安徽省建筑業對GDP影響的實證研究

李國昌 李 臻

（安徽建筑大學，安徽 合肥 230000）

一、引言

新型城鎮化建設在當下不斷推進，進而促進了我國建筑市場規模不斷擴大，也因此，建筑業成了帶動GDP增長的支柱產業。 經濟新常態下，政府出臺了一系列促進建筑業發展的政策，“一帶一路”、PPP項目的進一步深化，對拉動建筑業發展起到了關鍵作用。當前，安徽省處在“長江經濟帶”和“一帶一路”戰略的關鍵點之上，把握區位優勢、推進兩大戰略聯動，對于推動中部地區步入加速崛起階段有著不可替代的重要性。近年來，安徽省GDP保持持續平穩上升態勢，城市化進程日益推進，建筑業帶動作用日益凸顯。 因此，研究安徽省建筑業與GDP之間關系，有利于合理促進產業健康發展，進而帶動GDP增長，同時也能為更好地發揮產業集聚作用，促使建筑產業進行轉型升級和經濟發展提質增效。

二、安徽省建筑業與GDP的基本情況

（一）安徽省建筑業發展現狀

截止2017年，安徽省建筑業增加值已經達到1993.4億元，是2001年的8.9倍，年增長率達到6.8%；建筑業企業單位數為3216家，從業人員為168.09萬人，全省建筑業總產值達到6047.1125億元，占全省GDP的25%。根據《安徽統計年鑒》可以得知本省2001年-2016年的建筑業增加值及其增長速度，如圖1所示。[1]

圖1 2001-2016年安徽省建筑業增長值及增長速度

由上圖可以直觀地看到，安徽省建筑業增加值從2001年的223.7億元增加到至2017年的1993.4億元。2017年安徽省建筑業增加值增長率為6.8%，建筑業增加值整體仍然保持上升趨勢。[2]但從2010年起，整體增速呈現下降趨勢，新常態下我國建筑業已經開始進入拐點。

（二）安徽省建筑業與GDP發展水平比較

依據《安徽統計年鑒》，得出1998年-2016年安徽省建筑業總產值與國內生產總值，具體如下表1、圖2所示。

從下圖表可以得出，安徽省GDP與建筑業總產值呈現平穩增長的趨勢，到2016年，GDP和建筑業總產值分別達到24,117.9億元和6,047.1億元，比1998年分別增長了21,312.4億元和5,811.5億元。二者都保持著穩定的增長趨勢，且建筑業總產值在GDP中占有較大的比重，這就意味著在安徽省內，建筑業對GDP的拉動和GDP對建筑業的促進之間存在著較強的正向交互作用。

表1 安徽省國內生產總值及建筑業總產值統計表

圖2 安徽省國內生產總值與建筑業總產值趨勢圖

為了方便建立模型，我們以建筑業總產值作為橫坐標，GDP作為縱坐標，繪制散點圖如下圖3：

圖3 安徽省國內生產總值與建筑業總產值關系圖

三、安徽省建筑業與GDP的實證分析

由于在對時間序列進行分析時，時間序列數據表示不平穩的，所以在建立回歸模型之前，需要通過檢驗來驗證數據的平穩性，以避免“虛假回歸”的情況出現，通常采用ADF檢驗。[3]

（一）時序圖

以國內生產總值（Y）為被解釋變量，建筑業總產值（X）為解釋變量，利用軟件Eviews8.0得到變量Ln(X)、Ln(Y)的時序圖，如下圖 4：

圖4 各變量時序

從上圖可知，Ln(X)、Ln(Y)均隨時間上升，初步判定可能該時間序列不平穩。再根據二階差分作出其時序圖，如下圖5：

圖5 各變量二階差分時序

從二階差分時序圖可以直觀的看出該序列可能是平穩的，所以還需要進一步做Unit root test。

（二）單位根檢驗

從時序圖可以看出，變量均含有截距項和時間趨勢，為了更加精確地檢驗其平穩性，選擇比較常用的ADF檢驗法進行單位根檢驗。

首先對Y進行ADF檢驗，結果如下：

由檢驗結果可知，先是在二階差分的情況下，其|t|值較大，與此同時其對應的 P值較小，這說明了變量Ln(Y)在二階差分的情況下，沒有截距項和單位根，是二階單整的。

然后再對X進行ADF檢驗，結果如下：

由檢驗結果可知，同樣在二階差分的情況下，其|t|值較大，與此同時其對應的 P值較小，這說明變量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）協整性檢驗

