作者簡介：姚戰(zhàn)琪（1971-），男，陜西眉縣人，研究員，教授，博士，博士生導師，主要從事服務業(yè)開放與國際投資研究。E-mail：zhanqiyao@126.com

摘要：在中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)、中國傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢不斷削弱的背景下，提升出口技術(shù)復雜度是應對復雜國際貿(mào)易環(huán)境的重要舉措。而推動協(xié)同集聚是提升中國出口技術(shù)復雜度的重要途徑，研究協(xié)同集聚通過哪些途徑對中國出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生影響是理順協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度之間關(guān)系的關(guān)鍵任務。本文使用結(jié)構(gòu)方程模型和中介效應檢驗方法對知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度的關(guān)系進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)，協(xié)同集聚能顯著促進中國出口技術(shù)復雜度;雖然協(xié)同集聚能顯著促進中國研發(fā)人員數(shù)量增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也能促進中國提升出口技術(shù)復雜度，但研發(fā)人員數(shù)量不能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;協(xié)同集聚能顯著促進中國研發(fā)投入強度不斷提升，研發(fā)投入強度也能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級亦能促進中國出口技術(shù)復雜度?；诖?，筆者認為，應制定政策不斷提升科技研發(fā)的投入強度，提高研發(fā)投入效率，大力推動信息化技術(shù)的運用，促進研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生持續(xù)影響。

關(guān)鍵詞：協(xié)同集聚;出口技術(shù)復雜度;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;R&D投入強度;創(chuàng)新產(chǎn)出;研發(fā)人員數(shù)量

中圖分類號：F752.67;F062.9文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）04-0037-10

一、引言

在當前中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)以及中國傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢不斷削弱的背景下，中國應加大氣力提升出口技術(shù)復雜度。一國人均GDP和經(jīng)濟規(guī)模對該國出口技術(shù)復雜度有顯著的正向影響，而一國較低的制度質(zhì)量對該國出口技術(shù)復雜度具有負向影響?？v然對發(fā)達經(jīng)濟體出口能提升中國出口技術(shù)復雜度，但中國的制度質(zhì)量較低仍是不可忽視的問題。即使在重大經(jīng)濟危機期間，出口復雜性也存在路徑依賴，并且是穩(wěn)定的，因此，大力提升出口技術(shù)復雜度對新興經(jīng)濟體和發(fā)展中經(jīng)濟體尤為重要[1]。

在推動出口技術(shù)復雜度的諸多因素中，產(chǎn)業(yè)間的協(xié)同集聚被廣泛關(guān)注。目前，國內(nèi)關(guān)于協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的文獻可分為三大類：第一，傅建源和劉洪鐸[2]認為，金融集聚能帶動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高極化，并能促進出口技術(shù)復雜度不斷升級。第二，龔新蜀等[3]認為，專業(yè)化集聚對出口技術(shù)復雜度有正向技術(shù)溢出效應。第三，劉洪鐸[4]認為，企業(yè)跨越生產(chǎn)成本和出口市場的生產(chǎn)率門檻后，協(xié)同集聚能夠提升出口技術(shù)復雜度。

本文主要關(guān)注知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度之間的關(guān)系，探討知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚如何以及何時影響出口技術(shù)復雜度：第一，協(xié)同集聚已成為促進出口技術(shù)復雜度提升的重要驅(qū)動因素。Sun等[5]使用1998—2007年中國制造業(yè)數(shù)據(jù)的研究成果發(fā)現(xiàn)，中國制造業(yè)集聚增加了企業(yè)的出口概率和出口量，對效率較高的企業(yè)影響較大。協(xié)同集聚對企業(yè)出口額的影響取決于集聚度，當集聚度較低時，集聚度的增加會擴大企業(yè)的出口量，但當集聚度已經(jīng)很高時，集聚度對企業(yè)出口額的影響會逐漸減弱。第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在產(chǎn)業(yè)集聚與貿(mào)易格局之間發(fā)揮重要作用。Yilmazkuday[6]從產(chǎn)業(yè)層面探討了美國協(xié)同集聚與貿(mào)易格局之間的關(guān)系。在消費方面，國際進口和替代彈性與消費集聚效應緊密關(guān)聯(lián);在生產(chǎn)方面，國際出口和中間投入品貿(mào)易被證明與協(xié)同集聚及專業(yè)化效應有內(nèi)在的聯(lián)系，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對這些效應的作用大小具有重要影響。現(xiàn)有文獻對知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度的影響因素作出了有益探索，但是，知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度到底是什么關(guān)系？知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過怎樣的路徑和機制對中國出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生影響？知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生的間接影響是否顯著？這些問題都沒有得到解決，值得進一步研究。

