仲伟周,郭大为,董 婕
(1.西安交通大学经济与金融学院,陕西西安710061;2.中国银行陕西省分行电子正街支行,陕西西安710065)
鉴于高技术企业对一个国家或地区社会经济发展的作用,其区位分布选择日益引起学者们的关注。卡斯泰尔在对美国高技术产业区位发展研究中提出:任何有关高技术产业及其空间分布之间关系的讨论都必须建立在以观察为依据的经验上;新的产业空间不仅由固定的地理特征决定,而且由高新技术产业结构与其社会环境的相互关系决定[1]。Forthergill、Sternberg、GriPaios、Moore 和刘再兴曾就传统因子对高技术企业区位的影响展开了探讨[2-6]。随着技术对经济的促进作用日益明显,地区间经济实力的优势也逐渐演变成为地区内技术发达程度及其应用程度和科技产业化的能力[7]。与传统产业相比,高技术企业对地理区位也有新的要求。在此基础上,产生了高技术产业特有的区位分布模式[8]。卡斯特认为高技术、成熟的管理体制、工人高效劳动等是高技术企业获取创新能力的基础[9]。
这些研究说明高技术企业区位分布受多方面因素的影响,其中技术因素对高技术企业区位分布的影响越来越受到学者们的关注。由于技术转移是技术传播的载体,在开放的国际经济中扮演着日益重要的作用,技术转移作为影响一国技术水平的重要因素之一,也应该对高技术企业区位分布产生影响。基于此,本文就技术转移对高技术企业区位分布的影响及作用机理进行尝试性探讨。
首先,技术转移通过对地区间技术差距的影响对高技术企业区位分布产生作用。由于技术转移会影响一个地区技术水平的发展、提高该地区的技术势能。而技术势能为高技术企业分布提供了技术指向。由于高技术企业的特性首先就是技术先进,高技术企业在选址的过程中,某一地区的技术水平是首要考虑的因素;此外,技术势能高的地区更易得到国际技术转移的机会。高技术水平国家对于全球经济区位来说就处于高技术势能地位。因此,对于高技术企业来说,选择技术势能高的区域对于其未来发展是更有利的。
其次,技术转移通过对人力资本的影响进而对高技术企业的区位分布产生作用。现代技术转移不仅是简单的设备交易,而是通过人来传授那些难以复制的核心经验或诀窍。高技术企业在发展过程中,对于人尤其是核心人才的需求和培养尤为重要。而技术转移在技术流动的过程中,往往带来了人才的流动,因此,高技术企业在选择区位过程中,应该根据技术转移的活动指向,向技术转移密集区域选择,以满足自身对人力资本的需求。
第三,技术转移通过对经济发展水平的影响进而对高技术企业区位分布产生作用。高技术企业发展除了依靠自身技术创新之外,很重要的一部分就来自于外部技术学习。这一学习过程就是技术转移,经济发展水平较高地区的技术转移相对其他地区来说,其强度和质量都较高,对于技术提供方来说,更乐于选择该地区的企业进行更多的技术投资;有效的技术转移也会进一步促进地区经济水平的提高,更有利于高技术企业在本地区的成长。因此高技术企业进行区位选择时,也应考虑技术转移对经济发展水平的选择,寻找合适自身发展的区域。
第四,技术转移通过对政策因素的影响进而对高技术企业区位分布产生作用。良好的政策环境有利于技术转移的发生,有效的技术转移带来的经济效益会帮助政策环境向更有利于技术转移的方向发展,并且随着经济的发展,社会环境也会日趋稳定。高技术企业发展是依托于政府的支持,一方面来自于政府资金上和融资渠道上的支持,另一方面来自于政策方面的倾斜。高技术企业会选择政策环境稳定的地区发展。因此,技术转移通过对政策环境的影响对高技术企业区位分布产生作用。
总之,技术转移对高技术企业区位分布的作用是通过对一国技术水平、人力资本、经济发展水平、政策环境的影响,进而对高技术企业区位分布产生作用。故提出如下假说1:
H1:技术转移会对高技术企业区位分布产生影响。
对高技术企业区位分布受技术转移的影响,选取一系列分别表示技术转移和高技术企业区位分布的指标,构建技术转移指数和高技术企业区位分布指数,通过测定两指数之间的数量关系,进一步分析验证技术转移对高技术企业区位分布的作用。所需数据主要来源于各年度《中国统计年鉴》。
首先,从国际、国家、市场和企业四个层面选择衡量技术转移的指标体系(如表1所示)。
表1 技术转移相关指标
其次,根据指标体系收集1996-2006年这27个指标的数值,对其进行主成分分析。选择系数大于1的三个主成分,得到主成分三个分量F1,F2,F3,在此基础上确立我国技术转移指数。通过SPSS软件主成分分析,得到衡量技术转移的27个指标的线性组合,并得到技术转移综合指标值。
最后,按公式(1)计算出我国技术转移指数(结果如表2所示)。
式中:
TTi——第t年的技术转移指数;
Ft—— 第t年技术转移综合指标值;
F1996——1996年技术转移综合指标值。
