龐美燕，桑金琰，張 峰

（山東理工大學管理學院，山東淄博255000）

在新舊動能轉換背景下，我國面臨著人口紅利消失、資源供應緊張、環(huán)境污染日益嚴重的問題，高投入、高能耗、高污染的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)難以持續(xù)發(fā)展。新舊動能是指“新模式代替舊模式，新業(yè)態(tài)代替舊業(yè)態(tài)，新技術代替舊技術，新材料能源代替舊材料能源”。目前山東省的現(xiàn)狀是主要依靠高投入、高能耗的制造業(yè)拉動經(jīng)濟增長，而高附加值、輕污染的產(chǎn)業(yè)較少。山東省作為國內(nèi)首個新舊動能轉換綜合實驗區(qū)，積極培育新動能，改造舊動能，充分發(fā)揮高質量人才優(yōu)勢，提高自主創(chuàng)新能力和研發(fā)水平，開發(fā)新產(chǎn)品新業(yè)態(tài)，發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。因此在新舊動能轉換的背景下，本文通過對山東省制造業(yè)的研究，探索制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響因素，進一步闡述制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的路徑。

一、文獻綜述

制造業(yè)是我國的支柱產(chǎn)業(yè)，是拉動經(jīng)濟增長的主要力量。李克強總理提出加快推進“中國制造2025”的行動綱領，實現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。探究制造業(yè)升級是目前研究的熱點。黃永春等［1］通過對江蘇省制造業(yè)的研究，分析得出產(chǎn)業(yè)升級的兩種模式，即為漸進式和跨越式。黃建中等［2］在此基礎上分析了產(chǎn)業(yè)升級的集群效應，提出了產(chǎn)業(yè)升級的四種類型。文玉春［3］研究了經(jīng)濟新常態(tài)下我國產(chǎn)業(yè)演進升級的路徑，提出從科技創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)占優(yōu)、政策調控、需求拉動到有效退出五位一體協(xié)同運行的產(chǎn)業(yè)升級路徑。王舟［4］運用主成分分析法對制造業(yè)升級的12 個影響因素分成了四類，即產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新、企業(yè)家精神、關鍵資源積累和產(chǎn)業(yè)整合。張寧［5］對影響制造業(yè)升級的因素提出假設，并在此基礎上提出了促進產(chǎn)業(yè)升級的相關措施。杜朝暉［6］研究了我國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉型升級的迫切性，表明在遵循我國當前傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級的原則下，從技術創(chuàng)新、生產(chǎn)組織模式、產(chǎn)業(yè)融合、產(chǎn)業(yè)集群等途徑促進我國傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級。

在新舊動能轉換的研究中，Yang 和Jiao［7］首先從經(jīng)濟發(fā)展的技術和價值鏈角度分析新舊動能轉換的原因，構建新舊動能轉換過程模型，提出產(chǎn)生的全要素生產(chǎn)率相等時，產(chǎn)生新舊動能轉換。張立新和閆振好［8］基于2002—2016 年山東省17 個地市的數(shù)據(jù)，從需求側和供給側兩方面研究新舊動能轉換的路徑，提出政府職能轉換、市場化進程以及合理的產(chǎn)業(yè)結構新動能培育和新舊動能轉化具有重要意義。黃少安［9］研究在經(jīng)濟新常態(tài)下，提出山東省的新動能和舊動能，分析現(xiàn)階段新舊動能轉化存在的問題，新舊動能轉換的路徑，并從需求和供給的角度做出相關對策和建議。

