建筑业技术革新影响因素探讨建筑技术论文
鉴于有关建筑业技术创新影响因素定量研究方面的空缺，本文基于1988-2009年的相关统计数据，借鉴向量自回归及协整分析技术，深入研究我国东中西部地区建筑业技术创新的影响因素及其地区差异。
建筑业技术创新及其影响因素分析
表征建筑业技术创新能力的变量包括技术创新的投入和产出。其中投入包括建筑业R&D投入及科技人员投入；产出包括专利、科技论文及工法。考虑到数据的连续性和可得性，本文以表征技术创新产出的人均专利申请量来表征建筑业的技术创新能力。据统计资料分析，我国东中西部地区建筑业人均专利申请量呈逐年增加的趋势，其中，东部地区显著高于中西部地区，且2000年以后，区域间差距有逐渐加大的趋势（图1），造成这种局势的深层原因是本文关注的焦点。从经济理论及学者们的研究成果可知，经济发展水平、R&D投入、教育经费投入、进出口贸易、实际利用外资及知识产权保护力度是影响一个国家或地区技术创新能力的主要因素。结合建筑业的特征，本文认为影响建筑业技术创新能力的主要因素包括：
1.建筑业发展水平。技术创新是在一个大的行业环境中进行的，其中行业的发展水平对技术创新的影响是至关重要的，行业经济发展为技术创新提供了必要的物质基础和原始的技术积累和扩张，为技术创新提供了良好的条件，是促进技术创新的有力保障和基础源泉。经济发展的状况和需求在很大程度上规定了技术创新的形式和内容、速度和质量，也决定了行业的技术创新方向、技术创新政策、技术创新体系。纵观各国的经济发展史，经济发展与技术进步是互相促进、密不可分的。建筑业增加值是表征建筑业发展水平的重要经济指标，而且我国东、中、西部地区建筑业发展水平差异较为显著（见图2），应作为影响建筑业技术创新的因素之一。
2.建筑业实际利用外资(FDI)。从1979年至今我国利用外资已有三十多年的历史，在这段时期里，中国对外资的引进，取得了举世瞩目的成就，其中FDI的成果更为显著，我国已成为全球最大的FDI流入国之一，我国FDI存量早已超过4000亿美元。迄今为止，国外学者对于FDI技术溢出效应的实证得出了截然相反的结论[11-12]。国内学者许和连、胡晓华[13]的研究实证了FDI的正面效应，而王志乐[14]的研究结果则表明FDI的大量引进没有带动中国科技创新质的飞跃，与当初“市场交换技术”的初衷还有很大差距。建筑业实际利用外资（图4）就可以认为是建筑业的FDI，其对建筑业技术创新的影响是本文的研究对象。
3.知识产权保护。一般来说知识产权保护对于技术创新有双面的影响，既有积极影响，又有消极影响。强有力的知识产权保护机制可以保护创新者的利益，进而有效的激励创新行为，并且，技术公开是专利制度的最主要特征之一，避免了重复研究和社会资源的浪费，提高了整体的创新效率。过度的知识产权保护导致垄断技术，使弱势企业和发展中国家在竞争中处于被动地位并难以摆脱技术劣势的局面，最终使得全球技术创新减缓。王公晓认为，知识产权保护对技术创新是一把“双刃剑”。周泊[15]通过实证分析得出，知识产权保护在促进创新的同时，也限制了对非竞争资源的使用。因此，知识产权保护对建筑业技术创新的影响，是本文研究的另一个重要内容。
建筑业技术创新地区差异实证研究
1.技术创新及其影响因素的量化处理。本文的样本区间为1988-2009年的相关统计数据，其中，建筑业技术创新（I：件/万人）用人均专利申请量表征；建筑业发展水平（E：亿元）用建筑业增加值表征，建筑业科技活动投入(R：%)用建筑业单位产值R&D比例表征；建筑业利用外商直接投资（F：亿美元）用建筑业实际利用外资额表征，知识产权保护力度(P)需要量化处理。与货币有关的数据用以1998年为基期的零售商品价格指数平减，同时为了减少异方差的影响，对各变量进行对数变换。
