建筑業(yè)與中國經(jīng)濟發(fā)展關系的實證分析

馬昕晨 龍興樂

摘要：文章基于2000年至2011年中國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整、誤差修正模型與格蘭杰因果檢驗，研究了建筑業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系。研究結(jié)果表明，我國各地區(qū)經(jīng)濟與建筑業(yè)之間的關系都是相互促進的；建筑業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的影響力存在區(qū)域不平衡，中部地區(qū)的建筑業(yè)對經(jīng)濟的影響力最大，高于西部與東部；我國各地經(jīng)濟的發(fā)展程度能夠單方面影響到建筑業(yè)的施工效率。基于上述實證研究，提出了相應的建議對策。

關鍵詞：建筑業(yè)；經(jīng)濟發(fā)展；實證分析

從經(jīng)濟發(fā)展角度看，我國的碳排放主要源于生產(chǎn)領域，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有助于低碳經(jīng)濟發(fā)展模式的實現(xiàn)。從區(qū)域研究角度看，梁云芳等和楊有志研究建筑業(yè)區(qū)域經(jīng)濟波動的周期性時，將中國劃分為東部，中部，西部以及東北地區(qū)。本文采用2000年至2011年中國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用LLC和IPS單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型與格蘭杰因果檢驗，分析建筑業(yè)總產(chǎn)值與經(jīng)濟之間的關系，并比較中國東部、中部與西部地區(qū)的差異。

一、建筑業(yè)與經(jīng)濟增長關系計量模型

本文試圖分析建筑業(yè)總產(chǎn)值Cit與房屋竣工面積與房屋施工面積的比率（S2/S1）it對地區(qū)生產(chǎn)總值GRP的影響。構(gòu)造計量模型：ln GRPit=α+β1lnCit+β2ln（S2/S1）it+μit。因變量是地區(qū)生產(chǎn)總值（單位：億元）；自變量包含建筑業(yè)總產(chǎn)值Cit（單位：億元）與房屋竣工面積與房屋施工面積的比率（S2/S1）it。α是常數(shù)項，β1表示建筑業(yè)總產(chǎn)值對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)，β2表示竣工面積與施工面積比率對區(qū)域經(jīng)濟的影響系數(shù)，μit為隨機誤差項。下標“i”表示中國31個省市自治區(qū)，“t”表示2000年至2011年的時間序列。為減少異方差，分別對因子取對數(shù)?？紤]到通貨膨脹，貨幣時間價值等因素，對GRP和建筑業(yè)總產(chǎn)值以2000年數(shù)據(jù)為基數(shù)，按照GDP指數(shù)和固定資產(chǎn)投資指數(shù)（西藏缺失的固定資產(chǎn)投資指數(shù)以GDP指數(shù)替代）進行折現(xiàn)。

為了探討中國不同地區(qū)的建筑業(yè)對GRP的影響差異，現(xiàn)在對31個省市按照地區(qū)分類按照國家統(tǒng)計局2003年發(fā)布的標準，劃分為東部、中部與西部地區(qū)。東部包括天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西。所有數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

單位根檢驗的目的是檢驗序列中是否存在單位根，存在單位根就是非平穩(wěn)時間序列，會使回歸分析中存在偽回歸。本文采用LLC方法和IPS方法分別進行單位根檢驗，LLC方法是由Levin A. 等提出，采用調(diào)整后的t檢驗量，認為在5%條件下，當調(diào)整后的t值所對應的P大于0.05時，接受原假設，存在單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。IPS單位根檢驗方法是由Im K. S. 等推理出，認為在5%條件下，當Z值所對應的P大于0.05時，接受原假設，存在單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。帶常數(shù)項和時間趨勢條件下，單位根檢驗檢驗結(jié)果，在5%條件下，LLC方法下，ln GRPit 、lnCit、ln（S2/S1）it 的P值都為1.000，大于0.05；IPS方法下，ln GRPit 的P值為00.9620、lnCit 為0.0020、ln（S2/S1）it為0.778。因此，本文接受原假設，認為存在單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，需要進行協(xié)整?？梢?，ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it均存在不同程度的不平穩(wěn)，需要進行協(xié)整。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是檢驗一組存在單位根的序列是否存在長期協(xié)整關系。ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it都存在單位根，為了避免模型出現(xiàn)偽回歸，需要對其進行協(xié)整檢驗。Westerlund協(xié)整檢驗方法是由Westerlund J.提出。帶時間趨勢用Westerlund方法進行協(xié)整檢驗，組內(nèi)統(tǒng)計量Gτ和Gα的P值為1；組間統(tǒng)計量Pτ的P值為1，Pα的P值為0.997。組內(nèi)與組間統(tǒng)計量的P值都大于0.05，認為ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it存在單位根，其序列存在長期協(xié)整關系，可以構(gòu)建誤差修正模型來避免偽歸回，探討變量之間的關系。

