科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平：協(xié)調(diào)狀態(tài)及影響因素

楊德欽，岳奧博

(鄭州航空工業(yè)管理學院 土木建筑學院，河南 鄭州 450000)

作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，建筑業(yè)在服務我國城鎮(zhèn)化進程、拉動其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面發(fā)揮了持續(xù)性的重要作用。但從目前來看，我國建筑業(yè)的規(guī)模增長相當程度上仍被動受惠于國內(nèi)建設投資的增加。與其他行業(yè)相比，建筑業(yè)存在自主創(chuàng)新能力弱、產(chǎn)業(yè)結構不合理、生產(chǎn)模式粗放等明顯缺陷，亟待轉(zhuǎn)型升級。技術進步是建筑業(yè)的必然選擇，行業(yè)健康發(fā)展不僅需要有量的擴張，質(zhì)的躍遷亦必不可少，而質(zhì)的躍遷主要以技術創(chuàng)新能力為支撐條件。面對以創(chuàng)新和技術升級為主要特征的產(chǎn)業(yè)競爭，建筑業(yè)技術創(chuàng)新能力已經(jīng)成為制約其發(fā)展的嚴重問題。2017年2月國務院辦公廳發(fā)布的《關于促進建筑業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的意見》中指出，要積極支持建筑業(yè)科技研發(fā)工作，大幅提高技術創(chuàng)新對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻率。高技術產(chǎn)業(yè)的科技資源投入(簡稱科技投入，下同)規(guī)模和方向在很大程度上決定了技術創(chuàng)新的形式、內(nèi)容和質(zhì)量。有鑒于此，建筑業(yè)應在政府創(chuàng)新政策、商業(yè)競爭等外部環(huán)境的驅(qū)動下，基于自身的創(chuàng)新資源與優(yōu)勢，共同參與科學研究與創(chuàng)新活動。使資金、人才、知識、技術等資源要素突破系統(tǒng)之間的壁壘，提高科技成果轉(zhuǎn)化效率，形成一個與科技資源投入優(yōu)勢互補、風險共擔、利益共享的耦合協(xié)調(diào)關系。那么，寄希望于科技資源投入的體量增加能否實現(xiàn)建筑業(yè)發(fā)展水平的提升？二者耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)如何？影響其耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)的主要因素究竟是什么？綜上，在我國高度重視產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、全力推進建筑業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的時代背景下，開展科技投入與建筑業(yè)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)度研究具有十分重要的理論與實踐意義。

一、文獻述評

諸多學者從不同角度對科技投入和建筑業(yè)發(fā)展進行了有益的研究。在科技投入效率與技術創(chuàng)新能力層面，Romer[1]認為科技投入效率是影響技術創(chuàng)新的關鍵因素之一，Solow[2]在研究中也得出類似結論。劉偉、王宏偉[3]基于國內(nèi)省際面板數(shù)據(jù)，對中國技術創(chuàng)新能力影響因素的區(qū)域差異進行了分析，結果表明科技資源投入是地區(qū)技術創(chuàng)新的主要推動因素。在科技資源投入與建筑業(yè)發(fā)展層面，劉樺、盧梅[4]指出政府投資于基礎研究和探索性研究，對實現(xiàn)建筑業(yè)技術創(chuàng)新戰(zhàn)略目標至關重要。葉耀先[5]認為建筑行業(yè)科技研發(fā)水平、規(guī)模較低，導致生產(chǎn)效率低下、工程建設組織方式落后。劉炳勝[6]等運用時序多指標模型對建筑業(yè)發(fā)展水平進行測度，結果表明科技投入在不同發(fā)展梯度水平下的有效性存在明顯差異，梯度越高科技投入的重要性愈加凸顯。孫夢穎[7]運用隨機前沿函數(shù)分析出了建筑業(yè)增長需要依賴技術進步而非資本增長。尚梅[8]分析發(fā)現(xiàn)，科技資源投入、知識產(chǎn)權保護水平是影響建筑業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要因素，技術創(chuàng)新產(chǎn)出對建筑業(yè)發(fā)展水平及科技活動投入對技術創(chuàng)新都有積極影響。郭慶軍[9]等通過使用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型和索洛余值法對陜西省建筑業(yè)產(chǎn)出貢獻率分析，結果顯示影響增長貢獻率的最主要因素是資本和勞動力配置效率，科技進步影響作用不突出，與劉炳勝所得出的科技投入在不同梯度水平下有效性存在著明顯差異的結論相符。近幾年一些學者從物理學概念中引申出了“耦合關系”的概念，并將其運用到產(chǎn)業(yè)融合、經(jīng)濟發(fā)展等研究中來。段婕、孫明旭[10]利用系統(tǒng)論模型，構建高技術產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟三系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度模型，并以陜西省為例，對高技術產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟之間的耦合協(xié)調(diào)關系進行量化分析。周垚、沈紅[11]采用面板固定效應模型和耦合協(xié)調(diào)模型，對高等教育投入與區(qū)域經(jīng)濟之間的關系進行了分析。田時中[12]等運用熵值法和耦合協(xié)調(diào)模型測算長三角城市群綜合發(fā)展指數(shù)和耦合協(xié)調(diào)度。

