仲偉周，郭大為，董 婕

(1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院，陜西西安710061;2.中國銀行陜西省分行電子正街支行，陜西西安710065)

一、引 言

鑒于高技術(shù)企業(yè)對一個國家或地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展的作用，其區(qū)位分布選擇日益引起學(xué)者們的關(guān)注?？ㄋ固栐趯γ绹呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)位發(fā)展研究中提出:任何有關(guān)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)及其空間分布之間關(guān)系的討論都必須建立在以觀察為依據(jù)的經(jīng)驗上;新的產(chǎn)業(yè)空間不僅由固定的地理特征決定，而且由高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與其社會環(huán)境的相互關(guān)系決定［1］。Forthergill、Sternberg、GriPaios、Moore 和劉再興曾就傳統(tǒng)因子對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位的影響展開了探討［2-6］。隨著技術(shù)對經(jīng)濟的促進作用日益明顯，地區(qū)間經(jīng)濟實力的優(yōu)勢也逐漸演變成為地區(qū)內(nèi)技術(shù)發(fā)達程度及其應(yīng)用程度和科技產(chǎn)業(yè)化的能力［7］。與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)企業(yè)對地理區(qū)位也有新的要求。在此基礎(chǔ)上，產(chǎn)生了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)特有的區(qū)位分布模式［8］?？ㄋ固卣J為高技術(shù)、成熟的管理體制、工人高效勞動等是高技術(shù)企業(yè)獲取創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)［9］。

這些研究說明高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布受多方面因素的影響，其中技術(shù)因素對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的影響越來越受到學(xué)者們的關(guān)注。由于技術(shù)轉(zhuǎn)移是技術(shù)傳播的載體，在開放的國際經(jīng)濟中扮演著日益重要的作用，技術(shù)轉(zhuǎn)移作為影響一國技術(shù)水平的重要因素之一，也應(yīng)該對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生影響?；诖?，本文就技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的影響及作用機理進行嘗試性探討。

二、理論分析和研究假說

首先，技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對地區(qū)間技術(shù)差距的影響對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生作用。由于技術(shù)轉(zhuǎn)移會影響一個地區(qū)技術(shù)水平的發(fā)展、提高該地區(qū)的技術(shù)勢能。而技術(shù)勢能為高技術(shù)企業(yè)分布提供了技術(shù)指向。由于高技術(shù)企業(yè)的特性首先就是技術(shù)先進，高技術(shù)企業(yè)在選址的過程中，某一地區(qū)的技術(shù)水平是首要考慮的因素;此外，技術(shù)勢能高的地區(qū)更易得到國際技術(shù)轉(zhuǎn)移的機會。高技術(shù)水平國家對于全球經(jīng)濟區(qū)位來說就處于高技術(shù)勢能地位。因此，對于高技術(shù)企業(yè)來說，選擇技術(shù)勢能高的區(qū)域?qū)τ谄湮磥戆l(fā)展是更有利的。

其次，技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對人力資本的影響進而對高技術(shù)企業(yè)的區(qū)位分布產(chǎn)生作用。現(xiàn)代技術(shù)轉(zhuǎn)移不僅是簡單的設(shè)備交易，而是通過人來傳授那些難以復(fù)制的核心經(jīng)驗或訣竅。高技術(shù)企業(yè)在發(fā)展過程中，對于人尤其是核心人才的需求和培養(yǎng)尤為重要。而技術(shù)轉(zhuǎn)移在技術(shù)流動的過程中，往往帶來了人才的流動，因此，高技術(shù)企業(yè)在選擇區(qū)位過程中，應(yīng)該根據(jù)技術(shù)轉(zhuǎn)移的活動指向，向技術(shù)轉(zhuǎn)移密集區(qū)域選擇，以滿足自身對人力資本的需求。

