北京市高新技術轉移影響因子分析

馮秀珍，劉俊婉，劉通凡

(北京工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，北京 100124)

1 北京市高新技術轉移影響因素甄別

本文的研究數(shù)據(jù)來源于《北京市統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。利用重慶維普數(shù)據(jù)庫和中國期刊全文數(shù)據(jù)庫(CNKI)，選取“高新技術”、 “技術轉移”、 “技術轉移影響因素”、“因子分析”4個關鍵詞進行文獻檢索，使用文獻研究法獲得假設因素。并通過KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)和球形檢驗，剔除其中的不合適因素，獲得可用因素。

1.1 研究數(shù)據(jù)

為了分析北京市高新技術轉移影響因素，論文分別以2003—2011年的《北京市統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》為數(shù)據(jù)來源進行分析。通過北京市統(tǒng)計局網(wǎng)站獲得2003—2011年《北京市統(tǒng)計年鑒》，從中得到了2002—2010年高新技術轉移影響因素的具體數(shù)據(jù)。同時，本文還選取《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中2002—2010年北京市的相關數(shù)據(jù)進行了分析。

通過《北京市統(tǒng)計年鑒》，獲得影響高新技術轉移的因素有:科技活動人員(人)、研究與試驗發(fā)展(R＆D)人員折合全時當量(人年)、研究與試驗發(fā)展(R＆D)內(nèi)部支出(萬元)、專利申請量(件)、專利授權量(件)、技術轉讓合同數(shù)(項)、技術轉讓合同成交額(萬元)、科學研究機構(個)、科學研究機構從事科技活動的人員(人)、科技經(jīng)費籌集(萬元)、科技經(jīng)費支出(萬元)、有研究與試驗發(fā)展(R＆D)活動的單位個數(shù)。通過《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》獲得的影響因素有:技術引進經(jīng)費支出(萬元)、購買國內(nèi)技術經(jīng)費支出(萬元)、企業(yè)數(shù)(個)、總產(chǎn)值(億元)、增加值(億元)、主營業(yè)務收入(億元)、實現(xiàn)利潤(億元)、實現(xiàn)利稅(億元)［1］。

1.2 北京市高新技術轉移影響因素假設

本文對技術轉移影響因素的研究文獻進行了詳細的分析和對比，從中抽取出每篇文獻提出的影響技術轉移的因素，并對核心內(nèi)容進行了歸納，具體內(nèi)容見表1。從表1中可以看出，不同學者共同認為技術供方和技術受方在技術轉移中起到了關鍵作用。在市場環(huán)境中，供給和需求是主導角色，技術供方和受方的合作意愿和技術能力也就成了核心的影響因素。根據(jù)文獻研究和數(shù)據(jù)檢索結果，總結得到了3個一級因素，20個二級因素作為假設因素，見表2。

表1 研究文獻技術轉移影響因素抽取

表2 技術轉移影響因素假設

1.3 高新技術轉移影響因素篩選

得到假設因素以及2002—2010年的樣本數(shù)據(jù)后，需要對假設因素進行篩選，篩選出適合進行因子分析的可用因素，因素篩選采用KOM(Kaiser-Meyer-Olkin)檢驗和球形檢驗，具體步驟見圖1。

KMO檢驗統(tǒng)計是用于比較因素間簡單相關系數(shù)和偏相關系數(shù)的方法。KMO值越接近于1，因素間的相關性越強，原有因素越適合作因子分析;KMO值越接近于0，因素間的相關性越弱，原有因素越不適合做因子分析。巴特利特球形檢驗是一種檢驗各個因素之間相關性程度的檢驗方法，用于判斷因素是否適合用于做因子分析。

在將所有因素和數(shù)據(jù)輸入SPSS中進行檢驗時，SPSS提示相關系數(shù)矩陣為“非正定矩陣”，無法給出KMO值，但是SPSS仍然給出了后續(xù)因子分析結果。為了達到正定矩陣，同時必須滿足“因素數(shù)小于樣本數(shù)”?；谝陨戏治龊涂偨Y，本文將假設因素進行分組，將相關性很強的因素分到不同的組里面，并且保證每組的因素數(shù)小于等于8。

圖1KMO和球形檢驗步驟

具有顯著相關性的因素包括:(1)專利申請量、專利授權量;(2)技術轉讓合同數(shù)、技術轉讓合同成交額;(3)科學研究機構、有R＆D活動的單位個數(shù);(4)科技經(jīng)費籌集、科技經(jīng)費支出、R＆D內(nèi)部支出;(5)科技活動人員、科學研究機構從事科技活動的人員;(6)實現(xiàn)利潤、實現(xiàn)利稅;(7)技術引進經(jīng)費支出、購買國內(nèi)技術經(jīng)費支出;(8)主營業(yè)務收入、總產(chǎn)值。

