李方智 童藤 薛心蓓 周俊

摘 要：采用2000-2017年湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、金融產(chǎn)業(yè)增加值和居民消費(fèi)變動的時間序列數(shù)據(jù)，基于Bootstrap ARDL自回歸分布滯后模型的來實證研究這三者是否存在因果關(guān)系。協(xié)整關(guān)系表明：在短期內(nèi)，金融發(fā)展與GDP值有雙向關(guān)系，即提高金融產(chǎn)業(yè)增加值會帶來地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，反之亦然。相對而言，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、金融產(chǎn)業(yè)與居民消費(fèi)水平間的雙向關(guān)系則不顯著。在長期內(nèi)，三者間并無協(xié)整關(guān)系。據(jù)此，政府需要適當(dāng)延長政策周期及短期內(nèi)不能讓金融政策與經(jīng)濟(jì)政策互相沖突。

關(guān)鍵詞：湖北省;金融發(fā)展;消費(fèi)水平;經(jīng)濟(jì)增長;Bootstrap ARDL

0 引言

2008年金融危機(jī)以來，各國政府迅速調(diào)整政策以應(yīng)對經(jīng)濟(jì)環(huán)境挑戰(zhàn)。在此前，各國依據(jù)凱恩斯的“總需求”管理經(jīng)濟(jì)政策，依靠投資、消費(fèi)、出口，來拉動經(jīng)濟(jì)，我國亦是。但帶來風(fēng)險，如房價泡沫、金融行業(yè)高杠桿、影子銀行等問題。未來我國要依靠居民消費(fèi)的“消費(fèi)型”模式來應(yīng)對“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”。因而研究消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長具重要意義。（一）湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀：1998-2017年來GDP總量領(lǐng)先全國平均水平。2018年全省GDP總量在國內(nèi)居第九位，14847.29億元，比去年增長8.6%。（二）金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀：至2018年，湖北省上市公司僅103家，反映金融產(chǎn)業(yè)未發(fā)揮直接融資功能。（三）居民消費(fèi)水平現(xiàn)狀：人均可支配收入18830元，全國第十，消費(fèi)潛力巨大。但經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后，引起消費(fèi)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不匹配。總之，湖北省經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展及居民消費(fèi)水平發(fā)展并不一致。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)單一，金融產(chǎn)業(yè)未能支持經(jīng)濟(jì)增長。消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但效果不明顯。

1 文獻(xiàn)綜述

最早，國外Gurley和Shaw （1995）認(rèn)為金融發(fā)展是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長主因。Goldsmith （1969）對多國實證出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長高度正相關(guān)。（一）金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：張絨絨（2014）認(rèn)為其金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，存在明顯地區(qū)差異。劉春蘭（2016）發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)集群對拉動經(jīng)濟(jì)增長高于證券與保險業(yè)。（二） 金融發(fā)展與消費(fèi)：花中東，高靜（2016）和谷秀娟，霍道偉（2017）實證城鎮(zhèn)金融發(fā)展水平對地區(qū)消費(fèi)有促進(jìn)作用。（三）消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長：徐常建，袁易明（2018）認(rèn)為消費(fèi)拉動經(jīng)濟(jì)增長需實現(xiàn)生產(chǎn)的合理分配。齊紅倩等（2018）發(fā)現(xiàn)消費(fèi)在推動經(jīng)濟(jì)增長中有滯后性，可能導(dǎo)致就業(yè)率降低。謝穎（2018）認(rèn)為消費(fèi)若要長期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，需考慮貧富階層不同。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)

湖北省地區(qū)總生產(chǎn)值、金融產(chǎn)業(yè)增加值和居民消費(fèi)水平的年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，期間為1999-2017，取金融產(chǎn)業(yè)增加值和地區(qū)總生產(chǎn)值，以增長百分比計算，期間為2000-2017，居民消費(fèi)水平以2010年作基數(shù)。

