海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與區(qū)域經濟增長———基于空間面板杜賓模型的實證研究

1、海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與區(qū)域經濟增長基于空間面板杜賓模型的實證研究作者：天天論文網 日期：2016-7-1 9:28:17 點擊：2新經濟地理理論認為知識溢出的空間維度擴散是由集聚和分散力量的相互作用而形成，故呈非均勻分布狀態(tài)，依據知識擴散的這種空間依賴特征，新經濟地理理論從空間視角對知識溢出與區(qū)域經濟增長之間的內在機制進行考察，結論顯示知識溢出的地理空間效應對區(qū)域經濟增長具有重要影響。我國的海峽西岸經濟區(qū)是指臺灣海峽西岸，以福建為主體，南北連接珠江三角洲及長江三角洲，東面向臺灣島，西與江西貫通，具有自身獨特優(yōu)勢的經濟區(qū)域。海峽西岸經濟區(qū)已被納入國家區(qū)域發(fā)展重要戰(zhàn)略，各地市區(qū)域經濟一體化進程在

2、不斷推進，區(qū)域創(chuàng)新體系逐步完善，且各區(qū)域之間的知識溢出空間效應也正日益顯現。研究海峽西岸經濟區(qū)知識溢出效應與區(qū)域經濟增長之間的關系，有助于政府選擇不同的區(qū)域城市發(fā)展戰(zhàn)略政策來提高知識的空間溢出效應，進而促進區(qū)域經濟增長。關于知識溢出與經濟增長之間關系的研究，P. omer 首先提出了知識溢出模型，認為區(qū)域的知識空間溢出是經濟增長的主要源動力，并將科技進步引入模型形成內生增長理論1; Jacobs 研究表明，地區(qū)產業(yè)的多元化有助于技術創(chuàng)新及知識溢出，從而推動產業(yè)快速發(fā)展2; Auderstch 和Feldman 在分析了區(qū)域鄰

3、近、工業(yè)集聚等對空間知識溢出影響因素的基礎上研究知識空間溢出的經濟效應3; Eckhadrt Bode 利用德國數據對D溢出進行實證分析，得出區(qū)域間人力資本流動以及知識溢出促進區(qū)域經濟增長的結論4;Falvey通過區(qū)分知識為私有產品或公共產品的不同性質分別建模，得出知識在接收國如果是公共產品，那么知識溢出顯著促進經濟增長5。近年來，國內學者對于知識溢出促進經濟增長的研究主要是運用全國各省市的數據進行空間面板實證分析，如萬坤揚運用空間滯后模型檢驗了FDI、高校和企業(yè)研發(fā)投入等對區(qū)域不同層次的技術創(chuàng)新的影響，研究結果表明本地區(qū)不同層次的技術創(chuàng)新均會受到相鄰地區(qū)的技術創(chuàng)新的正向影

4、響6。牛欣等構建創(chuàng)新空間溢出的外生增長模型驗證了區(qū)域間技術創(chuàng)新傾向的空間關聯性和空間維度的溢出及其對區(qū)域間經濟追趕的正向作用7。徐盈之等將知識存量引入C  D 生產函數構建空間擴展模型，考察了中國省域間知識溢出對區(qū)域經濟增長的影響，最后實證表明知識溢出促進經濟增長的效果受到地區(qū)人力資本水平和吸收能力的影響8。胡彩梅等構建了知識生產的空間滯后模型測算我國省域知識溢出吸收量，得出知識溢出吸收量與經濟發(fā)展水平并不存在必然正相關關系9。崔玉英等運用知識溢出模型考察我國科技創(chuàng)新活動的空間聚集狀況，認為我國省域科技創(chuàng)新呈局部空間聚集的現象10。郭嘉儀等構建含知識溢出的創(chuàng)新知識生產函數，

