王 鑫

安徽理工大學經濟與管理學院,淮南，232001

1 相關研究

近年來，建筑業(yè)對國家經濟發(fā)展的影響越來越大。2014年，全國建筑企業(yè)的建筑業(yè)總產值為176 713.40億元;完成竣工產值100 719.51億元;房屋施工面積達到125.02億m2，比上一年增長10.4%;房屋竣工面積達到42.31億m2，比上一年增長5.4%;實現(xiàn)利潤6 913億元，比上一年增長13.7%。建筑業(yè)是我國重要的經濟支柱產業(yè)之一，但在我國經濟進入新形勢下，建筑業(yè)也面臨了新的挑戰(zhàn),同時建筑業(yè)對其他諸如鋼鐵、冶金等行業(yè)也有很強的拉動作用，因此,分析建筑業(yè)增長原因，有利于進一步推動經濟增長。高婷婷運用改進的C-D生產函數(shù)和Granger因果檢驗研究了河南省建筑業(yè)經濟增長原因，認為技術進步對河南建筑業(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數(shù)并運用協(xié)整理論，對建筑業(yè)投資與經濟增長的關系進行了分析，認為兩者間是存在雙向的因果關系[2]；韓冰從建筑業(yè)產出與經濟增長關系角度比較分析了我國西部、中部和東部地區(qū)的狀況，得出的結論是建筑業(yè)對經濟增長與地區(qū)經濟發(fā)展程度呈反比[3]。楊錦運用因子分析和數(shù)據包絡分析從建筑業(yè)資本投入、建筑業(yè)勞動投入、技術進步和建筑業(yè)產出四個方面對陜西省建筑業(yè)增長的情況進行綜合評價，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因果檢驗理論[6]，探究建筑業(yè)投入、產出與經濟發(fā)展三者的動態(tài)關系，借助Eviews 8.0對1991—2014年的相關事件序列進行實證分析[7]。

2 研究指標與樣本選取

選取1991—2014年《中國統(tǒng)計年鑒》相關數(shù)據[8]，對原始數(shù)據取對數(shù)以消除異方差的影響。建筑業(yè)投入用建筑業(yè)固定資產投資(jtz)表示，建筑業(yè)產出用建筑業(yè)總產值(jz)表示，經濟增長用國內生產總值(GDP)表示[9]。

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

(續(xù)表1)

3 實證研究

3.1 單位根檢驗(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，則必須進行差分處理或使用協(xié)整分析。對于一個平穩(wěn)的時間序列，若其均值與時間無關并且序列數(shù)值圍繞均值上下平穩(wěn)波動，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)整檢驗和Granger因果關系檢驗。單位根檢驗(ADF)是比較通用的序列平穩(wěn)性檢驗方法。本文運用這單位根檢驗法對lnGDP,lnjz,lnjtz進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表2所示。

表2 單位根檢驗結果

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AIC和SC準則進行選?。?2)D表示一階差分。

三個變量表現(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,滯后階數(shù)選擇太小會導致殘差自相關,模型的參數(shù)估計不具有一致性[10]；滯后階數(shù)選擇太大，雖可減弱序列殘差自相關，但會降低自由度，影響模型參數(shù)估計的有效性。因此，模型的參數(shù)估計對滯后階數(shù)的選擇有著嚴格的要求。

本文根據LR、FPE、AIC、SC和HQ5個指標進行選擇，優(yōu)先考慮AIC和SC值，由表3中的結果可知，5個指標均在滯后二階時達到最優(yōu)，因此確定最佳滯后階數(shù)為2。

表3 最優(yōu)滯后期檢驗結果

注：*表示超過正常值的數(shù)值

3.3 Johansen協(xié)整檢驗

已知建筑業(yè)投入、產出和經濟增長3個變量為一階單整，如果能證明其具有協(xié)整關系，即這3個非平穩(wěn)變量的線性組合是平穩(wěn)的，那么就可以確定這3個變量之間有長期穩(wěn)定的均衡關系。Johansen協(xié)整檢驗和EG協(xié)整檢驗是時間序列間協(xié)整檢驗的主要方法。Johansen協(xié)整檢驗優(yōu)于EG協(xié)整檢驗，因為Johansen協(xié)整檢驗不需要劃分內外生變量，而基于單一方程的EG協(xié)整檢驗則要進行劃分；Johansen協(xié)整檢驗可以列出變量間的所有協(xié)整方程，而EG多用于檢驗兩個變量間的協(xié)整關系，當變量多于兩個時，使用Johansen協(xié)整檢驗。假設協(xié)整方程有線性趨勢但只有截距，滯后階數(shù)取2，Johansen協(xié)整檢驗最終結果如表4所示。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結果