為了讓得到的因素更具說服力，在具有顯著相關性的因素中，選取更可靠、更具說服力的因素，并且為了保證因素來源的統(tǒng)一性，因而剔除“專利申請量、技術轉讓合同數(shù)、實現(xiàn)利稅、有R＆D活動的單位個數(shù)、購買國內(nèi)技術經(jīng)費支出、總產(chǎn)值”這幾個因素。

在數(shù)據(jù)采集中，某些因素來源相同，在因子分析中，應該將同一來源的因素盡量分為一組，以保證結果的科學性。首先將因素分成兩小組:第一組:科技活動人員、研究與試驗發(fā)展(R＆D)人員折合全時當量、研究與試驗發(fā)展(R＆D)內(nèi)部支出;第二組:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出。每組都必須帶上的因素有:專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出。因此生成兩個7因素組:第一組:科技活動人員、研究與試驗發(fā)展(R＆D)人員折合全時當量、研究與試驗發(fā)展(R＆D)內(nèi)部支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出。第二組:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出。

首先對這兩個7因素組進行KMO和球形檢驗，實驗結果顯示雖然兩組都通過了巴特利特球形檢驗，Sig值均小于0.05，但KMO的數(shù)據(jù)結果表明，第二組明顯優(yōu)于第一組，說明第二組比第一組更適合進行因子分析。因此決定采用第二組因素作進一步分析，對于未處理的因素，依次帶入第二組進行檢驗。未處理的因素有“企業(yè)數(shù)、主營業(yè)務收入、增加值”。

進一步將因素分為三個8因素組:第一組:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出、企業(yè)數(shù)。第二組:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出、主營業(yè)務收入。第三組:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出、增加值。

對上述三個8因素組進行檢驗，實驗結果表明三組因素都通過了巴特利特球形檢驗，Sig值均小于0.05，從第三組到第一組的 KMO值依次為:0.73＞0.61＞0.28，第三組明顯優(yōu)于第一組和第二組，0.73表示本組比較適合因子分析，于是決定對于第三組的因素進行因子分析。

為了進一步對因素之間的相關性進行分析，本文還對因素之間的相關系數(shù)進行了計算。通過相關系數(shù)矩陣可以看到， “科技經(jīng)費支出、增加值、專利授權量、實現(xiàn)利潤、從事科技活動的人員、科學研究機構”6個因素有較高的相關性，“技術引進經(jīng)費支出、技術轉讓合同成交額”之間有較高的相關性，因素之間的相關性說明適合進行分析。

因此，通過檢驗確定了8個可用因素:科學研究機構、科學研究機構從事科技活動的人員、科技經(jīng)費支出、專利授權量、技術轉讓合同成交額、實現(xiàn)利潤、技術引進經(jīng)費支出、增加值。

2 高新技術轉移影響因子分析

2.1 因子提取和因子旋轉

利用主成分分析法進一步對第二部分確定的8個可用因素進行分析，表3是8個因素的公因子方差數(shù)據(jù)。公因子方差表示變量中能夠被公因子所解釋的部分，公因子方差越大，變量能夠被因子解釋的程度越高。從表3中可以看到，8個因素提取的公因子方差均大于0.75，變量能被因子解釋的程度都很高。表4顯示的是因素的特征值和方差貢獻率。分析結果表明，成分1和成分2的特征值均大于1，成分1的方差貢獻率為64.91%，成分2的方差貢獻率為21.99%，成分1和成分2對數(shù)據(jù)的解釋能力很高，可以提取因子。進一步畫出因子貢獻率的碎石圖(見圖2)，可以看出成分1和成分2的特征值均大于1，從成分3開始，成分的特征值均小于1，并且不斷減小，不適合提取因子。

表3 因素的公因子方差

表4 因素的特征值和方差貢獻率

運用主成分分析法，提取出成分1和成分2，見表5。成分1包括8個因素:科技經(jīng)費支出、增加值、專利授權量、實現(xiàn)利潤、從事科技活動的人員。成分2包括2個因素:技術引進經(jīng)費支出、技術轉讓合同成交額?？茖W研究機構數(shù)這個因素屬于哪個成分不明顯，需要通過因子旋轉，更清楚地表現(xiàn)出來，分析結果見表6。

圖2 因子貢獻率的碎石圖

表5 影響因素成分矩陣分析

通過因子旋轉分析，可以看出“科學研究機構數(shù)”屬于成分1，因此成分1包括:科技經(jīng)費支出、增加值、專利授權量、實現(xiàn)利潤、從事科技活動的人員、科學研究機構;成分2包括:技術引進經(jīng)費支出、技術轉讓合同成交額。通過因素的相關系數(shù)矩陣，可以看出成分1中6個因素的相關性很高，成分2中2個因素相關性很高，但是成分1和成分2之間的因素相關性很低，說明成分1和成分2之間不具備線性相關性，符合因子分析的成分提取原則。

