李國(guó)昌 李 臻

（安徽建筑大學(xué)，安徽 合肥 230000）

一、引言

新型城鎮(zhèn)化建設(shè)在當(dāng)下不斷推進(jìn)，進(jìn)而促進(jìn)了我國(guó)建筑市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大，也因此，建筑業(yè)成了帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)的支柱產(chǎn)業(yè)。 經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，政府出臺(tái)了一系列促進(jìn)建筑業(yè)發(fā)展的政策，“一帶一路”、PPP項(xiàng)目的進(jìn)一步深化，對(duì)拉動(dòng)建筑業(yè)發(fā)展起到了關(guān)鍵作用。當(dāng)前，安徽省處在“長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶”和“一帶一路”戰(zhàn)略的關(guān)鍵點(diǎn)之上，把握區(qū)位優(yōu)勢(shì)、推進(jìn)兩大戰(zhàn)略聯(lián)動(dòng)，對(duì)于推動(dòng)中部地區(qū)步入加速崛起階段有著不可替代的重要性。近年來(lái)，安徽省GDP保持持續(xù)平穩(wěn)上升態(tài)勢(shì)，城市化進(jìn)程日益推進(jìn)，建筑業(yè)帶動(dòng)作用日益凸顯。 因此，研究安徽省建筑業(yè)與GDP之間關(guān)系，有利于合理促進(jìn)產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，進(jìn)而帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)，同時(shí)也能為更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚作用，促使建筑產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展提質(zhì)增效。

二、安徽省建筑業(yè)與GDP的基本情況

（一）安徽省建筑業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

截止2017年，安徽省建筑業(yè)增加值已經(jīng)達(dá)到1993.4億元，是2001年的8.9倍，年增長(zhǎng)率達(dá)到6.8%；建筑業(yè)企業(yè)單位數(shù)為3216家，從業(yè)人員為168.09萬(wàn)人，全省建筑業(yè)總產(chǎn)值達(dá)到6047.1125億元，占全省GDP的25%。根據(jù)《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》可以得知本省2001年-2016年的建筑業(yè)增加值及其增長(zhǎng)速度，如圖1所示。[1]

圖1 2001-2016年安徽省建筑業(yè)增長(zhǎng)值及增長(zhǎng)速度

由上圖可以直觀地看到，安徽省建筑業(yè)增加值從2001年的223.7億元增加到至2017年的1993.4億元。2017年安徽省建筑業(yè)增加值增長(zhǎng)率為6.8%，建筑業(yè)增加值整體仍然保持上升趨勢(shì)。[2]但從2010年起，整體增速呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，新常態(tài)下我國(guó)建筑業(yè)已經(jīng)開(kāi)始進(jìn)入拐點(diǎn)。

（二）安徽省建筑業(yè)與GDP發(fā)展水平比較

依據(jù)《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》，得出1998年-2016年安徽省建筑業(yè)總產(chǎn)值與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，具體如下表1、圖2所示。

從下圖表可以得出，安徽省GDP與建筑業(yè)總產(chǎn)值呈現(xiàn)平穩(wěn)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，到2016年，GDP和建筑業(yè)總產(chǎn)值分別達(dá)到24,117.9億元和6,047.1億元，比1998年分別增長(zhǎng)了21,312.4億元和5,811.5億元。二者都保持著穩(wěn)定的增長(zhǎng)趨勢(shì)，且建筑業(yè)總產(chǎn)值在GDP中占有較大的比重，這就意味著在安徽省內(nèi)，建筑業(yè)對(duì)GDP的拉動(dòng)和GDP對(duì)建筑業(yè)的促進(jìn)之間存在著較強(qiáng)的正向交互作用。

表1 安徽省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值及建筑業(yè)總產(chǎn)值統(tǒng)計(jì)表

圖2 安徽省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與建筑業(yè)總產(chǎn)值趨勢(shì)圖

