王丹， 李柏洲

(哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

知識被認(rèn)為是“無論是正式還是非正式地堅持的一系列命題，并被常規(guī)地用于闡述真相”[1]。隨著知識經(jīng)濟(jì)時代的發(fā)展，知識被普遍認(rèn)為是最有價值的資源，對于任何組織而言，知識是其獲得長期可持續(xù)競爭優(yōu)勢和成功的關(guān)鍵[2]。利用外部知識的能力是創(chuàng)新能力的關(guān)鍵組成部分，對外部資源的開放有助于提高組織的創(chuàng)新成果，而檢驗開放創(chuàng)新對創(chuàng)新結(jié)果影響的一種方式就是關(guān)注外部搜尋對新機(jī)會創(chuàng)新的作用[3]。所以，知識尋求是獲取外部知識直接而有效的方式，而知識積累是創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)，組織生成和積累知識的能力是企業(yè)可持續(xù)競爭力的最重要來源[4]，直接影響技術(shù)創(chuàng)新結(jié)果[5]。因此，知識尋求和知識積累是組織實現(xiàn)價值創(chuàng)造的核心行為，而價值創(chuàng)造是組織可持續(xù)成長的關(guān)鍵[6]，如何通過有效的知識尋求和知識積累實現(xiàn)價值創(chuàng)造最大化是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重要途徑。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識要素密集且研發(fā)投入高，是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的重要力量，系統(tǒng)深入地探究高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的知識尋求、知識積累與價值創(chuàng)造間的關(guān)系，對促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和提升其競爭力具有重要作用。

關(guān)于知識尋求對價值創(chuàng)造的影響研究，較多學(xué)者關(guān)注知識尋求對組織創(chuàng)新績效的影響，一定程度上反映了知識尋求對價值創(chuàng)造的影響。知識尋求的實質(zhì)是對知識的主動學(xué)習(xí)和再利用，是獲得創(chuàng)新所需知識的關(guān)鍵性活動[7]，對創(chuàng)新行為產(chǎn)生影響[8-9]。從大量外部資源中獲取知識的組織可以進(jìn)行更廣泛的知識搜尋[10]，獲取廣泛的知識存量有助于新信息和潛在變化的理解，從而提高組織識別新技術(shù)或市場機(jī)會的能力，并提高靈活性以應(yīng)對不可預(yù)測的變化，擴(kuò)大組織的知識存量以實現(xiàn)其突破創(chuàng)新[11-12]。Leiponen等[13]認(rèn)為擁有更多的互補(bǔ)知識來源能夠提高創(chuàng)新成功率，所以從大量外部資源(開放搜尋范圍)獲取知識與企業(yè)突破式創(chuàng)新正相關(guān)。Yan等[14]研究發(fā)現(xiàn)知識尋求能夠?qū)е轮R流動狀態(tài)，并可以進(jìn)一步促進(jìn)知識創(chuàng)造。組織績效越來越依賴于知識驅(qū)動活動[15]，Neethu等[16]研究發(fā)現(xiàn)知識尋求行為能夠激發(fā)創(chuàng)造性績效。

對于知識積累與價值創(chuàng)造間的關(guān)系研究，張軍等[17]研究了知識積累對企業(yè)財務(wù)績效和創(chuàng)新績效的影響，并通過研究發(fā)現(xiàn)知識積累對創(chuàng)新能力具有顯著提升作用[18]。武夢超等[19]研究發(fā)現(xiàn)知識積累對產(chǎn)品創(chuàng)新性具有正向影響。可見，知識積累是影響價值創(chuàng)造的重要因素。另有學(xué)者將知識積累作為門檻變量進(jìn)行研究，如陳恒等[20]將知識積累作為門檻變量，研究發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新驅(qū)動科技績效的效應(yīng)顯著受限于知識積累水平的門限效應(yīng)影響。

