建筑業與中國經濟發展關系的實證分析

馬昕晨 龍興樂

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

關鍵詞：建筑業；經濟發展；實證分析

從經濟發展角度看，我國的碳排放主要源于生產領域，產業結構的優化有助于低碳經濟發展模式的實現。從區域研究角度看，梁云芳等和楊有志研究建筑業區域經濟波動的周期性時，將中國劃分為東部，中部，西部以及東北地區。本文采用2000年至2011年中國31個省市自治區的面板數據，運用LLC和IPS單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型與格蘭杰因果檢驗，分析建筑業總產值與經濟之間的關系，并比較中國東部、中部與西部地區的差異。

一、建筑業與經濟增長關系計量模型

本文試圖分析建筑業總產值Cit與房屋竣工面積與房屋施工面積的比率（S2/S1）it對地區生產總值GRP的影響。構造計量模型：ln GRPit=α+β1lnCit+β2ln（S2/S1）it+μit。因變量是地區生產總值（單位：億元）；自變量包含建筑業總產值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是常數項，β1表示建筑業總產值對區域經濟的影響系數，β2表示竣工面積與施工面積比率對區域經濟的影響系數，μit為隨機誤差項。下標“i”表示中國31個省市自治區，“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。考慮到通貨膨脹，貨幣時間價值等因素，對GRP和建筑業總產值以2000年數據為基數，按照GDP指數和固定資產投資指數（西藏缺失的固定資產投資指數以GDP指數替代）進行折現。

為了探討中國不同地區的建筑業對GRP的影響差異，現在對31個省市按照地區分類按照國家統計局2003年發布的標準，劃分為東部、中部與西部地區。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。所有數據均來自中國國家統計局網站。

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，采用調整后的t檢驗量，認為在5%條件下，當調整后的t值所對應的P大于0.05時，接受原假設，存在單位根，數據不平穩。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，數據不平穩。帶常數項和時間趨勢條件下，單位根檢驗檢驗結果，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，數據不平穩，需要進行協整。可見，ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it均存在不同程度的不平穩，需要進行協整。

（二）協整檢驗

協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，為了避免模型出現偽回歸，需要對其進行協整檢驗。Westerlund協整檢驗方法是由Westerlund J.提出。帶時間趨勢用Westerlund方法進行協整檢驗，組內統計量Gτ和Gα的P值為1；組間統計量Pτ的P值為1，Pα的P值為0.997。組內與組間統計量的P值都大于0.05，認為ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it存在單位根，其序列存在長期協整關系，可以構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

誤差修正模型將協整回歸中的誤差項看做均衡誤差，通過建立短期動態模型來彌補長期靜態模型的不足。根據以上結果，構造誤差修正模型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。結果如表1所示，建筑業對經濟產生積極的影響，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。

建筑業發展與經濟發展之間的因果檢驗：將2000年至2011年全國31省市自治區的GRP與建筑業總產值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：經濟增長不是建筑業發展的格蘭杰原因，，P值為0.000，否定原假說，認為經濟增長是建筑業的格蘭杰原因；假設二：建筑業發展不是經濟增長的格蘭杰原因，P值為0.000，否定原假說，認為建筑業是經濟增長的格蘭杰原因。

經濟發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濟變動的格蘭杰原因。

三、結語

目前，我國各地區建筑業與經濟發展之間相互促進、相輔相成的。建筑業發展可以推動經濟增長；隨著經濟的發展，資本積累逐漸增加，可以促進建筑業的繼續發展。隨著建筑業的不斷發展，經濟水平的提高，建筑業未來對經濟的帶動能力必然會受到多方面因素的影響，只有保持建筑業發展水平與經濟發展水平的一致性，才有利于維護建筑業發展與經濟發展之間相互促進的良性循環。中國各個地區有必要加快經濟的轉型與升級，轉變經濟發展方式，由資源投資型轉變為科技投入型，由外生型經濟發展轉變為內生形經濟發展方式，走創新驅動發展戰略。

參考文獻：

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[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權研究中心）