, ,, ，，

醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)屬于知識(shí)、技術(shù)、資本密集型的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占有重要的戰(zhàn)略地位。其產(chǎn)業(yè)屬性決定了該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)“調(diào)節(jié)構(gòu)，促轉(zhuǎn)型”的需求，因此順理成章地成為各地方政府眼中需要大力發(fā)展的朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)。中共中央在“十三五”規(guī)劃建議中明確提出將生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)作為十大重點(diǎn)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)，優(yōu)先發(fā)展[1]。不可否認(rèn)，從地方利益最大化的角度出發(fā)，各省、直轄市、自治區(qū)政府做出這樣的決策有其經(jīng)濟(jì)合理性和積極性，但是這種產(chǎn)業(yè)選擇的結(jié)果卻會(huì)影響市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下產(chǎn)業(yè)的自發(fā)集聚，同時(shí)也難以充分發(fā)揮各地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)[2]，甚至最終導(dǎo)致我國(guó)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)與產(chǎn)業(yè)地理集聚的非協(xié)整性發(fā)展，從而造成資源的極大浪費(fèi)[3]。因此對(duì)于醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，準(zhǔn)確把握產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)的空間分布格局，引導(dǎo)其按照比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行地理集聚是保證其又好又快發(fā)展的關(guān)鍵。

目前，有關(guān)產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)空間分布的研究已經(jīng)取得了一些成果，這些研究主要運(yùn)用顯示性比較優(yōu)勢(shì)、區(qū)位商或自行構(gòu)建指標(biāo)體系對(duì)特定產(chǎn)業(yè)在各省區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行測(cè)度[4-6]。但是這些研究都是基于傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論，而在比較優(yōu)勢(shì)理論不斷發(fā)展的情況下，僅僅通過(guò)傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論所強(qiáng)調(diào)的資源稟賦因素，能否準(zhǔn)確度量像醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)這樣的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)是值得懷疑的。此外，現(xiàn)有研究?jī)H對(duì)特定產(chǎn)業(yè)在各省區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行了定量的描述，而沒(méi)有進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行定性的分類，因此沒(méi)有達(dá)到揭示產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)空間分布格局的效果。為此，本研究首先使用綜合比較優(yōu)勢(shì)理論替代傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論，構(gòu)建指標(biāo)體系以更準(zhǔn)確地度量各省、直轄市、自治區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)，然后運(yùn)用主成分分析法計(jì)算其綜合比較優(yōu)勢(shì)的綜合得分，最后運(yùn)用聚類分析法進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行定性分類，以揭示我國(guó)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的空間分布格局，從而為政策制定者、投資者和廠商以及產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員提供決策支持。

1 綜合比較優(yōu)勢(shì)理論的基本思想

學(xué)界通常將Ricardo的相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)理論及Hecksher和Ohlin的資源稟賦理論(H-O模型)稱為傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論[7]。在其產(chǎn)生之初，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論確實(shí)對(duì)各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)選擇起到了巨大的理論指導(dǎo)作用。但是隨著其在面對(duì)“里昂惕夫之謎”時(shí)的尷尬及在解釋日本等資源匱乏國(guó)家經(jīng)濟(jì)騰飛原因時(shí)的無(wú)力，該理論的權(quán)威性開始受到人們的質(zhì)疑。該理論最大的缺陷在于只關(guān)注產(chǎn)業(yè)的外生比較優(yōu)勢(shì)，相當(dāng)于建立在產(chǎn)業(yè)發(fā)展僅取決于外部條件而與其內(nèi)部作用機(jī)制完全無(wú)關(guān)的前提下。在此背景下，楊小凱在20世紀(jì)90年代提出的內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)理論則彌補(bǔ)了傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論的缺陷。