對于知識尋求、知識積累與價值創(chuàng)造三者間的關(guān)系研究，內(nèi)部知識積累和外部知識獲取是組織增加知識存量的2個基本途徑，是提高績效水平的根本保障[21]，是價值創(chuàng)造的動力源泉[22]。所以，組織在自主知識創(chuàng)造的基礎(chǔ)上，還應(yīng)結(jié)合運用外部知識獲取手段進(jìn)行知識尋求，以期獲得更多的創(chuàng)新成果和更大的競爭優(yōu)勢[21]，進(jìn)而實現(xiàn)價值創(chuàng)造。Benedikt等[23]實證研究了知識尋求、知識積累與組織績效間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)知識尋求能夠顯著促進(jìn)組織績效，知識積累在知識尋求與組織績效間起中介作用。對于知識尋求與知識積累間的關(guān)系研究，知識尋求擴(kuò)展了組織的知識優(yōu)勢，進(jìn)而提升組織知識積累[23]。所以，知識尋求驅(qū)動組織績效依賴于知識積累水平，但不同知識積累水平下知識尋求的驅(qū)動效應(yīng)可能存在不同，知識積累在知識尋求對價值創(chuàng)造的影響中產(chǎn)生異質(zhì)影響。鑒于先前學(xué)者較多將知識積累作為門檻變量探究其門檻效應(yīng)，因此，深入探究知識積累在知識尋求與價值創(chuàng)造間是否存在門檻效應(yīng)顯得尤為重要。

通過上述研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們普遍認(rèn)為知識尋求與價值創(chuàng)造間存在正向的線性關(guān)系，知識積累在知識尋求與價值創(chuàng)造間的作用也呈線性關(guān)系。但知識尋求驅(qū)動實現(xiàn)價值創(chuàng)造的過程可能并非僅是先前學(xué)者研究中假定的簡單線性關(guān)系。所以，研究將知識尋求、知識積累與價值創(chuàng)造置于同一個研究框架，將知識積累引入知識尋求與價值創(chuàng)造間復(fù)雜關(guān)系的非線性機(jī)制，建立知識尋求驅(qū)動價值創(chuàng)造的門檻效應(yīng)回歸模型，探究知識積累如何影響知識尋求與價值創(chuàng)造之間的關(guān)系，深入探究三者之間非線性的復(fù)雜關(guān)系，明確利用知識尋求與知識積累實現(xiàn)價值創(chuàng)造的有效路徑，為價值創(chuàng)造研究提出新的研究思路和分析框架，進(jìn)一步豐富和發(fā)展知識管理與價值創(chuàng)造相關(guān)理論。研究結(jié)果也以期為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用知識尋求與知識積累實現(xiàn)價值創(chuàng)造提供理論依據(jù)、建議參考和有效的管理啟示。

1 變量選擇與模型設(shè)計

1.1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

1)變量選擇。

對于被解釋變量價值創(chuàng)造(C)，借鑒先前學(xué)者的研究方法，從有形和無形2個方面衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造，最終結(jié)果表現(xiàn)在有形(財務(wù))和無形(專利)上[24]，論文采用各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)量(已授權(quán))和當(dāng)年價總產(chǎn)值共同衡量不同地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的價值創(chuàng)造。

對于核心解釋變量知識尋求(S)，其實質(zhì)是獲得創(chuàng)新所需知識的關(guān)鍵性活動[7]，利用各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費、消化吸收經(jīng)費和購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費共同衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求。

對于門檻變量知識積累(A)，指的是通過內(nèi)部研究與開發(fā)活動增加知識存量的過程[21]，借鑒先前學(xué)者關(guān)于知識積累的研究[20-25]，采用各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累。

對于控制變量，由于研發(fā)經(jīng)費投入和人力資本投入是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成果的重要影響因素[26]，會在一定程度上影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造。因此，選取研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入(B)和人力資本投入(D)作為控制變量。其中研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入以各地區(qū)R&D活動經(jīng)費內(nèi)部支出測度，人力資本投入以研發(fā)人員全時當(dāng)量測度。

2)數(shù)據(jù)來源。

論文所用有效發(fā)明專利量、當(dāng)年價總產(chǎn)值、技術(shù)引進(jìn)費、消化吸收經(jīng)費、購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費、專利申請量、R&D活動經(jīng)費內(nèi)部支出、研發(fā)人員全時當(dāng)量等均來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》(2010—2020)。論文選取2009—2019年共計11年的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，并剔除部分缺失值嚴(yán)重的內(nèi)蒙古、云南、西藏、甘肅、青海、新疆、寧夏7個省份，對中國大陸剩余24個省市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究與分析。為消除各地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)量綱不同的影響，在實證研究之前對模型所用數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

