高技術產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新與制造業(yè)高水平“走出去”
——基于出口技術復雜度提升視角

余 姍，樊秀峰

（1.西安財經(jīng)大學 西部能源經(jīng)濟與區(qū)域發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新研究中心，陜西 西安 710100；2.西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061）

一、引言

隨著貿(mào)易保護主義抬頭疊加新冠肺炎疫情的影響，逆全球化趨勢更加明顯，全球產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈面臨重大沖擊，風險加大，中國的出口貿(mào)易也遭受到了約束和擠壓（劉鶴，2020）[1]。要想持續(xù)厚植中國制造業(yè)出口發(fā)展優(yōu)勢，不論是增強工業(yè)基礎能力、破解“卡脖子”問題，還是鍛造技術和產(chǎn)業(yè)“長板”，都必須注重研發(fā)水平的提高（李曉華，2021）[2]。黨的十九屆五中全會指出，應堅持創(chuàng)新在中國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力，推進貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展。在中國加快構建雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局下，產(chǎn)業(yè)集聚尤其是高新技術產(chǎn)業(yè)集聚知識溢出和擴散形成的創(chuàng)新優(yōu)勢和正的外部性將大大增強產(chǎn)業(yè)的競爭力（朱喜安、張秀，2020）[3]。積極探究高技術產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新對出口技術復雜度的影響和作用方式，進而推動制造業(yè)高水平“走出去”，對于出口貿(mào)易轉型具有很好的現(xiàn)實意義。

出口技術復雜度是衡量制造業(yè)高水平“走出去”的重要指標（卓乘風、鄧峰，2019）[4]。一些學者從產(chǎn)業(yè)集聚視角研究如何影響出口復雜度提升：莫莎和何桂香(2013)[5]分析了產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術復雜度兩者之間的關系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚能顯著推動高技術產(chǎn)業(yè)出口技術復雜度，并且存在明顯區(qū)域異質性。王倩倩(2019)[6]發(fā)現(xiàn)高新技術產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部的知識溢出和人才集聚效應均會促進出口技術復雜度的提升。龔新蜀等(2019)[7]認為產(chǎn)業(yè)集聚的三種模式對出口復雜度都存在正向調節(jié)作用，但存在區(qū)域異質性。還有一些學者認為創(chuàng)新影響著技術躍遷（張奔等，2021）[8]，從創(chuàng)新角度對出口技術復雜度提升進行研究：如，毛其淋、方森輝(2018)[9]運用傾向得分匹配倍差法從理論和實證上對創(chuàng)新驅動與中國制造業(yè)出口技術復雜度的關系展開研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)對于出口技術復雜度具有正向調節(jié)作用。張艾莉等(2019)[10]證實了技術創(chuàng)新對制造業(yè)的出口技術復雜度產(chǎn)生正向作用。劉琳(2021)[11]基于城市面板數(shù)據(jù)進行空間模型檢驗，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過多樣化、專業(yè)化及競爭的外部性影響地區(qū)的出口升級。

基于對產(chǎn)業(yè)集聚、技術創(chuàng)新影響出口技術復雜度的研究脈絡梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻大多是從產(chǎn)業(yè)集聚或技術創(chuàng)新單一角度對出口技術復雜度的影響進行研究，或是對產(chǎn)業(yè)集聚與技術創(chuàng)新兩者關系進行分析，認為其存在線性關系（湯長安、張麗家，2020）[12]或者非線性門檻效應（曹允春、王尹君，2020；黎欣，2021）[13，14]，鮮有文獻關注到高技術產(chǎn)業(yè)集聚及其創(chuàng)新兩者對制造業(yè)高水平“走出去”影響的協(xié)同作用。文章的創(chuàng)新點在于：第一，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚與技術創(chuàng)新放入一個分析架構中，考察兩者對出口技術復雜度的獨立影響及協(xié)同效應；第二，與現(xiàn)有文獻所研究的靜態(tài)線性回歸不同，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚作為門檻變量，采用動態(tài)非線性模型展開實證，力圖給出精準政策建議，為推動制造業(yè)高水平“走出去”提供理論支撐。