為了方便建立模型，我們以建筑業(yè)總產(chǎn)值作為橫坐標(biāo)，GDP作為縱坐標(biāo)，繪制散點(diǎn)圖如下圖3：

圖3 安徽省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與建筑業(yè)總產(chǎn)值關(guān)系圖

三、安徽省建筑業(yè)與GDP的實(shí)證分析

由于在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)，時(shí)間序列數(shù)據(jù)表示不平穩(wěn)的，所以在建立回歸模型之前，需要通過(guò)檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以避免“虛假回歸”的情況出現(xiàn)，通常采用ADF檢驗(yàn)。[3]

（一）時(shí)序圖

以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）為被解釋變量，建筑業(yè)總產(chǎn)值（X）為解釋變量，利用軟件Eviews8.0得到變量Ln(X)、Ln(Y)的時(shí)序圖，如下圖 4：

圖4 各變量時(shí)序

從上圖可知，Ln(X)、Ln(Y)均隨時(shí)間上升，初步判定可能該時(shí)間序列不平穩(wěn)。再根據(jù)二階差分作出其時(shí)序圖，如下圖5：

圖5 各變量二階差分時(shí)序

從二階差分時(shí)序圖可以直觀的看出該序列可能是平穩(wěn)的，所以還需要進(jìn)一步做Unit root test。

（二）單位根檢驗(yàn)

從時(shí)序圖可以看出，變量均含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)，為了更加精確地檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，選擇比較常用的ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

首先對(duì)Y進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，先是在二階差分的情況下，其|t|值較大，與此同時(shí)其對(duì)應(yīng)的 P值較小，這說(shuō)明了變量Ln(Y)在二階差分的情況下，沒(méi)有截距項(xiàng)和單位根，是二階單整的。

然后再對(duì)X進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，同樣在二階差分的情況下，其|t|值較大，與此同時(shí)其對(duì)應(yīng)的 P值較小，這說(shuō)明變量Ln(X)在二階差分的情況下，也不存在單位根，也是二階單整的。

（三）協(xié)整性檢驗(yàn)

由上文檢驗(yàn)結(jié)果可知變量 Ln(X)和 Ln(Y)是同階單整的，接下來(lái)我們?cè)龠M(jìn)行 Ln(X)和 Ln(Y)的協(xié)整性檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)于 Ln(X)和 Ln(Y)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，其|t|值均較大，而其對(duì)應(yīng)的 P值很小，說(shuō)明Ln(X)和 Ln(Y)存在著協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而說(shuō)明數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，可以建立模型。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

依據(jù)Cointegration Test結(jié)果可知，安徽省建筑業(yè)總產(chǎn)值與GDP二者間存有比較穩(wěn)定的一種均衡關(guān)系。但其是否存在因果關(guān)系，仍需借助Granger causality test來(lái)驗(yàn)證。滯后期取1，結(jié)果如下：

依據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平條件下，GDP與建筑業(yè)總產(chǎn)值這兩者間互為 Granger因果，這就表明它們有著一定程度的關(guān)聯(lián)性。

（五）建立模型

以GDP設(shè)為 Y作被解釋變量，建筑業(yè)總產(chǎn)值設(shè)為X作解釋變量，擬建立回歸模型設(shè)為：Y=β X+C，[4]并運(yùn)用OLS法估計(jì)參數(shù)，借助 EVIEWS軟件對(duì)該模型中時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果如下：

由此可知：

這其中，β=3.555,4，說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與建筑業(yè)總產(chǎn)值之間存在著正相關(guān)性，并且當(dāng)增加一個(gè)單位的建筑業(yè)總產(chǎn)值，會(huì)使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加3.555,4個(gè)單位。t統(tǒng)計(jì)值較大，為100.493,0，大于臨界值，而其相對(duì)應(yīng)的P值較小，在1%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)。另外，擬合優(yōu)度值R=0.998,3，數(shù)值較大，因此我們認(rèn)為，擬合程度較好；與此同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量為10,098.83，相對(duì)應(yīng)的P值較小并趨于零。 因此，我們拒絕原假設(shè)，說(shuō)明其顯著性較好。