首先,从经济区位、资源区位、知识区位、基础设施区位四个层面选取衡量高技术企业区位分布水平的指标作为建立我国高技术企业区位分布指数的基础指标,共计13项(如表3所示)。
表2 我国技术转移指数(1996-2006)
表3 高技术企业区位分布水平主要指标
其次,收集1996-2006年间高技术企业区位分布水平相关指标的数据,并对指标数据按主成分分析的要求做标准化处理后,输入主成分分析数据,生成一个维数为13×11的矩阵。采用SPSS软件对矩阵进行主成分分析。主成分1包含的信息占全部信息的87.336%,按照选取特征值大于1的主成分这一规则,只取主成分1和2。特征值分别为11.354和1.427,其累计包含信息率达98.313%,并以此为基础计算各年度综合指标值。
最后,确立我国高技术企业区位分布指数(如表4所示)。
表4 我国高技术企业区位分布指数(1996-2006)
根据我国1996-2006年间技术转移指数和高技术企业区位分布指数,绘出技术转移指数与高技术企业区位分布指数变化趋势图(如图1所示)。
分析图1可以得出以下结论:第一、由技术转移指数和高技术企业区位分布指数各年变化趋势可以观察到,我国的技术转移指数和高技术企业区位分布指数从1996年到2006年都有较大的增长,以1996年作为基准,指数值为100,到2006年,技术转移指数为384.04,增长了3倍多;高技术企业区位分布指数也达到376.192。这说明在11年内我国技术转移和高技术企业区位分布总体水平均得到了大幅提高。第二,根据图1可将1996-2006年这11年大体划分为三个阶段:第一阶段,从1996年到1999年。该阶段技术转移指数和高技术企业区位分布指数水平都处于较低阶段,趋势曲线很平缓,说明在此期间二者的增长幅度都不大,也符合我国上世纪90年代高技术与技术转移起步阶段的发展状态。第二阶段,从2000年起到2003年。自2000年起,技术转移指数和高技术企业区位分布指数明显的提高,表现在指数值和趋势曲线斜率较前一阶段有明显增长,此阶段技术转移变动先于高技术企业区位分布的变动,也说明技术从转移到吸收进而影响高技术企业分布是需要一段时间过程的。第三阶段,从2004年到2006年。这一阶段是两个指数进一步增长的阶段,增长率最大,在第二阶段技术的积累下二者变化逐渐趋于一致,体现技术转移通过对技术、经济、人力资本等各个因素的影响,对高技术企业区位分布产生影响,对高技术企业区位分布有引导和指向作用。第三,技术转移指数和高技术企业区位分布指数在多数年份内的差距是不大的,具有相似的发展趋势,这说明技术转移通过知识溢出、人力资源、技术条件、基础设施等因素对高技术企业区位分布产生影响,因此二者有相似的变动方向。但是,技术转移指数的波动和变化斜率比高技术企业区位分布指数要大,这说明对于这些影响因素来说,技术转移对各个因素变化的反应更为敏感。
根据技术转移指数和高技术企业区位分布指数的协调性分析,可知两指数有较为相似的变动方向。要衡量技术转移在多大程度上对高技术企业区位分布产生影响,通过对两个指数之间弹性的计算可以说明。弹性系数是两个变量相对变化的比值,是对两个变量关联性和敏感性的描述,因此,可通过技术转移指数(TTt)对高技术企业区位分布指数(HDt)的弹性系数d来定量地判断我国技术转移水平和高技术企业区位分布之间的关系,从而说明我国技术转移对高技术企业区位分布的作用和影响程度。其关系可用式(2)表示。
由式(2)可得到我国技术转移指数对高技术企业区位分布指数的弹性系数(如表5所示)。
从表5可以发现,1997-2002年我国技术转移指数对高技术企业区位分布发展指数的弹性系数经历了激烈波动时期,1998年甚至达到728.5,主要原因是由于国际经济环境的影响。1997年的金融风暴导致国际投资异常变动,因此1998年的技术转移指数较上年几乎没有增加。由于我国当时经济并没有完全开放且金融监管比较严格,我国高技术企业区位分布并未受很大影响,因此导致该年度两个指标的弹性系数出现异常。随着国际经济情势的好转,自2002年起,弹性系数d开始进入平稳波动发展的阶段,平均弹性系数为1.1407,说明技术转移指数和高技术企业区位分布指数之间有这样的关系:当技术转移指数变动一个单位时,高技术企业区位分布指数平均会变动1.1407个单位。这说明我国技术转移和高技术企业区位分布水平是比较适应的,若弹性系数值过小,则说明二者之间的互动关系并不十分明显;但是若弹性系数过大,也不符合实际,因为技术转移对高技术企业区位分布的影响并不是直接快速的,而是需要一个转化的过程。此外,弹性系数值在1附近,也说明我国技术转移水平和高技术企业区位分布水平的发展是相适应的。
表5 我国技术转移指数对高技术企业区位分布指数的弹性系数表