二、理論分析與研究假設

1.高技術產(chǎn)業(yè)集聚影響制造業(yè)高水平“走出去”的機理

首先高技術產(chǎn)業(yè)集聚通過帶來知識、技術、設備、資金的相對集中，減少不必要的額外投資，促進資源共享，有效降低生產(chǎn)、交易和運營成本，使得企業(yè)擁有低成本的出口競爭優(yōu)勢（Fabio&Francesco，2014；劉洪鐸，2016；張涵，2019）[15-17]；其次，出口貿(mào)易在整個過程中存在匯率風險、產(chǎn)品進入和退出風險,產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)企業(yè)相互聯(lián)系溝通，消除了信息不對稱的問題，形成了規(guī)模網(wǎng)絡化體系（嚴北戰(zhàn)，2014；周沂、賀燦飛，2018）[18，19]。同一產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)的企業(yè)間形成良好的競爭關系，促使企業(yè)對現(xiàn)有設施技術進行不斷改進，有利于集群內(nèi)部企業(yè)創(chuàng)造競爭優(yōu)勢、提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率，促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的升級（Xia和Wu，2020；Wang等，2019）[20，21]。基于以上分析，文章提出：

假設H1：高技術產(chǎn)業(yè)集聚能夠顯著促進出口技術復雜度，推動制造業(yè)高水平“走出去”。

2.創(chuàng)新影響制造業(yè)高水平“走出去”的機理

目前國外企業(yè)采取核心技術壟斷，面對技術封鎖和壁壘，為解決制造業(yè)“卡脖子”技術進一步推動制造業(yè)的出口貿(mào)易，必須通過高層次的創(chuàng)新活動提高出口企業(yè)的國際競爭力。而高技術產(chǎn)業(yè)凝結著最前沿最先進的技術，通過創(chuàng)新有利于引入先進的基礎設施、技術以及經(jīng)營模式，提高企業(yè)的生產(chǎn)率和創(chuàng)新效率，從而降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提升產(chǎn)品的技術含量和質量（曲如曉、臧睿，2019）[22]。在創(chuàng)新驅動作用下，會顯著推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級（劉洪濤、肖功為，2019）[23]?；谝陨侠碚摶A，據(jù)此提出：

假設H2：創(chuàng)新對推動制造業(yè)高水平“走出去”具有促進作用。

3.高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應

高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新除了各自對制造業(yè)的出口產(chǎn)生影響外，二者的協(xié)同作用也是推動制造業(yè)高水平“走出去”的重要因素。一方面，高技術產(chǎn)業(yè)集聚可以通過共享來促進知識和技術的溢出進而促進區(qū)域創(chuàng)新，企業(yè)可充分利用技術外部性提高企業(yè)的創(chuàng)新效率（劉軍、楊浩昌，2015）[24]；另一方面，高技術產(chǎn)業(yè)集聚通過產(chǎn)業(yè)聯(lián)系的發(fā)展和人力資本的積累提高產(chǎn)業(yè)的技術效率，并且競爭性市場中企業(yè)能力較弱的企業(yè)會利用產(chǎn)業(yè)集聚的技術溢出效應提升自身的創(chuàng)新能力（劉鵬、張運峰，2017；Kenichi&Erina，2020）[25，26]。高技術產(chǎn)業(yè)集聚促進不同產(chǎn)業(yè)間的合作，在合作過程中形成優(yōu)勢互補，提高創(chuàng)新產(chǎn)出，與創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展成為驅動制造業(yè)高水平“走出去”的重要動力，據(jù)此，文章提出如下假設：

假設H3：高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應對制造業(yè)高水平“走出去”具有推動作用。

三、模型構建與數(shù)據(jù)說明

1.模型構建

文章以出口技術復雜度來表征制造業(yè)高水平“走出去”，參考國內(nèi)外對出口技術復雜度的研究及結論，構建模型：

其中，i和t代表省份和年份；EXP表示出口技術復雜度；AGG表示高技術產(chǎn)業(yè)集聚，INNO為高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新指標，包括技術創(chuàng)新投入R&D內(nèi)部經(jīng)費支出RDIN、R&D人員全時當量RDALL以及技術創(chuàng)新產(chǎn)出研發(fā)專利PATE；OPEN為對外開放度；EDU代表受教育程度變量；ENPF和MARKET分別表示經(jīng)濟績效和制度質量。

2.變量選取與數(shù)據(jù)說明

文章選用時段為2009—2018年中國30個省市區(qū)（除西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究對象，研究數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及《中國教育統(tǒng)計年鑒》等，經(jīng)作者計算及整理得到。在正式開始研究前對模型進行初步預測分析，對某些數(shù)據(jù)進行中心化處理、平減處理以及對數(shù)化處理。文章所涉及的相關變量見表1。

表1 指標體系說明

（1）被解釋變量

制造業(yè)高水平“走出去”指標。以出口技術復雜度(EXP)來表征，文章采用Hausmann(2007)[27]提出的測算方法，公式如下：

其中，j代表地區(qū)，i代表產(chǎn)品，PRODYi表示產(chǎn)品i出口技術復雜度。Xji代表地區(qū)j產(chǎn)品i的出口額，Xj是地區(qū)j的出口額。Yj表示地區(qū)j人均GDP。