第三，技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響進而對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生作用。高技術(shù)企業(yè)發(fā)展除了依靠自身技術(shù)創(chuàng)新之外，很重要的一部分就來自于外部技術(shù)學(xué)習(xí)。這一學(xué)習(xí)過程就是技術(shù)轉(zhuǎn)移，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)的技術(shù)轉(zhuǎn)移相對其他地區(qū)來說，其強度和質(zhì)量都較高，對于技術(shù)提供方來說，更樂于選擇該地區(qū)的企業(yè)進行更多的技術(shù)投資;有效的技術(shù)轉(zhuǎn)移也會進一步促進地區(qū)經(jīng)濟水平的提高，更有利于高技術(shù)企業(yè)在本地區(qū)的成長。因此高技術(shù)企業(yè)進行區(qū)位選擇時，也應(yīng)考慮技術(shù)轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟發(fā)展水平的選擇，尋找合適自身發(fā)展的區(qū)域。

第四，技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對政策因素的影響進而對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生作用。良好的政策環(huán)境有利于技術(shù)轉(zhuǎn)移的發(fā)生，有效的技術(shù)轉(zhuǎn)移帶來的經(jīng)濟效益會幫助政策環(huán)境向更有利于技術(shù)轉(zhuǎn)移的方向發(fā)展，并且隨著經(jīng)濟的發(fā)展，社會環(huán)境也會日趨穩(wěn)定。高技術(shù)企業(yè)發(fā)展是依托于政府的支持，一方面來自于政府資金上和融資渠道上的支持，另一方面來自于政策方面的傾斜。高技術(shù)企業(yè)會選擇政策環(huán)境穩(wěn)定的地區(qū)發(fā)展。因此，技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對政策環(huán)境的影響對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生作用。

總之，技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的作用是通過對一國技術(shù)水平、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平、政策環(huán)境的影響，進而對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生作用。故提出如下假說1:

H1:技術(shù)轉(zhuǎn)移會對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生影響。

三、實證研究

(一)方法和數(shù)據(jù)

對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布受技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響，選取一系列分別表示技術(shù)轉(zhuǎn)移和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的指標，構(gòu)建技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)，通過測定兩指數(shù)之間的數(shù)量關(guān)系，進一步分析驗證技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的作用。所需數(shù)據(jù)主要來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)

首先，從國際、國家、市場和企業(yè)四個層面選擇衡量技術(shù)轉(zhuǎn)移的指標體系(如表1所示)。

表1 技術(shù)轉(zhuǎn)移相關(guān)指標

其次，根據(jù)指標體系收集1996-2006年這27個指標的數(shù)值，對其進行主成分分析。選擇系數(shù)大于1的三個主成分，得到主成分三個分量F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，在此基礎(chǔ)上確立我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)。通過SPSS軟件主成分分析，得到衡量技術(shù)轉(zhuǎn)移的27個指標的線性組合，并得到技術(shù)轉(zhuǎn)移綜合指標值。

最后，按公式(1)計算出我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)(結(jié)果如表2所示)。

式中:

TTi——第t年的技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù);

Ft—— 第t年技術(shù)轉(zhuǎn)移綜合指標值;

F1996——1996年技術(shù)轉(zhuǎn)移綜合指標值。

(三)高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)

首先，從經(jīng)濟區(qū)位、資源區(qū)位、知識區(qū)位、基礎(chǔ)設(shè)施區(qū)位四個層面選取衡量高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布水平的指標作為建立我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的基礎(chǔ)指標，共計13項(如表3所示)。

表2 我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)(1996-2006)

表3 高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布水平主要指標

其次，收集1996-2006年間高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布水平相關(guān)指標的數(shù)據(jù)，并對指標數(shù)據(jù)按主成分分析的要求做標準化處理后，輸入主成分分析數(shù)據(jù)，生成一個維數(shù)為13×11的矩陣。采用SPSS軟件對矩陣進行主成分分析。主成分1包含的信息占全部信息的87.336%，按照選取特征值大于1的主成分這一規(guī)則，只取主成分1和2。特征值分別為11.354和1.427，其累計包含信息率達98.313%，并以此為基礎(chǔ)計算各年度綜合指標值。