5、從知識溢出的視角探討了我國區(qū)域創(chuàng)新活動的空間集聚現象，得出相鄰地區(qū)之間的知識溢出效應隨地理距離衰減的結論11。劉和東運用靜態(tài)與動態(tài)空間面板計量模型，考察了中國30 個省市區(qū)域產學研合作內溢、外溢及空間溢出效應，得出地理特征和社會經濟特征對區(qū)域創(chuàng)新溢出效應都有顯著正的影響12。余永澤等采用多種空間面板模型和設置多重空間權重矩陣的方法，分析了我國創(chuàng)新的空間外溢效應和價值鏈外溢效應，結果顯示: 產品創(chuàng)新效率與知識創(chuàng)新效率之間產生了明顯的價值鏈外溢效應13。從已有的國內實證文獻來看，大多數研究以全國或單一省市為考察對象，而較少將一個經濟區(qū)作為研究對象來分析其知識溢出與區(qū)域經濟增長的關系。本文

6、以海峽西岸經濟區(qū)、包括福建、浙江、江西三省的20 個城市為觀測點，運用空間面板模型對知識溢出與經濟增長關系展開全域性的宏觀視角分析。1 海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與區(qū)域經濟增長模型設定及數據來源科技創(chuàng)新能力的提升是實現區(qū)域經濟增長的重要引擎，新經濟地理學在對經濟增長的研究中考慮了地理空間因素的影響，認為知識的正向外部性導致了經濟增長的地理溢出效應。海峽西岸經濟區(qū)各地市之間的空間知識溢出導致其在空間維度上存在經濟關聯性。因此，本文運用海峽西岸經濟區(qū)20 個城市2003  2013 年面板數據對海西經濟區(qū)知識溢出與經濟增長關系進行實證分析。1. 1&#

7、160;普通面板模型設定研究知識溢出與區(qū)域經濟增長的關聯性，首先需要構建一個知識資本函數，本文在Griliches Jaffe 知識生產函數模型15， 16的基礎上構造適于測度海峽西岸經濟區(qū)知識溢出效應的知識資本函數。Griliches  Jaffe 知識生產函數的基本形式為:Kit = AitD1it Z2it eit( 1)其中，K 為知識創(chuàng)新的總產出，D 為研發(fā)投入或人力資本投入，Z 為其他影響知識創(chuàng)新產出的經濟社會變量，e為隨機擾動項。原模型以本地區(qū)研發(fā)投入或人力資本投入作為影響知識創(chuàng)新的基本變量，但區(qū)域知

8、識創(chuàng)新的產出還受來自于區(qū)域之間以及國外的知識溢出影響。因此本文將區(qū)域之間以及國外知識溢出兩個影響因素引入原Griliches  Jaffe 知識生產函數模型中，對原模型進行改進和拓展，拓展后的知識溢出函數為:Sit = ( ( Dit) d ( TLit) f )  ( FDIit)  ( 2)其中，Si為知識資本，即科技創(chuàng)新的產出;Di為各地市的研發(fā)經費投入; TLi為各地市的專利授權量; FDIi為外商直接投資，用來表示各

9、區(qū)域接受的來自國外的知識溢出。再考慮一個三要素的Cobb  Douglas 生產函數，其基本形式如下( 3) 式所示:Yt = ALtKtSt( 3)其中，Y 表示各區(qū)域地區(qū)生產總值，K 和L分別為物質資本和勞動投入，A 為按照恒定比率增長的技術進步且為希克斯中性的。將( 2) 式代入生產函數( 3) 式中可得:Yit = A( Dit) 1 ( TLit) 2 ( FDIit) 3 LitKit

10、( 4)兩邊同時除以L，取對數后可得:lnyit =  + lnkit + 1 lnDit + 2 lnTLit +3 lnFDIit + it( 5)1. 2 空間面板模型的構建由于海峽西岸經濟區(qū)各地市在知識溢出方面可能存在一定的空間效應，即空間距離會影響知識溢出的方向及效應，如果直接利用上述(5)式的面板模型忽略空間效應進行參數估計，會引起估計結果有偏，因此本文建立空間面板模型進行估計，并與普通面板模型進行比較分析。在分析海峽西岸經濟區(qū)各區(qū)域的知識溢出效應時除了應將空間因素納入考慮范圍內，還應重視經濟