協(xié)整檢驗取5%臨界值為判斷標準，由表4可知，跡統(tǒng)計量39.837 5>29.790 1，表明這3個變量間至少存在一個協(xié)整關系，13.904 8<15.494，表明至多存在一個協(xié)整關系，所以3個變量之間存在有且只有一個協(xié)整關系。同理，最大特征統(tǒng)計量25.937 2>21.131 6，10.704 9<14.264 6，也得出同樣結果。由此可知，這3個變量間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關系。

由協(xié)整檢驗還可以看出,建筑業(yè)投入、建筑業(yè)產出與經濟增長之間對應的協(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%，經濟增長0.102 5%，建筑業(yè)產出每增長1%，經濟增長0.626 3%。

3.4 向量誤差修正模型[11]

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

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

(1)

將(1)式進行協(xié)整變換得：

(2)

若yt存在協(xié)整關系，那么Πyt-1～I(0),此時有：

(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誤差修正模型(ECM)。

作為解釋變量的差分項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)整檢驗已知建筑業(yè)投入、產出和經濟增長3個變量間存在長期協(xié)整關系，短期內3個變量間關系如何，還需要借助向量誤差修正模型進行探究，誤差修正模型的結果見表5。

表5 誤差修正模型估計結果

注：ECM表示誤差修正項,[]中為t值

由誤差修正模型可知，誤差修正項與建筑業(yè)投入、產出和經濟增長這3個變量滯后項組合對經濟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)產出每增加1%，短期可以分別拉動GDP增加約O．18%和0.09%。

3.5 基于VEC模型的Granger因果關系檢驗

由表6檢驗結果可知，國內生產總值lnGDP在10%的顯著性水平下是建筑業(yè)固定資產投資lnjtz的Granger原因，但不是建筑業(yè)總產值lnjz的Granger原因；在5%的顯著性水平下建筑業(yè)固定資產投資lnjtz是國內生產總值lnGDP的Granger原因，在10%的顯著性水平下建筑業(yè)固定資產投資lnjtz是建筑業(yè)總產值lnjz的Granger原因；而建筑業(yè)總產值lnjz既不是國內生產總值lnGDP的Granger原因,也不是建筑業(yè)固定資產投資lnjtz的Granger原因。這說明建筑業(yè)投入與經濟增長存在雙向Granger因果關系，且建筑業(yè)投入是建筑業(yè)產出的單向Granger原因。

表6 Granger因果關系檢驗結果

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

3.6 脈沖響應函數(shù)

借助圖1的脈沖響應函數(shù)對建筑業(yè)投入產出狀況與經濟增長間交互影響的過程進行分析。通過脈沖響應函數(shù)來分析一個標準差大小的沖擊對內生變量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、產出狀況與經濟增長間交互影響的過程。

由圖1第一行3個圖可知，向量自回歸模型中，給lnGDP變量當期一個標準擾動之后，通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對當期以后的各變量將會產生連鎖變動效應，經濟增長對自身的擾動脈沖響應為正，前兩期有明顯上升，可見短期內經濟增長對其自身有很強的拉動作用，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)投資一個正向沖擊，經濟增長第一期響應為零，之后一直處于上升趨勢并到第7期達到峰值后趨于穩(wěn)定。當建筑業(yè)產出受到一個正向沖擊時，經濟增長前4期近乎為零，第4期后有個大幅的正向反應，并在第10期達到峰值后趨于平穩(wěn)?？梢娊ㄖI(yè)投入和建筑業(yè)產出均對經濟增長有正向的拉動作用，短期內建筑業(yè)投入比建筑業(yè)產出的拉動效應更明顯。由第二行的3個圖可知，建筑業(yè)投入在經濟增長受到一個正向沖擊時，第1期為負，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期到達峰值后小幅下降趨于平穩(wěn)。對建筑業(yè)產出一個正向沖擊后，前兩期為零，可見短期內建筑業(yè)產出對建筑業(yè)投入沒有影響，而從第3期開始大幅上升在第9期達到峰值并趨于平穩(wěn)。由第三行的3個圖可知，建筑業(yè)產出在經濟增長受到一個正向沖擊后，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。當建筑業(yè)投入受到一個正向沖擊時，前兩期上升，第3期下降后又大幅上升，一直到第8期到達峰值0.06后小幅下降并平穩(wěn)?？梢?，短期內建筑業(yè)投入就對建筑業(yè)產出有拉動作用，從中長期看這種拉動作用更明顯。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期到達峰值0.07后小幅下降后趨于平穩(wěn)。

圖1 建筑業(yè)投入、產出與經濟增長脈沖響應函數(shù)圖

3.7 方差分解

VEC模型動態(tài)特征是通過方差分解來實現(xiàn)的，方差分解是將模型中各個內生變量(記為m個)的變化情況按形成原因分解為與各方程互相聯(lián)系的m個組成部分[5]。它實際上是一種樣本外的因果檢驗，即當一個變量受到沖擊后產生均方差，再將其分解為模型中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，接著得出各個變量沖擊的貢獻占總貢獻比重，進而看出各預報誤差對模型內生變量的相對重要性[6]。