本文可能的學術(shù)貢獻和創(chuàng)新點在于：基于2000—2018年中國各地區(qū)微觀數(shù)據(jù)，深入剖析知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚（下文簡稱“協(xié)同集聚”）與出口技術(shù)復雜度之間關(guān)系、內(nèi)在影響機制以及協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度之間的關(guān)系成立的邊界條件，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。本文通過梳理協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的作用方式，試圖找出協(xié)同集聚促進出口技術(shù)復雜度的最優(yōu)路徑，這對于更好地發(fā)揮協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的促進作用具有重要意義。

二、驅(qū)動路徑及研究假設(shè)

（一）協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的提升效應

協(xié)同集聚可以促進創(chuàng)新產(chǎn)出增長，創(chuàng)新產(chǎn)出增長可以進一步提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，進而推動出口技術(shù)復雜度不斷提升。首先，協(xié)同集聚能夠通過降低廠商的生產(chǎn)成本及其進入出口市場的生產(chǎn)率門檻，提高企業(yè)生產(chǎn)率和固定成本投入效率，從而提升出口技術(shù)復雜度[7]。其次，協(xié)同集聚對不同類型企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響不同，協(xié)同集聚能顯著提升中國東部地區(qū)企業(yè)、外商投資企業(yè)以及加工貿(mào)易企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量，但協(xié)同集聚對其他類型企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量影響較小。再次，協(xié)同集聚能通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出增長顯著帶動區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。Muller和Doloreux[8]認為，知識密集型服務業(yè)主要圍繞知識、集聚和創(chuàng)新三個維度進行，即知識密集型服務業(yè)集聚對創(chuàng)新有顯著的促進作用，知識密集型服務業(yè)與創(chuàng)新高度關(guān)聯(lián)。最后，創(chuàng)新經(jīng)費投入占比是衡量企業(yè)創(chuàng)新投入能力的一個重要指標，創(chuàng)新經(jīng)費投入能顯著促進中國出口技術(shù)復雜度。毛其淋和方森輝[9]研究了企業(yè)研發(fā)支出對中國出口技術(shù)復雜度的影響，發(fā)現(xiàn)在總體上企業(yè)研發(fā)支出可以顯著促進出口技術(shù)復雜度的提升，若考慮知識產(chǎn)權(quán)保護指數(shù)的影響，在知識產(chǎn)權(quán)保護越完善的地區(qū)，企業(yè)研發(fā)支出的增長對出口技術(shù)復雜度的促進作用越顯著。

協(xié)同集聚能顯著促進R&D投入強度，同時，不斷提升的R&D投入強度有利于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能在一定程度上提升中國出口技術(shù)復雜度。協(xié)同集聚可以顯著提升包括R&D投入在內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新水平，協(xié)同集聚程度越高，對包括R&D投入在內(nèi)的區(qū)域創(chuàng)新水平的促進作用就越顯著。同時，包括R&D投入在內(nèi)的創(chuàng)新投入有助于中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級。詹錦華[10]使用中國30個省份的面板數(shù)據(jù)研究認為，雖然創(chuàng)新投入對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的競爭效應促進作用較弱，但創(chuàng)新投入能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。黨的十九大報告提出，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型是推動中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的一項重要任務，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型不但對中國內(nèi)部產(chǎn)生影響，而且對中國出口貿(mào)易也產(chǎn)生影響，中國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高極化能提升該地區(qū)出口技術(shù)復雜度。王稀龍[11]發(fā)現(xiàn)，雖然中國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化不能促進中國出口技術(shù)復雜度，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化能顯著促進出口技術(shù)復雜度。