楊小凱以分工前后勞動(dòng)生產(chǎn)率的不同，將比較優(yōu)勢(shì)分為內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)和外生比較優(yōu)勢(shì)，并認(rèn)為比較優(yōu)勢(shì)受技術(shù)水平、資源稟賦、交易效率等因素的共同影響[8]，得到國(guó)內(nèi)學(xué)者的認(rèn)同，認(rèn)為該理論很好地兼顧了外生和內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)，因此將該理論稱為綜合比較優(yōu)勢(shì)理論[9]。雖然學(xué)界目前對(duì)于綜合比較優(yōu)勢(shì)理論所包涵的具體因素還沒(méi)有定論，但并不影響該理論基本思想的表達(dá)——產(chǎn)業(yè)的綜合比較優(yōu)勢(shì)是由內(nèi)生和外生比較優(yōu)勢(shì)共同決定的，并且無(wú)論是內(nèi)生還是外生比較優(yōu)勢(shì)都是由多個(gè)因素構(gòu)成的。而對(duì)于特定產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，究竟選取哪些因素表示該產(chǎn)業(yè)的內(nèi)生比或外生比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而表示其綜合比較優(yōu)勢(shì)，則取決于該產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)屬性和特點(diǎn)。

2 醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)區(qū)域綜合比較優(yōu)勢(shì)指標(biāo)體系的構(gòu)建

2.1 醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)區(qū)域綜合比較優(yōu)勢(shì)的內(nèi)涵

產(chǎn)業(yè)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的本質(zhì)是區(qū)域內(nèi)不同產(chǎn)業(yè)之間的相對(duì)優(yōu)勢(shì)。醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)屬于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新和規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)維持該產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力有積極的作用[10-11]，因此選取技術(shù)創(chuàng)新和規(guī)模經(jīng)濟(jì)表示該產(chǎn)業(yè)的內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)。由于醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)具有高投入的特點(diǎn)，需雄厚的資本維持產(chǎn)業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)，加之自Ricardo時(shí)代起勞動(dòng)效率便成為表征產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)的基本因素，因此選取資本稟賦和勞動(dòng)效率表示該產(chǎn)業(yè)的外生比較優(yōu)勢(shì)。基于此，醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)可看作是勞動(dòng)效率比較優(yōu)勢(shì)、資本稟賦比較優(yōu)勢(shì)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)比較優(yōu)勢(shì)和技術(shù)創(chuàng)新比較優(yōu)勢(shì)的綜合。而其本質(zhì)則是醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)與省區(qū)內(nèi)其他產(chǎn)業(yè)相比在這4個(gè)因素上所擁有的相對(duì)優(yōu)勢(shì)。

2.2 指標(biāo)的選取

區(qū)位商(Location Quotient, LQ)又稱區(qū)域?qū)I(yè)化率，反映的是某區(qū)域特定產(chǎn)業(yè)在該區(qū)域所占份額與該產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所占份額的比重，因此可以用來(lái)測(cè)度區(qū)域特定產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)。其定義為：

式中，LQij表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商，Lij表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出指標(biāo)。當(dāng)LQij>1時(shí)，表示i地區(qū)j產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度超過(guò)全國(guó)水平，說(shuō)明j產(chǎn)業(yè)在i地區(qū)具有比較優(yōu)勢(shì)，且LQ的值越大，產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)越大，反之亦然。

在傳統(tǒng)比較優(yōu)勢(shì)理論研究框架下，通常選用增加值、總產(chǎn)值等指標(biāo)作為產(chǎn)出指標(biāo)(Lij)計(jì)算產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商，但是僅用這些指標(biāo)顯然無(wú)法準(zhǔn)確度量產(chǎn)業(yè)的綜合比較優(yōu)勢(shì)。為此本研究依據(jù)構(gòu)成醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的4個(gè)要素并考慮指標(biāo)的可得性，選取8個(gè)指標(biāo)構(gòu)造醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的綜合區(qū)位商，進(jìn)而度量產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)(表1)。其中，勞動(dòng)效率和資本稟賦指標(biāo)屬于外生比較優(yōu)勢(shì)力量，規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)屬于內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)變量。

表1 醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)指標(biāo)體系

注：勞動(dòng)生產(chǎn)率=主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/從業(yè)人數(shù)；資本產(chǎn)出率=主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/總資產(chǎn)

