建筑業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟影響研究

段宗志，江 薇

(安徽建筑大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，合肥 230000)

區(qū)域經(jīng)濟也叫“地區(qū)經(jīng)濟”，是指分布于各個行政區(qū)域的那部分國民經(jīng)濟。區(qū)域經(jīng)濟是國民經(jīng)濟的縮影，具有綜合性和區(qū)域性的特點，它反映了不同地區(qū)內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律。建筑業(yè)是國民經(jīng)濟的重要物質(zhì)生產(chǎn)部門，是國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，它與區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展關(guān)系密切。改革開放以來，我國經(jīng)濟高速發(fā)展，其中建筑業(yè)也起著不可或缺的重要作用。

鄧小平說過“建筑業(yè)是可以賺錢的，是可以為國家增加收入、增加積累的一個重要產(chǎn)業(yè)部門。在長期規(guī)劃中，必須把建筑業(yè)放在重要的地位?！苯ㄖI(yè)的蓬勃發(fā)展對維持中國各區(qū)域經(jīng)濟增長的作用無可替代，在當前中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的背景下，建筑業(yè)發(fā)展對拉動區(qū)域經(jīng)濟增長具有重要意義。中國幅員遼闊，區(qū)域間經(jīng)濟發(fā)展極度不平衡，建筑業(yè)發(fā)展也呈現(xiàn)較為明顯的區(qū)域特性，這種差異性的長期存在不利于資源的有效分配。為了促進區(qū)域經(jīng)濟的進一步發(fā)展，保持建筑業(yè)高質(zhì)量發(fā)展十分有必要。本文基于中國31個省市1999-2017年地區(qū)生產(chǎn)總值與地區(qū)建筑業(yè)產(chǎn)值的面板數(shù)據(jù)進行研究，對區(qū)域經(jīng)濟增長與建筑業(yè)發(fā)展的關(guān)系進行探究，進一步從建筑業(yè)發(fā)展角度為促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提出理論參考。

1 建筑產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響

隨著中國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，建筑產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱性產(chǎn)業(yè)，其對各地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展有不可或缺的作用。然而不同地區(qū)所具有的資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、地理環(huán)境等方面的巨大差異，造成了各區(qū)域的建筑業(yè)的發(fā)展以及經(jīng)濟發(fā)展具有空間異質(zhì)性。范建雙等[1]利用隨機邊界分析方法測算了1997-2009年省際建筑業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)增長水平，并進行了區(qū)域差異化比較；借鑒物理學(xué)的耦合度理論，構(gòu)建建筑業(yè)TFP增長與區(qū)域經(jīng)濟增長的耦合效應(yīng)模型，并進行了實證檢驗；研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域建筑業(yè)TFP增長存在較大差異，建筑業(yè)TFP增長與區(qū)域經(jīng)濟增長的耦合程度較高而耦合協(xié)調(diào)度較低，約束建筑業(yè)TFP增長的主要因素是地區(qū)的GDP水平。馬昕晨等[2]選取2000-2011年中國31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)研究了建筑業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，結(jié)果表明我國各地區(qū)經(jīng)濟與建筑業(yè)之間是相互促進的關(guān)系，同時建筑業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的影響存在區(qū)域不平衡，特別是中部地區(qū)的影響力最大，明顯高于西部和東部。張峁等[3]通過2005-2007年我國31個省市建筑業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)了省際建筑業(yè)之間具有強空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性；東部地區(qū)表現(xiàn)強的空間正相關(guān)，而其他地區(qū)則表現(xiàn)為弱的空間正相關(guān)，甚至負相關(guān)；并且建筑業(yè)分布呈現(xiàn)明顯的核心—外圍地域特征，建筑業(yè)發(fā)展形成了以東部地區(qū)的高產(chǎn)出和高度空間正相關(guān)為主，而中西部地區(qū)的低產(chǎn)出和較低的空間正相關(guān)的格局。文博等[4]以中國31個省市的GDP、建筑業(yè)產(chǎn)值、建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)等作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，通過絕對差異和相對差異方法研究中國建筑業(yè)發(fā)展的差異性，結(jié)果表明中國建筑業(yè)發(fā)展絕對差異較大、相對差異較小，且差異有穩(wěn)定和減小的趨勢。戴永安[5]利用我國2008年省級層面數(shù)據(jù)，對建筑業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展狀況進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)我國各省區(qū)建筑業(yè)與區(qū)域經(jīng)濟增長耦合協(xié)調(diào)程度存在明顯的空間差異，在良好協(xié)調(diào)、中級協(xié)調(diào)、初級協(xié)調(diào)和勉強協(xié)調(diào)四種類型中，大部分省區(qū)均處于初級協(xié)調(diào)或勉強協(xié)調(diào)階段。趙振宇等[6]通過對東西部地區(qū)建筑業(yè)企業(yè)各個方面的對比研究，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)相較于東部地區(qū)而言建筑業(yè)企業(yè)存在產(chǎn)值規(guī)模小、專業(yè)化水平低等問題，并提出了相應(yīng)的建議。蔡彬清等[7]通過固定影響變系數(shù)模型證明區(qū)域經(jīng)濟增長與建筑業(yè)發(fā)展緊密相關(guān)，并且各區(qū)域建筑業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)具有顯著差異。劉炳勝等[8]將隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型與σ趨同檢驗方法結(jié)合發(fā)現(xiàn)中國建筑產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率由東到西依次呈現(xiàn)出梯次發(fā)展趨勢，并且區(qū)域間的差異化程度存在著“拉大”的趨勢。本文通過對1999-2017年31和省市地區(qū)國民生產(chǎn)總值和地區(qū)建筑業(yè)總值數(shù)據(jù)的分析，研究建筑產(chǎn)業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響。