創(chuàng)新產(chǎn)出可以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能顯著提升出口技術(shù)復雜度。首先，各地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力的提升能顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，區(qū)域創(chuàng)新不但可以促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，更可以促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，即區(qū)域創(chuàng)新可以有效促進中國農(nóng)業(yè)工業(yè)化、制造業(yè)服務化、服務業(yè)知識化和高科技產(chǎn)業(yè)化。包則慶和林繼揚[12]使用向量自回歸模型的研究認為，技術(shù)創(chuàng)新會顯著帶動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。其次，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能顯著提升中國出口技術(shù)復雜度。翟士軍和趙磊[13]使用泰爾指數(shù)的倒數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，研究認為，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)對地區(qū)出口額與地區(qū)銷售額之比的影響顯著為負，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性能顯著促進出口強度，尤其是東部地區(qū)和中部地區(qū)出口強度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)顯著負相關(guān)?；诖耍P者提出如下假設(shè)：

H1a：創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度間存在中介效應。

H1b：R&D投入強度對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起正向促進作用，R&D投入強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度間起多重中介效應。

H1c：創(chuàng)新產(chǎn)出對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級起正向促進作用，創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度間起多重中介效應。

（二）協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進效應

協(xié)同集聚能通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出、R&D投入強度等路徑促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的諸多因素中，協(xié)同集聚被廣泛關(guān)注。協(xié)同集聚不但能夠通過產(chǎn)業(yè)分工精細化來促進中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，而且能通過不斷延伸的產(chǎn)業(yè)鏈和新增的互補性產(chǎn)業(yè)來促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化。協(xié)同集聚不但是區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的前提條件和重要保障，更決定了區(qū)域創(chuàng)新的空間布局和創(chuàng)新能力。通過創(chuàng)新驅(qū)動加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，是中國轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和引領(lǐng)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重大戰(zhàn)略。

首先，不但協(xié)同集聚能促進研發(fā)人員數(shù)量增加和研發(fā)人員流動，而且企業(yè)的空間集聚亦能夠通過研發(fā)人員的流動促進技術(shù)的溢出和傳播。協(xié)同集聚不僅能提升該地區(qū)的創(chuàng)新效率，而且協(xié)同集聚與研發(fā)人員的有效互動也能促進周邊地區(qū)提升創(chuàng)新效率。其次，研發(fā)人員數(shù)量增加能促進中國R&D投入強度增加。研發(fā)領(lǐng)域的人才是中國區(qū)域創(chuàng)新能力的中堅力量，R&D投入強度是促進區(qū)域創(chuàng)新能力的重要因素。人才因素是確保企業(yè)獲得研發(fā)效率的重要條件，本科、碩士、博士以及各種類型的繼續(xù)教育、?？平逃厴I(yè)生為研發(fā)企業(yè)提供了充足的科研人員和一線工作者，同時，企業(yè)也可以通過與大學及研究院的合作來確保為其科研人員充電，從而防止人才流失。最后，R&D投入強度能推動中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級。新增長理論認為，研發(fā)資本投入能顯著促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切關(guān)聯(lián)，一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生深遠影響。R&D投入能促進中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級，無論是高端制造業(yè)的R&D投入，還是中低端制造業(yè)的R&D投入，都能在不同層次上促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。R&D投入能夠通過促進社會供求結(jié)構(gòu)變化、優(yōu)化資源要素配置、改善進出口貿(mào)易結(jié)果等渠道促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[14]?？梢姡瑓f(xié)同集聚能促進研發(fā)人員數(shù)量增加，同時，研發(fā)人員數(shù)量增加能通過促進R&D投入強度的路徑推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

