我國建筑業(yè)投入、產(chǎn)出與社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

王 鑫

安徽理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,淮南，232001

1 相關(guān)研究

近年來，建筑業(yè)對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響越來越大。2014年，全國建筑企業(yè)的建筑業(yè)總產(chǎn)值為176 713.40億元;完成竣工產(chǎn)值100 719.51億元;房屋施工面積達(dá)到125.02億m2，比上一年增長10.4%;房屋竣工面積達(dá)到42.31億m2，比上一年增長5.4%;實(shí)現(xiàn)利潤6 913億元，比上一年增長13.7%。建筑業(yè)是我國重要的經(jīng)濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)之一，但在我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新形勢下，建筑業(yè)也面臨了新的挑戰(zhàn),同時(shí)建筑業(yè)對其他諸如鋼鐵、冶金等行業(yè)也有很強(qiáng)的拉動(dòng)作用，因此,分析建筑業(yè)增長原因，有利于進(jìn)一步推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。高婷婷運(yùn)用改進(jìn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)和Granger因果檢驗(yàn)研究了河南省建筑業(yè)經(jīng)濟(jì)增長原因，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步對河南建筑業(yè)的影響較低，建筑業(yè)處于粗放增長階段[1]；而王川等人在分析中減少了變量個(gè)數(shù)并運(yùn)用協(xié)整理論，對建筑業(yè)投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，認(rèn)為兩者間是存在雙向的因果關(guān)系[2]；韓冰從建筑業(yè)產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系角度比較分析了我國西部、中部和東部地區(qū)的狀況，得出的結(jié)論是建筑業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度呈反比[3]。楊錦運(yùn)用因子分析和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析從建筑業(yè)資本投入、建筑業(yè)勞動(dòng)投入、技術(shù)進(jìn)步和建筑業(yè)產(chǎn)出四個(gè)方面對陜西省建筑業(yè)增長的情況進(jìn)行綜合評價(jià)，并且指出其發(fā)展方向[4]。本文利用協(xié)整理論、誤差修正模型[5]和Granger因果檢驗(yàn)理論[6]，探究建筑業(yè)投入、產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展三者的動(dòng)態(tài)關(guān)系，借助Eviews 8.0對1991—2014年的相關(guān)事件序列進(jìn)行實(shí)證分析[7]。

2 研究指標(biāo)與樣本選取

選取1991—2014年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)[8]，對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)以消除異方差的影響。建筑業(yè)投入用建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資(jtz)表示，建筑業(yè)產(chǎn)出用建筑業(yè)總產(chǎn)值(jz)表示，經(jīng)濟(jì)增長用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)表示[9]。

表1 1991—2014年建筑業(yè)投入、產(chǎn)出與GDP原始數(shù)據(jù)

(續(xù)表1)

3 實(shí)證研究

3.1 單位根檢驗(yàn)(ADF)序列平穩(wěn)性

對于平穩(wěn)序列可直接建模分析，對于非平穩(wěn)序列，則必須進(jìn)行差分處理或使用協(xié)整分析。對于一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，若其均值與時(shí)間無關(guān)并且序列數(shù)值圍繞均值上下平穩(wěn)波動(dòng)，具有比較顯著的收斂趨勢，這樣的序列就稱為零階單整，記為I(0)；若原始序列不平穩(wěn)，但一階差分平穩(wěn)，則稱原始序列一階單整，記為I(1)。以此類推，如果P次差分后平穩(wěn)，原始序列為P階單整，記為I(P)。誤差修正模型(VEC)中各變量一般要滿足一階或二階單整，以利于后續(xù)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)(ADF)是比較通用的序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法。本文運(yùn)用這單位根檢驗(yàn)法對lnGDP,lnjz,lnjtz進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：(1)c,t,k分別表示截距、趨勢和滯后階數(shù)，滯后階數(shù)依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則進(jìn)行選?。?2)D表示一階差分。