2.2 實證模型

Bootstrap ARDL檢驗基于Granger因果關(guān)系測試。x→y的Granger因果關(guān)系檢驗應(yīng)該只包括x的滯后差異，也就是說，本文需要檢驗是否d>0，如變量間存在協(xié)整關(guān)系，意味著相關(guān)變量和獨(dú)立性變量形成固定的線性組合。滯后項可以認(rèn)為是I（0），x→y的Granger因果關(guān)系檢驗應(yīng)該包括x的滯后差和x的滯后水平，即b > 0和d=0。而McNown等人提出修改。ARDL模型是：

i和j是滯后期的指標(biāo)，i=1，2，...，k;j=1，2，...，k。t表示時間t=1，2，...，T。式中yt是解釋變量，xt是被解釋變量，存在變量Dt，j，是虛擬變量。αi與βi參數(shù)是解釋變yi和解釋變量xi的系數(shù)值。μi是誤差項。

2.3 實證

2.3.1 單位根檢驗：用DF、ADF和PP單位根檢驗平穩(wěn)性。表明在水平項I（0）檢驗，經(jīng)濟(jì)增長僅在DF單位根檢驗上的無截距與無趨勢項呈現(xiàn)平穩(wěn)I（0）狀態(tài);金融發(fā)展和消費(fèi)水平，無論是DF、ADF和PP都呈現(xiàn)平穩(wěn)I（0）。

2.3.2 最佳滯后期檢驗：AIC標(biāo)準(zhǔn)和選擇最小AIC作為最佳滯后期。長期協(xié)整分析，在相關(guān)滯后一期下，三者沒有長期協(xié)整關(guān)系;因期間僅18年（2000-2017），結(jié)果，地區(qū)總生產(chǎn)值沒有虛擬變量（斷點），金融產(chǎn)業(yè)增加值有2007年，2013年兩個斷點，居民消費(fèi)水平則在2001年斷點。格蘭杰因果檢驗時，發(fā)現(xiàn)地區(qū)總生產(chǎn)值在滯后一期下，對金融產(chǎn)業(yè)增加值（P值= 0.0000）有顯著正向影響，對居民消費(fèi)水平（P值= 0.3507），則不

顯著。

2.3.3 矢量自回歸模型（VAR）：VAR模型中，變量都被視為內(nèi)生變量，沒必要區(qū)分內(nèi)生或外生變量。也穩(wěn)合時間序列分析的精神。

2.3.4 Bootstrap ARDL 檢驗：在相關(guān)滯后一期下，三者間無長期協(xié)整關(guān)系;無論居民消費(fèi)水平（P值= 0.0000）或地區(qū)總生產(chǎn)值（P值= 0.0002），在金融產(chǎn)業(yè)增加值滯后一期下，對其都有正向顯著影響。在短期格蘭杰因果關(guān)系檢驗，在沒有滯后期的情況下，湖北省的居民消費(fèi)水平對地區(qū)總生產(chǎn)值（P值= 0.4783）和金融產(chǎn)業(yè)增加值（P值= 0.3168）都不具有顯著影響。

3 結(jié)論與對策

長期來看，湖北省地區(qū)總生產(chǎn)值、金融產(chǎn)業(yè)增加值和居民消費(fèi)水平三者間并無協(xié)整關(guān)系，但地區(qū)總生產(chǎn)值與金融產(chǎn)業(yè)增加值，在短期因果關(guān)系檢驗中，有顯著雙向關(guān)系，這表示，如增加地區(qū)總生產(chǎn)值，會增加金融產(chǎn)業(yè)增加值;政府政策若增加金融產(chǎn)業(yè)增加值，則會促進(jìn)地區(qū)總生產(chǎn)值;相對而言，地區(qū)生產(chǎn)總值與金融產(chǎn)業(yè)增加值增加后，短期間也會帶來物價上漲。

（1）延長周期。在短期內(nèi)消費(fèi)水平的最佳滯后期為兩期即消費(fèi)水平的變動滯后其他兩者兩年，2年可作為一個延長標(biāo)準(zhǔn)。（2）政策互相一致湖北省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展在短期內(nèi)協(xié)調(diào)一致，且具有因果關(guān)系。實施政策中不能發(fā)生沖突，否則會導(dǎo)致政策失靈。（3）考慮 “抵消”效應(yīng)。金融發(fā)展與消費(fèi)水平間呈反向關(guān)系，即消費(fèi)增長沒有帶來金融發(fā)展，要考慮到消費(fèi)對金融產(chǎn)業(yè)的“抵消”效應(yīng)。（4）以消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)。消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)具有同向促進(jìn)關(guān)系，說明以消費(fèi)“擴(kuò)大內(nèi)需”的政策可行。

參考文獻(xiàn)：

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