湖北省金融發(fā)展、消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

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(dòng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，基于Bootstrap ARDL自回歸分布滯后模型的來(lái)實(shí)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(huì)帶來(lái)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，反之亦然。相對(duì)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(zhǎng)期內(nèi)，三者間并無(wú)協(xié)整關(guān)系。據(jù)此，政府需要適當(dāng)延長(zhǎng)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(zhǎng);Bootstrap ARDL

0 引言

2008年金融危機(jī)以來(lái)，各國(guó)政府迅速調(diào)整政策以應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境挑戰(zhàn)。在此前，各國(guó)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(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)，我國(guó)亦是。但帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)，如房?jī)r(jià)泡沫、金融行業(yè)高杠桿、影子銀行等問(wèn)題。未來(lái)我國(guó)要依靠居民消費(fèi)的“消費(fèi)型”模式來(lái)應(yīng)對(duì)“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”。因而研究消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具重要意義。（一）湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀：1998-2017年來(lái)GDP總量領(lǐng)先全國(guó)平均水平。2018年全省GDP總量在國(guó)內(nèi)居第九位，14847.29億元，比去年增長(zhǎng)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(guó)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(zhǎng)、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(zhǎng)。消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，但效果不明顯。

1 文獻(xiàn)綜述

最早，國(guó)外Gurley和Shaw （1995）認(rèn)為金融發(fā)展是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主因。Goldsmith （1969）對(duì)多國(guó)實(shí)證出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高度正相關(guān)。（一）金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：張絨絨（2014）認(rèn)為其金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高于證券與保險(xiǎn)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(shí)證城鎮(zhèn)金融發(fā)展水平對(duì)地區(qū)消費(fèi)有促進(jìn)作用。（三）消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：徐常建，袁易明（2018）認(rèn)為消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需實(shí)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(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，需考慮貧富階層不同。

2 實(shí)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(jì)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(zhǎng)百分比計(jì)算，期間為2000-2017，居民消費(fèi)水平以2010年作基數(shù)。

2.2 實(shí)證模型

Bootstrap ARDL檢驗(yàn)基于Granger因果關(guān)系測(cè)試。x→y的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)應(yīng)該只包括x的滯后差異，也就是說(shuō)，本文需要檢驗(yàn)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(xiàng)可以認(rèn)為是I（0），x→y的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)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(shí)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(xiàng)。

2.3 實(shí)證

2.3.1 單位根檢驗(yàn)：用DF、ADF和PP單位根檢驗(yàn)平穩(wěn)性。表明在水平項(xiàng)I（0）檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)僅在DF單位根檢驗(yàn)上的無(wú)截距與無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)呈現(xiàn)平穩(wěn)I（0）狀態(tài);金融發(fā)展和消費(fèi)水平，無(wú)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(yàn)：AIC標(biāo)準(zhǔn)和選擇最小AIC作為最佳滯后期。長(zhǎng)期協(xié)整分析，在相關(guān)滯后一期下，三者沒(méi)有長(zhǎng)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(méi)有虛擬變量（斷點(diǎn)），金融產(chǎn)業(yè)增加值有2007年，2013年兩個(gè)斷點(diǎn)，居民消費(fèi)水平則在2001年斷點(diǎn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)地區(qū)總生產(chǎn)值在滯后一期下，對(duì)金融產(chǎn)業(yè)增加值（P值= 0.0000）有顯著正向影響，對(duì)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(méi)必要區(qū)分內(nèi)生或外生變量。也穩(wěn)合時(shí)間序列分析的精神。

2.3.4 Bootstrap ARDL 檢驗(yàn)：在相關(guān)滯后一期下，三者間無(wú)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系;無(wú)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(duì)其都有正向顯著影響。在短期格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，在沒(méi)有滯后期的情況下，湖北省的居民消費(fèi)水平對(duì)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(duì)策

長(zhǎng)期來(lái)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(wú)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(yàn)中，有顯著雙向關(guān)系，這表示，如增加地區(qū)總生產(chǎn)值，會(huì)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(huì)促進(jìn)地區(qū)總生產(chǎn)值;相對(duì)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(huì)帶來(lái)物價(jià)上漲。

（1）延長(zhǎng)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(dòng)滯后其他兩者兩年，2年可作為一個(gè)延長(zhǎng)標(biāo)準(zhǔn)。（2）政策互相一致湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shí)施政策中不能發(fā)生沖突，否則會(huì)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(zhǎng)沒(méi)有帶來(lái)金融發(fā)展，要考慮到消費(fèi)對(duì)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(shuō)明以消費(fèi)“擴(kuò)大內(nèi)需”的政策可行。

參考文獻(xiàn)：

[1]Goldsmith， R.W. Financial structure and development [R]. 1969.

[2]Gurley， J.G， Shaw， E.S. Financial aspects of economic development [J]. The American Economic Review， 1955， 45（4）： 515-538.

[3]谷秀娟，霍道偉. 金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與消費(fèi)結(jié)構(gòu)相關(guān)關(guān)系分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2017，03：187-190.

[4]花中東，高靜. 區(qū)域金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的實(shí)證分析——基于空間面板杜賓模型[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2016，32（6）：77-84+44.

[5]劉春蘭. 中國(guó)金融產(chǎn)業(yè)集群對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究[D].重慶大學(xué)，2016.

[6]齊紅倩，李志創(chuàng). 我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村消費(fèi)影響的時(shí)變特征研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2018，3：110-121.

[7]徐常建，袁易明. 要素收入分配結(jié)構(gòu)、居民消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2018，35（6）：121-126.

[8]謝穎，劉窮志.可持續(xù)消費(fèi)理論研究新進(jìn)展[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018，8：119-133.

[9]張絨絨. 安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究[D].安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，2014.