H2a：R&D投入強度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間存在中介效應。

H2b：創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間存在中介效應。

H2c：研發(fā)人員數(shù)量對R&D投入強度起正向促進作用，研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間起多重中介效應。

（三）協(xié)同集聚對創(chuàng)新產(chǎn)出的推動效應

協(xié)同集聚能夠通過促進研發(fā)人員數(shù)量增長、R&D投入強度不斷提升等路徑促進創(chuàng)新產(chǎn)出，并顯著促進區(qū)域創(chuàng)新。協(xié)同集聚與研發(fā)人員投入存在一定程度的相關(guān)性，產(chǎn)業(yè)集聚不但影響R&D經(jīng)費投入，也影響研發(fā)人員投入。在協(xié)同集聚背景下，R&D經(jīng)費投入和研發(fā)人員投入對區(qū)域創(chuàng)新的貢獻最大。雖然中國制造業(yè)集聚對各城市經(jīng)濟績效的促進作用較弱，但知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚更能顯著帶動區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展，同時知識密集型服務業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)協(xié)同集聚更能顯著推動區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展。不但R&D經(jīng)費投入和研發(fā)人員投入有利于各地區(qū)提升創(chuàng)新產(chǎn)出，且產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模對R&D經(jīng)費投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模越大，R&D經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用就越顯著;產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模越小，R&D經(jīng)費投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用就越弱[15]。黃娟[16]分析了中國知識密集性服務業(yè)集聚的影響因素，認為中國知識密集性服務業(yè)集聚具有很強的正空間相關(guān)性，中國知識密集性服務業(yè)集聚能夠顯著獲得外部規(guī)模經(jīng)濟和知識溢出效應，并能顯著促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

R&D投入能顯著促進區(qū)域創(chuàng)新，如果將R&D投入作為門檻變量來研究協(xié)同集聚對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響就會發(fā)現(xiàn)，協(xié)同集聚會促使企業(yè)將高技術(shù)含量的研發(fā)和設(shè)計活動放在R&D投入較多的地區(qū)進行，協(xié)同集聚也會促使企業(yè)將低技術(shù)含量的研發(fā)和設(shè)計活動放在R&D投入較少的地區(qū)進行。因此，協(xié)同集聚能促進區(qū)域R&D投入強度不斷提升，從而促進中國創(chuàng)新產(chǎn)出增長。

研發(fā)人員數(shù)量能促進創(chuàng)新產(chǎn)出增長。馮文娜[17]認為，R&D投入能顯著促進高新技術(shù)企業(yè)盈利能力，若用高新技術(shù)企業(yè)盈利能力來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，R&D投入能顯著促進高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，協(xié)同集聚能促進研發(fā)人員數(shù)量增長，而研發(fā)人員數(shù)量增長能促進R&D投入強度不斷提升，進而促進區(qū)域創(chuàng)新?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

H3a：研發(fā)人員數(shù)量在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起中介效應。

H3b：R&D投入強度在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起中介效應。

H3c：研發(fā)人員數(shù)量對R&D投入強度起正向促進作用，研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間起多重中介效應。

基于以上理論分析，可以得出協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的影響機制，基于此，筆者繪制了出口技術(shù)復雜度影響因素初始理論模型圖，如圖1所示。

注：X1為自變量協(xié)同集聚對中介變量研發(fā)人員數(shù)量的回歸系數(shù);X2為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對中介變量R&D投入強度的回歸系數(shù);X3為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù);X4為中介變量研發(fā)人員數(shù)量對中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X5為自變量協(xié)同集聚對中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X6為自變量協(xié)同集聚對因變量出口技術(shù)復雜度的回歸系數(shù);X7為自變量協(xié)同集聚對中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù);X8為自變量協(xié)同集聚對中介變量R&D投入強度的回歸系數(shù);X9為中介變量R&D投入強度對中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù);X10為中介變量R&D投入強度對中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù);X11為中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出對中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的回歸系數(shù);X12為中介變量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對因變量出口技術(shù)復雜度的回歸系數(shù);X13為中介變量創(chuàng)新產(chǎn)出對因變量出口技術(shù)復雜度的回歸系數(shù)。e1為R&D投入強度的測量誤差;e2為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的測量誤差;e3為出口技術(shù)復雜度的測量誤差;e4為創(chuàng)新產(chǎn)出的測量誤差;e5為研發(fā)人員數(shù)量的測量誤差?！?”為誤差變量的參數(shù)設(shè)定起始值。

