紀春姣

摘 要：基于2004-2014年間的省際面板數(shù)據(jù)，利用因子分析和構(gòu)建回歸模型等方法，研究我國各個區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度存在顯著性差異的主要原因，發(fā)現(xiàn)科研能力與政策因子是影響我國區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度的重要因素。

關(guān)鍵詞：技術(shù)市場；活躍度；空間特征；影響因素

一、引言

技術(shù)交易市場是在技術(shù)商品的生產(chǎn)和交換過程中所形成的商品交換場所和通過技術(shù)商品交換所形成的供求雙方的各種經(jīng)濟關(guān)系的總和[1]。技術(shù)交易市場不僅是一個空間概念或產(chǎn)品概念，而且更重要的是指市場主體內(nèi)部、主體之間的相互關(guān)系[2]。技術(shù)交易市場具有的兩項重要的功能：激發(fā)對技術(shù)的研究、開發(fā)和創(chuàng)新的動力；優(yōu)化科技資源配置。

技術(shù)交易市場是在社會主義市場經(jīng)濟條件下，促進科技成果迅速轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力的主要渠道，是國家和地方科技創(chuàng)新體系中的重要組成部分[3]。對技術(shù)交易市場這一現(xiàn)象，各國提法或表述雖不盡相同，但本質(zhì)上都是把它作為科技競爭的一種戰(zhàn)略手段在運用[4]。特別是發(fā)達國家，無不以此作為激活企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力和占領(lǐng)國際技術(shù)競爭制高點的重要機制和手段[5]。技術(shù)交易市場是技術(shù)創(chuàng)新的一種重要經(jīng)濟活動， 加強技術(shù)交易市場工作，必須明確技術(shù)交易市場在發(fā)揮科技第一生產(chǎn)力中的重要作用。

現(xiàn)有學者對于技術(shù)市場的研究：張江雪[6]探討了我國技術(shù)市場的發(fā)展狀況及其經(jīng)濟效應(yīng)研究；盧東與朱立紅[7]等人分析了我國地區(qū)技術(shù)市場的發(fā)展差異并提出對策；而張欣煒與林娟[8]則對中國技術(shù)市場發(fā)展的空間格局及影響因素進行了深入的研究；譚開明與魏世紅進一步分析了中國技術(shù)市場發(fā)展的影響因素及對策研究[9]。

綜上所述，對于技術(shù)交易市場的研究很多文章都從技術(shù)市場的規(guī)模來討論，很少有人從技術(shù)交易市場活躍度的視角來分析技術(shù)市場的發(fā)展狀況，本文將利用空間分析及統(tǒng)計分析方法，把技術(shù)交易市場活躍度作為衡量技術(shù)市場發(fā)展的重要指標，對中國各區(qū)域技術(shù)交易市場活躍度的空間特征進行總體的比較研究，實證研究導致這種內(nèi)部差異的影響因素。明確上述問題對于了解中國各區(qū)域技術(shù)交易市場發(fā)展的現(xiàn)狀，并針對性的制定相關(guān)政策，從而提高區(qū)域技術(shù)交易市場的發(fā)展具有一定的現(xiàn)實意義。

二、區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度的空間特征

從眾多的研究文獻中我們可以看到，對于我國區(qū)域性技術(shù)交易市場的發(fā)展很少有學者引用技術(shù)市場活躍度來比較區(qū)域之間的差異性，而技術(shù)市場的活躍度是反映技術(shù)交易市場發(fā)展的一個非常重要的方面，所以本文將以技術(shù)市場活躍度為測度實證研究我國技術(shù)交易市場發(fā)展的區(qū)域性差異。

（一）區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度的總體格局

本文將2014年中國各區(qū)域技術(shù)交易市場活躍度由高到低的順序排列，其中西藏由于數(shù)據(jù)缺失不予以考慮，結(jié)果如圖1所示。從技術(shù)交易市場活躍度高低的分布情況來看，北京穩(wěn)居第一，技術(shù)交易市場活躍度超過1400，遠高于其它省市，說明其技術(shù)交易市場活躍度比較高；而陜西、上海、天津和湖北的技術(shù)交易市場活躍度均在200以上，相比較北京還有一定的差距；河北、內(nèi)蒙古、廣西、新疆和海南的技術(shù)交易市場活躍度不足10，其中技術(shù)交易市場活躍度最低的海南僅有1.86，技術(shù)交易市場很不活躍。以上客觀數(shù)據(jù)直觀地反映了我國區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度的非均衡性，那么區(qū)域內(nèi)的技術(shù)市場活躍度的變動趨勢又是怎樣的呢？