最后，確立我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)(如表4所示)。

表4 我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)(1996-2006)

四、我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的關(guān)聯(lián)分析

(一)兩指數(shù)的協(xié)調(diào)性分析

根據(jù)我國1996-2006年間技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)，繪出技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)變化趨勢圖(如圖1所示)。

分析圖1可以得出以下結(jié)論:第一、由技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)各年變化趨勢可以觀察到，我國的技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)從1996年到2006年都有較大的增長，以1996年作為基準，指數(shù)值為100，到2006年，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)為384.04，增長了3倍多;高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)也達到376.192。這說明在11年內(nèi)我國技術(shù)轉(zhuǎn)移和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布總體水平均得到了大幅提高。第二，根據(jù)圖1可將1996-2006年這11年大體劃分為三個階段:第一階段，從1996年到1999年。該階段技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)水平都處于較低階段，趨勢曲線很平緩，說明在此期間二者的增長幅度都不大，也符合我國上世紀90年代高技術(shù)與技術(shù)轉(zhuǎn)移起步階段的發(fā)展狀態(tài)。第二階段，從2000年起到2003年。自2000年起，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)明顯的提高，表現(xiàn)在指數(shù)值和趨勢曲線斜率較前一階段有明顯增長，此階段技術(shù)轉(zhuǎn)移變動先于高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的變動，也說明技術(shù)從轉(zhuǎn)移到吸收進而影響高技術(shù)企業(yè)分布是需要一段時間過程的。第三階段，從2004年到2006年。這一階段是兩個指數(shù)進一步增長的階段，增長率最大，在第二階段技術(shù)的積累下二者變化逐漸趨于一致，體現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)移通過對技術(shù)、經(jīng)濟、人力資本等各個因素的影響，對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生影響，對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布有引導(dǎo)和指向作用。第三，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)在多數(shù)年份內(nèi)的差距是不大的，具有相似的發(fā)展趨勢，這說明技術(shù)轉(zhuǎn)移通過知識溢出、人力資源、技術(shù)條件、基礎(chǔ)設(shè)施等因素對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生影響，因此二者有相似的變動方向。但是，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)的波動和變化斜率比高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)要大，這說明對于這些影響因素來說，技術(shù)轉(zhuǎn)移對各個因素變化的反應(yīng)更為敏感。

(二)兩指數(shù)的敏感性分析

根據(jù)技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的協(xié)調(diào)性分析，可知兩指數(shù)有較為相似的變動方向。要衡量技術(shù)轉(zhuǎn)移在多大程度上對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生影響，通過對兩個指數(shù)之間彈性的計算可以說明。彈性系數(shù)是兩個變量相對變化的比值，是對兩個變量關(guān)聯(lián)性和敏感性的描述，因此，可通過技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)(TTt)對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)(HDt)的彈性系數(shù)d來定量地判斷我國技術(shù)轉(zhuǎn)移水平和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布之間的關(guān)系，從而說明我國技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的作用和影響程度。其關(guān)系可用式(2)表示。

