19];这里，将资本视为知识资本，随着知识的积累，当期知识的创新效率也会提升，但空间距离对知识的扩散和吸收也会产生影响，即距离越近，知识溢出越强。这也为本文的理论研究提供了指引。

假设经济空间包括两个区域（经济发达地区E和经济欠发达地区W）、三个部门（现代部门M、传统部门A和创新部门I）、三种要素（资本K、普通劳动力L和技能劳动力H）。传统部门（A）仅使用普通劳动力生产同质产品，且在两个地区之间交易无成本。在垄断竞争和规模报酬递增的条件下，现代部门（M）以资本和普通劳动作为生产要素投入，其中，生产每种现代部门产品使用一单位资本，每单位产出使用aM单位的劳动。假设现代部门产品在不同区域之间进行交易存在冰山交易成本τ（τ1），区域内交易无成本。为简化起见，进一步假设，两个地区的普通劳动力禀赋是长期不变的。创新部门使用技能劳动力进行研发成果的创造，用以反映知识资本的创造过程，当研发成果在区域之间不能流动时，r区域（r=E，W）在每一t时期生产的现代部门产品的种类等于在这一区域研发创造的成果数量，技能劳动力的工资增长率为λ。

（二）消费者行为

假设代表性消费者拥有相同的偏好，存在跨期效用最大化问题，假设消费者的跨期替代弹性为1，则消费者的效应函数和生活成本指数如式（1）和式（2）所示：

Uw=∫SymboleB@

i=0e-tρlnUdt，U=CμMC1-μA，CM=∫nwi=0c1-1/σidi1/1-1/σ，0<μ<1<σ（1）

P=p-1-μAP-μM，PM=∫nwi=0p-σ-1idi1/1-σ（2）

其中，CM和CA分别代表现代部门产品和传统部门产品的消费量;μ为消费者用于现代部门产品的支出占消费者总支出的比重;σ为两种现代部门产品之间的替代弹性;Y为消费者的名义支出，也为消费者收入;PM为现代部门产品的价格指数;pi为第i种现代部门产品的价格;pA为传统部门产品的价格。

那么，消费者间接效用函数可以表示为：

V=YP=YP-μMpA-1-μ（3）

（三）生产者行为

1.传统部门。假设传统部门实现了完全竞争的瓦尔拉斯一般均衡且产品交易无须成本，传统产品的需求量为CA=1-μY/pA。经济发达地区和经济不发达地区的传统产品价格相等，可以表示为pA=aAwL=p*A=aAw*L，则两个地区传统部门劳动力工资也相等，即wL=w*L。

2.现代部门。假设现代部门生产的差异化产品均为规模报酬递增的，f为固定成本中的要素投入，xi为第i种现代部门差异化产品的数量。则该厂商的利润函数πi和经济系统对该厂商产品的总需求xi分别如式（4）和式（5）所示：

πi=pixi-wf+aMxi （4）

xi=μYp-σi/P1-σM（5）

3.创新部门。文中假设资本由创新部门（I）来创造，不能跨区域流动，且资本折旧率为δ，资本的创造同样依靠消耗劳动力，每单位资本K的生产需要aI单位的勞动投入。一个区域的研发成本取决于资本的区位，创造单位资本的边际成本为F。创新部门研发积累的知识资本数量和企业数量相等。则资本形成成本如式（6）和式（7）所示：

F=aIwL，aI=1/KwA，A=θK+η1-θK（6）

F*=a*IwL，a*I=1/KwA*，A*=ηθK+1-θK（7）

θn=θK，θ*n=θ*K（8）

其中，η用于反映知识技术在经济空间内传播的难易程度。η∈0，1，η=1表示知识技术在经济空间可以自由传播，η=0表示知识技术在区域间不能传播，0<η<1时，1-η表示知识技术在区域间传播过程中损耗的部分。θn表示资本的空间分布，θK表示创新部门研发积累的知识资本所占份额。

（四）短期均衡

由于每个企业以一个单位的资本作为固定成本，因此，经济发达地区和经济不发达地区的企业经营利润如式（9）和式（10）所示。

π=μσθKθn+τ1-σ1-θn+τ1-σ·1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw（9）

π*=μστ1-σ·θKθn+τ1-σ1-θn+1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw（10）