綜上，學者們運用日漸成熟的方法手段，對科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的研究開展大量工作。但是研究多數(shù)為獨立進行，缺乏從相互耦合和協(xié)調(diào)性方面考察兩者關系，關于系統(tǒng)間耦合關系的研究尚存繼續(xù)深入的空間，特別是在量化分析兩者之間的耦合協(xié)調(diào)程度方面，依然留有空白。因此，本研究構建科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平測度指標體系，利用耦合協(xié)調(diào)模型，量化分析兩者之間的耦合協(xié)調(diào)關系。最后運用回歸分析模型進一步研究兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)狀態(tài)的影響因素，以期揭示當前科技投入與建筑業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)規(guī)律。

二、研究方法

1. 相關度分析

科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)發(fā)展研究得以進行的前提是兩系統(tǒng)之間存在一定的相關關系，這種關系可以用相關度來量化分析。相關度即是兩個事物間相互聯(lián)系的程度。本文在對兩系統(tǒng)耦合機理進行定性分析以外，利用所構建的能較好反映科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展狀況的指標體系，選取年鑒數(shù)據(jù)運用SPSS22.0軟件進行相關度分析。

2. 耦合協(xié)調(diào)度計算

(1)熵值法賦權。權重的確定方法常用的有AHP和熵值賦權法，本研究采取更具客觀性的熵值賦權法計算權重。

(2)綜合評價指數(shù)計算。運用合成法中的線形加權綜合得分法計算科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的綜合得分：

(1)

式中，UA(u1)、UA(u2)表示科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的綜合評價值。

(3)耦合度計算。將科技投入與建筑業(yè)發(fā)展兩個系統(tǒng)通過耦合作用產(chǎn)生的相互影響程度，視為兩個子系統(tǒng)的耦合度，以其值反映兩系統(tǒng)間相互作用強度。根據(jù)耦合理論，多元系統(tǒng)的耦合度模型表達式如下：

(2)

式中，UA(u1)、UA(u2)分別為科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平。耦合度C介于0和1之間。當C趨向1時，科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合度較大，說明這兩個系統(tǒng)之間達到了良性共振耦合，系統(tǒng)將趨向新的有序結構；而當C趨向0時，科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合度最小，說明這兩個系統(tǒng)之間處于無關狀態(tài)，系統(tǒng)將向無序發(fā)展。

(4)耦合協(xié)調(diào)度計算。耦合度C作為反映科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平耦合程度的重要指標，對判別兩系統(tǒng)耦合作用強度，預警二者的發(fā)展秩序等具有十分重要的意義。然而不可忽視的是，由于每個時期的科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展狀況都有交錯、動態(tài)和不平衡的特性，單純依靠耦合度，會出現(xiàn)兩系統(tǒng)發(fā)展程度較低而耦合度偏高的假性判斷[11]，不能全面反映系統(tǒng)間的差異性、平衡性和動態(tài)性。為此研究引入?yún)f(xié)調(diào)度模型，不僅可以評判不同時期科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平耦合協(xié)調(diào)程度，還能反映出二者發(fā)展水平的相對高低。耦合協(xié)調(diào)度函數(shù)式如下：

T=mUA(u1)+nUA(u2)D=(T×C)1/2

(3)

式中，D為協(xié)調(diào)度，C為耦合度，m、n為待定參數(shù)，一般取0.5。借鑒已有研究[10-12]，將耦合協(xié)調(diào)度進行階段劃分(表1)。