2 實證分析

2.1 面板數(shù)據(jù)的選取與預(yù)處理

選取1999-2017年中國31個省市的地區(qū)國民生產(chǎn)總值(GDP)和地區(qū)建筑業(yè)總值(CON)的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)源于中國統(tǒng)計年鑒)。分別以各個地區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值(CON)和各個地區(qū)國民生產(chǎn)總值(GDP)作為解釋變量和被解釋變量。由于數(shù)據(jù)的絕對量較大，所以對變量進行取對數(shù)的預(yù)處理。以第i地區(qū)第t年國民生產(chǎn)總值(GDPit)對數(shù)ln(GDPit)作為被解釋變量，以第i地區(qū)第t年建筑業(yè)總產(chǎn)值(CONit)的對數(shù)ln(CONit)作為解釋變量，構(gòu)造回歸方程：

ln(GDPit)=αi+βiln(CONit)+μit

2.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了避免偽回歸，確保估計結(jié)果的有效性，對面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗?；跁r序圖可知，解釋變量和被解釋變量均含有趨勢項和截距項，從而eviews中單位根檢驗的檢驗?zāi)Ｊ竭x擇individual intercept and trend進行檢驗。對被解釋變量和解釋變量進行單位根檢驗(見表1)。

檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下都不拒絕原假設(shè)(單位根過程)，即lnGDP與lnCON都是非平穩(wěn)序列，再對lnGDP和lnCON進行一階差分單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示，在5%的顯著性水平下都拒絕原假設(shè)，表明lnGDP和lnCON均為一階單整序列，故lnGDP和lnCON是同階單整的。

表1 lnCON與lnGDP的零階單位根檢驗

表2 lnCON與lnGDP的一階差分單位根檢驗

2.3 面板協(xié)整關(guān)系檢驗

所謂的協(xié)整是指若兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，其某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性，此時稱這些變量序列間有協(xié)整關(guān)系存在。協(xié)整的前提是同階單整，本文主要采用的是Pedroni和Kao方法進行協(xié)整檢驗，通過協(xié)整關(guān)系檢驗考查被解釋變量與解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni和Kao檢驗結(jié)果如表3所示。在5%的顯著性水平下，除了Pedroni檢驗中Panel rho和Group rho統(tǒng)計量不拒絕原假設(shè)(原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系)，其他統(tǒng)計量都拒絕原假設(shè)，Kao檢驗也拒絕原假設(shè)，說明兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的，因此可以在此基礎(chǔ)上直接對原方程進行回歸，此時的回歸結(jié)果是比較精確的。