由上文檢驗結果可知變量 Ln(X)和 Ln(Y)是同階單整的，接下來我們再進行 Ln(X)和 Ln(Y)的協整性檢驗，結果如下：

由檢驗結果可知，對于 Ln(X)和 Ln(Y)的協整關系檢驗，其|t|值均較大，而其對應的 P值很小，說明Ln(X)和 Ln(Y)存在著協整關系，進而說明數據的平穩性，可以建立模型。

（四）格蘭杰因果檢驗

依據Cointegration Test結果可知，安徽省建筑業總產值與GDP二者間存有比較穩定的一種均衡關系。但其是否存在因果關系，仍需借助Granger causality test來驗證。滯后期取1，結果如下：

依據檢驗結果可知，在5%的顯著性水平條件下，GDP與建筑業總產值這兩者間互為 Granger因果，這就表明它們有著一定程度的關聯性。

（五）建立模型

以GDP設為 Y作被解釋變量，建筑業總產值設為X作解釋變量，擬建立回歸模型設為：Y=β X+C，[4]并運用OLS法估計參數，借助 EVIEWS軟件對該模型中時間序列數據進行分析，結果如下：

由此可知：

這其中，β=3.555,4，說明國內生產總值與建筑業總產值之間存在著正相關性，并且當增加一個單位的建筑業總產值，會使國內生產總值增加3.555,4個單位。t統計值較大，為100.493,0，大于臨界值，而其相對應的P值較小，在1%的顯著性水平下，拒絕原假設。另外，擬合優度值R=0.998,3，數值較大，因此我們認為，擬合程度較好；與此同時F統計量為10,098.83，相對應的P值較小并趨于零。 因此，我們拒絕原假設，說明其顯著性較好。

但是，D-W檢驗值為1.142，并不在1.6~2.4之間，說明可能存在這正向自相關性。因此，為了提高擬合優度，我們應進一步對原來模型進行修正。其結果如下：

修正后的模型為：

修正后β=3.5705，即在安徽省內建筑業總產值每增加一個單位，GDP增長3.570,5個單位。t統計值為102.726,9，大于臨界值，相對應的P值較小，我們在5%的顯著性水平下通過t檢驗，拒絕原假設；ar(2)的P值同樣較小，在5%的顯著性水平下，通過t檢驗，所以也拒絕原假設；另外，R值為0.993,6，數值較大，我們可以認為，擬合優度較好；同樣的，F統計量為4,871.786，相對應的P值趨于零。因此，我們拒絕原假設，說明其顯著性較好。此時D-W檢驗值為2.041,4，處于1.6~2.4區間。 因此我們認為，經過修正后的模型擬合度更好。

四、主要結論和政策建議

本文主要分析了安徽省建筑業與GDP的關系，最終得到如下結論：

（一）在經濟新常態下，我省國民經濟保持健康發展的良好態勢，建筑業經濟穩中有升，產值繼續增加，但同比增速有所放緩。建筑業占比較大且緩中趨穩。

（二）建筑業與GDP通過granger檢驗，二者存在著相互影響的關系。 整個國民經濟的發展、社會生產力水平的提升，為整個建筑行業轉型升級、生產技術的創新創造提供了可能；同時，建筑業及其有關行業部門蓬勃發展休戚相關，為社會發展提供推動力。政策建議如下：

1.以深化供給側結構性改革為主線，推動建筑業改革發展與轉型升級，全面提升建筑業產業現代化。 實現其產品綠色、環保、可持續的新型生產方式，遵循 “綠色循環低碳發展”的改革轉變方向，培育其成為帶動整個國民經濟新發展的經濟增長點。

2.加速建筑業領域科技成果轉移轉化，積極推動建筑施工技術進步，提升建筑管理水平，在實際建筑工程建設中，充分利用新型材料、新型技術、新型工藝、新型成果。

3.推動建筑企業轉型升級，經濟新常態建筑業進入存量競爭時代，企業應積極順應形勢變化，依靠科技進步和管理創新，培養高端管理人才；通過互聯網+BIM技術的應用，帶動建筑信息化管理水平提升，進而大幅提升企業生產效力。

4.加強誠信體系建設，提高監管信息化水平，落實工程質量監管，規范市場秩序，從企業、人員及項目方角度形成完整的工程質量安全監管體系。