（二）區(qū)域性技術(shù)交易市場活躍度的變動趨勢

σ收斂反映了不同區(qū)域技術(shù)交易市場活躍度的離差隨時間的推移而變化的趨勢。如果離差趨于下降，說明技術(shù)交易市場活躍度的非均衡性存在σ收斂，反之則不存在σ收斂。σ系數(shù)的計算公式如下：

三、技術(shù)交易市場活躍度的影響因素分析

上述分析表明我國區(qū)域性技術(shù)交易市場發(fā)展的差異性顯著：從三大區(qū)域?qū)用嫔峡?，盡管東部地區(qū)的技術(shù)市場活躍度較高，但從變動趨勢來看表現(xiàn)出非均衡性；中部地區(qū)較均衡；西部地區(qū)技術(shù)市場交易額較少，同樣表現(xiàn)出非均衡性。那么，為什么我國區(qū)域性技術(shù)交易市場的發(fā)展會存在顯著的差異性？

（一）技術(shù)市場活躍度的影響因素

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，技術(shù)交易市場的發(fā)展也隨之不斷的深入，創(chuàng)新的環(huán)境，產(chǎn)業(yè)的氛圍以及高級服務(wù)供給能力等因素的影響不斷的增大[8]。鑒于我國技術(shù)交易市場活躍度的實際情況，綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性，將影響我國地區(qū)技術(shù)交易市場活躍度的變量歸為四個大類共12個指標（表1）。在數(shù)據(jù)處理中，將先對所有數(shù)據(jù)進行標準化處理獲得30個省市的樣本數(shù)據(jù)，然后通過SPSS軟件進行因子分析，最后通過回歸分析法對假設(shè)因子的解釋力度進行測算。

（二）實證研究及結(jié)果

通過KMO和Bartlett的檢驗（表2）得出KMO=0.901>0.9，而BTS（球形檢驗）的顯著性為0.000<0.05。充分證明了所選取的解釋變量非常適合建立因子模型。

在因子分析過程中，提取了特征根大于1的兩個主要因子F1和F2，其累計方差貢獻率達到了87.726%（表3）說明這兩個因子變量已包含了12個指標中所蘊含的大部分內(nèi)容，故選取F1和F2這兩個主因子進行回歸分析具有一定代表性。為了更清楚地展現(xiàn)因子與所選指標之間的關(guān)系，對兩個主因子采用最大方差法進行旋轉(zhuǎn)，主因子F1可命名為科研能力與政策因子。主因子F2可命名為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與研發(fā)投入因子。

論文利用2個主因子代替以上12個變量進行回歸建模，在不考慮空間自相關(guān)因素下，將F1、F2因子得分與技術(shù)市場活躍度的標準化值進行多元線性回歸分析。其方程為：

其中R2=0.898，而F=128.974>F0.01（2，27）=5.448，表明回歸方程的解釋力度較強，顯著度極高。這說明了在我國省市層面上，上述解釋變量在一定程度上解釋了技術(shù)市場活躍度在區(qū)域上的差異問題，但還存在一定殘差。

四、研究結(jié)論

本文運用σ收斂對我國區(qū)域性技術(shù)交易市場的活躍度進行了總體的比較研究，并用SPSS分析了我國30個省市的技術(shù)交易市場活躍度的影響因素。從中得出以下結(jié)論：

第一，我國區(qū)域性技術(shù)交易市場的發(fā)展存在明顯的空間集聚特征，從這十年間的發(fā)展來看東部與西部地區(qū)的技術(shù)交易市場的活躍度呈現(xiàn)較大區(qū)域的非均衡性，集聚特征顯著；中部地區(qū)較均衡。

第二，從省市層面來看2004-2014年，原有的技術(shù)創(chuàng)新高的如北京、天津、江蘇、湖北等地的技術(shù)交易市場活躍度呈現(xiàn)非均衡性，這些經(jīng)濟快速增長的地區(qū)創(chuàng)新活動集聚特征顯著，非均衡性加大。而西部地區(qū)諸如重慶、四川、貴州和云南這4個地區(qū)的技術(shù)市場活躍度較均衡，這與政府的政策緊密相關(guān)，反映出我國加大了對西部地區(qū)的財政投入與政策上的支持。

第三，通過分析本文得到我國區(qū)域性技術(shù)交易市場發(fā)展存在差異性的原因歸結(jié)為兩個重要因子：科研能力與政策因子、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與研發(fā)投入因子。政府的政策是影響技術(shù)市場發(fā)展?jié)摿Φ闹匾蛩?；而?jīng)濟發(fā)達的地區(qū)更多的是受到較好的生活條件和研發(fā)投入。（作者單位：浙江師范大學）

參考文獻：

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