表1 耦合協(xié)調(diào)度D按層級劃分標準

3. 回歸分析

回歸分析是確定兩種或兩種以上變量間相互依賴關系的定量統(tǒng)計分析方法。如果耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)的影響因素有p個，自變量為Xi(i=1，…，p)與隨機變量Y之間存在相關關系，即意味著Xi變量取定值后，Y便有相應的值與之對應。另外，為了保證所構建模型能達到預期效果，所選自變量對因變量須有顯著的影響。同時也需要測定模型的擬合度，對回歸方程、回歸系數(shù)的顯著性檢驗，判別所構建指標體系中多重共線性的存在。

4. 指標體系的構建及數(shù)據(jù)來源

高技術產(chǎn)業(yè)科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平兩系統(tǒng)存在復雜的非線性耦合關系，單一指標無法全面反映兩者之間的內(nèi)在作用機理。本研究采用多指標綜合評價分析法，依據(jù)兩系統(tǒng)間互促機理，遵循整體對應、比例適當、全面性以及數(shù)據(jù)的可獲取性等原則。參考已有研究，從人才儲備、配置環(huán)境、經(jīng)費投入、成果產(chǎn)出四個方面衡量科技投入效率高低[13-15]；從產(chǎn)業(yè)投入、環(huán)境投入、產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出三個方面衡量建筑業(yè)發(fā)展水平[16-18]。所構建評價指標體系涵蓋7個一級指標，準則層含22個具體指標，能較為全面地反映目前科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的重點內(nèi)容。指標數(shù)據(jù)均來源于2008—2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國高技術產(chǎn)業(yè)年鑒》《中國教育年鑒》《中國建筑業(yè)年鑒》。通過MATLAB軟件實現(xiàn)所建指標體系的權重計算過程，得出科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平系統(tǒng)的指標權重(表2)。

表2 科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平系統(tǒng)指標權重

三、相關性分析

1. 定性分析

將高技術產(chǎn)業(yè)科技投入與建筑業(yè)發(fā)展看作兩個獨立的系統(tǒng)，二者相互作用、相互依存。其耦合關系主要體現(xiàn)在：①科技投入是建筑產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的驅(qū)動力?，F(xiàn)階段建筑業(yè)的發(fā)展規(guī)模嚴重受制于建設投資，沒有實現(xiàn)量的擴張與質(zhì)的躍遷同頻。高技術產(chǎn)業(yè)科技投入方向、規(guī)模與建筑業(yè)發(fā)展水平協(xié)調(diào)，可以有效地提升創(chuàng)新能力及技術轉(zhuǎn)化效率，進而推動建筑業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。②建筑業(yè)發(fā)展對科技投入效率有著良好的反饋機制。任鳳敏[19]等研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的增加與科技投入效率的增加并不存在必然聯(lián)系。但產(chǎn)業(yè)發(fā)展與科技投入之間存在長期的均衡關系，即科技投入方式、規(guī)模會隨著產(chǎn)業(yè)發(fā)展長期呈現(xiàn)自我增強效應。③當下，我國建筑業(yè)發(fā)展已從信息化、智能化時代主題朝智慧化、數(shù)字化方向邁進，該趨勢將使得建筑業(yè)發(fā)展與科技資源配置方式、環(huán)境之間的依存關系更加緊密。建筑業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變和產(chǎn)業(yè)鏈升級過程不僅需要立足于建筑業(yè)自己的發(fā)展成果，更要進一步加強同互聯(lián)網(wǎng)+、物聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等高技術產(chǎn)業(yè)新興科技成果之間的融合應用，以提升建筑產(chǎn)業(yè)科技成果集成應用水平。④現(xiàn)有研究表明，規(guī)模效率的改善為建筑業(yè)帶來的發(fā)展只是短期行為，純技術效率的提升將是建筑產(chǎn)業(yè)亟待解決的問題[20]。作為技術效率提升的基礎環(huán)境——科技投入往往決定了先進生產(chǎn)力的發(fā)展方向。在“智慧化”開啟的未來建筑業(yè)發(fā)展主題導向下，僅沿襲傳統(tǒng)的生產(chǎn)、管理方式，抑或?qū)ζ溥M行局部的改良難以契合建筑業(yè)可持續(xù)發(fā)展的主題。建筑業(yè)只有基于科技資源投入，不斷地進行要素創(chuàng)新、要素組織方式創(chuàng)新，才能在國內(nèi)乃至國際市場競爭中占有一席之地。