11、因素導致的相鄰地區(qū)聯系的差異性。本文根據海峽西岸經濟區(qū)20 地市的地理相鄰關系及經濟聯系構建經濟空間權重矩陣w，w = w'* E，w'是空間相關矩陣，描述地區(qū)的空間鄰近關系，本文采用的距離函數為“相鄰”，即:w'ij =1( 若區(qū)域i，j 相鄰)0( 若區(qū)域i，j 不相鄰 )( 6)為進行空間自相關分析，本文對空間權重矩陣進行行標準化處理，即將矩陣中的每一元素除以其所在行元素之和，以使得每行元素之和等于1。E 為地區(qū)間經濟差異性矩陣，主對角線元素為0，非對角線元素為地區(qū)間人均GDP

12、0;的差額的倒數，其公式為:Eij = 1珚Yi 珚Yj( 7)其中Yi = 1t1  t0 + 1 t1t = t0Yit，Yit為地區(qū)i 在t時期的人均GDP 均值。顯然，當地區(qū)間的人均GDP 差距越小，其對應的Eij就越大。反之，Eij越小?？臻g面板模型存在空間滯后模型( SLM) 、空間誤差模型( SEM) 及空間杜賓模型( SDM) 3種主要形式。如果本地區(qū)經濟增長被解釋變量與鄰近區(qū)域的經濟增長之間有互相依賴關系，則采用空間滯后模型; 如果本地區(qū)經濟增長被

13、解釋變量與鄰近地區(qū)之間的空間依賴性體現在對被解釋變量有影響的遺漏變量上或者是不可觀測的隨機沖擊上，則采用空間誤差模型; 如果除了相鄰區(qū)域的經濟增長的空間溢出外，鄰近區(qū)域的物質資本存量、勞動力投入、專利授權量及外商直接投資對本地區(qū)的經濟增長也有影響，則應該采用空間杜賓模型。海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與經濟增長空間滯后模型的形式為:lnyit = w( lnyit) + 1 lnkit + 2 lnDit + 3 lnTLit+ 4 lnFDIit + ui + t + it( 8)其中， 為

14、空間滯后系數，度量空間滯后項wlny 對y 的影響; w 為經濟空間權重矩陣; ui為空間個體效應; t為時間效應; it為白噪聲。此模型為空間時間雙向效應模型，如果去掉ui，則為時間效應模型; 如果去掉t則為空間效應模型。海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與經濟增長空間誤差模型的形式為:lnyit = 1 lnkit + 2 lnDit + 3 lnTLit +4 lnFDIit +it， uit = ni = 1wijujt( 9)其中，uit是空間自相關誤差項，ni =

15、1wijujt表示相鄰區(qū)域j 的誤差項對區(qū)域i 的空間影響，是空間自相關系數，如果 = 0，則簡化為一般的線性回歸模型。海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與經濟增長空間杜賓模型的形式為:lnyit = w( lnyit) + 1 lnkit + 2 lnDit + 3 lnTLit+ 4 lnFDIit + 1wlnkit + 2wlnDit + 3wlnTLit +4wlnFDIit + uit + t + it( 10)其中， 1wl

16、nkit、2wlnDit、3wlnTLit及4wlnFDIit為相鄰區(qū)域的資本存量、研發(fā)投入、專利授權量及外商直接投資的空間滯后項; ui為空間個體效應; t為時間效應; it為白噪聲。1. 3 數據來源本文的研究樣本為2003  2013 年海峽西岸經濟區(qū)20 個地市，包括福建省的福州市、廈門市、莆田市、三明市、泉州市、漳州市、南平市、龍巖市及寧德市; 浙江省的溫州市、麗水市及衢州市; 廣東省的汕頭市、梅州市、潮州市及揭陽市;江西省的上饒市、鷹潭市、撫州市及贛州市。數據分別來自海峽西岸經濟區(qū)各地市統(tǒng)計年鑒( 20