三、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)收集和變量測度

本文使用許治和王思卉[18]的研究方法測算因變量出口技術(shù)復雜度（lnExpt），公式如下：

lnExpt=∑i（Expis/Exps）×Prodyi（1）

其中，s代表省份，i代表行業(yè)，Expis/Exps代表s省i行業(yè)出口額占該省出口總額的比重，Prodyi代表s省i行業(yè)勞動生產(chǎn)率。自變量協(xié)同集聚用區(qū)位熵（Agglo）表示，借鑒Ellison等[19]的方法測量。

中介變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化、R&D投入強度、研發(fā)人員數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出，其中，使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Ersanp），本文所用的研究方法與其他文獻不同，公式如下：

Ersanp=α（V3/V2）+（1-α）[VH/（V2+V3）]（2）

其中，V2、V3、VH分別代表第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值。α代表取值為0.500的權(quán)重。Ersanp與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化成正比，Ersanp值越大，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高級。

R&D投入強度（Intrm）用R&D經(jīng)費支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來衡量。研發(fā)人員數(shù)量（Rdp）來自Wind數(shù)據(jù)庫。創(chuàng)新產(chǎn)出（Innov）用高技術(shù)企業(yè)總收入來衡量。本文數(shù)據(jù)來源于2018年《中國統(tǒng)計年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫和各省微觀數(shù)據(jù)庫中的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

（二）研究方法分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。首先，使用SPSS進行探索性因子分析（EFA）。其次，使用AMOS進行驗證性因子分析（CFA），根據(jù)SRMR、RMSEA、TLI、CFI和χ2/df等5個擬合指標對結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）進行修正。最后，根據(jù)修正后的結(jié)構(gòu)方程模型找出協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的直接效應和間接效應，并尋求協(xié)同集聚影響中國出口技術(shù)復雜度的各條路徑的平均中介效應。從表1可以看到，各變量之間的相關(guān)系數(shù)小于克隆巴赫α系數(shù)，表明測量的可信度高。

四、研究結(jié)果

（一）驗證性因子分析

本文的驗證性因子分析（CFA）擬合結(jié)果如表2所示。其中，兩因子模型一為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，合并R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型二為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型三為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度、協(xié)同集聚，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的模型;兩因子模型四為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型五為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型;兩因子模型六為合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、R&D投入強度、協(xié)同集聚，合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型;三因子模型七為合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，合并創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、R&D投入強度、協(xié)同集聚，合并出口技術(shù)復雜度、研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度、協(xié)同集聚的模型。

由表2可知，六因子基準模型的χ2/df=1.144，TLI=0.997，CFI=0.999，RMSEA=0.026，SRMR=0.021?？梢?，六因子基準模型的相對擬合指數(shù)（CFI）大于三因子模型、兩因子模型，由此而知，六因子模型比兩因子模型和三因子模型能更好地擬合數(shù)據(jù)。