三個(gè)變量表現(xiàn)為一階單整，即其一階差分平穩(wěn)，記為lnGDP-I(1)，lnjz-I(1),lnjtz-I(1)。

3.2 VAR模型最佳滯后階數(shù)

滯后階數(shù)的選擇影響VAR模型的參數(shù)估計(jì),滯后階數(shù)選擇太小會(huì)導(dǎo)致殘差自相關(guān),模型的參數(shù)估計(jì)不具有一致性[10]；滯后階數(shù)選擇太大，雖可減弱序列殘差自相關(guān)，但會(huì)降低自由度，影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。因此，模型的參數(shù)估計(jì)對滯后階數(shù)的選擇有著嚴(yán)格的要求。

本文根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ5個(gè)指標(biāo)進(jìn)行選擇，優(yōu)先考慮AIC和SC值，由表3中的結(jié)果可知，5個(gè)指標(biāo)均在滯后二階時(shí)達(dá)到最優(yōu)，因此確定最佳滯后階數(shù)為2。

表3 最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示超過正常值的數(shù)值

3.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

已知建筑業(yè)投入、產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長3個(gè)變量為一階單整，如果能證明其具有協(xié)整關(guān)系，即這3個(gè)非平穩(wěn)變量的線性組合是平穩(wěn)的，那么就可以確定這3個(gè)變量之間有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和EG協(xié)整檢驗(yàn)是時(shí)間序列間協(xié)整檢驗(yàn)的主要方法。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)優(yōu)于EG協(xié)整檢驗(yàn)，因?yàn)镴ohansen協(xié)整檢驗(yàn)不需要?jiǎng)澐謨?nèi)外生變量，而基于單一方程的EG協(xié)整檢驗(yàn)則要進(jìn)行劃分；Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可以列出變量間的所有協(xié)整方程，而EG多用于檢驗(yàn)兩個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，當(dāng)變量多于兩個(gè)時(shí)，使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。假設(shè)協(xié)整方程有線性趨勢但只有截距，滯后階數(shù)取2，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)最終結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)取5%臨界值為判斷標(biāo)準(zhǔn)，由表4可知，跡統(tǒng)計(jì)量39.837 5>29.790 1，表明這3個(gè)變量間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，13.904 8<15.494，表明至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以3個(gè)變量之間存在有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。同理，最大特征統(tǒng)計(jì)量25.937 2>21.131 6，10.704 9<14.264 6，也得出同樣結(jié)果。由此可知，這3個(gè)變量間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

由協(xié)整檢驗(yàn)還可以看出,建筑業(yè)投入、建筑業(yè)產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長之間對應(yīng)的協(xié)整方程:

lnGDP=0.1025lnjtz+0.6263lnjz

由協(xié)整方程知，從長期看建筑業(yè)投入每增長1%，經(jīng)濟(jì)增長0.102 5%，建筑業(yè)產(chǎn)出每增長1%，經(jīng)濟(jì)增長0.626 3%。

3.4 向量誤差修正模型[11]

令yt=(y1t,y2t,…,ykt)′為k維時(shí)間序列，t=1,2,…,T，yt～I(xiàn)(1), 即每一yit～I(xiàn)(1)，i=1,2,…,k，如果yt不受d維外生的時(shí)間序列xt=(x1tx2t..xdt)′限制，則有

yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+ut，t=1,2,…,T

(1)

將(1)式進(jìn)行協(xié)整變換得：

(2)

若yt存在協(xié)整關(guān)系，那么Πyt-1～I(xiàn)(0),此時(shí)有：

(3)

(4)

(4)式即為向量誤差修正模型(VEC),其中每一方程都是一個(gè)誤差修正模型(ECM)。

作為解釋變量的差分項(xiàng)Δyt-i(i=1,2,…,p-1)的系數(shù)向量Γi(i=1,2,…,p-1)，反映的是各變量的短期波動(dòng)Δyt-i對解釋變量yt的短期變化Δyt的影響[8]。

由Johansen協(xié)整檢驗(yàn)已知建筑業(yè)投入、產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長3個(gè)變量間存在長期協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)3個(gè)變量間關(guān)系如何，還需要借助向量誤差修正模型進(jìn)行探究，誤差修正模型的結(jié)果見表5。