2. 定量分析

研究采用2008—2018年的年鑒數(shù)據(jù)對所構建指標體系的相關性進行分析，得出科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平兩系統(tǒng)相關性的結果(表3)。

表3 科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平系統(tǒng)相關度

從表3可以看出，除了Y2(技術裝備率)、Y4(能源投入量)與科技投入效率系統(tǒng)相關度較低以外，其他各指標之間相關度都比較高。首先，該現(xiàn)象說明了研究期內(nèi)科技資源投入在提升建筑業(yè)技術裝備率中所發(fā)揮的作用比較有限，與鄭繼開[21]得出的結論相吻合。其次，建筑業(yè)能耗節(jié)約對科技投入不敏感，二者未呈現(xiàn)較強相關性[22]，即依靠技術進步提高能源節(jié)約的效果有限。因此政府需要考慮能源效率提高和其他手段的綜合運用，也從側面反映了建筑業(yè)綠色化之路任重而道遠。但是從總體上看，科技投入與建筑業(yè)發(fā)展兩系統(tǒng)高度相關，聯(lián)系緊密，研究科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平系統(tǒng)之間的耦合協(xié)調(diào)度具有較為明顯的意義。

四、科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平特征分析

1. 科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平現(xiàn)狀

根據(jù)上文所述研究方法與模型，采用2008—2018年相關年鑒數(shù)據(jù)。利用SPSS、 MATLAB等軟件，測算出科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平發(fā)展評價值，兩系統(tǒng)評價值變化趨勢如圖1所示。2007—2017年科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢?？萍纪度胄试u價指數(shù)由2007年的0.01提高到2017年的0.34。其值攀升的主要原因體現(xiàn)在兩個方面：一是研發(fā)機構從業(yè)群體不斷增加，知識體量日趨龐大。從原始數(shù)據(jù)中看，研發(fā)機構數(shù)量、研發(fā)人員及研究生人數(shù)連年上升，隨之而來的知識體量的增加直接左右著生產(chǎn)水平、技術轉(zhuǎn)化效率、技術創(chuàng)新能力。二是政府財政科技投入力度不斷加大、市場機制日臻完善?？蒲虚_發(fā)經(jīng)費占GDP比重在2017年達到2.47%，科技財政投入年均增幅達11%，研發(fā)經(jīng)費投入總量達到1.75億元，較2015年增長19.6%。宏觀政策和資本環(huán)境會影響到政府的政策制定和資本配位，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策引導企業(yè)加強技術創(chuàng)新能力的提升，先進技術的普及，加速業(yè)界新技術開發(fā)；同時，該過程也可反過來推進業(yè)界的知識生產(chǎn)成果獲取與利用水平，進而使科技投入效率提高。

圖1 2007—2017年子系統(tǒng)綜合評價值趨勢

2007—2017年建筑業(yè)發(fā)展水平評價指數(shù)的均值為0.15，最高值出現(xiàn)在2017年，最低值出現(xiàn)在2007年。在此期間建筑業(yè)發(fā)展水平大致可分為3個階段。2007—2011年，受惠于國內(nèi)寬松的投資環(huán)境，建筑業(yè)規(guī)模迅速擴張，鞏固了國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)的地位。2012—2013年，國內(nèi)宏觀經(jīng)濟形勢疲軟，經(jīng)濟結構調(diào)整、發(fā)展方式調(diào)整帶來的內(nèi)外部壓力，使得長期以來建筑業(yè)粗放式發(fā)展模式受到嚴重制約，從而導致2012、2013年建筑業(yè)發(fā)展緩慢。此外，2012年底政府打出穩(wěn)增長“組合拳”，全年實施降息、降準，并不斷加大對地方基礎投資建設的放行力度。緣于政策出臺到開工建設的滯后性，直至2014年建筑業(yè)發(fā)展水平相較于2012年方呈現(xiàn)回升趨勢。2014—2017年，隨著十二五規(guī)劃的出臺，明確了經(jīng)濟結構戰(zhàn)略性調(diào)整作為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，建筑業(yè)發(fā)展由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，加之大規(guī)模基礎建設項目開工建設，使得建筑業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)穩(wěn)步攀升態(tài)勢。

2. 耦合協(xié)調(diào)度評價

根據(jù)耦合協(xié)調(diào)度模型，可以計算出2007—2017年科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合度指數(shù)，進而得到兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)度?？萍纪度胄逝c建筑業(yè)發(fā)展水平耦合協(xié)調(diào)度的計算結果如表4所示。

