建筑業交易費用測算及地區差異的實證分析

萬 欣 李啟明 袁競峰

(東南大學土木工程學院，南京 210096)

1986年Wallis等［1］開拓性地測算了美國經濟中交易費用的比重，發現該比重從1870年的25%左右上升到1970年的50%左右.按照類似的方法，Brian 等［2］、Dagnino 等［3］、張五常［4］分別對澳大利亞、阿根廷、中國香港國民經濟中交易費用比重進行了測算.盧現詳等［5］估算了中國國民經濟中交易費用的比重，汪大海［6］對中國社會組織交易費用進行了測算.這些研究均得到了與文獻［1］相同的結論，即經濟增長與交易費用增加并存.

Winch［7］最早將交易費用理論引入工程建設領域，用于解決和協調工程項目各參與方的關系問題.此后，很多學者在此方面展開了研究，如Turner等［8］、陸歆弘等［9］、申玲等［10］.建筑業的交易不同于一般商品交易，交易過程與實施過程相互交織，從建設項目的規劃設計到投入使用參與主體眾多，各環節交易費用紛繁復雜，有學者認為建筑業比其他產業具有更高的交易費用［9-10］.由于交易費用內涵復雜，缺乏公認的計量標準，對建筑業交易費用的量化研究還比較少.Gruneberg等［11］列出了建筑業中交易費用重要組成項目的清單.Ismail［12］提出了建筑業中可以量化的交易費用項目，并進行了實際測算，認為交易費用在采購路線中能夠被測度.

本文基于交易費用的分析范式，透過交易費用的變動分析建筑業經濟與制度發展的關系，以及地區間發展的差異.首先對建筑業的交易費用進行估算.然后在交易費用分析中引入經濟發展水平和制度轉型程度，對三者的關系作實證分析.最后，運用離差分解的方法，深入分析建筑業經濟、制度發展的地區差異，并提出改進措施.

1 建筑業交易費用測算框架

考慮到現有國家、行業統計數據的可獲取性，以建筑業組織(參與主體)為交易費用的核算對象，可以實現對我國建筑業交易費用的初步測算.將建筑業交易費用定義為:建筑業各參與主體為執行建筑產品交易行為而產生的費用，即不與建筑產品的物理轉型相聯系的耗費.基于建筑業組織的交易費用測算框架見圖1.

圖1 建筑業交易費用測算框架

1)將建筑業的參與主體分為非交易服務主體、交易服務主體和交易監管主體三類.非交易服務主體主要指具體完成建設活動的建筑企業.行業內的其他參與主體，如勘察設計、招投標、監理等都屬于交易服務主體.設計被歸為交易服務主體，主要因為設計成果不直接構成工程實體，而是為實現工程實體(工程交易)提供的智力服務.工程保險作為降低工程實施(工程交易)風險的手段，其主體歸為交易服務主體.最后，交易監管主體指各地區的行業主管部門.

2)相應地，建筑業經濟活動產生的費用分為交易費用和生產轉換費用.交易費用是執行交易行為而投入的各種耗費，轉換費用是執行生產轉換而投入的各種耗費.交易服務主體和交易監管主體產生的費用全部為交易費用，非交易服務主體的自行采購費用和管理費用屬于交易費用，兩者之和作為建筑業交易費用的計量.最終，交易服務主體和交易監管主體的交易費用體現為交易中介組織費用，非交易主體發生的全部費用轉化為工程實體.

3)以建筑業組織為核算對象，工程項目的所在地以及工程項目的承發包模式，都不會影響交易費用的計算.因此，跨省市工程項目、工程總承包項目等特殊形式的工程項目，不影響圖1交易費用測算框架的應用.

2 建筑業交易費用測算的實證分析

2.1 數據來源說明

圖1建筑業交易費用的測算項目中，建筑企業內部自行采購費用、管理費用和工程糾紛費用，目前無法獲得數據.缺少數據的測算項目相對于交易費用的總額數量較小，暫不考慮仍能達到本文的分析目的.各測算項目數據的具體來源及處理方式見表1.