但是，D-W檢驗(yàn)值為1.142，并不在1.6~2.4之間，說(shuō)明可能存在這正向自相關(guān)性。因此，為了提高擬合優(yōu)度，我們應(yīng)進(jìn)一步對(duì)原來(lái)模型進(jìn)行修正。其結(jié)果如下：

修正后的模型為：

修正后β=3.5705，即在安徽省內(nèi)建筑業(yè)總產(chǎn)值每增加一個(gè)單位，GDP增長(zhǎng)3.570,5個(gè)單位。t統(tǒng)計(jì)值為102.726,9，大于臨界值，相對(duì)應(yīng)的P值較小，我們?cè)?%的顯著性水平下通過(guò)t檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)；ar(2)的P值同樣較小，在5%的顯著性水平下，通過(guò)t檢驗(yàn)，所以也拒絕原假設(shè)；另外，R值為0.993,6，數(shù)值較大，我們可以認(rèn)為，擬合優(yōu)度較好；同樣的，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為4,871.786，相對(duì)應(yīng)的P值趨于零。因此，我們拒絕原假設(shè)，說(shuō)明其顯著性較好。此時(shí)D-W檢驗(yàn)值為2.041,4，處于1.6~2.4區(qū)間。 因此我們認(rèn)為，經(jīng)過(guò)修正后的模型擬合度更好。

四、主要結(jié)論和政策建議

本文主要分析了安徽省建筑業(yè)與GDP的關(guān)系，最終得到如下結(jié)論：

（一）在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，我省國(guó)民經(jīng)濟(jì)保持健康發(fā)展的良好態(tài)勢(shì)，建筑業(yè)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)中有升，產(chǎn)值繼續(xù)增加，但同比增速有所放緩。建筑業(yè)占比較大且緩中趨穩(wěn)。

（二）建筑業(yè)與GDP通過(guò)granger檢驗(yàn)，二者存在著相互影響的關(guān)系。 整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、社會(huì)生產(chǎn)力水平的提升，為整個(gè)建筑行業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、生產(chǎn)技術(shù)的創(chuàng)新創(chuàng)造提供了可能；同時(shí)，建筑業(yè)及其有關(guān)行業(yè)部門蓬勃發(fā)展休戚相關(guān)，為社會(huì)發(fā)展提供推動(dòng)力。政策建議如下：

1.以深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動(dòng)建筑業(yè)改革發(fā)展與轉(zhuǎn)型升級(jí)，全面提升建筑業(yè)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化。 實(shí)現(xiàn)其產(chǎn)品綠色、環(huán)保、可持續(xù)的新型生產(chǎn)方式，遵循 “綠色循環(huán)低碳發(fā)展”的改革轉(zhuǎn)變方向，培育其成為帶動(dòng)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)新發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。

2.加速建筑業(yè)領(lǐng)域科技成果轉(zhuǎn)移轉(zhuǎn)化，積極推動(dòng)建筑施工技術(shù)進(jìn)步，提升建筑管理水平，在實(shí)際建筑工程建設(shè)中，充分利用新型材料、新型技術(shù)、新型工藝、新型成果。

3.推動(dòng)建筑企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)建筑業(yè)進(jìn)入存量競(jìng)爭(zhēng)時(shí)代，企業(yè)應(yīng)積極順應(yīng)形勢(shì)變化，依靠科技進(jìn)步和管理創(chuàng)新，培養(yǎng)高端管理人才；通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)+BIM技術(shù)的應(yīng)用，帶動(dòng)建筑信息化管理水平提升，進(jìn)而大幅提升企業(yè)生產(chǎn)效力。

4.加強(qiáng)誠(chéng)信體系建設(shè)，提高監(jiān)管信息化水平，落實(shí)工程質(zhì)量監(jiān)管，規(guī)范市場(chǎng)秩序，從企業(yè)、人員及項(xiàng)目方角度形成完整的工程質(zhì)量安全監(jiān)管體系。