利用式(2)計算出產(chǎn)品的出口技術復雜度后，從而可以計算出某一國家或者地區(qū)的出口技術復雜度，計算公式如下：

其中，EXPjt表示第t年地區(qū)j的出口技術復雜度，Xjit表示第t年地區(qū)j產(chǎn)品i的出口額，Xjt為第t年某一地區(qū)j的出口總額。

（2）解釋變量

高技術產(chǎn)業(yè)集聚(AGG)指標。文章采用高新技術產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵指標來衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度，計算如下：

其中，lqjkt表示第t年地區(qū)j行業(yè)k的集聚水平。xjkt表示第t年地區(qū)j行業(yè)k的從業(yè)人員，xkt表示第t年行業(yè)k的總從業(yè)人員數(shù)，xjt為第t年地區(qū)j的總從業(yè)人數(shù)，xt表示第t年全國從業(yè)人數(shù)。

式(5)中，AGG表示地區(qū)層面的高技術產(chǎn)業(yè)集聚水平，lqjkt為權重。

創(chuàng)新指標(INNO)。創(chuàng)新投入指標選取高技術產(chǎn)業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費支出、R&D人員全時當量；技術創(chuàng)新產(chǎn)出指標利用高技術產(chǎn)業(yè)的專利授權數(shù)進行衡量。

（3）控制變量

基礎設施(INF)變量，參考任英華(2019)[28]的方法，采用每千人擁有的互聯(lián)網(wǎng)數(shù)量與GDP之比進行測量。受教育程度(EDU)指標，借鑒張可(2019)[29]的研究方法，用高校師生比來衡量。高技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟績效(ENPF)指標采用高技術產(chǎn)業(yè)的利稅總額與銷售收入之比來衡量（李玉山，2019）[30]，經(jīng)濟績效較高的產(chǎn)業(yè)及地區(qū)更容易引進資金及先進設備，從而推動出口技術復雜度提升。制度質量(MARKET)指標采用王小魯、胡李鵬和樊綱(2021)[31]提出的市場化指數(shù)，并用相關測度方法對2017年和2018年數(shù)據(jù)進行補充。

四、實證檢驗及分析

1.高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術復雜度的獨立效應檢驗

（1）固定效應模型

采用固定效應模型對高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新對出口技術復雜度的獨立效應進行分析，檢驗結果見表2。其中模型(1)是高技術產(chǎn)業(yè)集聚影響出口技術復雜度的獨立效應分析，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術復雜度呈正相關，彈性系數(shù)為0.187 6，并且通過了1%的顯著性檢驗，表明高技術產(chǎn)業(yè)集聚能夠提升出口技術復雜度，結論支持假設H1。模型(2)、(3)、(4)是高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的三個變量對出口技術復雜度的影響分析，三個變量即高技術產(chǎn)業(yè)的R&D內(nèi)部經(jīng)費支出、R&D人員全時當量以及研發(fā)專利與出口技術復雜度存在較明顯的正向關系，系數(shù)分別為0.1181、0.1014、0.0216，并且其值都在1%的水平上顯著，回歸結果表明高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新水平越高，對于制造業(yè)的出口技術復雜度的提升作用越大，結論支持假設H2。模型(5)、(6)、(7)是在模型(1)的基礎上分別引入創(chuàng)新的三個變量，高技術產(chǎn)業(yè)集聚的顯著性和系數(shù)并未產(chǎn)生太大的變化，這也更好地驗證了假設。

表2 固定效應模型回歸

控制變量中，高技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟績效、制度質量因素與制造業(yè)的出口技術復雜度的關系不顯著，可能是由于各地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟績效、制度質量水平存在較大差距，對不同地區(qū)的出口技術復雜度的作用情況不同，從而結果不顯著，提升作用并不明顯。受教育程度和基礎設施這兩個變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明出口技術復雜度的提升離不開高水平的教育和完善的基礎設施。

（2）系統(tǒng)GMM回歸

由于變量之間可能存在內(nèi)生性，因此，基于上述的基準檢驗，將滯后一期的出口技術復雜度EXPLag作為解釋變量，并且采用系統(tǒng)GMM進行回歸分析，結果見表3。