（三）誤差修正模型

誤差修正模型將協(xié)整回歸中的誤差項看做均衡誤差，通過建立短期動態(tài)模型來彌補長期靜態(tài)模型的不足。根據(jù)以上結(jié)果，構(gòu)造誤差修正模型ln△GDP=α+β1ln△C+β2ln（S2/S1）+μt-1。ln△GDP為GDP的變動量；ln△C為C的變動量；ln（S2/S1）為S2/S1的變動量；μt-1是滯后一期的回歸殘差項。結(jié)果如表1所示，建筑業(yè)對經(jīng)濟產(chǎn)生積極的影響，中部最強，西部次之，而東部較弱。

（四）格蘭杰因果檢驗

Granger C. W. J.提出了格蘭杰因果關系檢驗，用于分析經(jīng)濟變量之間的格蘭杰因果關系，本文采用5%的置信度，若00.05，接受原假說。

建筑業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的因果檢驗：將2000年至2011年全國31省市自治區(qū)的GRP與建筑業(yè)總產(chǎn)值C進行格蘭杰因果檢驗（滯后期均設為3期，置信度設為5%）。假設一：經(jīng)濟增長不是建筑業(yè)發(fā)展的格蘭杰原因，，P值為0.000，否定原假說，認為經(jīng)濟增長是建筑業(yè)的格蘭杰原因；假設二：建筑業(yè)發(fā)展不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，P值為0.000，否定原假說，認為建筑業(yè)是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

經(jīng)濟發(fā)展與竣工面積與施工面積比率之間的因果檢驗：將2000年至2011年全國31個省市自治區(qū)的GRP，竣工面積與施工面積的比率進行格蘭杰因果檢驗（滯后期均設為3期，置信度設為5%。假設一：經(jīng)濟增長不是竣工面積比率的格蘭杰原因，P值為0.046，否定原假說，經(jīng)濟變動是竣工面積與施工面積的比率變動的格蘭杰原因；假設二：竣工面積比率不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，P值為0.2140，接受原假說，竣工面積與施工面積的比率變動不是經(jīng)濟變動的格蘭杰原因。

三、結(jié)語

目前，我國各地區(qū)建筑業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間相互促進、相輔相成的。建筑業(yè)發(fā)展可以推動經(jīng)濟增長；隨著經(jīng)濟的發(fā)展，資本積累逐漸增加，可以促進建筑業(yè)的繼續(xù)發(fā)展。隨著建筑業(yè)的不斷發(fā)展，經(jīng)濟水平的提高，建筑業(yè)未來對經(jīng)濟的帶動能力必然會受到多方面因素的影響，只有保持建筑業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟發(fā)展水平的一致性，才有利于維護建筑業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間相互促進的良性循環(huán)。中國各個地區(qū)有必要加快經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型與升級，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，由資源投資型轉(zhuǎn)變?yōu)榭萍纪度胄停赏馍徒?jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)生形經(jīng)濟發(fā)展方式，走創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。

參考文獻：

[1]呂志勝.低碳經(jīng)濟視閾下我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化研究[J].經(jīng)濟研究參考，2012（58）.

[2]楊有志.中國建筑業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)經(jīng)濟波動的實證分析[J].管理世界，2009（12）.

[3]梁云芳，高鐵梅.中國房地產(chǎn)價格波動區(qū)域差異的實證分析[J].經(jīng)濟研究， 2007（08）.

[4]Levin A， Lin C F， Chu C S J. Unit root tests in panel data： asymptotic and finite-sample properties[J]. Journal of Econometrics， 2002（01）.

[5]Im Kyung So， Pesaran M.Hashen， Shin Yongcheol. Testing for unit roots in heterogrneous panels[J].Journal of Econometrics 115（2003）.

[6]Westerlund J. Testing for Error Correction in Panel Data[J]. Oxford Bulletin of Economics & Statistics，2007（06）.

[7]Granger C W J. Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods.[C]// Econometrica， Volume 37， Issue.1969.

（作者單位：馬昕晨，江蘇大學管理學院；龍興樂，江蘇大學江蘇省知識產(chǎn)權(quán)研究中心）