文中假设经济空间的总支出等于要素总收入与新资本的支出之差，新创造的资本主要用于补偿资本折旧、资产的再创造以及支付技能劳动力从事研发活动的工资。另外，资本形成成本还受到资本的区位影响，因此经济空间的总支出可表示为：

Yw=Lw+μYw/σ-g+δ+λKaI+K*a*I（11）

其中，Lw劳动收入，且Lw=wLL+w*LL*，μYw/σ为资本收益，δ为资本折旧率，g为资本增长率，λ为技能劳动力的工资增长率。

经济发达地区的相对市场份额为：

θY=μθKτ1-σσ1-θKτ1-σθn+1-θn+1-μσθLLw-g+δ+λθKALw-g+δ+λθKA+1-θKA*1-μθKσ1θn+τ1-σ1-θn-τ1-στ1-σθn+1-θn（12）

另外，文中运用欧拉方程解释消费者支出的最优跨期分配，即延期支出的边际成本等于延期支出的边际收益，如式（13）所示，这里，r为利率，γ为边际效用随时间递减速率。

Y·/Y=r-γ（13）

（五）长期均衡

长期均衡通过资本的生产与折旧而实现，使用“托宾q”内涵解释，即资本价值与创造资本的成本相等时实现长期均衡条件。一种情况是当两个地区资本增长率相同时，经济系统实现内部均衡;另一种情况是当某一区域占有经济空间内的全部资本时，该地区也是唯一创造新资本的区域，并实现长期均衡。根据创新部门研发积累的知识资本所占份额θK随时间的变化，可以写出如下恒等式：

θ·K≡g-g*θK1-θK（14）

这里，长期均衡条件可写成三种情况：（1）g=g* ;（2）θK=0;（3）θK=1。当存在内部均衡（g=g*）时，存在θK=1/2，则经济空间总支出Yw可以表示为：

Yw=11-μ/σLw-g+δ+λθKθK+η1-θK+1-θKηθK+1-θK （15）

1.对称均衡。当长期对称均衡时，即θL=θK=θY=1/2时，则Yw简化成：

Yw=11-μ/σLw-2g+δ+λ1+η（16）

又知，两个地区的单位资本在当期的价值v和v*如式（17）所示，托宾q则为资本的价值与资本成本之比，如式（18）所示：

v=∫SymboleB@

0e-ρte-δte-λtπe-gtdt=πρ+δ+λ+g;v*=π*ρ+δ+λ+g（17）

q=vF=πρ+δ+λ+gwLaI=μ1+ηYw2σρ+δ+λ+g（18）

将式（16）代入托宾q，得到长期总支出：

gsym=μ1+η2σLw-1-μ/σρ-δ-λ（19）

Yw=Lw+2ρ1+η（20）

2.核心-边缘结构均衡。当长期核心-边缘结构下的均衡时，即θK=1时，所有资本集中在经济发达地区时，资本的长期均衡增长率可以写成：

gcp=μLw/σ-1-μ/σρ-δ-λ（21）

通过比较对称均衡和核心-边缘结构下的均衡两个情况，如式（22）所示，在集聚情况下，资本的长期增长率更高。

gcp-gsym=μ1-ηLw/2σ>0（22）

其中，当η=1时，即知识技术在经济空间可以自由传播情况下，对称均衡和核心-边缘结构均衡的经济增长率相等;当η=0时，即知识技术在区域间不能传播情况下，对称均衡与核心-边缘结构均衡时的经济增长率差距最大。

以上分析可得，随着交易成本的降低，经济发达地区通过扩大资本份额，强化了本地市场放大效应，直至核心-边缘结构均衡实现，并且核心-边缘结构下资本的经济增长率更高。同时，若当区域间存在知识技术转移壁垒时，知识资本垄断会促进本地区的资本创造，从而通过知识资本的循环累积因果效应扩大了本地区的产业份额，从而区域经济得到快速发展。由此，本文提出如下经验假说：

由于知识技术溢出存在循环累积因果效应，影响本地区的产业发展和产品种类，从而产生本地市场效应，进一步对地区经济增长产生重要影响。因此，本地市场效应是促进地区经济增长提升的重要因素，而研发强度对地区经济增长的影响则受到知识技术溢出的制约，知识技术扩散成本的高低也会导致经济发达和欠发达地区经济增长的“增长极”和“塌陷区”出现。