2.2 建筑業交易費用測算及分析

將交易服務主體和交易監管主體各測算項目的費用值相加，得到建筑業交易費用的絕對量.以建筑業服務活動的消耗占資源總消耗的比重，即絕對交易費用占建筑業總產值(數據來自2008年—2011年《中國建筑業統計年鑒》)的比重，作為建筑業交易費用的相對量.為了便于分析，表2按東部、中部和西部三大區域列出了2008年—2011年絕對交易費用和相對交易費用的平均值和離差，三大經濟區域的劃分依據國家發展規劃.

由表2可見，三大經濟區域建筑業的絕對交易費用按東部、中部、西部的順序呈現出階梯下降特征，相對交易費用東部地區仍明顯高于中、西部，而由于中部地區建筑業總產值遠高于西部地區，導致相對交易費用中部地區略低于西部地區.

表1 數據來源及處理方式

由此可見，建筑業交易費用的地區差異與區域經濟的發展水平基本匹配，這與相關研究［4-6］得出的結論是一致的.實際上，在經濟發展較快的區域，建筑業的市場交易體制更加完善，明確的分工使交易中介組織發育良好，因此，經濟發達地區的建筑業交易費用相對較高，符合經濟發展的規律，屬于合理現象.

表2 2008年—2011年各地區建筑業交易費用測算結果

3 建筑業交易費用與經濟、制度關系實證分析

為了分析建筑業交易費用變動的影響因素，探究交易費用地區差異形成的原因，引入建筑業經濟發展水平和制度轉型程度2個外生變量，對建筑業交易費用與經濟、制度之間的關系進行實證分析(此后交易費用均指相對交易費用，用Ti表示i地區建筑業的交易費用).

3.1 經濟變量和制度變量的合成

1)經濟發展水平變量.建筑業的經濟發展主要體現為產出的增加，以建筑企業從業人員的人均建筑業增加值作為建筑業經濟發展水平的量化值，即

式中，E表示建筑業的經濟發展水平;G為建筑業增加值;N為建筑企業人員數;i表示某一地區.

2)制度轉型程度變量.通過分析建筑業制度的主要特征，參考文獻［13-14］對建筑業制度以及制度指標合成方法的研究，本文從建筑企業產權多元化、建筑產品交易市場化和建筑專業結構合理化3個方面，描述建筑業的制度轉型程度.分別以非國有化率、市場中介組織比例和專業結構比例作為上述3個制度因素的觀測值，即

式中，Di，Mi和Si分別表示i地區建筑業的非國有化率、市場中介組織比例和專業結構比例;U為非國有建筑企業產值;V為建筑業總產值;n為咨詢機構人員數;s為專業性建筑企業數;C為綜合性建筑企業數.

Di越高，表明建筑業產權多元，越具有活力;Mi越高，表明建筑業的市場化程度越高;Si以3∶1為宜［14］，越接近該比例說明建筑業的專業結構越合理.首先將Si的數據全部除以3，再運用Max-Min標準化法對 Di，Mi，Si的數據進行歸一化處理，處理后的指標分別記為.采用主成分分析法確定在制度合成指標中的權重分別為 0.22，0.65，0.13.最后，按下式計算制度轉型程度變量的合成值:

式中，Ii表示i地區建筑業的制度轉型程度.

根據以上測算方法，計算的全國31個省市建筑業交易費用、經濟發展水平和制度轉型程度的截面數據見表3.表3中Ti的數據來源見表1，其他變量的數據均取自國家和行業2008年—2011年相關統計數據的平均值.變量Di的計算中，非國有建筑企業包括集體企業、港澳臺商投資企業和外商投資企業.變量Si的計算中，綜合性建筑企業包括工程總承包企業和施工總承包企業，專業性建筑企業包括專業承包企業和勞務分包企業［14］.

3.2 建筑業交易費用決定模型

按照North［15］的觀點，制度變遷和經濟增長是影響交易費用的2個主要解釋變量.遵循這一思路，以T為被解釋變量，E和I為解釋變量，建立多元回歸模型.

