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建筑業(yè)技術(shù)革新影響因素探討建筑技術(shù)論文
鑒于有關(guān)建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新影響因素定量研究方面的空缺，本文基于1988-2009年的相關(guān)統計數據，借鑒向量自回歸及協(xié)整分析技術(shù)，深入研究我國東中西部地區建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新的影響因素及其地區差異。
建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新及其影響因素分析
表征建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新能力的變量包括技術(shù)創(chuàng )新的投入和產(chǎn)出。其中投入包括建筑業(yè)R&D投入及科技人員投入；產(chǎn)出包括專(zhuān)利、科技論文及工法�？紤]到數據的連續性和可得性，本文以表征技術(shù)創(chuàng )新產(chǎn)出的人均專(zhuān)利申請量來(lái)表征建筑業(yè)的技術(shù)創(chuàng )新能力。據統計資料分析，我國東中西部地區建筑業(yè)人均專(zhuān)利申請量呈逐年增加的趨勢，其中，東部地區顯著(zhù)高于中西部地區，且2000年以后，區域間差距有逐漸加大的趨勢（圖1），造成這種局勢的深層原因是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。從經(jīng)濟理論及學(xué)者們的研究成果可知，經(jīng)濟發(fā)展水平、R&D投入、教育經(jīng)費投入、進(jìn)出口貿易、實(shí)際利用外資及知識產(chǎn)權保護力度是影響一個(gè)國家或地區技術(shù)創(chuàng )新能力的主要因素。結合建筑業(yè)的特征，本文認為影響建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新能力的主要因素包括：
1.建筑業(yè)發(fā)展水平。技術(shù)創(chuàng )新是在一個(gè)大的行業(yè)環(huán)境中進(jìn)行的，其中行業(yè)的發(fā)展水平對技術(shù)創(chuàng )新的影響是至關(guān)重要的，行業(yè)經(jīng)濟發(fā)展為技術(shù)創(chuàng )新提供了必要的物質(zhì)基礎和原始的技術(shù)積累和擴張，為技術(shù)創(chuàng )新提供了良好的條件，是促進(jìn)技術(shù)創(chuàng )新的有力保障和基礎源泉。經(jīng)濟發(fā)展的狀況和需求在很大程度上規定了技術(shù)創(chuàng )新的形式和內容、速度和質(zhì)量，也決定了行業(yè)的技術(shù)創(chuàng )新方向、技術(shù)創(chuàng )新政策、技術(shù)創(chuàng )新體系�？v觀(guān)各國的經(jīng)濟發(fā)展史，經(jīng)濟發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步是互相促進(jìn)、密不可分的。建筑業(yè)增加值是表征建筑業(yè)發(fā)展水平的重要經(jīng)濟指標，而且我國東、中、西部地區建筑業(yè)發(fā)展水平差異較為顯著(zhù)（見(jiàn)圖2），應作為影響建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新的因素之一。
2.建筑業(yè)實(shí)際利用外資(FDI)。從1979年至今我國利用外資已有三十多年的歷史，在這段時(shí)期里，中國對外資的引進(jìn)，取得了舉世矚目的成就，其中FDI的成果更為顯著(zhù)，我國已成為全球最大的FDI流入國之一，我國FDI存量早已超過(guò)4000億美元。迄今為止，國外學(xué)者對于FDI技術(shù)溢出效應的實(shí)證得出了截然相反的結論[11-12]。國內學(xué)者許和連、胡曉華[13]的研究實(shí)證了FDI的正面效應，而王志樂(lè )[14]的研究結果則表明FDI的大量引進(jìn)沒(méi)有帶動(dòng)中國科技創(chuàng )新質(zhì)的飛躍，與當初“市場(chǎng)交換技術(shù)”的初衷還有很大差距。建筑業(yè)實(shí)際利用外資（圖4）就可以認為是建筑業(yè)的FDI，其對建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新的影響是本文的研究對象。