表5 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

注：ECM表示誤差修正項(xiàng),[]中為t值

由誤差修正模型可知，誤差修正項(xiàng)與建筑業(yè)投入、產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長這3個(gè)變量滯后項(xiàng)組合對經(jīng)濟(jì)增長有比較好的解釋能力，差分后的一階滯后效果好于二階滯后，調(diào)整R2約為0．797；而對于lnjtz和lnjz的解釋能力相對弱一些。從表5可以看出，建筑業(yè)投入和建筑業(yè)產(chǎn)出對GDP增長的短期彈性分別為0.180 737和0.089 187，即建筑業(yè)投入和建筑業(yè)產(chǎn)出每增加1%，短期可以分別拉動(dòng)GDP增加約O．18%和0.09%。

3.5 基于VEC模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表6檢驗(yàn)結(jié)果可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值lnGDP在10%的顯著性水平下是建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資lnjtz的Granger原因，但不是建筑業(yè)總產(chǎn)值lnjz的Granger原因；在5%的顯著性水平下建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資lnjtz是國內(nèi)生產(chǎn)總值lnGDP的Granger原因，在10%的顯著性水平下建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資lnjtz是建筑業(yè)總產(chǎn)值lnjz的Granger原因；而建筑業(yè)總產(chǎn)值lnjz既不是國內(nèi)生產(chǎn)總值lnGDP的Granger原因,也不是建筑業(yè)固定資產(chǎn)投資lnjtz的Granger原因。這說明建筑業(yè)投入與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向Granger因果關(guān)系，且建筑業(yè)投入是建筑業(yè)產(chǎn)出的單向Granger原因。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：d為滯后期，*代表10%顯著性水平拒絕原假設(shè)，**代表5%顯著性水平拒絕原假設(shè)。

3.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

借助圖1的脈沖響應(yīng)函數(shù)對建筑業(yè)投入產(chǎn)出狀況與經(jīng)濟(jì)增長間交互影響的過程進(jìn)行分析。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量lnGDPt、lnjtzt與lnjzt現(xiàn)期及未來各期的影響，并以此來考察1991—2014年間建筑業(yè)投入、產(chǎn)出狀況與經(jīng)濟(jì)增長間交互影響的過程。

由圖1第一行3個(gè)圖可知，向量自回歸模型中，給lnGDP變量當(dāng)期一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)擾動(dòng)之后，通過變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，對當(dāng)期以后的各變量將會(huì)產(chǎn)生連鎖變動(dòng)效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長對自身的擾動(dòng)脈沖響應(yīng)為正，前兩期有明顯上升，可見短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對其自身有很強(qiáng)的拉動(dòng)作用，往后各期維持在0.06左右，第10期后趨于平穩(wěn)。給建筑業(yè)投資一個(gè)正向沖擊，經(jīng)濟(jì)增長第一期響應(yīng)為零，之后一直處于上升趨勢并到第7期達(dá)到峰值后趨于穩(wěn)定。當(dāng)建筑業(yè)產(chǎn)出受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長前4期近乎為零，第4期后有個(gè)大幅的正向反應(yīng)，并在第10期達(dá)到峰值后趨于平穩(wěn)。可見建筑業(yè)投入和建筑業(yè)產(chǎn)出均對經(jīng)濟(jì)增長有正向的拉動(dòng)作用，短期內(nèi)建筑業(yè)投入比建筑業(yè)產(chǎn)出的拉動(dòng)效應(yīng)更明顯。由第二行的3個(gè)圖可知，建筑業(yè)投入在經(jīng)濟(jì)增長受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，第1期為負(fù)，第2期上升為正并一直呈小幅上升趨勢，在第9期以后趨于平穩(wěn)。建筑業(yè)投入對自身的沖擊前兩期穩(wěn)定在0.05，從第3期開始上升并于第6期到達(dá)峰值后小幅下降趨于平穩(wěn)。對建筑業(yè)產(chǎn)出一個(gè)正向沖擊后，前兩期為零，可見短期內(nèi)建筑業(yè)產(chǎn)出對建筑業(yè)投入沒有影響，而從第3期開始大幅上升在第9期達(dá)到峰值并趨于平穩(wěn)。由第三行的3個(gè)圖可知，建筑業(yè)產(chǎn)出在經(jīng)濟(jì)增長受到一個(gè)正向沖擊后，前3期大幅上升后又連續(xù)3期下降然后從第6期開始小幅上升后平穩(wěn)在0.065左右。當(dāng)建筑業(yè)投入受到一個(gè)正向沖擊時(shí)，前兩期上升，第3期下降后又大幅上升，一直到第8期到達(dá)峰值0.06后小幅下降并平穩(wěn)。可見，短期內(nèi)建筑業(yè)投入就對建筑業(yè)產(chǎn)出有拉動(dòng)作用，從中長期看這種拉動(dòng)作用更明顯。建筑業(yè)投入對自身的沖擊，前3期下降，從第3期開始呈上升趨勢，并在第10期到達(dá)峰值0.07后小幅下降后趨于平穩(wěn)。