17、04 2014 年) 、各地市統(tǒng)計公報( 2003  2013 年) 及中國科技統(tǒng)計年鑒( 2004  2014 年) 。其中物質資本存量k 用永續(xù)盤存法來計算獲得，其計算公式為Kt = Kt  1( 1   ) + It，折舊率根據張軍等( 2004) 17采用的9. 6%。選取2003  2013 年的數據是基于兩個方面問題的考慮: ( 1) 數據的可得性，關于專

18、利授權量以及研發(fā)經費的投入等在2003 年以后有較為系統(tǒng)的統(tǒng)計; ( 2) 與海峽西岸經濟區(qū)戰(zhàn)略構想提出的時間吻合，2004 年初福建省委提出建設海峽西岸經濟區(qū)的戰(zhàn)略構想，并做出了戰(zhàn)略部署，因此取2003  2013 年的數據能比較準確地測度海峽西岸經濟區(qū)自進入建設實施階段以來的知識溢出及區(qū)域經濟增長情況，人均GDP 及資本存量數據均按2003 年價格指數作指數平減。2 實證分析為準確分析海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與區(qū)域經濟增長之間的關系，且為便于比較判斷，本文首先利用普通面板模型進行估計和檢驗，估計結果見表

19、1 所示。首先進行普通面板模型的隨機效應及固定效應檢驗，其Hausman 檢驗結果為24. 31，在5%的顯著性水平上通過了檢驗，故應采用固定效應模型進行分析，且表1 的估計及檢驗結果顯示，固定效應模型的2 值均高于隨機效應模型，故應選擇固定效應模型。在進行空間固定效應檢驗后再進行時間固定效應檢驗，其結果為F( 9， 19) = 9. 33，相應P 值為0. 0000。因此應在空間固定效應模型中包括時間效應，建立空間和時間雙向固定效應模型比較合適。表1 非空間面板計量模型估計結果變量無固定效應空間固定效應

20、時間固定效應空間和時間固定效應模型空間隨機效應lnk0.1060325(2.27)0.2636353(3.69)0.1311341(3.74)0.0993175(1.12)0.2527773(3.77)lnD0.5242951(17.53)0.1752167(3.59)0.0572912(1.80)0.021335(0.54)0.2133225(3.85)lnTLc0.0744089(1.40)0.1070791(1.42)0.5161161(6.94)0.1034472(4.49)0.1034472(1.37)lnFDI-0.212081(8.13)0.0570698(1.94)0.053(

21、1.99)0.0148425(1.97)0.0148425(0.45)cons9.923371(24.15)6.609409(14.39)4.379097(8.59)3.292916(3.98)7.059684(13.12)20.78970.8981c0.93430.93650.8966ProbF0.00000.00000.0000Hausmantest24.31在確定是否應該使用面板數據的空間計量模型時，首先應考察數據是否存在空間依賴性，即空間自相關性。為此本文利用莫蘭指數(Moran'sI) 來進行海峽西岸經濟區(qū)20 地市的空間自相關分析，其基本表達式為:I =

22、 ni = 1nj = 1wij( xi  珋x) ( xj  珋x)S2ni = 1nj = 1wij( 11)其中xi為i 區(qū)域變量值，xj為j 區(qū)域變量值，S2 為樣本方差，ij為空間權重矩陣的( i，j ) 元素，珋x為xij的平均值。Moran's I 的取值范圍( 1，1) ，大于0 表示正自相關，小于0 表示負自相關，接近于0 表明不存在空間自相關。對海峽西岸經濟區(qū)20