3.知識產(chǎn)權保護。一般來(lái)說(shuō)知識產(chǎn)權保護對于技術(shù)創(chuàng )新有雙面的影響，既有積極影響，又有消極影響。強有力的知識產(chǎn)權保護機制可以保護創(chuàng )新者的利益，進(jìn)而有效的激勵創(chuàng )新行為，并且，技術(shù)公開(kāi)是專(zhuān)利制度的最主要特征之一，避免了重復研究和社會(huì )資源的浪費，提高了整體的創(chuàng )新效率。過(guò)度的知識產(chǎn)權保護導致壟斷技術(shù)，使弱勢企業(yè)和發(fā)展中國家在競爭中處于被動(dòng)地位并難以擺脫技術(shù)劣勢的局面，最終使得全球技術(shù)創(chuàng )新減緩。王公曉認為，知識產(chǎn)權保護對技術(shù)創(chuàng )新是一把“雙刃劍”。周泊[15]通過(guò)實(shí)證分析得出，知識產(chǎn)權保護在促進(jìn)創(chuàng )新的同時(shí)，也限制了對非競爭資源的使用。因此，知識產(chǎn)權保護對建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新的影響，是本文研究的另一個(gè)重要內容。
建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新地區差異實(shí)證研究
1.技術(shù)創(chuàng )新及其影響因素的量化處理。本文的樣本區間為1988-2009年的相關(guān)統計數據，其中，建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新（I：件/萬(wàn)人）用人均專(zhuān)利申請量表征；建筑業(yè)發(fā)展水平（E：億元）用建筑業(yè)增加值表征，建筑業(yè)科技活動(dòng)投入(R：%)用建筑業(yè)單位產(chǎn)值R&D比例表征；建筑業(yè)利用外商直接投資（F：億美元）用建筑業(yè)實(shí)際利用外資額表征，知識產(chǎn)權保護力度(P)需要量化處理。與貨幣有關(guān)的數據用以1998年為基期的零售商品價(jià)格指數平減，同時(shí)為了減少異方差的影響，對各變量進(jìn)行對數變換。
2.知識產(chǎn)權保護水平進(jìn)行量化分析。最先提出對知識產(chǎn)權保護水平進(jìn)行量化分析的是Rapp和Rozek[16]，Ginarte和park[17]在此基礎上提出了更為科學(xué)的量化指標體系。但其方法只適合立法、執法同樣完備的發(fā)達國家。中國的司法體系正在完善之中，國內學(xué)者韓玉雄、李懷祖[18]在Ginarte-Park方法的基礎上，增加“執法力度”因素，計算出適合我國國情的修正后的知識產(chǎn)權保護水平。本文借鑒韓玉雄、李懷祖提出的知識產(chǎn)權保護力度計量方法，從正式、非正式兩類(lèi)經(jīng)濟制度視角，選取是否加入WTO、立法年限、律師比率、知識產(chǎn)權案件結案率、人均專(zhuān)利申請量及人均GDP計算我國東中西部地區的知識產(chǎn)權保護力度（圖5）。
3.實(shí)證分析。（1）變量平穩性檢驗進(jìn)行協(xié)整關(guān)及因果關(guān)系分析前，首先進(jìn)行變量的平穩性檢驗。由ADF單位根檢驗結果可知：在5%顯著(zhù)水平上，各變量都是非平穩序列，但其一階差分序列都是平穩的。（2）協(xié)整分析協(xié)整描述兩個(gè)及以上單整序列之間的長(cháng)期穩定關(guān)系，進(jìn)行協(xié)整分析前，首先應建立各變量間滯后階數為P的向量自回歸模型，基于VAR模型，Johansen和Juselius提出了多變量協(xié)整檢驗（JJ檢驗）。一般來(lái)講，一個(gè)VAR模型會(huì )對應不止一種協(xié)整關(guān)系，一般會(huì )考慮變量間的經(jīng)濟意義進(jìn)行取舍。向量自回歸模型的準確性對滯后階數P非常敏感，本文根據AIC及SC信息準則確定東中西部地區VAR模型的最優(yōu)滯后期2，協(xié)整模型的最優(yōu)滯后期為1。運用JJ協(xié)整檢驗可知，在5%的顯著(zhù)性水平上，東部地區變量間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，中西部地區變量間存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系（表1）。