（二）結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

表3為采用極大似然估計法所獲得的兩兩檢驗結(jié)果的各種參數(shù)估計值，由表3可知，各條路徑的回歸權(quán)重均顯著，表明各假設(shè)路徑的回歸加權(quán)值均通過了檢驗，協(xié)同集聚到研發(fā)人員數(shù)量的標準路徑系數(shù)為0.631，研發(fā)人員數(shù)量到創(chuàng)新產(chǎn)出的標準路徑系數(shù)為0.256，創(chuàng)新產(chǎn)出到出口技術(shù)復雜度的標準路徑系數(shù)為0.157，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級到出口技術(shù)復雜度的標準路徑系數(shù)為0.113，R&D投入強度到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準路徑系數(shù)為0.606，協(xié)同集聚到R&D投入強度的標準路徑系數(shù)為0.285，協(xié)同集聚到創(chuàng)新產(chǎn)出的標準路徑系數(shù)為0.292，研發(fā)人員數(shù)量到R&D投入強度的標準路徑系數(shù)為0.404，創(chuàng)新產(chǎn)出到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準路徑系數(shù)為0.565，R&D投入強度到創(chuàng)新產(chǎn)出的標準路徑系數(shù)為0.449，協(xié)同集聚到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準路徑系數(shù)為-0.527，協(xié)同集聚到出口技術(shù)復雜度的標準路徑系數(shù)為0.517，研發(fā)人員數(shù)量到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準路徑系數(shù)為-0.285。

根據(jù)表3的檢驗結(jié)果，筆者繪制了出口技術(shù)復雜度影響因素標準化運算結(jié)果圖，如圖2所示。

影響效應分解結(jié)果如表4所示。從表4中可知，協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的總效果為0.615，即0.515（協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的直接效應）+0.100（協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的間接效應）=0.615，表示每一個標準差的協(xié)同集聚的變動都會對出口技術(shù)復雜度造成0.615個單位的變動。同時，協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準化直接效應為負，研發(fā)人員數(shù)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的標準化直接效應也為負，但協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的間接效應為正，研發(fā)人員數(shù)量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的間接效應也為正，因此，必須要分析協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間接效應的所有路徑。

（三）中介效應顯著性檢驗

由上文分析可知，協(xié)同集聚通過研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對出口技術(shù)復雜度的直接效應顯著，本文繼續(xù)采用Bootstrap程序檢驗中介效應的顯著性，檢驗結(jié)果如表5所示。在全部原始數(shù)據(jù)中采用重復隨機抽樣方法抽取5000個Bootstrap樣本，如果中介效應的估計值在95%的置信區(qū)間不包含零，則表明中間效應顯著，估計結(jié)果如表5所示。

其一，協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的12條路徑。間接效應1：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應2：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應3：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應4：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應5：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應6：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應7：協(xié)同集聚→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應8：協(xié)同集聚→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應9：協(xié)同集聚→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應10：協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應11：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應12：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度。從協(xié)同集聚影響出口技術(shù)復雜度的12條路徑中可知，90%置信區(qū)間均不包含零，驗證了研發(fā)人員數(shù)量、創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、R&D投入強度在協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度間的中介效應。在以上12條路徑中，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應（β=-0.026，SE=0.016，95%的置信區(qū)間從-0.055到-0.009，即間接效應3）顯著，同時，協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應（β=-0.076，SE=0.039，95%的置信區(qū)間從-0.137到-0.025，即間接效應10）也顯著，但以上兩個路徑的間接效應均為負，其他10條路徑的間接效應顯著為正。在協(xié)同集聚影響中國出口技術(shù)復雜度的間接效應中，雖然協(xié)同集聚能促進研發(fā)人員數(shù)量增長，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也能提升中國出口技術(shù)復雜度，但是研發(fā)人員數(shù)量不能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因此，間接效應3（協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度）的影響系數(shù)顯著為負，置信區(qū)間未出現(xiàn)零。并且，雖然產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能促進出口技術(shù)復雜度，但是協(xié)同集聚不能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因而間接效應10（協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度）的影響系數(shù)顯著為負，置信區(qū)間也未出現(xiàn)零。協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應（β=0.041，SE=0.020，95%的置信區(qū)間從0.018到0.077，即間接效應11）顯著為正，可見，協(xié)同集聚能通過促進創(chuàng)新產(chǎn)出顯著提升出口技術(shù)復雜度，H1a得到驗證。協(xié)同集聚→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應顯著為正，可見，協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的作用能通過R&D投入強度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級傳導，H1b得到驗證。協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應顯著為正，可見，協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的作用也能通過創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級傳導，H1c得到驗證。