由式(2)可得到我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的彈性系數(shù)(如表5所示)。

從表5可以發(fā)現(xiàn)，1997-2002年我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布發(fā)展指數(shù)的彈性系數(shù)經(jīng)歷了激烈波動時期，1998年甚至達到728.5，主要原因是由于國際經(jīng)濟環(huán)境的影響。1997年的金融風(fēng)暴導(dǎo)致國際投資異常變動，因此1998年的技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)較上年幾乎沒有增加。由于我國當時經(jīng)濟并沒有完全開放且金融監(jiān)管比較嚴格，我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布并未受很大影響，因此導(dǎo)致該年度兩個指標的彈性系數(shù)出現(xiàn)異常。隨著國際經(jīng)濟情勢的好轉(zhuǎn)，自2002年起，彈性系數(shù)d開始進入平穩(wěn)波動發(fā)展的階段，平均彈性系數(shù)為1.1407，說明技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)之間有這樣的關(guān)系:當技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)變動一個單位時，高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)平均會變動1.1407個單位。這說明我國技術(shù)轉(zhuǎn)移和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布水平是比較適應(yīng)的，若彈性系數(shù)值過小，則說明二者之間的互動關(guān)系并不十分明顯;但是若彈性系數(shù)過大，也不符合實際，因為技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的影響并不是直接快速的，而是需要一個轉(zhuǎn)化的過程。此外，彈性系數(shù)值在1附近，也說明我國技術(shù)轉(zhuǎn)移水平和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布水平的發(fā)展是相適應(yīng)的。

表5 我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的彈性系數(shù)表

(三)兩指數(shù)的回歸分析

為了充分說明技術(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的影響，我們在技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)基礎(chǔ)上，以技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)為自變量，高技術(shù)企業(yè)分布指數(shù)為因變量，通過對兩個變量散點圖的觀察，運用線性回歸擬合得出我國技術(shù)轉(zhuǎn)移發(fā)展指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)之間的函數(shù)關(guān)系:

式中:

Ii——高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù);

TTi——技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)。

通過對回歸模型的檢驗，可得到高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)與技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)之間具有顯著的線性關(guān)系，R2為0.992，β1的t檢驗值十分顯著，說明每一單位技術(shù)轉(zhuǎn)移指標的變動會帶來0.979單位高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)變動，因此研究假說成立。

五、我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)預(yù)測分析

(一)技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)的預(yù)測分析

技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)預(yù)測分析主要是通過回歸分析，擬合各指數(shù)與時間變量之間的函數(shù)關(guān)系，對兩指數(shù)進行預(yù)測。首先，以時間為自變量、技術(shù)轉(zhuǎn)移指標為因變量，繪出散點圖。根據(jù)對圖形的觀察，運用SPSS中非線性回歸模型進行擬合，在多個模型中，由于Quadratic(二次)的R2最高且 F值更為顯著，因此選取Quadratic(二次)模型Y=b0+b1t+b2t2對技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)進行回歸預(yù)測。第二，根據(jù)Quadratic(二次)模型 ，連同1996-2006年技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)的數(shù)據(jù)預(yù)測得到2020年技術(shù)轉(zhuǎn)移指標的數(shù)值。技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)預(yù)測模型表示如下:

F=440.25135(其中 t=1，2，3，…，15)

根據(jù)此預(yù)測模型得到的我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)預(yù)測結(jié)果如表6所示。將1996-2006年的預(yù)測數(shù)據(jù)與根據(jù)各指標原始數(shù)據(jù)得出的技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)數(shù)值進行比較，可以觀察到預(yù)測數(shù)據(jù)與實際數(shù)據(jù)的平均誤差為4.3%，小于5%，說明預(yù)測效果較好。

表6 我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)預(yù)測結(jié)果

(二)高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的預(yù)測分析

按技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)預(yù)測分析同樣思路，對時間和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)進行回歸分析，得到從2007年到2020年高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的預(yù)測;再經(jīng)過SPSS軟件處理，得到二次時間回歸函數(shù)為:

由于該二次時間回歸函數(shù)的F檢驗很顯著，以及調(diào)整的R2值為0.99646，說明根據(jù)此時間回歸函數(shù)進行預(yù)測的結(jié)果是可行的。根據(jù)如式(5)所示的回歸模型對2007年到2020年的指數(shù)進行預(yù)測，得到的結(jié)果如表7所示。

將此預(yù)測結(jié)果與1996-2006年高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的實際值進行比較，預(yù)測數(shù)據(jù)與實際數(shù)據(jù)的平均誤差為1.9% ＜5%，預(yù)測效果良好。