23、60;地市2003  2013 年人均GDP 對數( lnGDP)進行Moran's I 空間自相關檢驗，檢驗結果如下表2 所示，表明各地市的區(qū)域經濟增長之間存在明顯的空間正自相關關系，因此更適合采取空間面板模型進行分析。表2 2003  2013 年海峽西岸經濟區(qū)人均GDP 對數的Moran's I 檢驗結果yearMoran'sIPvalueyearMoran'sIPvalue20030.3500.00320090.3330.00420040.340

24、0.00320100.3080.00820050.2830.01120110.3080.00820060.3430.00320120.3310.00520070.3410.00420130.3220.00620080.3240.005其次，判斷是采用空間滯后模型( SLM) 還是采用空間誤差模型( SEM) ，進行空間滯后LM和空間誤差LM 檢驗，檢驗結果顯示空間滯后模型優(yōu)于空間誤差模型，然后進行空間面板杜賓模型和空間滯后模型檢驗，檢驗結果表明采用空間面板杜賓模型優(yōu)于空間滯后面板模型。因此本文采用空間面板杜賓模型對海峽西岸經濟區(qū)知識溢出與區(qū)域經

25、濟增長進行研究，由普通面板數據模型的檢驗結果顯示空間固定效應和時間固定效應均顯著，故采用空間和時間雙向固定效應模型進行估計，其初步回歸結果顯示空間自相關系數( Spatial rho) 在1% 水平上顯著為正，但變量lnD 的空間滯后項并不顯著，根據研發(fā)投入促進經濟增長的作用方式，研發(fā)投入不顯著的原因可能基于以下三點: (1) 研發(fā)投入在推動科技創(chuàng)新過程中必不可少，且政府對研發(fā)的投入能帶動企業(yè)的研發(fā)需求，但只有在政府投入達到一定規(guī)模的情況下才能激勵企業(yè)的研發(fā)活動，因此，研發(fā)投入是一個規(guī)模突變過程，即在投入初期或達到一定規(guī)模之前，研發(fā)投入的外部產

26、出效應不明顯。( 2) 科技創(chuàng)新具有極高的不確定性，政府和企業(yè)的研發(fā)投入具有一定的風險，即研發(fā)投入的增加在短期內不必然導致科技進步。( 3)研發(fā)投入促進經濟增長是通過一系列的環(huán)節(jié)逐步實現的，即研發(fā)投入導致科技創(chuàng)新，科技創(chuàng)新成果進行轉化，科技成果產業(yè)化推廣后實行商業(yè)化從而促使經濟增長。如果在科技成果轉化或產業(yè)化過程中遇到某些阻礙，則研發(fā)投入的影響也會難以體現。而從各地區(qū)的研發(fā)經費統(tǒng)計來看，除了福州、廈門、泉州、溫州的研發(fā)經費投入較高，其余地區(qū)的研發(fā)經費投入明顯不足，大部分地區(qū)的研發(fā)投入占GDP 比重小于1%，因此，將這個變量去掉再次進行杜賓模型估計，其初步

27、及最終估計結果如表3 所示。表3 空間和時間雙向固定效應空間杜賓模型估計結果空間和時間雙向固定效應空間杜賓模型初步估計結果空間和時間雙向固定效應空間杜賓模型最終估計結果變量系數變量系數lnK 0. 1914105( 6. 08) lnK 0. 1940609( 6. 21)lnD 0. 0289396( 1. 00)lnD 0. 0279034( 0. 96)lnTALENT 0. 187306( 6. 73) lnTALENT 0. 1903352( 6. 92)lnFDI 0. 070613

28、6( 2. 60)lnFDI 0. 0717748( 2. 65) 從表3 最終分析結果可看出，海峽西岸經濟區(qū)各地市知識溢出與區(qū)域經濟增長關系回歸模型的空間自回歸系數( rho) 通過了顯著性檢驗且為正( 0. 3114701) ，從2 及Log  likelihood 統(tǒng)計量來看，模型的擬合度較高，說明海峽西岸經濟區(qū)各地市的經濟增長并非處于相互隔絕狀態(tài)，而是存在顯著的正向空間效應。從模型解釋變量系數的估計結果來看，除了各區(qū)域的研發(fā)投入( lnD) ，其余解釋變量的