產(chǎn)業(yè)轉型升級與新舊動能轉化二者相互促進，相輔相成，不是孤立存在的。趙麗娜［10］從產(chǎn)業(yè)轉型升級與新舊動能轉化的關系角度，闡述了產(chǎn)業(yè)轉型升級是經(jīng)濟增長新舊動能轉換的外在表現(xiàn)和強力支撐，新舊動能是產(chǎn)業(yè)轉型升級的內(nèi)在動力，在研究山東省產(chǎn)業(yè)轉型升級與新舊動能轉換特點的基礎上，提出實施“創(chuàng)新驅動、產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略精準定位、深化供給側結構性改革、推動產(chǎn)業(yè)集聚集約、創(chuàng)新管理”等推動經(jīng)濟平穩(wěn)健康的發(fā)展路徑。余志林和丁浩［11］針對目前山東省油氣產(chǎn)業(yè)存在的問題，對油氣產(chǎn)業(yè)進行結構調整，實施技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)融合、信息資源整合、產(chǎn)品創(chuàng)新優(yōu)化等發(fā)展路徑，并提出科技創(chuàng)新、信息化融合、創(chuàng)新管理等相對應的對策建議。Han［12］提出加大發(fā)展高新技術產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的力度，推動企業(yè)轉型升級，培育發(fā)展新動能，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展。

當前階段的相關研究多集中于特定的領域的轉型升級和新舊動能轉換問題的研究，而對于山東省的支柱產(chǎn)業(yè)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉型升級與新舊動能轉換的研究較少?；诖耍疚臉嫿诵枨?、供給和環(huán)境三方面的要素框架，對山東省17 個地級市制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級因素研究，分析制造業(yè)升級與新舊動能轉換的影響因素，并提出相關對策建議。

二、研究設計

（一）變量選取

根據(jù)國內(nèi)外學者現(xiàn)有的研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響因素集中表現(xiàn)在需求、供給和環(huán)境三個層面。需求層面主要是指居民消費需求，體現(xiàn)居民的消費水平。供給層面主要包括創(chuàng)新供給、投資供給和資金供給三個方面，其中創(chuàng)新供給體現(xiàn)為區(qū)域科技創(chuàng)新水平，投資供給主要表現(xiàn)為人力資本投入和固定資產(chǎn)投入，資金供給體現(xiàn)為政府、金融機構等主體資金投入。環(huán)境層面主要是指產(chǎn)業(yè)發(fā)展的硬約束和軟環(huán)境，硬約束主要體現(xiàn)為基礎設施建設，軟環(huán)境主要體現(xiàn)為市場保障體制和對外開放程度。綜合考慮新舊動能轉換的背景下數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，本文選取消費需求、技術創(chuàng)新、投資供給、資金供給和對外開放五方面因素作為條件變量構建制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級影響因素指標體系（表1）。

在需求層面，消費需求是重要的因素，主要體現(xiàn)居民的消費水平。學者通常用居民需求收入彈性來解釋對商品需求的變化，即收入水平的變化較能反映出商品需求的變化。因此本文選用農(nóng)村居民的純收入（X1）和城鎮(zhèn)居民的可支配收入（X2）這兩個指標來衡量消費水平的變化。在制造業(yè)消費需求中，消費規(guī)模的變化會增加制造業(yè)消費產(chǎn)品的需求，從而導致生產(chǎn)資料的變化，促進產(chǎn)業(yè)升級；同時，收入水平的提高和國外消費觀念的影響，會導致消費方式的多樣化和多層次化，進而導致消費結構的變化，導致制造業(yè)生產(chǎn)結構的變化，促進產(chǎn)業(yè)升級。

在供給層面，本文主要從技術創(chuàng)新、投資供給和資金供給3 個方面篩選指標。技術創(chuàng)新方面，本文主要選用經(jīng)費支出（X3）和專利申請數(shù)（X4）兩個變量?，F(xiàn)階段，我國的制造業(yè)創(chuàng)新投入不足，在全球價值鏈中處于較低的地位，而技術創(chuàng)新價值鏈附加值較高，屬于高附加值的產(chǎn)業(yè)類型，由此可以看出技術創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)升級中的重要性，而經(jīng)費支出和專利申請數(shù)反映了技術進步與技術創(chuàng)新對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響。投資供給方面，本文主要選用人力資本（X5）和固定資產(chǎn)投資（X6）兩個變量。產(chǎn)業(yè)結構升級不能僅僅依靠技術創(chuàng)新，還要考慮人的作用。現(xiàn)階段，勞動力成本上升，勞動密集型產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢也逐漸消失，企業(yè)要重視人才引進和培養(yǎng)，依靠專業(yè)人才的先進技術，提高生產(chǎn)率，降低生產(chǎn)成本，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。固定資產(chǎn)投資反映了資本的投入量在制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級中的作用。資本供給方面，本文主要選用政府資金（X7）和企業(yè)自有資金（X8）兩個變量。企業(yè)研發(fā)資金主要來源于自有資金和政府資金。國家重點扶持企業(yè)是政府提供資金支持的主要項目，政府補貼作為資金支持的主要來源，對企業(yè)甚至整個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展都有很大的幫助，所承擔風險也明顯小于其他資助。企業(yè)自有資金是企業(yè)用于科學技術研究的主要資金，資金投入的額度表明了企業(yè)對科學技術研究的重視程度。