表4 耦合協(xié)調(diào)度

由表4可知，2007—2017年科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)逐步上升的態(tài)勢。兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度取值在0.02～0.32，根據(jù)表1的取值劃分標準，2007—2017年兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度經(jīng)歷了失調(diào)耦合向初級協(xié)調(diào)耦合的轉(zhuǎn)變，與范建雙[23]研究結論相符。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，兩系統(tǒng)的耦合度取值在0.027～0.545，耦合度明顯高于協(xié)調(diào)度，這體現(xiàn)了科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展狀況的交錯、動態(tài)和不平衡性。原因在于耦合度只聚焦于系統(tǒng)間的同步性。因此若兩系統(tǒng)的綜合評價指數(shù)都處于較低水平，則耦合度將不能反映兩系統(tǒng)間實際的互動狀態(tài)。故而，基于耦合度的研究結果，引入?yún)f(xié)調(diào)度的概念能更精確地反映兩系統(tǒng)的協(xié)調(diào)水平。

五、耦合協(xié)調(diào)度影響因素分析

1. 變量選取及數(shù)據(jù)來源

為了更科學準確地對科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素進行研究分析，基于選取評價指標的獨立性、代表性和可度量性原則，本文選取如下變量對耦合協(xié)調(diào)度影響因素進行量化分析。

被解釋變量：耦合協(xié)調(diào)度D。通過構建科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平指標體系，運用耦合協(xié)調(diào)模型計算出2007—2017年的科技投入水平與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合協(xié)調(diào)度，以此來衡量科技投入與建筑業(yè)發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)。

解釋變量：(1)市場發(fā)育指數(shù)MDI。開放完善、平等競爭、規(guī)則健全、高效有序的市場環(huán)境，意味著市場機制在建筑市場資源分配中起基礎和核心作用，建筑業(yè)資源配置效率、科技創(chuàng)新能力、成果轉(zhuǎn)化能力也將會得到大幅提升。借鑒丁艷[24]等的方法，構建要素市場發(fā)育、產(chǎn)品市場發(fā)育、中介市場發(fā)育3個一級指標，建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資來源中外資、自籌和其他資金所占比重、建筑業(yè)實際利用外商直接投資金額等9個二級指標構成的建筑業(yè)市場發(fā)育指數(shù)測度體系(限于篇幅，計算過程略，下同)。(2)政府干預程度GOV。建筑業(yè)是一個對制度環(huán)境異常敏感的產(chǎn)業(yè)，政策導向性對建筑業(yè)發(fā)展有著重要影響，探索政府干預程度對科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合協(xié)調(diào)度影響具有較強的現(xiàn)實意義。本文選取政府規(guī)模合理化、政府經(jīng)濟資源配置規(guī)范化2個一級指標；建筑業(yè)政府消費占建筑業(yè)總產(chǎn)值的比重、建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資國家預算資金占固定資產(chǎn)投資的比重、建筑業(yè)財政收入占建筑業(yè)總產(chǎn)值的比重、建筑業(yè)預算外收入占建筑業(yè)總產(chǎn)值的比重、建筑業(yè)企業(yè)稅金總額占建筑業(yè)總產(chǎn)值的比重5個二級指標，以此來對建筑業(yè)中的政府干預程度進行量化分析。(3)從業(yè)人員受教育水平PDL。作為科技資源投入與成果轉(zhuǎn)化的實踐者，科技投入能否在建筑業(yè)中收到成效很大程度上取決于從業(yè)人員的素質(zhì)水平。高素質(zhì)、專業(yè)化的從業(yè)群體是保障高效率生產(chǎn)、創(chuàng)新技術推廣的關鍵因素。研究選取建筑業(yè)從業(yè)人員受教育年限對建筑業(yè)從業(yè)人員受教育水平進行評價，數(shù)據(jù)從《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中獲取。其中未曾接受教育、小學學歷、初中學歷、高中學歷、高中以上學歷參照相關研究，將年限系數(shù)分別取0、6、9、12、16[25]。

將耦合協(xié)調(diào)度D作為被解釋變量，市場發(fā)育指數(shù)MDI、政府干預程度GOV、從業(yè)人員受教育水平PDL作為解釋變量，以此進行回歸分析，其衡量指標及統(tǒng)計描述如表5、表6所示。

表5 變量定義和衡量

表6 被解釋變量、解釋變量原始數(shù)據(jù)