为了充分说明技术转移对高技术企业区位分布的影响,我们在技术转移指数和高技术企业区位分布指数基础上,以技术转移指数为自变量,高技术企业分布指数为因变量,通过对两个变量散点图的观察,运用线性回归拟合得出我国技术转移发展指数与高技术企业区位分布指数之间的函数关系:
式中:
Ii——高技术企业区位分布指数;
TTi——技术转移指数。
通过对回归模型的检验,可得到高技术企业区位分布指数与技术转移指数之间具有显著的线性关系,R2为0.992,β1的t检验值十分显著,说明每一单位技术转移指标的变动会带来0.979单位高技术企业区位分布指数变动,因此研究假说成立。
技术转移指数预测分析主要是通过回归分析,拟合各指数与时间变量之间的函数关系,对两指数进行预测。首先,以时间为自变量、技术转移指标为因变量,绘出散点图。根据对图形的观察,运用SPSS中非线性回归模型进行拟合,在多个模型中,由于Quadratic(二次)的R2最高且 F值更为显著,因此选取Quadratic(二次)模型Y=b0+b1t+b2t2对技术转移指数进行回归预测。第二,根据Quadratic(二次)模型 ,连同1996-2006年技术转移指数的数据预测得到2020年技术转移指标的数值。技术转移指数预测模型表示如下:
F=440.25135(其中 t=1,2,3,…,15)
根据此预测模型得到的我国技术转移指数预测结果如表6所示。将1996-2006年的预测数据与根据各指标原始数据得出的技术转移指数数值进行比较,可以观察到预测数据与实际数据的平均误差为4.3%,小于5%,说明预测效果较好。
表6 我国技术转移指数预测结果
按技术转移指数预测分析同样思路,对时间和高技术企业区位分布指数进行回归分析,得到从2007年到2020年高技术企业区位分布指数的预测;再经过SPSS软件处理,得到二次时间回归函数为:
由于该二次时间回归函数的F检验很显著,以及调整的R2值为0.99646,说明根据此时间回归函数进行预测的结果是可行的。根据如式(5)所示的回归模型对2007年到2020年的指数进行预测,得到的结果如表7所示。
将此预测结果与1996-2006年高技术企业区位分布指数的实际值进行比较,预测数据与实际数据的平均误差为1.9% <5%,预测效果良好。
将技术转移指数和高技术企业区位分布指数预测结果综合在图2中。
表7 高技术企业区位分布指数的预测结果
图2 两指数2007-2020年的预测趋势图
分析图2可以得到以下结论:第一,总体上看,我国技术转移指数与高技术企业区位分布指数均具有较快的上升趋势。根据预测,到2015年,技术转移指数和高技术企业区位分布指数将超过1000,即是1996年基期的10倍,而且比较平稳,两者的协调性较好。第二,到2020年我国技术转移指数将保持快速稳定的发展速度,并逐渐快于高技术企业区位分布指数的增速。这说明在未来我国技术转移的规模和力度将会进一步增强,我国将作为开放的经济体充分吸收国际先进技术,吸引高技术向国内转移。与此同时,高技术企业区位分布指数跟随技术转移指标快速增长,说明了在技术转移的带动下,高技术企业跟随技术流动的方向和趋势,以技术为核心竞争力聚集发展。可以看出我国技术转移对高技术企业区位分布具有一定的提升和促进作用。
首先,根据两个指标的历史数据分析,20世纪90年代,我国技术转移水平较低,因此高技术企业区位分布总体水平受到技术条件的制约得不到良好的发展;进入二十一世纪,随着我国经济技术的开放,技术转移快速增长,并对高技术企业区位分布产生重要的提升和领导作用。我国技术转移的发展逐渐与高技术企业区位分布协调发展,并不断引领高技术企业以技术流向为导向进行集聚,朝着更高水平的技术转移形式不断发展。
其次,通过对两种指数弹性系数的计算,得到各年中两指数是比较协调的。我国目前技术转移的主要来源还是通过国际资本的投资实现的,从1998年弹性系数的异常变化可以得出此结论。这一数据提示,我国作为发展中国家,在未来技术转移的过程中,应该在保持吸收国际技术资本的基础上拓宽技术转移的渠道,提高自身技术水平,用高水平的技术指引我国高技术企业区位分布的方向。
最后,预测分析结果显示,我国技术转移指数与高技术企业区位分布指数的适应性较好,技术转移指数将保持快速平稳的增长并提升和引领高技术企业区位分布的方向。同时,技术转移指数与高技术企业区位分布指数在未来将保持一个较小的差值,说明未来我国技术转移的规模将不断扩大,途径和方式将更趋多样化;当技术转移达到一定的水平时,我国自身的技术创新能力将会得到巨大提升,技术水平也会有显著提高,以这样的技术能力指引我国高技术企业区位分布会大大促进基于先进技术的高技术企业聚集,摆脱我国目前在世界经济中总处于技术接受方与被发达国家领导的现状。
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