在表3中，各模型的AR(2)的P值都大于0.1，其統(tǒng)計量均未通過10%的顯著性檢驗，說明不存在序列相關問題。Sargan檢驗P值都大于0.1，為合理水平，表明不存在過度識別錯誤。根據(jù)回歸結果可知：第一，在模型(1)、(5)、(6)和(7)中，高技術產(chǎn)業(yè)集聚這一變量的回歸系數(shù)均顯著為正，其彈性系數(shù)分別為0.1282、0.1278、0.1346、0.1694，表明高技術產(chǎn)業(yè)集聚能夠促進出口技術復雜度，這一結果符合假設H1；第二，對于模型(2)、(3)、(4)，高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新的三個變量在所有模型中系數(shù)都為正，其中R&D內(nèi)部經(jīng)費支出的系數(shù)為0.2499、R&D人員全時當量的彈性系數(shù)為0.2426以及研發(fā)專利的系數(shù)是0.1274，并且都通過了顯著性檢驗，說明高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新對于出口技術復雜度具有驅動作用，結果支持假設H2。對于模型(5)、(6)、(7)，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新納入一個模型進行檢驗，結果顯示并未改變其顯著性?？刂谱兞恐校芙逃潭仍谒心Ｐ椭芯ㄟ^了1%的顯著性檢驗，并且系數(shù)都為正；高技術產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟績效和制度質量指標對出口技術復雜度的驅動效應相對較弱，基礎設施這一變量的回歸系數(shù)為負，原因可能是在全國各地區(qū)基礎設施的完善程度不同，但并未改變主要解釋變量的系數(shù)，結論符合假設。此檢驗結果進一步表明高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新對出口技術復雜度的正向作用。

表3 系統(tǒng)GMM回歸

2.高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術復雜度的協(xié)同效應分析

根據(jù)上述分析，高技術產(chǎn)業(yè)集聚及創(chuàng)新對出口技術復雜度的影響都分別表現(xiàn)為正向促進，為進一步考察三者的關系，此回歸引入高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的乘積項，來檢驗二者的協(xié)同效應結果見表4。由表4模型(1)的回歸結果可得，乘積項系數(shù)為正，并通過了1%的顯著性檢驗，表明高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應是促進出口技術復雜度的主要力量；在模型(2)中，乘積項與出口技術復雜度的影響系數(shù)在10%的水平上為正，在模型(3)中，創(chuàng)新的成果專利與高技術產(chǎn)業(yè)集聚的乘積項系數(shù)為正，并且通過了1%的顯著性檢驗，這一結果表明，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應對出口技術復雜度的影響作用顯著。綜上所述，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應對于出口技術復雜度提升作用，能顯著推動制造業(yè)高水平“走出去”，結論支持假設H3。與表2的獨立效應檢驗結果對比，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新R&D經(jīng)費投入的乘積項(AGG×RDIN)的影響系數(shù)大于表2(2)中高技術產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)和創(chuàng)新的系數(shù)(0.1675>0.1653>0.1108)，說明兩者的交互效應對出口技術復雜度的促進作用大于獨立效應的促進作用，表現(xiàn)為一加一大于二的效應；而對于高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新R&D人員全時當量的交互項(AGG×RDALL)，其系數(shù)是小于表2(3)檢驗后的系數(shù)，即(0.0093<0.1005<0.1848)，此結果說明存在促進作用但是效果不明顯；對于第三個交互項(AGG×PATE)的彈性系數(shù)大于表2(4)的技術創(chuàng)新而小于產(chǎn)業(yè)集聚，即(0.0218<0.0599<0.1868)，說明兩者并沒有發(fā)生很好的協(xié)同效應。從整個回歸結果來看，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的交互項都顯著為正，表明兩者存在協(xié)同效應，在一定程度上表明高技術產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新是推動制造業(yè)高水平“走出去”的重要因素。

表4 高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新影響出口技術復雜度的協(xié)同效應基準檢驗

3.門檻效應分析

基于前文的分析結果，為進一步討論三者的關系，以高技術產(chǎn)業(yè)集聚度作為門檻變量來考察創(chuàng)新與出口技術復雜度是否存在非線性關系。以Hansen的門檻模型為基礎，文章設定門檻模型如下：

其中，高技術產(chǎn)業(yè)集聚度AGG為門檻變量。其余變量與前文一致。

對于高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與出口技術復雜度可能出現(xiàn)的非線性關系，文章采用Hansen門檻模型的檢驗方法進行分析研究。在回歸估計之前，采用“Bootstrap”取500。表5為創(chuàng)新的三個變量基于高技術產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術復雜度的門檻檢驗結果。