2.3 數(shù)據(jù)的收集和處理

由于產(chǎn)業(yè)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的本質(zhì)是區(qū)域內(nèi)不同產(chǎn)業(yè)之間的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，因此要求進(jìn)行比較的各產(chǎn)業(yè)應(yīng)具有較強(qiáng)的同質(zhì)性。為此本研究選取與醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)同屬高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的5個(gè)產(chǎn)業(yè)作為研究樣本。依據(jù)《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)和醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)。因此，本研究所得的結(jié)果實(shí)際上是醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)相對(duì)于區(qū)域內(nèi)其他高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所擁有的綜合比較優(yōu)勢(shì)。為提高結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文收集了2011-2013年《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中31個(gè)省區(qū)(不含港澳臺(tái))的相關(guān)數(shù)據(jù)，并對(duì)各指標(biāo)取3年數(shù)據(jù)的平均值。

首先進(jìn)行各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的樣本篩選。以總資產(chǎn)指標(biāo)對(duì)各省區(qū)進(jìn)行了篩選：按醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)3年平均總資產(chǎn)對(duì)各省區(qū)進(jìn)行排序，而對(duì)于總資產(chǎn)數(shù)值小于第一位省區(qū)(山東省)1/10的6個(gè)省區(qū)(海南、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏)暫不考慮。這是由產(chǎn)業(yè)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)的本質(zhì)和本研究的研究目的共同決定的。由于產(chǎn)業(yè)區(qū)域比較優(yōu)勢(shì)體現(xiàn)為區(qū)域內(nèi)不同產(chǎn)業(yè)之間的相對(duì)優(yōu)勢(shì)，這就意味著即使A省區(qū)B產(chǎn)業(yè)與其他省區(qū)相同產(chǎn)業(yè)相比實(shí)力很弱，但是如果A省區(qū)其他產(chǎn)業(yè)的實(shí)力更弱，那么B產(chǎn)業(yè)在A省區(qū)依然具有比較優(yōu)勢(shì)，依然能夠獲得較高的區(qū)位商得分，從而使A省區(qū)在與其他省區(qū)的比較中獲得更高的名次。本研究將這種產(chǎn)業(yè)實(shí)力很弱但區(qū)內(nèi)比較優(yōu)勢(shì)卻很強(qiáng)的省區(qū)稱為“假陽(yáng)性”樣本。由于本研究在于引導(dǎo)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)按照其比較優(yōu)勢(shì)空間分布格局進(jìn)行集聚，而如果引導(dǎo)其向符合“假陽(yáng)性”樣本特征的省區(qū)集聚則與本研究的目相悖。因此排除具有“假陽(yáng)性”樣本特征的6個(gè)省區(qū)，只選取25個(gè)省區(qū)作為研究樣本。

必須指出的是，區(qū)位商的計(jì)算方法在數(shù)理上存在一定缺陷，主要問(wèn)題在于該值是非對(duì)稱性的。即對(duì)于表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)的省區(qū)，該指標(biāo)的取值范圍是1到正無(wú)窮；而對(duì)于表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)比較劣勢(shì)的省區(qū)，該指標(biāo)的取值范圍僅為0到1。這種非對(duì)稱性所帶來(lái)的最大問(wèn)題是如果區(qū)位商高于中值，那么區(qū)位商的分布將偏于右側(cè)，這意味著相對(duì)于產(chǎn)業(yè)區(qū)位商小于1的省區(qū)，產(chǎn)業(yè)區(qū)位商大于1的省區(qū)的權(quán)重可能被過(guò)高估計(jì)[12]。基于此，本研究采用對(duì)稱性區(qū)位商(Symmetric Location Quotient,SLQ)解決區(qū)位商的偏斜性和非對(duì)稱性的缺陷。

SLQ=(LQ-1)/(LQ+1)

與LQ的取值范圍[0,∞)相比，SLQ取值范圍為[-1,1)；當(dāng)SLQ值為[-1,0]時(shí)，表示產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)的該指標(biāo)上具有比較劣勢(shì)；SLQ值為(0，1)時(shí)，產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)的該指標(biāo)上具有比較優(yōu)勢(shì)。經(jīng)過(guò)對(duì)稱性變換后計(jì)算出的各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的各指標(biāo)值見(jiàn)表2。

表2 各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)指標(biāo)值(部分)

3 醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)區(qū)域綜合比較優(yōu)勢(shì)綜合得分的計(jì)算