圖1 建筑業(yè)投入、產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

3.7 方差分解

VEC模型動(dòng)態(tài)特征是通過方差分解來實(shí)現(xiàn)的，方差分解是將模型中各個(gè)內(nèi)生變量(記為m個(gè))的變化情況按形成原因分解為與各方程互相聯(lián)系的m個(gè)組成部分[5]。它實(shí)際上是一種樣本外的因果檢驗(yàn)，即當(dāng)一個(gè)變量受到?jīng)_擊后產(chǎn)生均方差，再將其分解為模型中各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，接著得出各個(gè)變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)比重，進(jìn)而看出各預(yù)報(bào)誤差對模型內(nèi)生變量的相對重要性[6]。

運(yùn)用方差分解進(jìn)行建筑業(yè)投入、產(chǎn)出與經(jīng)濟(jì)增長間的相互貢獻(xiàn)率分析(見圖2)。

(1)各變量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。由圖2第1行3個(gè)圖可知，國家經(jīng)濟(jì)增長自身方差貢獻(xiàn)率在長期內(nèi)保持在60%上下，可以看出影響國家經(jīng)濟(jì)增長最重要的因素是其自身，這表明國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的貫徹與執(zhí)行對可持續(xù)的發(fā)展有重要作用。短期內(nèi)建筑業(yè)投資對經(jīng)濟(jì)增長影響呈上升趨勢，在中長期貢獻(xiàn)率更達(dá)到25%左右，而建筑業(yè)產(chǎn)出短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展幾乎沒有影響，長期內(nèi)有13%左右的貢獻(xiàn)率。這說明，在重視提高建筑業(yè)投入的質(zhì)量和效益的同時(shí)，也要兼顧建筑業(yè)產(chǎn)出的效率，加強(qiáng)建筑業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和機(jī)械化程度，提高工程項(xiàng)目管理質(zhì)量，才能增加經(jīng)濟(jì)增長速度。

圖2 模型方差分解圖

(2)各變量對建筑業(yè)投入的貢獻(xiàn)率。由圖2第2行3個(gè)圖可知，建筑業(yè)投入受其自身方差貢獻(xiàn)率的影響中期內(nèi)下降，長期保持在48%左右。而經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)呈上升趨勢，中期和長期內(nèi)都維持在7%左右。建筑業(yè)產(chǎn)出對建筑業(yè)投入的貢獻(xiàn)率中短期內(nèi)呈上升趨勢，長期穩(wěn)定在40%左右。從長期來看建筑業(yè)投入的增長要靠自身和建筑業(yè)產(chǎn)出來拉動(dòng)。