2.知识产权保护水平进行量化分析。最先提出对知识产权保护水平进行量化分析的是Rapp和Rozek[16]，Ginarte和park[17]在此基础上提出了更为科学的量化指标体系。但其方法只适合立法、执法同样完备的发达国家。中国的司法体系正在完善之中，国内学者韩玉雄、李怀祖[18]在Ginarte-Park方法的基础上，增加“执法力度”因素，计算出适合我国国情的修正后的知识产权保护水平。本文借鉴韩玉雄、李怀祖提出的'知识产权保护力度计量方法，从正式、非正式两类经济制度视角，选取是否加入WTO、立法年限、律师比率、知识产权案件结案率、人均专利申请量及人均GDP计算我国东中西部地区的知识产权保护力度（图5）。
3.实证分析。（1）变量平稳性检验进行协整关及因果关系分析前，首先进行变量的平稳性检验。由ADF单位根检验结果可知：在5%显著水平上，各变量都是非平稳序列，但其一阶差分序列都是平稳的。（2）协整分析协整描述两个及以上单整序列之间的长期稳定关系，进行协整分析前，首先应建立各变量间滞后阶数为P的向量自回归模型，基于VAR模型，Johansen和Juselius提出了多变量协整检验（JJ检验）。一般来讲，一个VAR模型会对应不止一种协整关系，一般会考虑变量间的经济意义进行取舍。向量自回归模型的准确性对滞后阶数P非常敏感，本文根据AIC及SC信息准则确定东中西部地区VAR模型的最优滞后期2，协整模型的最优滞后期为1。运用JJ协整检验可知，在5%的显著性水平上，东部地区变量间存在两个协整关系，中西部地区变量间存在三个协整关系（表1）。
结合经济理论，对各地区存在的协整关系进行取舍，得东中西部地区建筑业技术创新及其影响因素间的协整关系见式(1)-(3)及图6：东部地区：lnI＝0.72lnE-0.04lnF+0.14lnP+0.5lnR(1)中部地区：lnI=1.62lnE-0.1lnF-0.01lnP+1.8lnR(2)西部地区：lnI=0.48lnE-0.14lnF+0.6lnP+0.3lnR(3)（3）因果关系分析经济序列常出现伪相关问题，即经济意义表明几乎没有关联的序列却可能计算出较大的相关系数。格兰杰(Granger)因果检验可克服这种缺陷，用于考察序列X是否是序列Y产生的原因。若序列X是Y的格兰杰因(Grangercause)，必须满足两个条件：第一，X应该有助于预测Y；第二，Y不应当有助于预测X。为了甄别出建筑业技术创新的格兰杰因果关系，按式(4)用Eviews6.0对我国东中西部地区建筑业技术创新及其他一阶单整的经济序列间的因果关系进行检验，其中滞后期根据AIC信息准则来确定，结果见表2所示。由表2可知，在5%显著性水平下，在东部地区，建筑业经济发展水平与技术创新互为因果；在中部地区，技术创新是建筑业科技活动投入的Granger因，在西部地区，技术创新是建筑业发展的Granger因，建筑业科技活动投入是技术创新的Granger因。
结论
第一，通过协整分析发现，我国东中西部地区建筑业发展水平、科技活动投入、实际利用外资及知识产权保护水平是影响其创新产出的主要因素，且长期看，建筑业技术创新产出与各主要影响因素间存在长期协整关系，但不同地区各因素的影响力度存在差异，其中建筑业发展水平及科技活动投入对技术创新都有积极影响，尤其中部地区影响效果显著；知识产权保护显著促进了西部地区建筑业技术创新活动，对东部地区的影响次之，但抑制了中部地区建筑业的技术创新；建筑业实际利用外资都抑制了技术创新，对西部地区的抑制作用最大，中部地区次之，东部最小，这可能与建筑业本身技术创新需求低有关，因为利用外资往往伴随着技术引进，过多的技术引进会减少技术创新需求，削弱自主创新能力。
第二，通过Granger因果关系分析发现，在东部地区，建筑业经济发展水平与技术创新互为因果，即在东部地区建筑业经济发展与技术创新已经形成了良性循环；在中部地区，技术创新是建筑业科技活动投入的Granger因，即在中部地区，技术创新是建筑业技术创新活动经费增加的原因，但科研投入增加对技术创新活动的拉动作用却没有显现出来；在西部地区，建筑业科技活动投入是技术创新的Granger因，技术创新是建筑业发展的Granger因，即在西部地区，通过增加科技投入鼓励技术创新，通过技术创新推动建筑业发展的良性发展路径已经成型。
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