1.2 模型設(shè)計

以知識積累為門檻變量，建立知識尋求對價值創(chuàng)造影響的門檻效應(yīng)回歸模型如下所示。

單一門檻效應(yīng)回歸模型：

lnCit=β1lnSitI(Ait≤φ)+β2lnSitI(Ait>φ)+

α1lnBit+α2lnDit+μi+νt+εit

(1)

多重門檻效應(yīng)回歸模型(以雙重門檻效應(yīng)為例)：

lnCit=β1lnSitI(Ait≤φ1)+β2lnSitI(φ1

β3lnSitI(Ait>φ2)+α1lnBit+α2lnDit+μi+νt+εit

(2)

式中：Cit為因變量，表示價值創(chuàng)造；Bit和Dit為控制變量，分別表示研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入和研發(fā)人員全時當(dāng)量；Sit為自變量，表示知識尋求；I表示指示函數(shù)(當(dāng)滿足條件時其值取1，否則取0)；Ait為門檻變量，表示知識積累；μi、νt和εit分別表示個體特定效應(yīng)，時間特定效應(yīng)和隨機(jī)誤差項;α、β為模型參數(shù)估計值。

門檻效應(yīng)回歸模型檢驗過程：借鑒Hansen提出的門檻效應(yīng)回歸模型估計方法得出門檻估計值和相關(guān)參數(shù)[27]，主要包括運用Bootstrap(自助抽樣)法構(gòu)造F統(tǒng)計量和P值對門檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗；利用LR(似然比)統(tǒng)計量對門檻估計值是否等于真實值的真實性進(jìn)行檢驗，在5%顯著性水平下，LR值為7.352 3。依次對單一門檻、雙重門檻和三重門檻分別進(jìn)行門檻檢驗，以確定門檻值個數(shù)和模型類型。首先，檢驗是否存在單一門檻效應(yīng)，若通過顯著性檢驗即存在第1個門檻值。然后，檢驗是否存在雙重門檻效應(yīng)，需先固定第1個門檻值，估計第2個門檻值并檢驗其顯著性，再固定第2個門檻值重新估計第1個門檻值，重復(fù)以上步驟，從而確定門檻值及其數(shù)量。在得到門檻估計值后，利用LR統(tǒng)計量計算門檻值的置信區(qū)間并進(jìn)行真實性檢驗，當(dāng)LR≤7.352 3時，門檻估計值與真實值相等。

2 實證結(jié)果與分析

2.1 門檻效應(yīng)檢驗

基于上述門檻效應(yīng)回歸模型設(shè)計，利用Stata 15.0統(tǒng)計分析軟件對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累作為門檻變量下知識尋求對價值創(chuàng)造的非線性作用關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。門檻效應(yīng)回歸模型檢驗結(jié)果如表1和表2所示。從結(jié)果中可以看到，單一門檻模型、雙重門檻模型和三重門檻模型的500次自助抽樣的P值分別為0.098、0.000、0.398，單一門檻通過10%的顯著性水平檢驗，雙重門檻通過1%顯著性水平檢驗，三重門檻效應(yīng)沒有通過顯著性水平檢驗，這說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造的作用模型中，知識積累存在雙重門檻效應(yīng)。由表2可知，雙重門檻回歸估計值分別為1.593 9和2.407 7。

表1 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果Table 1 Results of threshold effect test

表2 門檻估計值與置信區(qū)間Table 2 Threshold estimates and confidence intervals

2.2 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果分析

門檻回歸模型參數(shù)估計結(jié)果如表3所示，其中單一門檻和雙重門檻回歸模型的R2分別為0.950 0和0.957 7，雙重門檻回歸模型的總體擬合結(jié)果比單一門檻的總體擬合結(jié)果更好，這也再次驗證了模型存在雙重門檻效應(yīng)。對于核心解釋變量知識尋求和門檻變量知識積累，當(dāng)知識積累小于第1個門檻估計值(1.593 9)時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造的影響產(chǎn)生正向影響，但并不顯著，表明當(dāng)知識積累水平低于1.593 9時，知識尋求對價值創(chuàng)造的促進(jìn)作用不明顯，較低的知識積累水平下知識尋求難以發(fā)揮對價值創(chuàng)造的驅(qū)動作用；當(dāng)知識積累介于第1門檻值(1.593 9)和第2個門檻值(2.407 7)之間時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造的影響產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，表明中知識積累水平下知識尋求對價值創(chuàng)造具有顯著的抑制作用，需進(jìn)一步提高知識積累水平以克服門檻效應(yīng)的負(fù)向影響；而當(dāng)知識積累高于第2個門檻值(2.407 7)時，知識尋求對價值創(chuàng)造產(chǎn)生顯著的正向影響，表明提升知識積累有利于知識尋求對價值創(chuàng)造產(chǎn)生顯著的正向效應(yīng)，突破門檻值2.407 7后，知識尋求將明顯驅(qū)動價值創(chuàng)造提升。回歸估計結(jié)果表明隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累門檻水平的逐漸提升，知識尋求對價值創(chuàng)造的作用系數(shù)和作用方向均逐漸發(fā)生變化，由顯著的負(fù)向作用效果向顯著的正向作用效果轉(zhuǎn)變，知識積累表現(xiàn)出明顯的門檻效應(yīng)特征。