(3)各變量對建筑業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率。由圖2第3行3個(gè)圖可知，短期看經(jīng)濟(jì)增長對建筑業(yè)產(chǎn)出的方差貢獻(xiàn)率增長顯著，最高時(shí)達(dá)到50%，中長期看呈下降趨勢并最終穩(wěn)定在40%左右，建筑業(yè)投入短期內(nèi)呈上升趨勢，中期內(nèi)穩(wěn)定在30%左右。而建筑業(yè)產(chǎn)出對其本身的貢獻(xiàn)率短期內(nèi)較高但一直處于快速下降趨勢，這說明短期內(nèi)建筑業(yè)產(chǎn)出自身方差貢獻(xiàn)不顯著，在中長期內(nèi)呈上升趨勢并穩(wěn)定在27%左右。從長期看經(jīng)濟(jì)增長是建筑業(yè)產(chǎn)出的主要影響因素。

4 結(jié) 論

本文從建筑業(yè)投入和產(chǎn)出角度對其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，借助Eviews 8.0軟件分析了1991—2014年間各變量相關(guān)時(shí)間序列，以ADF法檢驗(yàn)各變量序列穩(wěn)定性，再采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來考察變量間的長期協(xié)整關(guān)系，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建VEC模型來檢驗(yàn)變量間Granger因果關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，在VEC模型中進(jìn)行均方誤差分解。得出以下結(jié)論：

(1)從長期趨勢看，建筑業(yè)投入、產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)增長存在長期的協(xié)整關(guān)系，建筑業(yè)投入和產(chǎn)出對經(jīng)濟(jì)增長的長期彈性分別約為0.102 5%和0.626 3%，即：建筑業(yè)投入每增長1%，經(jīng)濟(jì)增長0.102 5%；建筑業(yè)產(chǎn)出每增長1%，經(jīng)濟(jì)增長0.626 3%，具有同向性。

(2)通過VEC模型可知，建筑業(yè)投入和建筑業(yè)總產(chǎn)值對GDP增長的短期彈性分別為0.180 737和0.089 187，即建筑業(yè)投資和建筑業(yè)總產(chǎn)值每增長1%，短期內(nèi)分別拉動(dòng)GDP增長約0.18%和0.09%。由此可以看出，建筑業(yè)建設(shè)周期較長，從建筑業(yè)產(chǎn)出角度看，短期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用沒有長期內(nèi)明顯，而建筑業(yè)投入涉及房地產(chǎn)市場的開發(fā)、營銷和售后服務(wù)，房地產(chǎn)屬于第三產(chǎn)業(yè)，前期的項(xiàng)目可行性研究、房屋的預(yù)售、開發(fā)前后的融資和利益分?jǐn)偟榷紭O大地促進(jìn)了資本的流動(dòng)，所以短期內(nèi)建筑業(yè)投入對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用比長期內(nèi)更明顯。

(3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，建筑業(yè)投入與經(jīng)濟(jì)增長存在雙向的Granger因果關(guān)系，并且建筑業(yè)投入是建筑業(yè)產(chǎn)出的單向Granger原因。這說明，建筑業(yè)投入能有效促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)增加，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長對建筑業(yè)投入具有反向拉動(dòng)作用。經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)了收入的增加，進(jìn)而也直接增加了建筑業(yè)投入，使建筑業(yè)得以發(fā)展。同時(shí)，建筑業(yè)投入的增長也促進(jìn)了建筑業(yè)產(chǎn)出的增長，因?yàn)殡S著投入的增加，更多的生產(chǎn)要素參與到建筑業(yè)的生產(chǎn)中，建筑業(yè)規(guī)模效應(yīng)日益體現(xiàn)。但鑒于我國建筑業(yè)整體的高投入、高消耗和低效益的發(fā)展現(xiàn)狀，建筑業(yè)產(chǎn)出構(gòu)不成建筑業(yè)投入的Granger原因。

(4)利用方差分解圖從方差貢獻(xiàn)率的角度可以看出，建筑業(yè)投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率要遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長對建筑業(yè)投入的貢獻(xiàn)率，而建筑業(yè)產(chǎn)出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻要遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長對建筑業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率?？傮w來看，經(jīng)濟(jì)增長和建筑業(yè)投入自身方差貢獻(xiàn)占主導(dǎo)，而建筑業(yè)產(chǎn)出的方差貢獻(xiàn)率的主要變量是經(jīng)濟(jì)發(fā)展。