表3 各地區建筑業交易費用、經濟發展和制度轉型量化值

自變量E與其他變量的量綱不同，為了消除異方差影響且便于模型解釋，對E作對數化處理，處理后的經濟發展水平變量記為lnE.計算得到的方差膨脹因子(VIF)為1.006，由此判斷解釋變量之間不存在多重共線性.

對T，lnE，I三個變量用最小二乘法(OLS)作多元線性回歸分析，分析結果未通過5%顯著性水平下的White檢驗，說明模型的殘差序列存在異方差性.改用加權最小二乘法(WLS)，以殘差絕對值的倒數作為權重，重新對模型進行估計.對改進模型的White檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下有(6)=12.592 ＞n × R2=9.989，即改進后的模型不存在異方差性，并且模型的其他統計特征也得到了優化，用WLS法回歸分析的結果見表4和表5.

從表4可知，2個解釋變量通過了t檢驗(I的t統計量略小于 t0.5，但在可接受的范圍內)，說明建筑業經濟發展水平和制度轉型程度對建筑業交易費用的變動具有較強的解釋能力.F檢驗結果表明模型所表達的變量間的關系在統計上是顯著的.因此，建立的建筑業交易費用模型為

表4 多元線性回歸分析結果

表5 回歸模型統計檢驗結果

式中，δ為隨機誤差項.

由表5可知，R2為0.7432，說明經濟發展水平和制度轉型程度可以解釋建筑業交易費用變動的74.32%.lnE和I的偏回歸系數的實際意義是交易費用對經濟發展水平和制度轉型程度的彈性系數.一方面，在建筑業制度轉型程度不變的前提下，建筑業經濟水平每提高1%，交易費用將增加1.0035%，再次證實了交易費用水平與經濟發展同向變動的結論.另一方面，在建筑業經濟發展水平不變的前提下，建筑業制度轉型程度每提高1%，交易費用將下降0.0998%，說明目前從全國建筑業制度轉型的整體水平來看，制度的發展可節約行業整體的交易費用，但節約的幅度比較有限.

4 建筑業交易費用地區差異模式及形成原因分析

交易費用決定模型從整體上給出了建筑業交易費用、經濟發展及制度轉型之間的變動關系，還需進一步對省際建筑業交易費用的差異進行分析，從而找出導致地區差異產生的經濟和制度原因.

4.1 計算公式

由于建筑業交易費用決定了模型通過各項統計檢驗，說明模型對因變量T的實際值能進行有效擬合，可以用T估計值的離差代替實際值的離差，從而建立交易費用離差與2個解釋變量之間的關系.根據離差的計算公式，地區建筑業交易費用的離差由該地區建筑業經濟發展引起的離差和制度轉型引起的離差組成，分解公式為

4.2 離差分解結果

按式(6)對省際交易費用離差進行分解的結果見表6.按照lnElci和Ilci對的影響方式和影響程度，可將建筑業交易費用的地區差異模式劃分為4種類型.

1)Ⅰ型地區，lnElci＞0，Ilci＞0，屬于均衡發展型，包括8個省市.由E和I引起的離差符號均為正，說明Ⅰ型地區建筑業的經濟發展水平和制度轉型程度都高于全國平均水平，使交易費用普遍低于全國均值.

2)Ⅱ型地區，lnElci＜0，Ilci＞0，屬于制度主導型，包括9個省市.E引起的離差符號為負，I引起的離差符號為正，反映出Ⅱ型地區建筑業的制度轉型發展較快，但建筑業的經濟發展水平低于全國平均水平，從而導致交易費用普遍低于全國均值.

3)Ⅲ型地區，lnElci＞0，Ilci＜0，屬于經濟主導型，包括6個省市.E引起的離差符號為正，I引起的離差符號為負，并且T的離差全部為正.可見，Ⅲ型地區建筑業的經濟和制度發展水平與全國平均水平相比，恰好與Ⅱ型地區的情況相反.

表6 省際建筑業交易費用離差分解表

4)Ⅳ型地區，lnElci＜0，Ilci＜0，屬于落后型，共有8個省市.由E和I引致的離差符號均為負，說明此類地區建筑業的經濟發展水平和制度轉型程度都在全國平均水平之下.