在環(huán)境層面，對外開放度是區(qū)域經(jīng)濟對外開放的程度，具體體現(xiàn)為市場的開放程度。因此本文選用市場開放度（X9）來衡量企業(yè)對外開放度。對外開放在促進我國經(jīng)濟的增長的同時，通過與先進的國家技術交流，我國技術型企業(yè)和科學技術的也得到了進步和發(fā)展，提高我國企業(yè)價值鏈水平，促進產(chǎn)業(yè)升級。

表1 制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級影響因素指標體系

（二）數(shù)據(jù)來源

本文采用2006—2017 年山東省17 個地級市的數(shù)據(jù)作為樣本，按照地理位置將山東省劃分為東、中部、西部三大區(qū)域，東部地區(qū)包括青島、煙臺、威海、日照濰坊、臨沂、東營；中部地區(qū)包括濟南、淄博、泰安、萊蕪、濱州、濟寧、棗莊，西部地區(qū)包括聊城、菏澤、德州。本文中所用的專利申請授權數(shù)都來源于歷年山東省統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，其他的數(shù)據(jù)都來源于《山東省統(tǒng)計年鑒》（2006—2017 年）。

三、實證分析

（一）模型設定

本文采用2006—2017 年山東省17 個地級市的面板數(shù)據(jù)作為樣本，選取消費需求、技術創(chuàng)新、投資供給、資本供給和對外開放度作為解釋變量，以制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級為被解釋變量，因為考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，選取各市“生產(chǎn)總值”來反映制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的情況。使用面板數(shù)據(jù)模型，其一般形式為

其中：Yi，t為被解釋變量；Xi，t為k × 1 階解釋變量列向量（包括k 個回歸量）；αi是隨機變量，表示對于i 個個體有i 個不同的截距，且其變化與Xi，t有關系；β 為k × 1 階回歸系數(shù)列向量，對于不同個體回歸系數(shù)β 相同；εi，t為隨機誤差項。

根據(jù)本文構建的制造業(yè)新舊動能轉換指標，可以構建如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中：X1，X2，…，X10為表1中的新舊動能轉換的各種指標；βi為自變量Xi的系數(shù)；εt為隨機誤差項。

為了消除或減少異方差的影響，并且由于各變量存在水平上的較大差異與波動，不適合采取絕對化指標，本文對所有變量進行對數(shù)化處理，式（2）變?yōu)?/p>

根據(jù)式（3），本文所選取的跨度為1999—2018 年，對山東省17 個地級市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析。