表5 門檻值檢驗結果

表6為高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的三個變量基于高技術產(chǎn)業(yè)集聚與出口技術復雜度的門檻檢驗結果。結果表明，高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新投入變量R&D經(jīng)費對應的門檻變量存在雙門檻值0.4582和1.0684，并且分別通過了1%和5%的顯著性檢驗；R&D人員存在單門檻值1.0684，技術創(chuàng)新成果專利數(shù)對應的門檻變量有單門檻值1.0462。

表6 門檻回歸檢驗結果

表6中，模型(1)、(2)、(3)表示以高技術產(chǎn)業(yè)集聚為門檻變量，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的三個變量分別對出口技術復雜度的影響分析。在模型(1)中，高技術產(chǎn)業(yè)集聚度存在雙門檻效應，當高技術產(chǎn)業(yè)集聚度低于門檻值0.4528時，創(chuàng)新投入R&D內(nèi)部經(jīng)費支出的回歸系數(shù)為0.1212，且通過了1%的顯著性檢驗；當高技術產(chǎn)業(yè)集聚度處于中等水平時，門檻值介于0.4582和1.0684之間，高技術產(chǎn)業(yè)集聚對于創(chuàng)新的影響系數(shù)降至0.0894，在1%的水平上為正，創(chuàng)新對出口技術復雜度的促進作用減弱；當門檻值跨越1.0684，其彈性系數(shù)為0.2260，促進作用進一步增強，此時影響系數(shù)最大，這一過程中的彈性系數(shù)呈先減后增的“U”型特征。對于模型(2)，高技術產(chǎn)業(yè)集聚只存在單門檻值，高技術產(chǎn)業(yè)集聚小于門檻值1.0684時，創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為0.0805，且通過了1%的顯著性檢驗；當高技術產(chǎn)業(yè)集聚高于1.0684時，其影響系數(shù)為0.1048，促進作用增強。對于模型(3)可知，當高技術產(chǎn)業(yè)集聚門檻值分別小于1.0462，跨越1.0462時，其彈性系數(shù)的變化為0.0157→0.0520，說明創(chuàng)新對于出口技術復雜度的提升作用逐步增強，創(chuàng)新與出口技術復雜度之間的關系是動態(tài)非線性的。此結果說明，當高技術產(chǎn)業(yè)集聚程度不同，創(chuàng)新對于出口技術復雜度的促進作用也不同，結論符合假設H3。因此根據(jù)這一分析結果得出：應重視并提高技術產(chǎn)業(yè)集聚水平，更好地推動制造業(yè)高水平“走出去”。

五、結論與建議

文章以2009—2018年30個省份的數(shù)據(jù)作為樣本，將高技術產(chǎn)業(yè)集聚、創(chuàng)新納入一個計量模型，用出口技術復雜度這一變量代理制造業(yè)高水平“走出去”，考察了三者之間的互動關系，得出以下結論：第一，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新分別對于出口技術復雜度具有推動作用；第二，高技術產(chǎn)業(yè)集聚與創(chuàng)新的協(xié)同效應是制造業(yè)高水平“走出去”的重要推動力；第三，隨著高技術產(chǎn)業(yè)集聚跨越其門檻值，創(chuàng)新對出口技術復雜度的促進作用增強。

根據(jù)以上結論，提出如下建議：第一，技術創(chuàng)新尤其是高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新是我國制造業(yè)破解發(fā)展難題、厚植發(fā)展優(yōu)勢的重要因素，因此要注重對創(chuàng)新的投入，積極引進高技術企業(yè)以及人才，建立有利于創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的機制，完善相關政策體系；第二，要重視產(chǎn)業(yè)集聚效應，尤其是高新技術產(chǎn)業(yè)的集聚，推進集群內(nèi)部企業(yè)合作，加大知識和技術共享，促進技術人員之間的交流；而對于相關聯(lián)的產(chǎn)業(yè)，應鼓勵其協(xié)同發(fā)展，優(yōu)勢互補，使集聚效應最大化的發(fā)揮出來；第三，合理規(guī)劃高技術產(chǎn)業(yè)集聚與技術創(chuàng)新的協(xié)調發(fā)展，首先要充分利用集群優(yōu)勢推動產(chǎn)業(yè)協(xié)同創(chuàng)新，其次通過創(chuàng)新加快生產(chǎn)效率和資源配置推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，使兩者形成良性循環(huán)；第四，應兼顧產(chǎn)業(yè)集聚度較低地區(qū)的實際經(jīng)濟狀況，通過政策傾斜和引導，幫助其跨越門檻值，從而促進當?shù)刂圃鞓I(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)制造業(yè)高水平“走出去”。