表3 門檻模型參數(shù)估計結(jié)果Table 3 Parameters estimation results of threshold model

而對于控制變量，在雙重門檻回歸模型中，研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造具有顯著的正向影響，作用系數(shù)為1.002 7，在1%顯著性水平下顯著；人力資本投入同樣顯著正向影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造，作用系數(shù)為0.428 5，在1%顯著性水平下顯著；并且研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入對價值創(chuàng)造的影響系數(shù)大于人力資本投入對價值創(chuàng)造的影響系數(shù)。

為了檢驗門檻估計值的真實性，下面利用LR統(tǒng)計量對雙重門檻估計值與真實值的一致性進(jìn)行檢驗。門檻效應(yīng)檢驗后為了更加清晰、直觀地了解雙重門檻估計值和置信區(qū)間，借助繪制的LR函數(shù)圖對雙重門檻估計值的真實性及其置信區(qū)間進(jìn)行檢驗。LR函數(shù)圖如圖1和圖2所示。當(dāng)LR統(tǒng)計值為0時所對應(yīng)的知識積累水平即為門檻估計值。在圖1和圖2中，圖中虛線表示所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.352 3，即為置信區(qū)間。當(dāng)LR統(tǒng)計值為0時，所對應(yīng)的門檻參數(shù)知識積累分別為1.593 9和2.407 7，當(dāng)置信區(qū)間為95%水平時，知識積累的門檻估計值1.593 9和2.407 7對應(yīng)的置信區(qū)間分別為[1.382 2, 1.704 5]、[2.304 6, 2.737 3]，上述2個門檻估計值均位于對應(yīng)的95%置信水平下的置信區(qū)間內(nèi)，所以，模型門檻估計值與真實值一致，雙重門檻估計值均通過真實性檢驗。據(jù)此，可以將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平劃分為以下3類：低知識積累(A≤1.593 9)、中知識積累(1.593 92.407 7)。

綜上所述，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累對知識尋求與價值創(chuàng)造間作用關(guān)系的影響呈現(xiàn)出顯著的非線性動態(tài)門檻效應(yīng)，并不是簡單的線性或倒U型關(guān)系，并且隨著知識積累水平的提高，將有利于促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造的影響。

圖1 雙重門檻模型下門檻估計值和95%置信區(qū)間(第1輪)Fig.1 Threshold estimate and 95% confidence interval under the double threshold model(Round I)

圖2 雙重門檻模型下門檻估計值和95%置信區(qū)間(第2輪)Fig.2 Threshold estimate and 95% confidence interval under the double threshold model(Round II)

2.3 地區(qū)分布異質(zhì)性分析

由于我國不同省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況存在明顯差異，下面基于2009—2019年我國24個省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累對知識尋求與價值創(chuàng)造間的雙重門檻作用，對不同門檻區(qū)間下省市分布情況進(jìn)行分析，結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，分布在低知識積累水平(知識積累小于1.593 9)的省市數(shù)量由2009年的23個下降至2019年的22個，低知識積累水平省市分布呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，并存在明顯的波動，這也體現(xiàn)出我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平整體呈現(xiàn)逐漸提高的趨勢。而分布在中知識積累[1.593 9, 2.407 7]的省市數(shù)量在0～1間頻繁波動，呈現(xiàn)出明顯的波動態(tài)勢。對于高知識積累水平的省市數(shù)量由2009的0個增加至2012年的1個，并一直持續(xù)至2018年，到2019年數(shù)量增加為2個，同樣呈現(xiàn)出逐漸增加趨勢。整體而言，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平位于低知識積累區(qū)間(知識積累小于1.593 9)的省市分布仍然較多，處于中知識積累和高知識積累水平區(qū)間的省市數(shù)量隨時間呈現(xiàn)逐漸增長的態(tài)勢，我國各省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)應(yīng)努力提升自身知識積累水平，使知識積累在知識尋求與價值創(chuàng)造間的作用中表現(xiàn)出顯著的正向影響。