三、计量模型设定与数据说明

（一）计量模型选择

文中以地区经济发展水平为被解释变量，基于我国2010-2017年30个省市（除澳门、香港、西藏和台湾）的面板数据，来验证研发强度、本地市场效应对我国各地区经济增长影響的事实。模型设定如下：

pgit=α+β1tiit+β2siit+β3kfit+γ1clit+γ2rdit+μit（23）

i=1，…，N;t=1，…T

μit=μi+νit;μi～IID0，σ2μ;νit～IID0，σ2ν

其中，i表示截面个体，t表示年份，N表示界面的个数，T表示年份跨度，α表示常数项。β和γ为估计参数，μit表示误差项，μi表示不可观测到的个体特殊效应，νit表示剩余的随机扰动。文中的指标变量说明如下：

（1）经济增长（pgit）。企业对新资本的持续投资，会引起经济活动的空间聚集，而这种聚集必然带来地区经济增长。为真实反映持续的长期经济增长状况，探究影响内生经济增长的原因，文中采用人均地区国内生产总值来衡量地区经济增长。

（2）产业发展水平。经济发展过程中伴随着交易成本的变化，企业的利润和个人的福利也随之发生改变，从而进行区位选择。这一过程反映出产业空间布局的变化过程，从而通过产业区位的改变来实现地区经济增长。这里采用第二产业产值占GDP的比重来表示第二产业发展水平（siit），采用第三产业产值占GDP的比重来衡量第三产业发展水平（tiit）。

（3）资本投资（kfit）。资本投入的增加将会导致生产规模的扩大，促进消费者支出的增加，从而进一步放大了本地市场规模。这里采用资本形成总额衡量资本投资。

（4）地区居民收入水平（clit）。初始收入水平高的地区，随着资本份额的扩大，产品种类也随之增加，将降低该地区的生活成本指数，居民的实际收入将会上升，从而该地区也将会越来越富裕，进一步强化了这种放大效应，即产生本地市场放大效应。这里选用地区人均可支配收入来代表地区居民收入水平。

（5）研发经费支出强度（rdit）。随着资本的增加，溢出效应增强，技能人才将会创造更多的知识和技术，从而对经济增长产生影响。但需要关注的是，区际之间的知识技术溢出要比区域内部知识技术溢出受到更大的阻碍，从而长期均衡区位将最终影响长期的经济增长速度。文中参考郝寿义和曹清峰（2019）的研究，采用研发经费支出占GDP的比重来衡量研发经费支出强度。

（二）数据说明

本文选用的数据来源于2011-2018年的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》;变量以2009年为基期进行消除通货膨胀处理，并对所有变量均取自然对数，以消除异方差的影响。

四、研发强度、本地市场效应对地区经济增长的影响效应评估

（一）面板数据的单位根检验和协整检验

文中设定以人均地区生产总值为被解释变量，以资本投资、第二产业发展水平、第三产业发展水平为核心解释变量的计量模型，逐步引入变量地区居民收入水平和研究经费支出强度，从而分析创新驱动我国区域经济发展转型的路径。为保证面板数据模型参数估计的有效性，文中分别采用LLC检验、ADF检验、PP检验形式来验证各变量的平稳性（表1）。其中，人均地区生产总值（pgit）、第二产业产值占GDP的比重（siit）、资本投入（kfit）、居民收入水平（clit）、研发经费支出强度（rdit）等5个变量为0阶单整，而第三产业产值占GDP的比重（tiit）为一阶单整。因此，运用Kao协积检验（1999）对变量Δtiit、siit、kfit、clit、rdit和pgit之间的协整关系进行检验，ADF值为-4.6309（p=0.0000），通过了1%的显著性检验，说明变量资本投资、第二产业产值占GDP的比重、第三产业产值占GDP比重的增长率、居民收入水平、研发经费支出强度和人均地区生产总值之间存在长期协整关系。

（二）面板数据模型估计结果与解释

为了考察我国地区经济增长的驱动因素，分别构建了2010-2017年的全国样本、分区域静态面板数据模型来分析研发强度、本地市场效应对地区经济增长的影响效应，验证我国研发经费支出强度的逆周期特征。根据似然比LR检验，上述面板数据构建的模型均设定为固定效应模型（FE），如表2和表3所示为全国和分区域经济增长影响因素的回归结果。