其二，協(xié)同集聚影響創(chuàng)新產(chǎn)出的3條路徑。間接效應13：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出;間接效應14：協(xié)同集聚→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出;間接效應15：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出。3條路徑的標準化間接效應估計值顯著為正，驗證了研發(fā)人員數(shù)量和R&D投入強度分別在協(xié)同集聚與創(chuàng)新產(chǎn)出間的中介效應，協(xié)同集聚對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用也能通過研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度傳導，H3a、H3b、H3c均得到驗證。

其三，協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的7條路徑。間接效應16：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應17：協(xié)同集聚→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應18：協(xié)同集聚→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應19：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應20：協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應21：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級;間接效應22：協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第1條路徑中，雖然協(xié)同集聚能顯著促進研發(fā)人員數(shù)量增長，但研發(fā)人員數(shù)量不能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因此，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑的標準化間接效應顯著為負。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第2條路徑中，協(xié)同集聚→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑的標準化間接效應顯著為正，因此，R&D投入強度在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間存在中介效應，H2a得到驗證。在協(xié)同集聚影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的第5條路徑和第6條路徑中，協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑的標準化間接效應和協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑的標準化間接效應顯著為正，因此，創(chuàng)新產(chǎn)出在協(xié)同集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間存在中介效應，協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用也能通過研發(fā)人員數(shù)量、R&D投入強度傳導，H2b和H2c都得到驗證。

其四，研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復雜度的6條路徑。間接效應23：研發(fā)人員→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應24：研發(fā)人員→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應25：研發(fā)人員→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應26：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應27：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度;間接效應28：研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)升級→出口復雜度。研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復雜度的6條路徑的95%置信區(qū)間均不包含零，其中，在研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復雜度的間接效應中，由于研發(fā)人員數(shù)量不能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能顯著提升中國出口技術(shù)復雜度，因而研發(fā)人員→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應在數(shù)值上顯著為負（即間接效應27），研發(fā)人員數(shù)量影響出口技術(shù)復雜度的其他路徑的標準化間接效應估計值顯著為正。

其四，R&D投入強度影響出口技術(shù)復雜度的3條路徑。間接效應29：R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應30：R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度;間接效應31：R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出→出口技術(shù)復雜度。R&D投入強度影響中國出口技術(shù)復雜度的3條路徑的95%置信區(qū)間均不包含零，并且3條路徑的標準化間接效應估計值顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和創(chuàng)新產(chǎn)出均在R&D投入強度與出口技術(shù)復雜度間存在中介效應。R&D投入強度通過創(chuàng)新產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生的間接效應為0.037（即間接效應32），因此，以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、創(chuàng)新產(chǎn)出為連續(xù)中介變量的作用效果顯著。

五、結(jié)論與政策建議

本文考察了協(xié)同集聚促進出口技術(shù)復雜度的具體路徑，研究了知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚通過各種路徑對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生的間接影響，結(jié)論如下：第一，協(xié)同集聚能顯著促進創(chuàng)新產(chǎn)出，并且創(chuàng)新產(chǎn)出能提升中國出口技術(shù)復雜度。第二，協(xié)同集聚→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的間接效應顯著為正。第三，協(xié)同集聚→創(chuàng)新產(chǎn)出→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的間接效應顯著為正。第四，協(xié)同集聚能顯著促進R&D投入強度，R&D投入強度能顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第五，協(xié)同集聚能促進創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新產(chǎn)出能促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第六，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑的間接效應顯著為正。第七，協(xié)同集聚能促進研發(fā)人員數(shù)量增長，研發(fā)人員數(shù)量增長能促進創(chuàng)新產(chǎn)出。第八，協(xié)同集聚能促進R&D投入強度，R&D投入強度能促進創(chuàng)新產(chǎn)出增長。第九，協(xié)同集聚→研發(fā)人員數(shù)量→R&D投入強度→創(chuàng)新產(chǎn)出路徑的間接效應顯著為正。

