建筑技術論文：建筑業技術革新影響因素探討

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本文作者：尚梅、杜彥艷 單位：西安科技大學管理學院

鑒于有關建筑業技術創新影響因素定量研究方面的空缺，本文基于1988-2009年的相關統計數據，借鑒向量自回歸及協整分析技術，深入研究我國東中西部地區建筑業技術創新的影響因素及其地區差異。

建筑業技術創新及其影響因素分析

表征建筑業技術創新能力的變量包括技術創新的投入和產出。其中投入包括建筑業R&D投入及科技人員投入；產出包括專利、科技論文及工法。考慮到數據的連續性和可得性，本文以表征技術創新產出的人均專利申請量來表征建筑業的技術創新能力。據統計資料分析，我國東中西部地區建筑業人均專利申請量呈逐年增加的趨勢，其中，東部地區顯著高于中西部地區，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注的焦點。從經濟理論及學者們的研究成果可知，經濟發展水平、R&D投入、教育經費投入、進出口貿易、實際利用外資及知識產權保護力度是影響一個國家或地區技術創新能力的主要因素。結合建筑業的特征，本文認為影響建筑業技術創新能力的主要因素包括：

1.建筑業發展水平。技術創新是在一個大的行業環境中進行的，其中行業的發展水平對技術創新的影響是至關重要的，行業經濟發展為技術創新提供了必要的物質基礎和原始的技術積累和擴張，為技術創新提供了良好的條件，是促進技術創新的有力保障和基礎源泉。經濟發展的狀況和需求在很大程度上規定了技術創新的形式和內容、速度和質量，也決定了行業的技術創新方向、技術創新政策、技術創新體系。縱觀各國的經濟發展史，經濟發展與技術進步是互相促進、密不可分的。建筑業增加值是表征建筑業發展水平的重要經濟指標，而且我國東、中、西部地區建筑業發展水平差異較為顯著（見圖2），應作為影響建筑業技術創新的因素之一。

2.建筑業實際利用外資(FDI)。從1979年至今我國利用外資已有三十多年的歷史，在這段時期里，中國對外資的引進，取得了舉世矚目的成就，其中FDI的成果更為顯著，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4000億美元。迄今為止，國外學者對于FDI技術溢出效應的實證得出了截然相反的結論[11-12]。國內學者許和連、胡曉華[13]的研究實證了FDI的正面效應，而王志樂[14]的研究結果則表明FDI的大量引進沒有帶動中國科技創新質的飛躍，與當初“市場交換技術”的初衷還有很大差距。建筑業實際利用外資（圖4）就可以認為是建筑業的FDI，其對建筑業技術創新的影響是本文的研究對象。

3.知識產權保護。一般來說知識產權保護對于技術創新有雙面的影響，既有積極影響，又有消極影響。強有力的知識產權保護機制可以保護創新者的利益，進而有效的激勵創新行為，并且，技術公開是專利制度的最主要特征之一，避免了重復研究和社會資源的浪費，提高了整體的創新效率。過度的知識產權保護導致壟斷技術，使弱勢企業和發展中國家在競爭中處于被動地位并難以擺脫技術劣勢的局面，最終使得全球技術創新減緩。王公曉認為，知識產權保護對技術創新是一把“雙刃劍”。周泊[15]通過實證分析得出，知識產權保護在促進創新的同時，也限制了對非競爭資源的使用。因此，知識產權保護對建筑業技術創新的影響，是本文研究的另一個重要內容。

建筑業技術創新地區差異實證研究

1.技術創新及其影響因素的量化處理。本文的樣本區間為1988-2009年的相關統計數據，其中，建筑業技術創新（I：件/萬人）用人均專利申請量表征；建筑業發展水平（E：億元）用建筑業增加值表征，建筑業科技活動投入(R：%)用建筑業單位產值R&D比例表征；建筑業利用外商直接投資（F：億美元）用建筑業實際利用外資額表征，知識產權保護力度(P)需要量化處理。與貨幣有關的數據用以1998年為基期的零售商品價格指數平減，同時為了減少異方差的影響，對各變量進行對數變換。