表3 協(xié)整檢驗

2.4 面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定檢驗

2.4.1模型設(shè)定形式

通常面板數(shù)據(jù)可分為以下三類：(1)混合回歸模型，(2)變截距模型，(3)變系數(shù)模型。

混合回歸模型假設(shè)橫截面既無個體的影響，也沒有結(jié)構(gòu)的變化。即對于每個個體成員方程，截距項和系數(shù)向量都相同，混合回歸模型實際上假設(shè)了解釋變量對被解釋變量的影響與個體無關(guān)。該模型如下：

yi=α+xiβ+μii=1,2,…，N

(1)

變截距模型假設(shè)橫截面存在個體的影響但是不存在結(jié)構(gòu)的變化，個體的影響用截距項的差別來表示，即不同的個體所對應(yīng)的截距項可以不同但系數(shù)相同。該模型如下：

yi=αi+xiβ+μii=1,2,…，N

(2)

變系數(shù)模型又稱無約束模型，模型假設(shè)橫截面既存在個體的影響也存在結(jié)構(gòu)的變化，即截距項和系數(shù)向量依個體成員的不同而變化。該模型如下：

yi=αi+xiβi+μii=1,2,…，N

(3)

2.4.2模型檢驗方法

常用的檢驗是協(xié)變分析檢驗或協(xié)方差分析檢驗[9]。本文采用協(xié)方差分析方法檢驗下列兩個假設(shè)：

H10：β1=β2=…=βN

H20：α1=α2=…=αN

β1=β2=…=βN

通過F統(tǒng)計量進行假設(shè)檢驗

其中，N表示個體成員個數(shù)，T表示時點個數(shù)，K表示解釋變量個數(shù)，S1，S2，S3分別表示模型(1)(2)(3)的殘差平方和。在假設(shè)H2下統(tǒng)計量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布，如果計算出的F2統(tǒng)計量小于給定置信度下F臨界值，則不拒絕H2的原假設(shè)，選擇混合模型；反之，則拒絕H2的原假設(shè)，繼續(xù)檢驗H1。在假設(shè)H1下統(tǒng)計量F1服從相應(yīng)自由度下的F分布，如果計算出的F1統(tǒng)計量小于給定置信度下F臨界值，則不拒絕H1的原假設(shè)，選擇變截距模型；反之，則拒絕H1的原假設(shè)，選擇變系數(shù)模型。通過eviews軟件可得以下結(jié)果，S1=2.795 472，S2=7.520 701，S3=70.567 66。并且由N=31,T=19,K=1計算出F2如下：

F2=[(70.56766-2.795472)/(30×2)]/[2.795472/(589-31×2)]=213.03

查表可得F0.95(60,527)在(1.30,1.38)區(qū)間內(nèi)，顯然F2>F0.95(60,527),故拒絕H2原假設(shè)，繼續(xù)檢驗H1；

F1=[(7.520701-2.795472)/(30×1)]/[2.795472/(589-31×2)]=29.69

查表可得F0.95(30,527)在(1.47,1.49)區(qū)間內(nèi)，顯然F1>F0.95(30,527),拒絕H1原假設(shè)，故本文選用模型(3)，即選擇變系數(shù)模型。

為了進一步確定本文面板數(shù)據(jù)模型的具體類型，通過兩步來檢驗?zāi)Ｐ偷念愋?。首先第一步進行約束檢驗確定是否存在效應(yīng)，若存在，通過豪斯曼檢驗進一步確定是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)[10]。冗余固定效應(yīng)檢驗的原假設(shè)為不存在個體效應(yīng)或隨機效應(yīng)，其檢驗結(jié)果如圖1所示。

圖1 冗余固定效應(yīng)檢驗結(jié)果

上述檢驗結(jié)果在5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，表明該模型存在固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)。接下來進行豪斯曼檢驗，檢驗步驟如下：