基于此，筆者提出如下政策建議：第一，大力發(fā)揮協(xié)同集聚通過多種路徑對出口技術(shù)復雜度的促進作用。一方面，協(xié)同集聚不僅可以直接影響出口技術(shù)復雜度，還可以通過促進R&D投入強度助力中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，并通過增加創(chuàng)新的最終產(chǎn)出提升出口技術(shù)復雜度。另一方面，協(xié)同集聚可以促進研發(fā)人員數(shù)量不斷增長，進而顯著提升中國創(chuàng)新產(chǎn)出不斷增長，創(chuàng)新產(chǎn)出不但能直接促進出口技術(shù)復雜度提升，更能通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級來提升出口技術(shù)復雜度。因此，應不斷提升科技研發(fā)的投入強度，大力提高研發(fā)投入效率，大力推動信息化技術(shù)的運用，促進研發(fā)投入對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生持續(xù)影響。第二，各地區(qū)應進一步明確協(xié)同集聚發(fā)展目標，制定政策促進知識密集型服務業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚，發(fā)揮協(xié)同效應，不斷提升協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。與以往研究不同的是，本文中的協(xié)同集聚與出口技術(shù)復雜度之間存在復雜中介效應。雖然協(xié)同集聚可以通過創(chuàng)新產(chǎn)出促進出口技術(shù)復雜度，但是協(xié)同集聚→產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→出口技術(shù)復雜度路徑的標準化間接效應顯著為負。雖然協(xié)同集聚能顯著促進區(qū)域創(chuàng)新，但協(xié)同集聚對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用仍較弱。因此，應不斷提高協(xié)同集聚質(zhì)量，大力發(fā)揮協(xié)同集聚的外部性，助力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第三，針對研發(fā)人員數(shù)量不能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的事實，應制定政策促進研發(fā)人員數(shù)量對創(chuàng)新的貢獻。雖然中國的研發(fā)人員數(shù)量日益增加，但創(chuàng)新能力的質(zhì)量不高，不能適應產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的需要。因此，應制定政策激發(fā)研發(fā)人員創(chuàng)新熱情，要重視引進的研發(fā)人員的成長，各地要加大人才的培養(yǎng)力度，不斷提升企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量占企業(yè)員工總數(shù)的比重，提升研發(fā)人員的貢獻程度。在加大研發(fā)人員與經(jīng)費投入的同時，不斷提升創(chuàng)新質(zhì)量，增強研發(fā)的效率，提升各地高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的速度，并使各地區(qū)信息技術(shù)、生物工程和新材料等領(lǐng)域的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步速度快于該地區(qū)平均技術(shù)進步的速度，從而促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。第四，不斷提升中國出口技術(shù)復雜度，在當前中美貿(mào)易摩擦頻發(fā)以及中國傳統(tǒng)貿(mào)易比較優(yōu)勢不斷削弱的背景下，中國要大力提升出口技術(shù)復雜度，但中國出口技術(shù)復雜度與發(fā)達國家相比仍有一定差距。因此，各地區(qū)應進一步明確協(xié)同集聚發(fā)展目標，制定政策促進協(xié)同集聚，發(fā)揮協(xié)同效應，不斷提升協(xié)同集聚對出口技術(shù)復雜度的促進作用。第五，針對協(xié)同集聚對各地出口技術(shù)復雜度具有正向促進作用的事實，在大力促進制造業(yè)與知識密集型服務業(yè)協(xié)同集聚的同時，應制定政策緩解制造業(yè)與知識密集型服務業(yè)協(xié)同集聚對出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生的擁擠效應，防止協(xié)同集聚對城市競爭力造成不良影響。第六，針對R&D經(jīng)費投入強度能顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的事實，應不斷提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入，提升各地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新效率，促進東中西部地區(qū)之間的技術(shù)交流合作。

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（責任編輯：徐雅雯）