根据表2和表3所示的研发强度、本地市场效应对地区经济增长的影响效应估计结果，具体解释如下：

首先，第二、三产业发展水平的提升将有助于促进地区经济增长。模型（1）—模型（3）中第二、三产业发展水平的系数均显著为正，说明第二、三产业发展水平是现阶段加快我国地区经济增长的重要影响因素，特别是第二产业发展水平的加快对经济增长的推动作用仍十分显著。当引入全部变量后，在其他变量不变的情况下，模型（3）中第二产业产值占GDP比重每提高1%，会提高人均地区生产总值0.5007个百分点，相比之下，第三产业产值占GDP比重的增长率每提高1%，仅会提高人均地区内生产总值0.0691个百分点，显著低于第二产业发展指标对经济增长的推动作用。这也说明了我国现阶段第三产业发展水平的正向促进作用还未能全部发挥出来。与全样本一致的是，我国东、中、西部地区第二产业发展水平的提升仍是促进三大区域经济发展的重要因素，特别是对中西部地区而言，产业结构仍以第二产业为主，第二产业促进经济增长的特征仍较为明显，其中，西部地区经济结构调整成效凸显，第三产业增加值占GDP的比重由2013年的37.3%增加到2017年的46.7%。相对于第二产业而言，东部地区的第三产业主要以附加值高、低能耗的服务业为主，其对地区经济发展的正向效应十分显著;与全样本有所差异的是，中部地区第三产业发展水平带动本地区经济发展的作用尚未发挥出来，甚至呈现出一定的负效应，原因在于中部地区的产业结构单一，呈现出明显的重型化和同质化现象，工业能源消费总量占比高，产业结构趋同化明显，导致地区经济增长、短时期内产业结构调整难度大。

其次，资本投入的增加与地区经济增长呈现正相关关系。模型（1）—模型（3）中资本投入的系数均显著为正，说明资本投资仍是现阶段推动我国地区经济增长的重要因素。模型（1）中资本投入每增加1%，人均地区生产总值将提升0.1246个百分点，当引入全部变量后，人均地区生产总值也将増至0.1592个百分点。这说明，多年来扩大资本投资一直是推动我国经济增长的关键因素，这与我国经济发展所处阶段是分不开的。但区域经济发展不平衡仍是我国经济发展的主要问题，资本投资对我国东部地区的正向推动效应最为明显，资本投资每扩大1%，将促进我国东、中、西部人均地区生产总值分别提升0.4729、0.2195和0.0757个百分点。综合研判，与东部相比，中西部地区资本的投资效率偏低，特别是西部地区资本的产出效率相对较低，这也导致了区域经济发展差距逐步拉大。

再次，居民收入水平的提高是促进地区经济增长的重要原因。模型（2）—模型（3）中居民收入水平的系数显著为正，在其他因素不变的条件下，地区居民收入水平每提高1%，经济发展水平提升0.1634%，原因在于居民收入结构改善且平稳增长，特别是农村居民收入持续保持较快增长，一方面拉动了地区经济的消费力度，另一方面缩小了城乡收入差距，从而提高了居民收入水平，实现了经济提质增效。分区域来看，我国东、中、西部地区这一带动效应也十分明显，人均可支配收入增长1%，三大区域的经济发展水平将分别提升0.3107%、0.2662%和0.2641%。整体来看，东部地区的收入增长效应仍是最为显著的，这也带来了较大的市场消费需求，本地市场放大效应十分明显。另外，随着我国的经济发展和新型城镇化进程的加快，中西部地区的居民收入水平也在逐步提升，特别是农业转移人口进入城镇地区，获得了更高的收入，其收入增长带来的本地市场效应又会进一步推进本地区的经济增长。

最后，研发经费支出强度对地区经济增长呈现出一定的负向效应。模型（3）中研发经费支出强度的系数显著为负，为-0.076。说明研发经费支出强度与人均地区生产总值呈现负相关关系，仍呈现出较为显著的逆周期特征。分区域来看，东部和中部地区的这一负向效应还是十分显著的，系数分别为-0.1692和-0.0839，再次验证了研发强度的这一逆周期特征。相比之下，西部地區由于本地区的研究与开发能力有限，研发经费支出强度对人均地区经济增长的正向效应并不显著，系数未通过显著性检验。整体来看，我国研发经费支出强度整体处于逐步增长态势，但绝大部分省市的研发经费支出强度仍低于2%，特别是由于我国各区域间要素禀赋差异较大，各地区培育创新主体能力有限，研发经费支出强度不足也成为制约各地区经济增长动力转换的主要原因。此外，我国研发经费支出强度低的省份差距呈现逐步缩小趋势，但研发经费支出强度相对较高的省份差距仍呈逐步扩大态势，分化趋势仍较为明显，这也是制约我国区域经济协调发展的又一重要原因。