29、系數均通過顯著性檢驗。在影響區(qū)域經濟增長的因素中，各區(qū)域的人均資本存量( lnK) 的系數顯著為正且值最大，說明資本投入仍是驅動海峽西岸經濟區(qū)經濟增長的主要動力。各城市的專利授權量( lnTALENT)的系數顯著為正且較大，說明地區(qū)的專利授權量對區(qū)域經濟增長有較大的促進作用，符合羅默研發(fā)與增長模型的基本結論: “研發(fā)部門的生產力提高會促進增長”。專利授權的數量及質量提高是研發(fā)部門生產力提高的內容之一，且已成為衡量一個地區(qū)綜合競爭力的重要指標，這是因為創(chuàng)新是經濟增長的源泉，而專利的授權則從法律上保障了創(chuàng)新的收益從而激勵創(chuàng)新，顯然這一激勵傳導機制在海峽西岸經

30、濟區(qū)已發(fā)揮作用。海西經濟區(qū)外商直接投資( lnFDI) 對經濟增長也具有顯著的正向影響，但其影響力小于資本存量及專利授權量，表明外商直接投資帶來的技術外溢效應較明顯。在空間和時間雙向固定效應空間杜賓模型最終估計結果中地區(qū)研發(fā)投入的回歸系數為正，但仍然不顯著，說明研發(fā)投入雖然能促進技術創(chuàng)新，從而會產生技術進步，為經濟增長注入動力，但其影響效果不顯著。在空間滯后項方面，相鄰地區(qū)的資本投入( W* lnK) 對區(qū)域經濟增長具有顯著的負向影響，說明相鄰區(qū)域之間關于資本的需求處于競爭狀態(tài)，由此形成相鄰地區(qū)的資本存量對本地區(qū)的經濟增長具有顯著的負效應，從各地區(qū)的資本

31、存量及固定資產投資數據的變化趨勢也可以證實這一結論，即從2003  2013 年海峽西岸部分地區(qū)的資本存量增長呈現出明顯的此快彼慢的特征。反應相鄰地區(qū)的專利授權量對本地區(qū)經濟增長影響的變量( W* lnTALENT) 的系數顯著為正，說明臨近區(qū)域的專利授權量增加會促進本地區(qū)的科技創(chuàng)新，從而拉動本地區(qū)的經濟增長，即相鄰區(qū)域之間存在明顯的正向知識溢出效應。外商直接投資的滯后項( W* lnFDI) 顯著為負，說明海峽西岸經濟區(qū)相鄰地市之間在吸引外資方面存在競爭，各地政府為促進本地區(qū)經濟快速發(fā)展，紛紛出臺優(yōu)惠政策以吸引更多外資進入，存在較明

32、顯的過度競爭現象。3 結論及對策建議本文基于2003  2013 年海峽西岸經濟區(qū)20地市知識溢出與區(qū)域經濟增長數據，采用空間面板杜賓模型實證檢驗了區(qū)域之間的資本存量、研發(fā)投入及專利申請量對人均GDP 增長的影響。研究結果顯示，海峽西岸經濟區(qū)各地市的人均GDP增長存在顯著的正向空間相關關系，資本投入、專利授權量、外商直接投資及研發(fā)投入對區(qū)域經濟增長的影響均為正向，其中資本投入的影響最大，而研發(fā)投入的影響則不顯著; 相鄰區(qū)域的資本投入及外商投資對本區(qū)域的經濟增長有顯著的負向效應，但相鄰地區(qū)的專利授權量對本地區(qū)的經濟增長呈顯著的促進作用，存在知識的空間溢出效