圖2 個體、時點隨機效應(yīng)豪斯曼檢驗結(jié)果

上述檢驗中Cross-section random、Period random、Cross-section and period random原假設(shè)都是個體和時點均為隨機效應(yīng)，顯然后兩者檢驗結(jié)果P值都拒絕原假設(shè)，而Cross-section random(備擇假設(shè)：個體為固定效應(yīng)、時點為隨機效應(yīng))的假設(shè)檢驗的方差是無效的，即卡方統(tǒng)計量的值是無效的。從圖2結(jié)果中可以看出，Period random(備擇假設(shè)：個體為隨機效應(yīng)、時點為固定效應(yīng))與Cross-section and period random(備擇假設(shè)：個體、時點均為固定效應(yīng))這兩個備擇假設(shè)不能同時接受。故無法判斷，需要進行是個體固定、時點固定、還是個體、時點雙固定的檢驗。

接下來，進行進一步檢驗,下列檢驗的原假設(shè)：個體為隨機效應(yīng)、時點為固定效應(yīng)。

圖3 個體隨機、時點固定豪斯曼檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果如圖3所示，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。類似地，可以檢驗時點為隨機效應(yīng)、個體為固定效應(yīng)情形。

圖4 時點隨機、個體固定豪斯曼檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果如圖4所示，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。綜上模型檢驗結(jié)論可得，個體為固定效應(yīng)，時點也為固定效應(yīng)。

從實際的經(jīng)濟意義來看，當數(shù)據(jù)中所包含的個體成員是所研究總體的所有單位時，即個體成員單位之間的差異可以被看成回歸系數(shù)的參數(shù)變動時，固定效應(yīng)模型是一個合理的面板數(shù)據(jù)模型。本文所研究的總體的所有單位就是中國31個省市的地區(qū)國民生產(chǎn)總值(GDP)和地區(qū)建筑業(yè)總產(chǎn)值(CON),這些數(shù)據(jù)就是樣本數(shù)據(jù)中所包含的個體成員，故固定效應(yīng)模型是合理的。

2.5 面板數(shù)據(jù)模型估計

為了消除模型異方差與序列自相關(guān)的不良影響，運用廣義最小二乘法進行估計，并采用截面加權(quán)(Cross-section weights)的方式，對模型進行估計，模型表達式如下:

ln(GDPit)=α*+αi+ln(CONit)βi+μit

模型中的α*是固定截距項，表示除建筑業(yè)因素以外的因素對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響；αi表示模型中固定效應(yīng)部分，表現(xiàn)各地區(qū)差異性；βi表示解釋變量的變動系數(shù)，βi依據(jù)截面的不同而不同，解釋變量系數(shù)βi表示地區(qū)建筑業(yè)總值對區(qū)域經(jīng)濟增長影響，由于模型屬于雙對數(shù)形式，所以該系數(shù)應(yīng)該視為CON對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)，該系數(shù)越大表明CON對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻就越大；μit表示隨機擾動項。使用eviews中廣義最小二乘法對模型進行估計，得到調(diào)整后R2為0.998 130，說明擬合優(yōu)度好，F(xiàn)統(tǒng)計量為5146.982，通過了1%的顯著性檢驗，回歸標準誤差為0.072 832，殘差平方和也較小，只有2.795 472，但是DW值只有0.740 849通過查表知dl=1.3,du=1.5，由于DW值小于du值，表明模型殘差序列存在正自相關(guān)，為克服自相關(guān)，對該個體固定效應(yīng)模型進一步建立回歸與ARMA組合模型。經(jīng)查，該模型的殘差是AR(1)形式的序列，所以在模型中加入AR(1)項，再次進行估計，得到結(jié)果如表4。由表4結(jié)果可知，調(diào)整后的R2為0.999 223，說明擬合優(yōu)度好，F(xiàn)統(tǒng)計量為11 557.20，通過了1%的顯著性檢驗，并且DW值達到1.672 527，大于du值，說明已經(jīng)消除了自相關(guān)。