4.3 基于離差分析的討論

1)Ⅰ型地區的大部分省市位于經濟發達的東部地區，建筑業的經濟發展導致交易費用增加，而有效的制度轉型節約了交易費用，使除新疆地區外的各省市建筑業的交易費用最終低于全國水平，這種良性的交易費用節約效應以北京市最為顯著.Ⅰ型地區體現了交易費用、經濟和制度水平之間最佳的匹配關系，是最為理想的建筑業經濟、制度發展模式.

2)Ⅱ型地區的大部分省市仍處于東部地區，甚至包括了江蘇、浙江、福建等建筑業發展水平領先的省份.實際上，這3個省份的建筑業增加值在全國分別排在第一、第二和第六位，但按建筑業從業人員數分攤后則低于全國平均水平.從表6可知，3個省份的建筑業具有很好的制度基礎，甚至優于大部分Ⅰ型地區的省市，因此，建議江蘇、浙江、福建三省保持建筑業產出水平的同時，減少建設環節中不必要的消耗，積極采用先進的建設生產方式(如新型建筑工業化等)來提高機械化水平，從而提高建筑業的人均凈產出效率，使建筑業的經濟、制度發展模式盡快向Ⅰ型地區過渡.

3)Ⅲ型地區的6個省份全部處于中西部地區，雖然分析顯示其建筑業有一定的經濟基礎，但制度建設水平普遍低于全國水平.結合表3具體分析建筑業制度現狀，發現6個省份中除湖北省外都存在專業結構不合理問題，市場中勞務和專業承包商的數量嚴重不足(特別是西藏地區此比例僅為0.14∶1)，說明建筑業專業分工水平低，呈現“小而全，大而全”的特點.湖北省的主要問題是建筑市場的中介服務組織規模不足，同樣存在此問題的還有黑龍江省和青海省，另外，青海省建筑企業的非國有化率也偏低.根據以上分析，合理調整建筑業制度結構，可以進一步促進Ⅲ型地區建筑業經濟的發展.

4)Ⅳ型地區的省市大部分處于中西部地區，需要同時加快建筑業的經濟發展和制度轉型.值的注意的是，Ⅳ型地區中安徽、四川、云南三省建筑業交易費用離差為負，但不代表這些省份建筑業的交易費用得到了有效節約，而是由于建筑業制度轉型滯后和經濟發展水平較低，導致了交易費用最終差值為負，這與Ⅰ型地區交易費用節約效應產生的原因截然相反.

5 結論

1)提出以建筑業組織為核算對象來測算建筑業交易費用的測算框架，并對我國建筑業交易費用的絕對量和相對量進行了初步測算.

2)對建筑業交易費用與建筑業經濟發展、制度轉型的關系進行了實證分析，從實證角度驗證了交易費用與經濟發展同向變動的經濟規律，并發現目前全國建筑業的制度轉型程度是節約交易費用的.

3)根據經濟、制度因素對交易費用差異的影響不同，將全國建筑業劃分為四大區域.分析表明Ⅰ型地區建筑業的經濟、制度發展模式最為理想，即經濟發展導致交易費用增加，而有效的制度轉型節約了交易費用，并且節約額大于增加額.Ⅱ型地區中江蘇省、浙江省、福建省通過優化生產方式以提高建筑業的凈產出效率有望進入Ⅰ型地區.詳細分析了Ⅲ型地區各省份建筑業制度中存在的問題，發現最為嚴重和普遍存在的問題是建筑專業結構不合理問題.對Ⅳ型地區建議同時加快建筑業的經濟發展和制度建設.

本文由于數據的局限性，對建筑業交易費用估算時未包括工程糾紛費用和建筑企業內部交易費用，且測算項目取平均值的計算期不完全一致，可能對交易費用的測算精度有一定影響.隨著統計數據的完善，未來工作將對各地區建筑業時間序列的面板數據進行分析，以同時獲得各變量時間、空間上的變化規律.

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