33、應。在上述實證分析研究中發(fā)現如下幾點政策內涵對提高海峽西岸經濟區(qū)知識溢出效應及促進區(qū)域經濟增長具有重要意義:( 1) 在海峽西岸經濟區(qū)區(qū)域經濟增長影響因素中，資本存量的影響最大，但資本存量的區(qū)際溢出效應顯著為負，因此，為加快海峽西岸經濟區(qū)經濟發(fā)展，不僅應該加大資本投入，還應該充分意識到資本在區(qū)際之間的負向溢出效應，采取合理的措施來進行引導，盡量避免這種負向溢出效應帶來的區(qū)際差異日趨增大。為加快海峽西岸經濟區(qū)一體化建設進程，縮小區(qū)際差異，各區(qū)域首先應加大資本投入，并通過對相對較落后地區(qū)采取傾斜政策來吸引更多資本流入，從而緩解資本存量的負向區(qū)際溢出效應對落后地區(qū)發(fā)展的不利影響。

34、( 2) 研發(fā)經費投入對區(qū)域經濟增長的影響不顯著，說明研發(fā)投入促進經濟增長作用短期內不明顯。為提高各地區(qū)的科技創(chuàng)新能力，應首先加大研發(fā)經費投入。為加快科技成果向現實生產力轉化，各地市政府尤其是中心城市政府不應把促進成果轉化停留在政策支持的層面上，而是要為高新技術成果轉化和產業(yè)化建立新型完善的市場環(huán)境，并形成完整的市場化中介體系。并在海峽西岸經濟區(qū)形成科技成果轉化的發(fā)展和聯動，將福州、廈門等地較多的高校優(yōu)勢和泉州、溫州等地的民營企業(yè)發(fā)達，市場機制靈活、科技需求旺盛的特性結合起來，打破行政區(qū)劃界限，在更高層次更廣領域推動科技成果的產業(yè)化及商業(yè)化。( 3) 專

35、利授權量及其空間滯后項均顯著為正，說明專利產出會推動經濟發(fā)展，同時具有較強的正向空間溢出效應，因此，政府應進一步出臺相關政策引導激發(fā)企業(yè)的科技創(chuàng)新活動，對專利授權量較少的地區(qū)，如三明、龍巖、麗水等地應通過構建專利擁有量考核評價指標體系等一系列政策措施，進一步激發(fā)創(chuàng)新主體的活力。而對于福州、廈門、溫州等專利授權量較多的地區(qū)應該把提升專利質量作為工作重點，并加強與相鄰區(qū)域的合作交流，進一步加大專利產出的空間溢出效應，實現區(qū)域合作共贏。( 4) 外商直接投資具有顯著的正向影響，但其空間滯后項顯著為負，說明外商直接投資能推動本區(qū)域經濟增長，但相鄰區(qū)域之間在吸引外資上存在一定的競爭。

36、因此各區(qū)域不僅要為吸引外資營造良好的環(huán)境，還要避免區(qū)域之間的盲目競爭和重復建設，海峽西岸經濟區(qū)各地市應制定適合本地區(qū)的優(yōu)惠政策和競爭政策，注意外資的合理投向，根據海峽西岸經濟區(qū)建設規(guī)劃來制定各區(qū)域的最佳吸引外資產業(yè)及布局，從而避免區(qū)域之間相互競爭導致的不必要損失。參考文獻1 omer Paul M Increasing eturns and Long un Growth JJournal of Political Economy，1986，( 5) : 1002 10372 Jacobs J The Economy of Cities 

37、;M Vintage，New York，19703 Audretsch，D. B ，M. P. Feldman D Spillovers and Geographyof Innovation and Production J American Economic e-June. 2016view，1996，( 3) : 630  6404 Eckdart Bode The Spatial Pattern of Localized D Spillovers:An Empirical Investigation for Gennany J Joumal of EconomicGeography，2004，( 4) : 43  645 Falvey，Foster N，Greenaway D elative Backwardn