運用方差分解進行建筑業(yè)投入、產出與經濟增長間的相互貢獻率分析(見圖2)。

(1)各變量對經濟增長的貢獻率。由圖2第1行3個圖可知，國家經濟增長自身方差貢獻率在長期內保持在60%上下，可以看出影響國家經濟增長最重要的因素是其自身，這表明國家宏觀經濟政策的貫徹與執(zhí)行對可持續(xù)的發(fā)展有重要作用。短期內建筑業(yè)投資對經濟增長影響呈上升趨勢，在中長期貢獻率更達到25%左右，而建筑業(yè)產出短期內對經濟發(fā)展幾乎沒有影響，長期內有13%左右的貢獻率。這說明，在重視提高建筑業(yè)投入的質量和效益的同時，也要兼顧建筑業(yè)產出的效率，加強建筑業(yè)技術創(chuàng)新和機械化程度，提高工程項目管理質量，才能增加經濟增長速度。

圖2 模型方差分解圖

(2)各變量對建筑業(yè)投入的貢獻率。由圖2第2行3個圖可知，建筑業(yè)投入受其自身方差貢獻率的影響中期內下降，長期保持在48%左右。而經濟增長在短期內呈上升趨勢，中期和長期內都維持在7%左右。建筑業(yè)產出對建筑業(yè)投入的貢獻率中短期內呈上升趨勢，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)產出來拉動。

(3)各變量對建筑業(yè)產出的貢獻率。由圖2第3行3個圖可知，短期看經濟增長對建筑業(yè)產出的方差貢獻率增長顯著，最高時達到50%，中長期看呈下降趨勢并最終穩(wěn)定在40%左右，建筑業(yè)投入短期內呈上升趨勢，中期內穩(wěn)定在30%左右。而建筑業(yè)產出對其本身的貢獻率短期內較高但一直處于快速下降趨勢，這說明短期內建筑業(yè)產出自身方差貢獻不顯著，在中長期內呈上升趨勢并穩(wěn)定在27%左右。從長期看經濟增長是建筑業(yè)產出的主要影響因素。

4 結 論

本文從建筑業(yè)投入和產出角度對其與經濟增長的關系進行了實證研究，借助Eviews 8.0軟件分析了1991—2014年間各變量相關時間序列，以ADF法檢驗各變量序列穩(wěn)定性，再采用Johansen協(xié)整檢驗來考察變量間的長期協(xié)整關系，在此基礎上構建VEC模型來檢驗變量間Granger因果關系和短期動態(tài)關系，在VEC模型中進行均方誤差分解。得出以下結論：

(1)從長期趨勢看，建筑業(yè)投入、產出和經濟增長存在長期的協(xié)整關系，建筑業(yè)投入和產出對經濟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%，經濟增長0.102 5%；建筑業(yè)產出每增長1%，經濟增長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)總產值每增長1%，短期內分別拉動GDP增長約0.18%和0.09%。由此可以看出，建筑業(yè)建設周期較長，從建筑業(yè)產出角度看，短期內對經濟的拉動作用沒有長期內明顯，而建筑業(yè)投入涉及房地產市場的開發(fā)、營銷和售后服務，房地產屬于第三產業(yè)，前期的項目可行性研究、房屋的預售、開發(fā)前后的融資和利益分攤等都極大地促進了資本的流動，所以短期內建筑業(yè)投入對經濟增長的拉動作用比長期內更明顯。

(3)Granger因果關系檢驗表明，建筑業(yè)投入與經濟增長存在雙向的Granger因果關系，并且建筑業(yè)投入是建筑業(yè)產出的單向Granger原因。這說明，建筑業(yè)投入能有效促進國家經濟增加，同時經濟增長對建筑業(yè)投入具有反向拉動作用。經濟增長促進了收入的增加，進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，建筑業(yè)投入的增長也促進了建筑業(yè)產出的增長，因為隨著投入的增加，更多的生產要素參與到建筑業(yè)的生產中，建筑業(yè)規(guī)模效應日益體現(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)產出構不成建筑業(yè)投入的Granger原因。

(4)利用方差分解圖從方差貢獻率的角度可以看出，建筑業(yè)投入對經濟增長的貢獻率要遠大于經濟增長對建筑業(yè)投入的貢獻率，而建筑業(yè)產出對經濟增長的貢獻率卻要遠小于經濟增長對建筑業(yè)產出的貢獻率。總體來看，經濟增長和建筑業(yè)投入自身方差貢獻占主導，而建筑業(yè)產出的方差貢獻率的主要變量是經濟發(fā)展。