表6 旋轉成分矩陣

通過主成分分析法提取因子，進一步通過因子旋轉分析，最終得到了兩個因子:

因子1=0.97科技經(jīng)費支出+0.96增加值+0.94專利授權量+0.93實現(xiàn)利潤+0.87從事科技活動的人員+0.66科學研究機構數(shù)

因子2=0.85技術引進經(jīng)費支出+0.75技術轉讓合同成交額

我們?yōu)樯鲜鰞蓚€因子分別進行命名:因子1主要概括了技術供方和技術受方的技術轉移意愿和能力，所以將之命名為“供方-受方因子”，簡稱為因子GS;因子2主要概括了技術轉移的過程，所以將之命名為“技術轉移過程因子”，簡稱為因子ZG。

2.2 供方－受方因子分析

因子GS中的供方因素包括“科技經(jīng)費支出、從事科技活動的人員、科學研究機構數(shù)、專利授權量”。受方因素包括“增加值(北京高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值)、實現(xiàn)利潤(北京高技術產(chǎn)業(yè))”。供方因素中，科技經(jīng)費支出、從事科技活動的人員、科學研究機構數(shù)表現(xiàn)了供方技術轉移的合作意愿，專利授權量表現(xiàn)了供方技術轉移的技術能力。受方因素中，增加值(北京高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值)、實現(xiàn)利潤(北京高技術產(chǎn)業(yè))表現(xiàn)了受方技術轉移的技術能力。

從表4中可以看出，因子GS的方差貢獻率為64.91%，說明北京市高新技術轉移的影響核心是“供方-受方”，具體的講是供方和受方的合作意愿和技術能力。因子GS與文獻《國際技術轉移影響因素分析——上海大眾汽車公司案例研究》中提出的4大關鍵因素“技術供方的合作意愿、技術供方的技術能力、技術受方的合作意愿、技術受方的接受能力”［5］中的3項吻合。說明北京市高新技術轉移基本符合國際技術轉移的情況，技術轉移影響的主要影響因素是一致的:受方和供方作為市場供需雙方，在技術轉移的過程中占據(jù)核心地位。

圖3 技術供方因素變動趨勢

數(shù)據(jù)分析結果發(fā)現(xiàn)，技術供方的科技經(jīng)費支出、從事科技活動的人員、科學研究機構數(shù)、專利授權量4項因素，與技術受方的增加值(北京高技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值)、實現(xiàn)利潤(北京高技術產(chǎn)業(yè))2項因素，隨年份的變化趨勢是基本持平的，這也是為何這6項因素同在因子GS中的原因。堆積折線圖用于顯示每一數(shù)值所占大小隨時間或有序類別而變化的趨勢，如果有很多類別或者數(shù)值是近似的，使用無數(shù)據(jù)點堆積折線圖。結合本文獲取的數(shù)據(jù)特征，因素有很強的近似性，并且為了將不同單位的數(shù)據(jù)變動趨勢表現(xiàn)在一張圖中，決定采用無數(shù)據(jù)點堆積折線圖表現(xiàn)因素數(shù)據(jù)的變動趨勢。圖3是技術供方四項因素隨年份的變動趨勢。

圖3中可以看出，供方4項因素隨時間的變化趨勢高度重合:2003年有一個小高峰，2003—2004年回落到一個低谷，2004年后穩(wěn)步攀升，從2006年開始高速上升，2008—2009年上升速度略有下降，2009—2010年又恢復上升，并且上升速度加劇，曲線的波動表現(xiàn)出供方的合作意愿和技術能力的發(fā)展狀態(tài)。

圖4是技術受方因素變動趨勢圖，從圖中可以看出，受方兩項因素隨時間的變化趨勢幾乎同步:從2002年開始不斷上升，2003—2004年增長速度放緩，2004年之后開始高速增長，2008年達到一個高峰，2008—2009年又回落到一個低谷，并且基本回落到2007年的狀態(tài)，2009—2010年恢復上升，并且2010年超過2008年的狀態(tài)。

圖4 技術受方因素變動趨勢

綜合供方和受方因素的變動趨勢可以看出，北京市高新技術轉移的發(fā)展態(tài)勢符合市場規(guī)律，供需平衡時市場交易效率最高，為了達到供需平衡，供需雙方的變化趨勢長期保持同步，短期中存在波動。2003—2004年，供方供給下降，受方增速雖然放緩但仍舊保持上漲，為了達到平衡，供方隨后恢復上漲。2008—2009年，受方需求大幅回落，供方增速放緩，隨著受方在2009—2010年恢復高速增長，供方也在同期表現(xiàn)出高速增長。

