李方智 童藤 薛心蓓 周俊

摘 要：采用2000-2017年湖北省地區(qū)生產總值（GDP）、金融產業(yè)增加值和居民消費變動的時間序列數據，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系。協(xié)整關系表明：在短期內，金融發(fā)展與GDP值有雙向關系，即提高金融產業(yè)增加值會帶來地區(qū)經濟的增長，反之亦然。相對而言，地區(qū)生產總值（GDP）、金融產業(yè)與居民消費水平間的雙向關系則不顯著。在長期內，三者間并無協(xié)整關系。據此，政府需要適當延長政策周期及短期內不能讓金融政策與經濟政策互相沖突。

關鍵詞：湖北省;金融發(fā)展;消費水平;經濟增長;Bootstrap ARDL

0 引言

2008年金融危機以來，各國政府迅速調整政策以應對經濟環(huán)境挑戰(zhàn)。在此前，各國依據凱恩斯的“總需求”管理經濟政策，依靠投資、消費、出口，來拉動經濟，我國亦是。但帶來風險，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的“消費型”模式來應對“經濟新常態(tài)”。因而研究消費與經濟增長具重要意義。（一）湖北省經濟發(fā)展現狀：1998-2017年來GDP總量領先全國平均水平。2018年全省GDP總量在國內居第九位，14847.29億元，比去年增長8.6%。（二）金融產業(yè)發(fā)展現狀：至2018年，湖北省上市公司僅103家，反映金融產業(yè)未發(fā)揮直接融資功能。（三）居民消費水平現狀：人均可支配收入18830元，全國第十，消費潛力巨大。但經濟轉型后，引起消費與產業(yè)結構的不匹配?？傊?，湖北省經濟增長、金融發(fā)展及居民消費水平發(fā)展并不一致。經濟結構單一，金融產業(yè)未能支持經濟增長。消費對經濟增長有促進作用，但效果不明顯。

1 文獻綜述

最早，國外Gurley和Shaw （1995）認為金融發(fā)展是地區(qū)經濟增長主因。Goldsmith （1969）對多國實證出金融發(fā)展與經濟增長高度正相關。（一）金融發(fā)展與經濟增長：張絨絨（2014）認為其金融產業(yè)集聚對經濟增長具有促進作用，存在明顯地區(qū)差異。劉春蘭（2016）發(fā)現銀行業(yè)集群對拉動經濟增長高于證券與保險業(yè)。（二） 金融發(fā)展與消費：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)消費有促進作用。（三）消費與經濟增長：徐常建，袁易明（2018）認為消費拉動經濟增長需實現生產的合理分配。齊紅倩等（2018）發(fā)現消費在推動經濟增長中有滯后性，可能導致就業(yè)率降低。謝穎（2018）認為消費若要長期促進經濟持續(xù)增長，需考慮貧富階層不同。

2 實證分析

2.1 數據

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

2.2 實證模型

Bootstrap ARDL檢驗基于Granger因果關系測試。x→y的Granger因果關系檢驗應該只包括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)整關系，意味著相關變量和獨立性變量形成固定的線性組合。滯后項可以認為是I（0），x→y的Granger因果關系檢驗應該包括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，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參數是解釋變yi和解釋變量xi的系數值。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，經濟增長僅在DF單位根檢驗上的無截距與無趨勢項呈現平穩(wěn)I（0）狀態(tài);金融發(fā)展和消費水平，無論是DF、ADF和PP都呈現平穩(wěn)I（0）。

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

顯著。

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

2.3.4 Bootstrap ARDL 檢驗：在相關滯后一期下，三者間無長期協(xié)整關系;無論居民消費水平（P值= 0.0000）或地區(qū)總生產值（P值= 0.0002），在金融產業(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系檢驗，在沒有滯后期的情況下，湖北省的居民消費水平對地區(qū)總生產值（P值= 0.4783）和金融產業(yè)增加值（P值= 0.3168）都不具有顯著影響。

3 結論與對策

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

（1）延長周期。在短期內消費水平的最佳滯后期為兩期即消費水平的變動滯后其他兩者兩年，2年可作為一個延長標準。（2）政策互相一致湖北省經濟增長和金融發(fā)展在短期內協(xié)調一致，且具有因果關系。實施政策中不能發(fā)生沖突，否則會導致政策失靈。（3）考慮 “抵消”效應。金融發(fā)展與消費水平間呈反向關系，即消費增長沒有帶來金融發(fā)展，要考慮到消費對金融產業(yè)的“抵消”效應。（4）以消費促進經濟。消費與經濟具有同向促進關系，說明以消費“擴大內需”的政策可行。

參考文獻：

[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)化與消費結構相關關系分析[J].商業(yè)經濟研究，2017，03：187-190.

[4]花中東，高靜. 區(qū)域金融發(fā)展對城鎮(zhèn)居民消費的實證分析——基于空間面板杜賓模型[J].消費經濟，2016，32（6）：77-84+44.

[5]劉春蘭. 中國金融產業(yè)集群對區(qū)域經濟增長影響研究[D].重慶大學，2016.

[6]齊紅倩，李志創(chuàng). 我國農村金融發(fā)展對農村消費影響的時變特征研究[J].農業(yè)技術經濟，2018，3：110-121.

[7]徐常建，袁易明. 要素收入分配結構、居民消費與經濟增長[J].經濟經緯，2018，35（6）：121-126.

[8]謝穎，劉窮志.可持續(xù)消費理論研究新進展[J].經濟學動態(tài)，2018，8：119-133.

[9]張絨絨. 安徽省金融產業(yè)集聚對經濟增長的影響研究[D].安徽財經大學，2014.