表4 歷年不同門檻區(qū)間下省市數(shù)量

對于歷年省市分布的動態(tài)變化情況，處于低知識積累門檻值的省市數(shù)量在逐漸減少，而處于中高知識積累門檻值的省市數(shù)量逐漸增加。截至2019年，只有江蘇和廣東2個省處于高知識積累水平行列，這2個省份的知識積累水平處于明顯優(yōu)勢地位，其他省市均一直保持在低知識積累水平。廣東省在2009年處于中知識積累水平區(qū)間，在2010年回落至低知識積累水平區(qū)間，在2011年再次進(jìn)入中知識積累水平區(qū)間，在2012年躋身高知識積累水平區(qū)間，并持續(xù)至2019年。江蘇省在2009—2016年一直處于低知識積累水平區(qū)間，在2017年進(jìn)入中知識積累水平區(qū)間，并在2019年進(jìn)入高知識積累水平行列?？梢?，我國絕大部分省市的知識積累水平亟需提升，且不同省市間的知識積累水平差距較大。所以，不同省市為了更好地實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造，應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)的知識積累水平現(xiàn)狀，努力提升本地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平，克服知識積累對知識尋求與價值創(chuàng)造的門檻效應(yīng)約束并實現(xiàn)知識積累水平升級。

3 結(jié)論

1)知識積累在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造的作用模型中存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，門檻估計值分別為1.593 9和2.407 7。

2)隨著高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累門檻水平的逐漸提升，知識尋求對價值創(chuàng)造的作用系數(shù)和作用方向均逐漸發(fā)生變化，由顯著的負(fù)向作用效果轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正向作用效果，表現(xiàn)出明顯的動態(tài)門檻效應(yīng)特征。

3)從歷年知識積累不同門檻區(qū)間省市變化情況來看，處于低知識積累門檻值的省市數(shù)量呈現(xiàn)出逐漸下降趨勢，處于中高知識積累門檻值的省市數(shù)量呈現(xiàn)逐漸增長的態(tài)勢，且不同省市間的知識積累水平差距較大，發(fā)展不平衡。

基于上述實證研究結(jié)論，結(jié)合我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平現(xiàn)狀，提出以下促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造的管理啟示與對策建議:

1)充分發(fā)揮知識積累在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求與價值創(chuàng)造間的雙重門檻效應(yīng)，為提高知識積累水平營造良好的環(huán)境。隨著知識積累水平的提高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識尋求對價值創(chuàng)造產(chǎn)生顯著正向影響，所以理應(yīng)為提升省域知識積累水平創(chuàng)造良好的條件，重視高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累在知識尋求與價值創(chuàng)造間的非線性作用效果，努力克服其門檻效應(yīng)。

2)進(jìn)一步重視研發(fā)經(jīng)費和人力資本投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造的影響。研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部投入和人力資本投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造均具有顯著的正向影響，各省市應(yīng)注重研發(fā)經(jīng)費和人力資本投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造的促進(jìn)作用，實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)更好發(fā)展。

3)針對不同省市制定合適的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累發(fā)展政策。由于不同省市的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀存在顯著差異，各省市應(yīng)在明確現(xiàn)實條件的基礎(chǔ)上制定符合自身省域特征的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累發(fā)展政策，通過提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平促進(jìn)知識尋求對價值創(chuàng)造的影響，進(jìn)而提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)價值創(chuàng)造。

4)不同省市之間政策協(xié)調(diào)和聯(lián)動機(jī)制亟待加強(qiáng)，知識積累水平較低的地區(qū)應(yīng)充分借鑒中高知識積累水平地區(qū)的發(fā)展經(jīng)驗，努力實現(xiàn)區(qū)域高技術(shù)產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展，縮小地區(qū)間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)知識積累水平發(fā)展差異。