為了分析不同時期的可能影響差異，分別對1999-2007年和2008-2017年的數(shù)據(jù)進行分段檢驗，檢驗結(jié)果見表5和表6。根據(jù)統(tǒng)計指標顯示，分段檢驗的模型估計都是有效的。從表5和表6的顯著性來看，相比1999-2017年的全時期檢驗，1999-2007年以及2008-2017年各地區(qū)建筑業(yè)生產(chǎn)總值對地區(qū)國民經(jīng)濟總值影響的顯著性均明顯高于1999-2017年，特別是北京、上海、江西、西藏、青海這5個地區(qū)在1999-2017年建筑業(yè)生產(chǎn)總值對地區(qū)國民經(jīng)濟總值不顯著，而在1999-2007年以及2008-2017年這5個地區(qū)的建筑業(yè)生產(chǎn)總值對地區(qū)國民經(jīng)濟總值均有顯著影響；相比1999-2007年，2008-2017年東部地區(qū)的北京、上海、浙江、海南顯著性有所提升，其他地區(qū)顯著性水平均低于1999-2007年；中部地區(qū)除山西、黑龍江、湖北之外，其他地區(qū)顯著性均有所上升；而西部地區(qū)除內(nèi)蒙古、廣西、陜西、寧夏、新疆顯的著性降低之外，其他地區(qū)均有所上升。

從解釋變量的系數(shù)來看，相比1999-2007年，2008-2017年東部地區(qū)上海、浙江、福建、海南的建筑業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻有所增加，而東部其他地區(qū)的貢獻彈性均呈下降趨勢；中部地區(qū)除山西、河南、河北貢獻彈性有所下降之外其他地區(qū)的貢獻彈性都大于1999-2007年的貢獻彈性；西部地區(qū)建筑業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻普遍減小，表明建筑業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響有所減弱。

表4 1999-2017年面板變系數(shù)模型估計結(jié)果

根據(jù)表4可以看出，在5%的顯著性水平下，除北京、上海、江西、西藏、青海這5個地區(qū)建筑業(yè)生產(chǎn)總值對地區(qū)國民經(jīng)濟總值沒有顯著影響之外，其他地區(qū)都通過了顯著性檢驗。模型中的βi均大于0，除內(nèi)蒙古和遼寧的彈性系數(shù)大于1之外，其他29個省市的變量系數(shù)均小于1?？紤]到模型變量系數(shù)能夠視為彈性的特點，表明總體上建筑業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長有顯著的正向貢獻；建筑業(yè)對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，內(nèi)蒙古和遼寧屬于富有彈性，其他地區(qū)均表現(xiàn)為缺乏彈性。

表5 1999-2007年面板變系數(shù)模型估計結(jié)果

表6 2008-2017年面板變系數(shù)模型估計結(jié)果

3 結(jié)論與建議

本研究表明，建筑業(yè)發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著的正向貢獻，但也表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。從1999-2017年全時期模型估計結(jié)果來看，除內(nèi)蒙古和遼寧的彈性系數(shù)大于1之外，其他29個省市的變量系數(shù)均小于1，尤其北京、上海、江西、西藏、青海這5個地區(qū)建筑業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻彈性均小于0.2。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是北京、上海已經(jīng)進入深度經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，基礎(chǔ)建設(shè)已經(jīng)基本完備，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)已達到發(fā)展的瓶頸，而第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，北京、上海早已告別了粗放型經(jīng)濟增長模式，進入以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為主，輔以高端制造業(yè)和高科技行業(yè)的“后工業(yè)時代”；江西雖然處于中部地區(qū)，但是其地貌多為丘陵，四面環(huán)山，與周圍各省相接的地區(qū)皆為山地地形，對建筑業(yè)的發(fā)展有所阻礙；西部地區(qū)的西藏、青海由于所處地理位置不利于建筑的發(fā)展，從而導(dǎo)致建筑業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長沒有顯著影響。從1999-2007年及2008-2017年模型估計結(jié)果來看，1999-2007年各地區(qū)建筑業(yè)生產(chǎn)總值對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻彈性普遍較高，最低的西藏也在0.6以上，其他地區(qū)的貢獻彈性都集中在1左右，這一時期我國工業(yè)結(jié)構(gòu)不斷向中高端水平邁進，第二產(chǎn)業(yè)占比持續(xù)居于高位，2006年第二產(chǎn)業(yè)占比達到47.9%，成為進入21世紀后的最高點。2008-2017年東部地區(qū)除河北、遼寧、福建、海南缺乏彈性外，其他地區(qū)均富有彈性；中部地區(qū)除遼寧貢獻彈性低于0.8外，其余地區(qū)的貢獻彈性均在0.8以上；而西部地區(qū)普遍缺乏彈性。