（二）變量的平穩(wěn)性與單位根檢驗

在本文研究所用從2006—2017 年的數(shù)據(jù)，時間跨度較大，可能存在單一時間趨勢而造成的“偽回歸”（虛假回歸）情況，不能準確反映出解釋變量與被解釋變量間的關系。所以，為使回歸分析效果更加準確，本文在進行數(shù)據(jù)處理之前，先對山東省全省的相關數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，并采用差分的方法將非平穩(wěn)序列轉化為平穩(wěn)序列。本文主要選取ADF 檢驗、LLC 檢驗和IPS 檢驗，對涉及數(shù)據(jù)進行檢驗。各變量單位根檢驗的具體結果見表2。同時，本文分別對山東省東部、中部和西部三個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，結果顯示各部分數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列。從表2 中的檢驗結果可以看出各變量在ADF 檢驗、LLC 檢驗和IPS 檢驗中，統(tǒng)計量拒絕存在單位根的原假設，即本文所用面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整是指存在共同的隨機性趨勢。有些時間序列是非平穩(wěn)，但線性組合后是平穩(wěn)序列，像這種組合反映了變量間存在長期穩(wěn)定的比例關系，稱為協(xié)整關系。協(xié)整檢驗可以用來區(qū)分“真實回歸”與“偽回歸”。由上述單位根檢驗得出所用面板數(shù)據(jù)一階差分后為平穩(wěn)序列，因此在回歸前，本文對上述變量進行KAO 協(xié)整檢驗和Pedroni 協(xié)整檢驗，檢驗結果見表3 和表4。根據(jù)檢驗結果的p和t 可以判斷出，在5% 的顯著水平下，各模型序列是個平穩(wěn)的序列，并存在長期穩(wěn)定關系。同時，本文分別對山東省東部、中部和西部三個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗，結果顯示：在5% 的顯著水平下，三個區(qū)域均存在長期穩(wěn)定關系。

（四）實證分析

面板數(shù)據(jù)模型有三種：混合回歸模型、隨機效應模型和固定效應模型。這三種模型都是根據(jù)面板數(shù)據(jù)來計量分析的模型，因其系數(shù)特點不同，三種模型適用于不同得面板數(shù)據(jù)。本文首先采用F 檢驗來判斷個體間的異質性，驗證表明模型存在個體效應；用Hausman 檢驗模型的個體效應是符合固定效應還是隨機效應的假設，驗證表明輸出結果拒絕采用隨機效應模型的原假設，即應使用固定效應模型。檢驗結果見表5。

表2 單位根檢驗結果

同時，本文分別對山東省東部、中部和西部三個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)模型分析，檢驗結果（表6）與山東省全省結果一致。從山東省面板數(shù)據(jù)的估計結果中可以看出，在5% 的顯著性水平下，大部分的解釋變量通過了顯著性檢驗，即對產(chǎn)業(yè)升級具有顯著的影響。

從消費需求來看，農(nóng)村居民的純收入對山東省及其中部、西部的產(chǎn)業(yè)升級的影響在1% 的顯著水平下具有顯著的促進作用［13］，城鎮(zhèn)居民可支配收入對山東省及東部地區(qū)的影響在1% 的顯著水平下有顯著的促進作用，相對于其他解釋變量的系數(shù)而言，城鄉(xiāng)居民收入的系數(shù)相對較大，這表明居民可支配收入的提高可以促進改善居民生活水平，改變居民消費者的消費需求，刺激消費者產(chǎn)生消費欲望，并轉化為實際上的消費行動。對于山東省中部和西部來說，中部和西部城鎮(zhèn)發(fā)展速度相較東部而言發(fā)展較為緩慢，城鎮(zhèn)居民收入轉化為消費的作用不顯著，居民收入的作用被其他因素所替代。

從技術創(chuàng)新來看，研究經(jīng)費支出對山東省及其東部、中部和西部的產(chǎn)業(yè)升級具有顯著的促進作用?？蒲薪?jīng)費的提高能顯著提升勞動者的勞動生產(chǎn)率，同時也提高了勞動者的生產(chǎn)積極性和創(chuàng)造性，促進了資源整合與轉化，區(qū)域產(chǎn)業(yè)靈活性和轉型升級的承載力增強［14］，促進了產(chǎn)業(yè)升級。專利申請授權數(shù)對山東省及其東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級具有顯著的促進作用，專利授權申請數(shù)的增加，標志著產(chǎn)業(yè)的新產(chǎn)品數(shù)量及新產(chǎn)品的銷售收入的提高，改造提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)單一的產(chǎn)品架構，提高產(chǎn)業(yè)的技術水平，促進產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新轉型，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。山東省東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較快，科研資金、人才的培養(yǎng)要高于中部西部，顯示出了在專利研發(fā)上的優(yōu)勢。中部和西部地區(qū)相較于東部地區(qū)科研資源相對受限，專利申請授權數(shù)對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用不顯著，但并不否認專利申請數(shù)的作用，中西部地區(qū)更應該增加科研資源，重視專利研發(fā)。

