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    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

    2019-01-16 05:38:39李方智童藤薛心蓓周俊
    科技經(jīng)濟(jì)市場(chǎng) 2019年11期
    關(guān)鍵詞:金融發(fā)展消費(fèi)水平經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

    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.

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