2. 實證結果描述

通過構造測度模型，采用SPSS22.0軟件線性回歸模型對耦合協(xié)調(diào)度的影響因素進行分析。

表7 R2檢驗

如表7，R2為判定系數(shù)，用于判定線性方程擬合優(yōu)度的重要指標，體現(xiàn)了回歸模型解釋因變量變異的能力，其值越接近1越好。R2值為0.963，初步判斷模型擬合效果良好。對殘差進行Durbin-Watson檢驗，用于判斷殘差是否獨立，以此作為一個基礎條件來判斷數(shù)據(jù)是否適合做線性回歸。DW=2.472，查詢Durbin Watson table可以發(fā)現(xiàn)本例DW值處在無自相關性的值域之中，認定殘差獨立，通過檢驗。

表8 模型系數(shù)的綜合檢驗

由表8可知，模型顯著性檢驗所得值為0.00<0.01<0.05，表明由解釋變量“市場發(fā)育指數(shù)、政府干預程度、從業(yè)人員受教育水平”和被解釋變量“耦合協(xié)調(diào)度”建立的線性關系回歸模型具有顯著的統(tǒng)計學意義，模型通過顯著性檢驗。

表9 回歸模型結果

B(Beta)是指標準化的回歸系數(shù)，代表解釋變量和被解釋變量的相關性，其絕對值的大小代表了兩者的相關程度。從表9可以看出，不同因素對科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展影響各異。其中，政府干預程度對耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響在5%水平上呈現(xiàn)顯著負相關。表明政府干預程度愈高，建筑市場機制趨向無序，科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平耦合協(xié)調(diào)度越低。由表6中的原始數(shù)據(jù)可知，隨著時間推移，政府干預指數(shù)逐漸降低。體現(xiàn)了政府行為規(guī)范化水平得到提高，市場機制日趨完善。PDL(受教育程度)、MDI(市場發(fā)育指數(shù))與被解釋變量均呈正相關。前者在10%的水平上顯著，后者則不具有顯著性。說明從業(yè)人員受教育程度對建筑業(yè)科技水平進步影響較大，低文化水平的勞動人員難以適應科學發(fā)展和技術更新的新形勢和建筑技術水平提升的需求，從而成為我國建筑業(yè)科技進步和勞動生產(chǎn)率提高的阻礙因素。而MDI(市場發(fā)育指數(shù))的顯著性水平較低，說明市場發(fā)育、完善程度與兩系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)度不存在明顯的相關性。

六、主要結論

1. 耦合協(xié)調(diào)度逐年上升，但橫向?qū)Ρ认嚓P研究協(xié)調(diào)水平仍較低

選取科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展狀況的耦合協(xié)調(diào)度作為切入點，采用定量實證方式開展研究工作?；跍y算結果可獲得以下結論：(1)2007—2017年，兩者間的耦合協(xié)調(diào)度逐年增大。其中2007年最低，為0.02，處于“失調(diào)耦合”狀態(tài)。2017年協(xié)調(diào)度達到0.32，為“初級協(xié)調(diào)耦合”狀態(tài)。(2)兩系統(tǒng)的耦合度明顯高于協(xié)調(diào)度，這體現(xiàn)了科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展狀況的交錯、動態(tài)和不平衡性。耦合度與協(xié)調(diào)度差值幅逐年遞減，這表明兩系統(tǒng)間的耦合協(xié)調(diào)狀態(tài)，正由無序發(fā)展逐步向協(xié)調(diào)過渡。(3)對比其他行業(yè)研究[10-12]，我國建筑業(yè)發(fā)展與科技投入效率協(xié)調(diào)度明顯低下。這反映了兩者間尚未形成良好的正向促進作用，科技投入對建筑業(yè)的發(fā)展作用有限，成果轉(zhuǎn)化效率不足。