五、结论与建议

为深入探究研发强度、本地市场效应对我国地区经济增长的影响效应，文中以新经济地理学理论为基础，构建了两区域三要素两部门模型分析其内在相互影响机理，在此基础上，运用我国2010-2017年省际面板数据模型分析我国地区经济增长的影响因素，并验证研发强度的逆周期特征。结论如下：（1）第二、三产业发展水平是影响我国地区经济增长的重要因素。第二产业发展水平的提升仍是促进东、中、西部地区经济增长的重要因素，特别是对中西部地区第二产业促进经济增长的特征仍较为明显，值得关注的是中部地区第三产业尚未体现出推动本地区经济发展的积极作用。（2）扩大资本投资一直是推动我国地区经济增长的主要动力，由于东部地区资本投资引致的消费规模和力度较强，本地市场放大效应凸显，由此资本投资对我国东部地区经济增长的正向推动效应最为明显。（3）居民收入水平是促进我国经济发展水平提升的重要原因。我国东、中、西部地区这一正向促进效应均十分明显，但东部地区的收入增长效应仍是最为显著的，由此引致的本地市场效应更为突出。（4）研发经费支出强度对我国人均地区生产总值的积极作用尚未发挥出来，仍然存在研发经费支出与宏观经济总量呈反方向变动这一逆周期特征，研发经费支出强度不够和区域分化特征是制约我国区域经济动力转换及协调发展的主要短板，一定程度上阻碍了区域经济高质量发展。

根据上述研究结论，本文提出如下建议：

第一，结合本地区要素禀赋，加大重点行业和领域的资本投资力度，运用政策工具推进资本的跨区域有序流动。各地区应加快营造良好的营商环境，聚焦各地区重点产业和领域，构建推进东中西地区互动协调发展的全国统一市场;推进各区域重大工程和新型基础设施建设，重点加强对中部地区第三产业的投资力度，加大促进中西部地区产业结构转型的政策扶持力度;充分利用域内和域外的创新资源，重视科技人才的原始自主创新，打造区域创新协同发展共同体;激发社会资本的活力，拓宽多元资本投资渠道，健全多元投入保障机制，促进资本跨区域有序自由流动。

第二，以供给侧结构性改革为主线，以产业需求为导向，切实推进各地区经济增长由投资驱动向创新驱动转变，实现本地区产业链向高端化发展。各地区应加强要素资源配置，集聚智能创新资源，积极通过自主创新推进制造业转型升级，打造完善可靠的全产业闭环供应链;由单一制造型向“制造+服务”转变，实现生产性服务业与制造业协同集聚和发展，为区域经济发展注入新动力[20]。

第三，打通区域间、行业间科技资源的共享渠道，制定匹配本地区要素禀赋的科技创新政策，提高研发强度和创新效率。充分发挥政府引导基金的作用，出台科技创新精准扶贫政策，打造跨区域、跨行业产学研联盟，激励企业自主创新的积极性;加大科技创新资源与研发经费投入，以科技成果转化为导向鼓励中西部欠发达地区中小企业技术创新，并在政策层面予以相应支持;逐步推进东部地区的创新资源向中西部地区转移，优化区域科技资源的合理配置，从而助推我国创新能力和创新效率的整体提升。

第四，多措并举提升居民可支配收入水平，积极拓展新型消费形态，打造地区经济发展新引擎。强化工资收入与企业效益同向联动机制，落实工资性收入稳步提升的政策，完善社会保障机制，同步推进农业转移人口群体的社保全覆盖，努力提升经营性、财产性收入对居民的人均可支配收入水平的贡献率;在持续推进精准扶贫的基础上，拓宽中低收入群体的增收渠道，加大对经济欠发达地区的转移支付力度，有效激发消费的潜力和活力;放宽生活服务消费领域市场准入，构建生活性服务业发展体系，以产业能级提升吸引创新型企业集聚，打造吸纳本地就业与推动消费升级的新引擎;强化技术创新引领产品市场需求的提升，培育壮大新型消费形态，推动消费结构转型和升级，以科技创新促进区域消费能力的提升。

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