2.知識產權保護水平進行量化分析。最先提出對知識產權保護水平進行量化分析的是Rapp和Rozek[16]，Ginarte和park[17]在此基礎上提出了更為科學的量化指標體系。但其方法只適合立法、執法同樣完備的發達國家。中國的司法體系正在完善之中，國內學者韓玉雄、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權保護水平。本文借鑒韓玉雄、李懷祖提出的知識產權保護力度計量方法，從正式、非正式兩類經濟制度視角，選取是否加入WTO、立法年限、律師比率、知識產權案件結案率、人均專利申請量及人均GDP計算我國東中西部地區的知識產權保護力度（圖5）。

3.實證分析。（1）變量平穩性檢驗進行協整關及因果關系分析前，首先進行變量的平穩性檢驗。由ADF單位根檢驗結果可知：在5%顯著水平上，各變量都是非平穩序列，但其一階差分序列都是平穩的。（2）協整分析協整描述兩個及以上單整序列之間的長期穩定關系，進行協整分析前，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提出了多變量協整檢驗（JJ檢驗）。一般來講，一個VAR模型會對應不止一種協整關系，一般會考慮變量間的經濟意義進行取舍。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模型的最優滯后期2，協整模型的最優滯后期為1。運用JJ協整檢驗可知，在5%的顯著性水平上，東部地區變量間存在兩個協整關系，中西部地區變量間存在三個協整關系（表1）。

結合經濟理論，對各地區存在的協整關系進行取舍，得東中西部地區建筑業技術創新及其影響因素間的協整關系見式(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）因果關系分析經濟序列常出現偽相關問題，即經濟意義表明幾乎沒有關聯的序列卻可能計算出較大的相關系數。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產生的原因。若序列X是Y的格蘭杰因(Grangercause)，必須滿足兩個條件：第一，X應該有助于預測Y；第二，Y不應當有助于預測X。為了甄別出建筑業技術創新的格蘭杰因果關系，按式(4)用Eviews6.0對我國東中西部地區建筑業技術創新及其他一階單整的經濟序列間的因果關系進行檢驗，其中滯后期根據AIC信息準則來確定，結果見表2所示。由表2可知，在5%顯著性水平下，在東部地區，建筑業經濟發展水平與技術創新互為因果；在中部地區，技術創新是建筑業科技活動投入的Granger因，在西部地區，技術創新是建筑業發展的Granger因，建筑業科技活動投入是技術創新的Granger因。

結論

第一，通過協整分析發現，我國東中西部地區建筑業發展水平、科技活動投入、實際利用外資及知識產權保護水平是影響其創新產出的主要因素，且長期看，建筑業技術創新產出與各主要影響因素間存在長期協整關系，但不同地區各因素的影響力度存在差異，其中建筑業發展水平及科技活動投入對技術創新都有積極影響，尤其中部地區影響效果顯著；知識產權保護顯著促進了西部地區建筑業技術創新活動，對東部地區的影響次之，但抑制了中部地區建筑業的技術創新；建筑業實際利用外資都抑制了技術創新，對西部地區的抑制作用最大，中部地區次之，東部最小，這可能與建筑業本身技術創新需求低有關，因為利用外資往往伴隨著技術引進，過多的技術引進會減少技術創新需求，削弱自主創新能力。

第二，通過Granger因果關系分析發現，在東部地區，建筑業經濟發展水平與技術創新互為因果，即在東部地區建筑業經濟發展與技術創新已經形成了良性循環；在中部地區，技術創新是建筑業科技活動投入的Granger因，即在中部地區，技術創新是建筑業技術創新活動經費增加的原因，但科研投入增加對技術創新活動的拉動作用卻沒有顯現出來；在西部地區，建筑業科技活動投入是技術創新的Granger因，技術創新是建筑業發展的Granger因，即在西部地區，通過增加科技投入鼓勵技術創新，通過技術創新推動建筑業發展的良性發展路徑已經成型。