我國長期以來存在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡的問題，顯然區(qū)域經(jīng)濟的差異與地區(qū)建筑業(yè)發(fā)展不平衡有著不可分割的聯(lián)系。由于各地區(qū)原有經(jīng)濟基礎(chǔ)的巨大差異造成了東部沿海地區(qū)擁有諸如優(yōu)秀的人才、資本及生產(chǎn)技術(shù)此類得天獨厚的資源。而中西部地區(qū)相比于東部地區(qū)對高層次的資本和人才吸引力不夠，造成其建筑業(yè)發(fā)展以及地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展長期滯后于東部地區(qū)。另外，各地區(qū)的自然條件及交通設(shè)施方面的差異也是造成建筑業(yè)發(fā)展不平衡的原因之一。東部地區(qū)地勢較為平坦，鐵路、航空、海運各類交通設(shè)施應(yīng)有盡有，且發(fā)展迅速，而西部地區(qū)丘陵和山脈居多，地勢陡峭，基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)較為困難，速度也比較慢?？s小地區(qū)建筑業(yè)的差異對縮小區(qū)域經(jīng)濟的差距有著積極作用，進一步發(fā)展建筑業(yè)、充分發(fā)揮建筑業(yè)在國民經(jīng)濟中的支柱產(chǎn)業(yè)地位有助于拉動區(qū)域經(jīng)濟的增長。

根據(jù)實證結(jié)果，提出以下建議：

(1)轉(zhuǎn)變政府職能和制度創(chuàng)新。首先，政府需要給予落后地區(qū)一些相關(guān)產(chǎn)業(yè)扶持政策和優(yōu)惠政策，對當?shù)鼐邆湟欢▽嵙Φ慕ㄖ髽I(yè)采取適當?shù)膸头龃胧?，發(fā)揮財政投資的引導(dǎo)和激勵作用。其次，政府還需要繼續(xù)發(fā)展條件較好的地區(qū)，以便通過擴散效應(yīng)帶動其他地區(qū)的發(fā)展，實現(xiàn)地區(qū)之間的協(xié)同、聯(lián)動發(fā)展。

(2) 吸引人才，加大投資力度。加大對落后地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的投資力度，吸引更多的資本及生產(chǎn)技術(shù)投入到落后地區(qū)的建筑業(yè)生產(chǎn)中，力求投資可以獲得較高回報，從而促進地區(qū)經(jīng)濟和社會的全面發(fā)展。另外，各種高精尖人才的加入，對于落后地區(qū)建筑業(yè)企業(yè)的快速穩(wěn)定發(fā)展是十分必要的。

(3)取長補短，學(xué)習(xí)先進地區(qū)管理經(jīng)驗。中西部建筑業(yè)落后的地區(qū)應(yīng)該向東部先進地區(qū)先進的管理理念和方法，并且加強與東部地區(qū)的橫向聯(lián)系，通過與東部先進建筑業(yè)企業(yè)的合作與競爭提高自己的綜合實力，從而縮小地區(qū)之間的差異，促進區(qū)域的平衡發(fā)展。除此以外，還需抓住機遇，積極參與到國家重點工程建設(shè)中，進一步提升企業(yè)知名度，加快當?shù)亟ㄖI(yè)企業(yè)“走出去”的戰(zhàn)略步伐。