本研究使用主成分分析方法從多變量指標(biāo)體系中提取主成分，以其方差貢獻(xiàn)率作為各主成分的權(quán)重，構(gòu)建綜合得分模型以計(jì)算各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的綜合得分，從而為接下來(lái)使用聚類分析方法揭示產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的空間分布格局奠定基礎(chǔ)。使用SPSS 19.0軟件進(jìn)行主成分分析。

3.1 KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)

進(jìn)行主成分分析前，首先需運(yùn)用KMO樣本測(cè)度法和Bartlett球形檢驗(yàn)法對(duì)樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為308.126，顯著性概率為0.000，因此可以認(rèn)為各指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。同時(shí)KMO值為0.646，大于0.5，根據(jù)Kaiser給出的KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知指標(biāo)間相關(guān)系數(shù)較高，適合進(jìn)行主成分分析。

3.2 主成分提取

通過(guò)計(jì)算主成分方差貢獻(xiàn)率，從8個(gè)指標(biāo)中選取主成分，得到各主成分方差貢獻(xiàn)表，如表3所示。

表3 主成分方差貢獻(xiàn)表(部分)

由表3可知，F(xiàn)1和F2的特征值均大于1，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大于80%，包涵了絕大部分的信息，因此提取F1和F2作為各指標(biāo)的主成分。然后通過(guò)進(jìn)一步計(jì)算得出因子得分系數(shù)表，如表4所示。

表4 因子得分系數(shù)表

3.3 計(jì)算綜合得分

由表4可知，表示主成分得分的函數(shù)為：

F1=0.104C1+0.162C2+0.396C3+…+0.406C8

F2=0.621C1+0.676C2+0.081C3+…-0.004C8

主成分的權(quán)重Wi可根據(jù)主成分的方差貢獻(xiàn)率確定，由表3可知：

W1=λ1/(λ1+λ2)=5.305/(5.305+1.625)=0.77

W2=λ2/(λ1+λ2)=1.625/(5.305+1.625)=0.23

由此可構(gòu)造醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的綜合得分模型為：

F=0.77F1+0.23F2

經(jīng)計(jì)算，可得出25個(gè)省、直轄市、自治區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的綜合得分及排名，如表5所示。

表5 25個(gè)省、直轄市、自治區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合得分及排名情況

4 各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)聚類分析

在綜合得分的基礎(chǔ)上，用SPSS 19.0軟件進(jìn)一步對(duì)各省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行定性分析，以揭示我國(guó)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的空間分布格局。聚類分析法選取系統(tǒng)聚類法中的離差平方和法(Ward’s method)，樣本間的距離選用歐式距離(Euclidean distance)。聚類分析譜系如圖1所示。

根據(jù)聚類分析的結(jié)果，可將25個(gè)省區(qū)分為4類，如表6所示。

圖1 聚類分析譜系

從表6的分析結(jié)果可看出，在第Ⅰ、Ⅱ類地區(qū)中，除河北、山東和廣西省外均為內(nèi)陸地區(qū)，且除山東、河南、河北省經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)外(2013年GDP排名分別為第3、5、6名)，其他省區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力一般(2013年GDP排名均在10名之后)。Ⅰ、Ⅱ類中的大多數(shù)省區(qū)的醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)在外生比較優(yōu)勢(shì)(C1-C3)和內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)(C4-C8)兩方面排名都比較靠前，且兩者相比內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)更為突出。這一特點(diǎn)對(duì)于第Ⅰ類地區(qū)來(lái)說(shuō)更為明顯，排在前3位的云南、內(nèi)蒙古、吉林在表征外生比較優(yōu)勢(shì)的指標(biāo)C1和C2上排名都在9名之后，內(nèi)蒙古、吉林兩省甚至在指標(biāo)C1上出現(xiàn)負(fù)值，說(shuō)明在這個(gè)指標(biāo)上其醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)體現(xiàn)為比較劣勢(shì)。但在表征內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)的指標(biāo)上，5個(gè)省區(qū)均表現(xiàn)出色，且前4個(gè)省區(qū)在C4-C8上均進(jìn)入前5名。