結合經(jīng)濟理論，對各地區存在的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行取舍，得東中西部地區建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新及其影響因素間的協(xié)整關(guān)系見(jiàn)式(1)-(3)及圖6：東部地區：lnI＝0.72lnE-0.04lnF+0.14lnP+0.5lnR(1)中部地區：lnI=1.62lnE-0.1lnF-0.01lnP+1.8lnR(2)西部地區：lnI=0.48lnE-0.14lnF+0.6lnP+0.3lnR(3)（3）因果關(guān)系分析經(jīng)濟序列常出現偽相關(guān)問(wèn)題，即經(jīng)濟意義表明幾乎沒(méi)有關(guān)聯(lián)的序列卻可能計算出較大的相關(guān)系數。格蘭杰(Granger)因果檢驗可克服這種缺陷，用于考察序列X是否是序列Y產(chǎn)生的原因。若序列X是Y的格蘭杰因(Grangercause)，必須滿(mǎn)足兩個(gè)條件：第一，X應該有助于預測Y；第二，Y不應當有助于預測X。為了甄別出建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新的格蘭杰因果關(guān)系，按式(4)用Eviews6.0對我國東中西部地區建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新及其他一階單整的經(jīng)濟序列間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗，其中滯后期根據AIC信息準則來(lái)確定，結果見(jiàn)表2所示。由表2可知，在5%顯著(zhù)性水平下，在東部地區，建筑業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與技術(shù)創(chuàng )新互為因果；在中部地區，技術(shù)創(chuàng )新是建筑業(yè)科技活動(dòng)投入的Granger因，在西部地區，技術(shù)創(chuàng )新是建筑業(yè)發(fā)展的Granger因，建筑業(yè)科技活動(dòng)投入是技術(shù)創(chuàng )新的Granger因。
結論
第一，通過(guò)協(xié)整分析發(fā)現，我國東中西部地區建筑業(yè)發(fā)展水平、科技活動(dòng)投入、實(shí)際利用外資及知識產(chǎn)權保護水平是影響其創(chuàng )新產(chǎn)出的主要因素，且長(cháng)期看，建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新產(chǎn)出與各主要影響因素間存在長(cháng)期協(xié)整關(guān)系，但不同地區各因素的影響力度存在差異，其中建筑業(yè)發(fā)展水平及科技活動(dòng)投入對技術(shù)創(chuàng )新都有積極影響，尤其中部地區影響效果顯著(zhù)；知識產(chǎn)權保護顯著(zhù)促進(jìn)了西部地區建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新活動(dòng)，對東部地區的影響次之，但抑制了中部地區建筑業(yè)的技術(shù)創(chuàng )新；建筑業(yè)實(shí)際利用外資都抑制了技術(shù)創(chuàng )新，對西部地區的抑制作用最大，中部地區次之，東部最小，這可能與建筑業(yè)本身技術(shù)創(chuàng )新需求低有關(guān)，因為利用外資往往伴隨著(zhù)技術(shù)引進(jìn)，過(guò)多的技術(shù)引進(jìn)會(huì )減少技術(shù)創(chuàng )新需求，削弱自主創(chuàng )新能力。
第二，通過(guò)Granger因果關(guān)系分析發(fā)現，在東部地區，建筑業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平與技術(shù)創(chuàng )新互為因果，即在東部地區建筑業(yè)經(jīng)濟發(fā)展與技術(shù)創(chuàng )新已經(jīng)形成了良性循環(huán)；在中部地區，技術(shù)創(chuàng )新是建筑業(yè)科技活動(dòng)投入的Granger因，即在中部地區，技術(shù)創(chuàng )新是建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng )新活動(dòng)經(jīng)費增加的原因，但科研投入增加對技術(shù)創(chuàng )新活動(dòng)的拉動(dòng)作用卻沒(méi)有顯現出來(lái)；在西部地區，建筑業(yè)科技活動(dòng)投入是技術(shù)創(chuàng )新的Granger因，技術(shù)創(chuàng )新是建筑業(yè)發(fā)展的Granger因，即在西部地區，通過(guò)增加科技投入鼓勵技術(shù)創(chuàng )新，通過(guò)技術(shù)創(chuàng )新推動(dòng)建筑業(yè)發(fā)展的良性發(fā)展路徑已經(jīng)成型。
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