從投資供給來看，研發(fā)人員投入和固定資產(chǎn)投資對山東省及其東部、中部和西部的產(chǎn)業(yè)升級具有顯著的促進作用。研發(fā)人員和固定資產(chǎn)的投入，提高了產(chǎn)業(yè)現(xiàn)有的資源水平，提高專業(yè)技術水平，加強與外部資源的融合交流，促進技術進步，創(chuàng)新產(chǎn)品，改變需求結構，推動技術密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，催生發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，促使產(chǎn)業(yè)結構的不斷升級［15］。

從資本供給來看，政府支出對山東省及其東部、中部和西部的產(chǎn)業(yè)升級的影響在1% 的顯著性水平下顯著，對產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用。政府干預，加大科研和人力資本支出，推動科技進步，通過需求有效性的提高和結構性的改變實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級。企業(yè)自有R&D 資金投入對山東省及其東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級有顯著性的推動作用，而對中部和西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的作用不明顯。東部地區(qū)經(jīng)濟繁榮，工業(yè)產(chǎn)值較大，有較為雄厚的資本可以投入科研和技術創(chuàng)新，對產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用；而中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集中于高能耗、低效率的第一、二產(chǎn)業(yè)，區(qū)域資源少，工業(yè)產(chǎn)值相對較低，企業(yè)資金資本有限，對產(chǎn)業(yè)結構的作用并不顯著。

表3 KAO 協(xié)整檢驗結果

表4 Pedroni 協(xié)整檢驗結果

表5 F 檢驗與Hausman 檢驗結果

表6 山東省面板數(shù)據(jù)模型估計結果

從對外開放度來看，市場開放度對山東省及其東部、中部和西部的產(chǎn)業(yè)升級的影響不顯著。過去，山東省市場對外開放在經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了重要的作用，但進入21 世紀以來，對外開放的影響逐漸降低，并正在被其他因素代替。

四、研究結論與政策性建議

（一）研究結論

本文通過根據(jù)現(xiàn)有的研究進行系統(tǒng)的回顧分析，分別以山東省及其部分區(qū)域的數(shù)據(jù)，構建了四個面板數(shù)據(jù)模型，實證分析消費需求、技術創(chuàng)新、投資供給、資本供給和對外開放度對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的動態(tài)關系，得到以下結論。

從山東省的面板模型估計數(shù)據(jù)可以看出，消費需求對山東省的產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用，促進舊動能轉化成新動能，但對中、西部地區(qū)的作用不顯著。消費作為經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，也是拉動經(jīng)濟增長“三駕馬車”的重要內(nèi)容，居民可支配收入的提高可以促進改善居民生活水平，改變居民消費者的消費需求，刺激消費者產(chǎn)生消費欲望，并轉化為實際上的消費行動。中西部相較西部地區(qū)發(fā)展較為緩慢城鎮(zhèn)居民收入對產(chǎn)業(yè)升級的作用不明顯。技術創(chuàng)新對山東省產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用，但對中、西部的影響不顯著，技術創(chuàng)新為產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入了新的活力，但由于中西部地區(qū)人力物力資源相對東部較少，因此技術創(chuàng)新顯現(xiàn)不出顯著的影響。投資供給對山東省及其東部、中部、西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用，增加資本供給，為產(chǎn)業(yè)升級提供人力和物質基礎。資本供給對山東省產(chǎn)業(yè)升級有積極的推動作用，政府投入和企業(yè)自有投入為產(chǎn)業(yè)升級提供了經(jīng)濟基礎，促進舊動能轉化為新動能。對外開放度對山東省的產(chǎn)業(yè)升級沒有顯著的影響。