在第Ⅲ、Ⅳ類地區(qū)中，除湖北、四川、陜西之外均為沿海地區(qū)，且除陜西外其他省區(qū)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力都較強(qiáng)(天津、北京、上海在2013年各省區(qū)人均GDP排名中位列前3，其他省區(qū)2013年GDP排名中均進(jìn)入前10)。第Ⅲ、Ⅳ類中的大多數(shù)省區(qū)的醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)在內(nèi)生比較優(yōu)勢(shì)和外生比較優(yōu)勢(shì)兩方面都比較落后。第Ⅲ類的省區(qū)的大多數(shù)指標(biāo)依然為正值，說(shuō)明在這些省區(qū)內(nèi)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)至少仍然擁有微弱的比較優(yōu)勢(shì)。但第Ⅳ類省區(qū)的大多數(shù)指標(biāo)上為負(fù)值，說(shuō)明與醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)在這些省區(qū)已經(jīng)失去了比較優(yōu)勢(shì)。

5 結(jié)論與建議

通過(guò)聚類分析的結(jié)果可看出，我國(guó)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的空間分布格局大體。

內(nèi)陸省區(qū)優(yōu)于沿海省區(qū)，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)省區(qū)優(yōu)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省區(qū)。這種格局產(chǎn)生的原因可能在于內(nèi)陸省區(qū)具有醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)傳統(tǒng)，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)良好，經(jīng)過(guò)多年的經(jīng)營(yíng)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)具備了一定的實(shí)力。此外，在這些經(jīng)濟(jì)并不發(fā)達(dá)的省區(qū)內(nèi)，其他高技術(shù)產(chǎn)業(yè)處于發(fā)展初期，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱。而由于經(jīng)濟(jì)條件的限制，為實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)的最大化，這些省區(qū)只能將有限的資源繼續(xù)投入到已經(jīng)具備一定實(shí)力的醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)，使其實(shí)力不斷提升，但卻使其他高技術(shù)產(chǎn)業(yè)無(wú)法得到足夠的培育和扶持，導(dǎo)致其產(chǎn)業(yè)實(shí)力羸弱，從而造成這些省區(qū)中醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)“一枝獨(dú)秀”的局面。而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省區(qū)，其有能力培育和扶植多個(gè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。由于大多數(shù)省區(qū)很難支撐多個(gè)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)同時(shí)發(fā)展，因此在缺少競(jìng)爭(zhēng)的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省區(qū)的其他高技術(shù)產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展壯大，使這些省區(qū)的醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)不斷被蠶食，最終失去省區(qū)內(nèi)比較優(yōu)勢(shì)。

面對(duì)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)空間分布不平衡的現(xiàn)實(shí)，為了保證資源的最優(yōu)勢(shì)配置，必須引導(dǎo)各產(chǎn)業(yè)與其比較優(yōu)勢(shì)協(xié)整性發(fā)展。因此在醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面，國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策決策者應(yīng)該在宏觀上把握醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)的分布格局，引導(dǎo)其向產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢(shì)較強(qiáng)的第Ⅰ、Ⅱ類地區(qū)集聚。地方產(chǎn)業(yè)政策制定者應(yīng)該明確醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)在本省區(qū)內(nèi)是否擁有比較優(yōu)勢(shì)。如果擁有比較優(yōu)勢(shì)，則應(yīng)該給予其資金上的支持和政策上的扶持；如果不具有比較優(yōu)勢(shì)，則應(yīng)該將工作重點(diǎn)投入到那些在本省區(qū)具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)上去。醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)投資者和生產(chǎn)商，可以瞄準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)較強(qiáng)的第Ⅰ、Ⅱ類地區(qū)，在這些省區(qū)醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)的主導(dǎo)地位下，可能會(huì)有更多享受政策優(yōu)惠的機(jī)會(huì)，并且能較容易獲得經(jīng)過(guò)培訓(xùn)的技術(shù)熟練員工。醫(yī)藥制造產(chǎn)業(yè)相關(guān)的從業(yè)人員產(chǎn)業(yè)綜合比較優(yōu)勢(shì)較強(qiáng)的地區(qū)，可能比到大城市擁有更多實(shí)現(xiàn)理想的機(jī)會(huì)。