2.3 技術轉移過程因子分析

因子ZG中技術引進經(jīng)費支出因素表現(xiàn)出技術受方的技術轉移合作意愿，技術轉讓合同成交額因素綜合表現(xiàn)了技術供方和技術受方的合作意愿以及市場環(huán)境和中介機構的綜合影響。在因子ZG中，部分表現(xiàn)技術受方的合作意愿因素與綜合影響因素共同出現(xiàn)，可見技術受方的合作意愿在技術轉移過程中的關鍵作用。

表5中可以看出因子ZG的方差貢獻率為21.99%，旋轉后為27.53%，雖然因子ZG的方差貢獻率低于因子GS，但因子ZG的貢獻率仍舊十分顯著。并且在因子ZG中，補充了文獻《國際技術轉移影響因素分析——上海大眾汽車公司案例研究》提出的4大關鍵因素中的“技術供方的合作意愿”因素［5］。充分表明因子GS與因子ZG的可靠性與不可或缺性。

綜合“技術引進經(jīng)費支出”和“技術轉讓成交額”兩項因素，共同反映了技術轉移過程中的各項影響因素的共同影響結果。使用這兩項因素，同樣采用無數(shù)據(jù)點堆積折線圖表現(xiàn)因素數(shù)據(jù)的變動趨勢，見圖5。

圖5 技術轉移過程因素變動趨勢

從圖5中可以看到從2002年開始，北京市高新技術轉移不斷攀升，2003—2004年更是出現(xiàn)了劇烈的躍進，從2004年開始快速回落，到2006年下降速度減緩，2009—2010年略有上升。

結合因子GS的分析結果，2003—2004年我國經(jīng)濟發(fā)展存在很多制約因素，2004年開始，技術供方和技術受方合作意愿十分強烈，出現(xiàn)突出的高峰是可以理解的。技術引進經(jīng)費支出在2004年后下降并趨于平緩，不能說明技術受方的合作意愿下降，因為技術引進經(jīng)費支出只能部分表現(xiàn)技術受方的合作意愿，技術引進只是技術轉移的一種表現(xiàn)形式，技術轉移同時存在其他很多表現(xiàn)形式。2003—2004年之所以技術引進經(jīng)費支出增長迅速，很有可能是北京市高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展出現(xiàn)瓶頸，急需技術引進提高產(chǎn)業(yè)效率，增強競爭力所致。技術轉讓合同成交額因素，比技術引進經(jīng)費支出的變化趨勢略小，是因為技術轉讓受到技術轉移供方受方的合作意愿和外部市場環(huán)境以及政策的影響。

3 結論

本文以《北京市統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》為數(shù)據(jù)源，對2002—2010年的數(shù)據(jù)樣本進行技術轉移影響因子分析。通過文獻研究法，確定3個一級因素和20個二級因素為假設因素。進一步對假設因素進行KOM檢驗和球形檢驗，篩選出8個可用因素。針對這8個因素，運用主成分提取法和因子旋轉法，提取出“供方-受方”和“技術轉移過程”兩個因子。通過對兩個因子的分析，結合市場發(fā)展規(guī)律，本文總結出以下兩條結論:(1)北京市高新技術轉移的影響核心是供方-受方，具體的講是供方和受方的合作意愿和技術能力;(2)北京市高新技術轉移因子、因素的變動很符合供需理論，為了達到供需平衡，供方和受方在長期中保持一致，短期中交替升降。

從這兩個方面的結論可以看出，北京市高新技術發(fā)展與國際技術轉移的發(fā)展情況是一致的，并且符合經(jīng)濟學規(guī)律以及實際的經(jīng)濟環(huán)境，發(fā)展過程雖然有起伏，但是總體上穩(wěn)步上升，并且趨于成熟。

［1］北京市統(tǒng)計局.北京市2010 年統(tǒng)計年鑒［M］.北京:中國統(tǒng)計出版社，2011.［EB/OL］.http://www.servicetrading.org/c/cn/news/2011-03/24/news_5642.html.［2013-04-10］.

［2］王蕾，俞會新，孔慶書.技術轉移過程中的影響因素及供需關系研究［J］.企業(yè)經(jīng)濟，2003，(4):10-11.

［3］薛敏.技術轉移效率的評價指標研究［J］.科技進步與對策，2007，(3):120-122.

［4］劉麗秋，樸華.技術轉移淺析［J］.科技情報開發(fā)與經(jīng)濟，1997，(3):22-23.

［5］穆榮平.國際技術轉移影響因素分析——上海大眾汽車公司案例研究［J］.科學學研究，1997，15(4):.68-73.

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