（二）政策性建議

根據(jù)本文的實證分析結果，為了更好地實現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的目標提出以下四點建議。

第一，發(fā)揮人力資本的作用。人力資本作為生產(chǎn)要素的核心，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中有重要的意義。增加教育資源投入特別是高等教育投入，提高人力資本水平，實現(xiàn)教育資源在山東省各區(qū)域合理分配，特別加強對像西部地區(qū)不發(fā)達地區(qū)的資源分配，縮短區(qū)域間人力資本不平衡的差距。發(fā)展較快的地區(qū)如東部地區(qū)，人力資本雄厚，高層次人力資源豐富，可以利用積累的高層次人才，優(yōu)先發(fā)展先進制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(yè)等知識密集型產(chǎn)業(yè)，領先推動新舊動能轉換，促進產(chǎn)業(yè)升級；而發(fā)展較慢的如西部地區(qū)，人力資本水平較低，高層次人力資源相對緊張，鼓勵發(fā)展勞動力密集型的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，同時，引進和培訓優(yōu)質人才來實現(xiàn)新舊動能轉換，促進產(chǎn)業(yè)升級。

第二，加大技術創(chuàng)新投入。技術創(chuàng)新作為新舊動能轉換的核心，要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級應從多方面促進技術創(chuàng)新的實施和應用。構建區(qū)域創(chuàng)新體系，引進高水平的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新團隊，培養(yǎng)專業(yè)技術人才，引進和培養(yǎng)并舉；組織技術創(chuàng)新聯(lián)盟，組織各區(qū)域開展技術交流合作，實現(xiàn)創(chuàng)新共贏；建立健全法律體系，為技術創(chuàng)新提供有力的制度保障；以技術創(chuàng)新為基礎，重點發(fā)展高技術、高附加值，能耗少的現(xiàn)代服務業(yè)。

第三，充分發(fā)揮政府的杠桿作用。政府在新舊動能轉換中發(fā)揮政府投資的杠桿作用。提高資本供給效率，引導資本投資向高技術、低耗能的前沿性行業(yè)流動；構建以政府為主導的企業(yè)多元教育模式［16］，加大專業(yè)技術人才培育投入，對技術人才進行的專業(yè)教育；加大對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策的鼓勵引導，培育區(qū)域創(chuàng)業(yè)精神，促進區(qū)域各項資源整合開發(fā)；政府結合本地資源優(yōu)勢適當調整產(chǎn)業(yè)結構，促進產(chǎn)業(yè)融合，驅動產(chǎn)業(yè)升級。

第四，關注區(qū)域差異，因地制宜。各區(qū)域間的經(jīng)濟基礎、資源環(huán)境和產(chǎn)業(yè)結構不盡相同，因此產(chǎn)業(yè)升級路徑也存在差異。因地制宜，各地政府政策的差異，會造成產(chǎn)業(yè)升級的方式和進程差異，而各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構調整，會導致全國整體產(chǎn)業(yè)結構的升級，因此，全國產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展，會促使區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構調整，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級也會影響國家產(chǎn)業(yè)結構的整體發(fā)展。目前，我國各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構水平和新舊動能轉換程度存在較大的差異，產(chǎn)業(yè)不均衡，所以不能只盲目追求區(qū)域產(chǎn)業(yè)的公平化，更應該根據(jù)區(qū)域資源條件，追求產(chǎn)業(yè)質量上的升級和有效地新舊動能轉換。資本供給和技術創(chuàng)新作為促進新舊動能轉換的重要內(nèi)容，各區(qū)域對資本供給和技術創(chuàng)新的依賴程度不同，中部和西部地區(qū)主要以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主，需增加人力資本，引進培養(yǎng)先進人才，推動產(chǎn)業(yè)升級；東部地區(qū)人力資本資源雄厚，需利用領先的人力資源，加大技術創(chuàng)新投入；提高自主創(chuàng)新能力和研發(fā)水平，發(fā)展高端產(chǎn)業(yè)，推動傳統(tǒng)動能向新動能的轉換，實現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。