(三)兩指數(shù)變化趨勢分析

將技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)預(yù)測結(jié)果綜合在圖2中。

表7 高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的預(yù)測結(jié)果

圖2 兩指數(shù)2007-2020年的預(yù)測趨勢圖

分析圖2可以得到以下結(jié)論:第一，總體上看，我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)均具有較快的上升趨勢。根據(jù)預(yù)測，到2015年，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)和高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)將超過1000，即是1996年基期的10倍，而且比較平穩(wěn)，兩者的協(xié)調(diào)性較好。第二，到2020年我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)將保持快速穩(wěn)定的發(fā)展速度，并逐漸快于高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的增速。這說明在未來我國技術(shù)轉(zhuǎn)移的規(guī)模和力度將會進一步增強，我國將作為開放的經(jīng)濟體充分吸收國際先進技術(shù)，吸引高技術(shù)向國內(nèi)轉(zhuǎn)移。與此同時，高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)跟隨技術(shù)轉(zhuǎn)移指標快速增長，說明了在技術(shù)轉(zhuǎn)移的帶動下，高技術(shù)企業(yè)跟隨技術(shù)流動的方向和趨勢，以技術(shù)為核心競爭力聚集發(fā)展?？梢钥闯鑫覈夹g(shù)轉(zhuǎn)移對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布具有一定的提升和促進作用。

六、結(jié)論及其政策含義

首先，根據(jù)兩個指標的歷史數(shù)據(jù)分析，20世紀90年代，我國技術(shù)轉(zhuǎn)移水平較低，因此高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布總體水平受到技術(shù)條件的制約得不到良好的發(fā)展;進入二十一世紀，隨著我國經(jīng)濟技術(shù)的開放，技術(shù)轉(zhuǎn)移快速增長，并對高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布產(chǎn)生重要的提升和領(lǐng)導(dǎo)作用。我國技術(shù)轉(zhuǎn)移的發(fā)展逐漸與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布協(xié)調(diào)發(fā)展，并不斷引領(lǐng)高技術(shù)企業(yè)以技術(shù)流向為導(dǎo)向進行集聚，朝著更高水平的技術(shù)轉(zhuǎn)移形式不斷發(fā)展。

其次，通過對兩種指數(shù)彈性系數(shù)的計算，得到各年中兩指數(shù)是比較協(xié)調(diào)的。我國目前技術(shù)轉(zhuǎn)移的主要來源還是通過國際資本的投資實現(xiàn)的，從1998年彈性系數(shù)的異常變化可以得出此結(jié)論。這一數(shù)據(jù)提示，我國作為發(fā)展中國家，在未來技術(shù)轉(zhuǎn)移的過程中，應(yīng)該在保持吸收國際技術(shù)資本的基礎(chǔ)上拓寬技術(shù)轉(zhuǎn)移的渠道，提高自身技術(shù)水平，用高水平的技術(shù)指引我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的方向。

最后，預(yù)測分析結(jié)果顯示，我國技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)的適應(yīng)性較好，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)將保持快速平穩(wěn)的增長并提升和引領(lǐng)高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布的方向。同時，技術(shù)轉(zhuǎn)移指數(shù)與高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布指數(shù)在未來將保持一個較小的差值，說明未來我國技術(shù)轉(zhuǎn)移的規(guī)模將不斷擴大，途徑和方式將更趨多樣化;當技術(shù)轉(zhuǎn)移達到一定的水平時，我國自身的技術(shù)創(chuàng)新能力將會得到巨大提升，技術(shù)水平也會有顯著提高，以這樣的技術(shù)能力指引我國高技術(shù)企業(yè)區(qū)位分布會大大促進基于先進技術(shù)的高技術(shù)企業(yè)聚集，擺脫我國目前在世界經(jīng)濟中總處于技術(shù)接受方與被發(fā)達國家領(lǐng)導(dǎo)的現(xiàn)狀。

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