2. 政府干預程度對耦合協(xié)調(diào)度影響最大、從業(yè)群體素質(zhì)水平次之

推動新技術、新材料在建筑業(yè)中的應用，可以有效提高兩系統(tǒng)的協(xié)調(diào)度。但該過程往往是源于企業(yè)內(nèi)生需求、主動求變，在明確自己的目標和需求后，在項目建設過程中進行整體布局。對于我國建筑業(yè)生產(chǎn)關系落后的現(xiàn)狀，以政府部門為主導自上而下的推行，必須是在底層技術和認知積累到一定程度的基礎上才能奏效。從近幾年政府對BIM強制推行的效果來看，遠沒有達到預期[26]。研究表明，政府干預指數(shù)與耦合協(xié)調(diào)度發(fā)展程度呈負相關。政府干預指數(shù)GOV每升高1%，兩系統(tǒng)的耦合協(xié)調(diào)度就會降低0.699%。由表6可知，隨著市場化進程加快，政府對建筑市場的干預程度日益降低，這也從側面反映了市場機制在建筑業(yè)的生產(chǎn)、交換過程中逐漸占據(jù)主導地位。此外，若使科技投入對建筑業(yè)的發(fā)展有明顯的促進效應，需要政府和市場兩方面的作用。如果市場失靈，政府可以進行政策干預，通過政策制定來刺激、激勵建筑業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。但干預需把握一個度，若政府政策干預過度，則市場因不能充分發(fā)揮其作用而導致市場失靈。政府政策干預不足，市場因政府沒有采取足夠糾偏和彌補措施而產(chǎn)生缺陷。所以，為提高科技投入與建筑業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)度，政府應最大限度減少對市場資源的直接配置和對市場活動的直接干預，協(xié)調(diào)好兩者關系，不斷創(chuàng)新治理機制，完善市場監(jiān)管體系。

現(xiàn)有的建筑業(yè)從業(yè)群體年齡結構老齡化、低學歷問題嚴重。雖然人均受教育年限逐漸提升，但根據(jù)所獲數(shù)據(jù)，作為科技資源投入、成果轉(zhuǎn)化的實踐者，2017年農(nóng)民工人均受教育年限僅為9.47年，且施工人員年齡集中在在30～50歲。以此為特征的建筑業(yè)從業(yè)群體對先進信息技術、建造技術的學習和應用往往持排斥的心態(tài)。所以對于技術創(chuàng)新能力的提高，還應注重學習能力較強的建筑類專業(yè)大學生培養(yǎng)。從專業(yè)課程設置、課外實踐課程安排到相關軟件學習，都應設立一套完善的培養(yǎng)體系。同時，建筑企業(yè)內(nèi)部需要制定持續(xù)的激勵政策。囿于軟硬件成本投入及技術人才流動性，很多企業(yè)不愿意投入精力培養(yǎng)更多的懂信息技術的人才，這也成為整個技術創(chuàng)新、成果轉(zhuǎn)化推廣過程中的一個阻力[26]。在目前人才緊缺的階段，企業(yè)需要制定激勵政策留住人才、管理好人才，激發(fā)人才的潛力，為科技進步、生產(chǎn)模式變革乃至建筑業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提供產(chǎn)業(yè)化工人隊伍。

七、結 語

本研究具有較強的政策意義。首先，盡管數(shù)據(jù)表明兩系統(tǒng)協(xié)調(diào)度日趨增長，但橫向?qū)Ρ阮愃蒲芯靠芍猍10-12]，科技投入效率與建筑業(yè)發(fā)展水平的協(xié)調(diào)度并不高。這是因為建筑業(yè)發(fā)展受制于現(xiàn)存低下的生產(chǎn)管理水平及行業(yè)特殊性，使得建筑業(yè)科技資源貢獻率不明顯、行業(yè)發(fā)展水平與其規(guī)模不匹配。其次，政府干預指數(shù)與被解釋變量所呈現(xiàn)的顯著負相關，說明了有效且適度的政府監(jiān)管角色界定、完善的市場機制對建筑業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化、技術創(chuàng)新能力有著重要影響。

基于此，研究提出以下幾點建議：(1)政府部門應注重不同政策的搭配組合、動態(tài)調(diào)整機制的構建，增強建筑業(yè)政策體系功能完備性與適用性，為技術創(chuàng)新能力與技術轉(zhuǎn)化能力的提升提供支持與保障。(2)應搭建技術進步與建筑業(yè)發(fā)展之間的紐帶，使先進技術作為生產(chǎn)力進入市場，改善傳統(tǒng)生產(chǎn)建造方式，推動建筑業(yè)發(fā)展進入以技術創(chuàng)新為內(nèi)部驅(qū)動力的良性增長模式。(3)政府還要繼續(xù)關注建筑業(yè)從業(yè)人員低學歷勞動者的教育、再教育或再培訓問題，提高勞動力的基本素質(zhì)和技術水平，對緩解當前建筑業(yè)勞動力有效供給不足問題有重要意義。