建筑业与中国经济发展关系的实证分析

马昕晨 龙兴乐

摘要：文章基于2000年至2011年中国31个省市自治区的面板数据，通过单位根检验、协整、误差修正模型与格兰杰因果检验，研究了建筑业与经济发展之间的关系。研究结果表明，我国各地区经济与建筑业之间的关系都是相互促进的；建筑业对经济发展的影响力存在区域不平衡，中部地区的建筑业对经济的影响力最大，高于西部与东部；我国各地经济的发展程度能够单方面影响到建筑业的施工效率。基于上述实证研究，提出了相应的建议对策。

关键词：建筑业；经济发展；实证分析

从经济发展角度看，我国的碳排放主要源于生产领域，产业结构的优化有助于低碳经济发展模式的实现。从区域研究角度看，梁云芳等和杨有志研究建筑业区域经济波动的周期性时，将中国划分为东部，中部，西部以及东北地区。本文采用2000年至2011年中国31个省市自治区的面板数据，运用LLC和IPS单位根检验、协整检验、误差修正模型与格兰杰因果检验，分析建筑业总产值与经济之间的关系，并比较中国东部、中部与西部地区的差异。

一、建筑业与经济增长关系计量模型

本文试图分析建筑业总产值Cit与房屋竣工面积与房屋施工面积的比率（S2/S1）it对地区生产总值GRP的影响。构造计量模型：ln GRPit=α+β1lnCit+β2ln（S2/S1）it+μit。因变量是地区生产总值（单位：亿元）；自变量包含建筑业总产值Cit（单位：亿元）与房屋竣工面积与房屋施工面积的比率（S2/S1）it。α是常数项，β1表示建筑业总产值对区域经济的影响系数，β2表示竣工面积与施工面积比率对区域经济的影响系数，μit为随机误差项。下标“i”表示中国31个省市自治区，“t”表示2000年至2011年的时间序列。为减少异方差，分别对因子取对数。考虑到通货膨胀，货币时间价值等因素，对GRP和建筑业总产值以2000年数据为基数，按照GDP指数和固定资产投资指数（西藏缺失的固定资产投资指数以GDP指数替代）进行折现。

为了探讨中国不同地区的建筑业对GRP的影响差异，现在对31个省市按照地区分类按照国家统计局2003年发布的标准，划分为东部、中部与西部地区。东部包括天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西。所有数据均来自中国国家统计局网站。

二、实证分析

（一）单位根检验

单位根检验的目的是检验序列中是否存在单位根，存在单位根就是非平稳时间序列，会使回归分析中存在伪回归。本文采用LLC方法和IPS方法分别进行单位根检验，LLC方法是由Levin A. 等提出，采用调整后的t检验量，认为在5%条件下，当调整后的t值所对应的P大于0.05时，接受原假设，存在单位根，数据不平稳。IPS单位根检验方法是由Im K. S. 等推理出，认为在5%条件下，当Z值所对应的P大于0.05时，接受原假设，存在单位根，数据不平稳。带常数项和时间趋势条件下，单位根检验检验结果，在5%条件下，LLC方法下，ln GRPit 、lnCit、ln（S2/S1）it 的P值都为1.000，大于0.05；IPS方法下，ln GRPit 的P值为00.9620、lnCit 为0.0020、ln（S2/S1）it为0.778。因此，本文接受原假设，认为存在单位根，数据不平稳，需要进行协整。可见，ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it均存在不同程度的不平稳，需要进行协整。

（二）协整检验

协整检验的目的是检验一组存在单位根的序列是否存在长期协整关系。ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it都存在单位根，为了避免模型出现伪回归，需要对其进行协整检验。Westerlund协整检验方法是由Westerlund J.提出。带时间趋势用Westerlund方法进行协整检验，组内统计量Gτ和Gα的P值为1；组间统计量Pτ的P值为1，Pα的P值为0.997。组内与组间统计量的P值都大于0.05，认为ln GRPit、lnCit和ln（S2/S1）it存在单位根，其序列存在长期协整关系，可以构建误差修正模型来避免伪归回，探讨变量之间的关系。

（三）误差修正模型

误差修正模型将协整回归中的误差项看做均衡误差，通过建立短期动态模型来弥补长期静态模型的不足。根据以上结果，构造误差修正模型ln△GDP=α+β1ln△C+β2ln（S2/S1）+μt-1。ln△GDP为GDP的变动量；ln△C为C的变动量；ln（S2/S1）为S2/S1的变动量；μt-1是滞后一期的回归残差项。结果如表1所示，建筑业对经济产生积极的影响，中部最强，西部次之，而东部较弱。

（四）格兰杰因果检验

Granger C. W. J.提出了格兰杰因果关系检验，用于分析经济变量之间的格兰杰因果关系，本文采用5%的置信度，若00.05，接受原假说。

建筑业发展与经济发展之间的因果检验：将2000年至2011年全国31省市自治区的GRP与建筑业总产值C进行格兰杰因果检验（滞后期均设为3期，置信度设为5%）。假设一：经济增长不是建筑业发展的格兰杰原因，，P值为0.000，否定原假说，认为经济增长是建筑业的格兰杰原因；假设二：建筑业发展不是经济增长的格兰杰原因，P值为0.000，否定原假说，认为建筑业是经济增长的格兰杰原因。

经济发展与竣工面积与施工面积比率之间的因果检验：将2000年至2011年全国31个省市自治区的GRP，竣工面积与施工面积的比率进行格兰杰因果检验（滞后期均设为3期，置信度设为5%。假设一：经济增长不是竣工面积比率的格兰杰原因，P值为0.046，否定原假说，经济变动是竣工面积与施工面积的比率变动的格兰杰原因；假设二：竣工面积比率不是经济增长的格兰杰原因，P值为0.2140，接受原假说，竣工面积与施工面积的比率变动不是经济变动的格兰杰原因。

三、结语

目前，我国各地区建筑业与经济发展之间相互促进、相辅相成的。建筑业发展可以推动经济增长；随着经济的发展，资本积累逐渐增加，可以促进建筑业的继续发展。随着建筑业的不断发展，经济水平的提高，建筑业未来对经济的带动能力必然会受到多方面因素的影响，只有保持建筑业发展水平与经济发展水平的一致性，才有利于维护建筑业发展与经济发展之间相互促进的良性循环。中国各个地区有必要加快经济的转型与升级，转变经济发展方式，由资源投资型转变为科技投入型，由外生型经济发展转变为内生形经济发展方式，走创新驱动发展战略。

参考文献：

[1]吕志胜.低碳经济视阈下我国产业结构优化研究[J].经济研究参考，2012（58）.

[2]杨有志.中国建筑业区域结构经济波动的实证分析[J].管理世界，2009（12）.

[3]梁云芳，高铁梅.中国房地产价格波动区域差异的实证分析[J].经济研究， 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.

（作者单位：马昕晨，江苏大学管理学院；龙兴乐，江苏大学江苏省知识产权研究中心）