咸寧市經濟增長因素的協整分析及因果檢驗

山秀娟代 格

（1.武漢晴川學院，湖北 武漢 430000；2.中國建設銀行咸寧咸安支行，湖北 咸寧 437199）

一、數據來源及衡量指標

（一）引入

縱觀1990年至今咸寧市經濟面貌大大改善，綜合實力不斷增加，經濟產出水平呈穩定增長局勢，尤其2006年以來經濟總量快速上升，增速較快，至2015年咸寧首次突破千億，整體發展水平進入新時代，但面對國內經濟的下行壓力和國外環境的錯綜復雜，分析影響咸寧地市經濟的各因素與經濟發展的關系及尋求保持經濟規模穩定持續發展的途徑仍是亟待解決的問題。

（二）數據來源及所選標量

為研究咸寧經濟發展及影響因素，擬從宏觀角度抽取生產總值、消費、政府購買、投資及金融信貸約束等指標來分析上述之間的關系，選取了從2006年到2015年的咸寧市季度數據作為本文的研究對象，原始數據來源于咸寧市統計局、商務部網站及相關資料，對原始數據處理后所決定的研究對象有：1、季度生產總值GDP（按照增加值方法測量）表示Y：經濟發展水平；2、社會消費品零售額的季度區間值表示X1：消費能力；3、固定資產投資完成額的區間值表示X2：投資水平；4、地方公共一般預算支出的區間值表示X3：財政支出水平；5、銀行存貸差表示X4：銀行業對實體經濟的信貸約束力度。

為了消除異方差，本論文對上述所有指標取其對數，用LN來表示。因時間序列較少，本文將從長期和短期顯著性關系著手分析，對兩類變量進行定性分析，著重判斷分析咸寧經濟與消費投資和財政預算及銀行信貸約束力度之間是否存在顯著影響關系，確立各變量間的因果關系。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

時間序列分析中遇到的首要問題是平穩性問題。時間序列進行分析的基礎是其是否具備平穩性，而時間序列平穩性的檢驗的方法眾多。為保證本文所選取的時間序列推斷及預測的有效性，我們采用單位根ADF檢驗方法。ADF的具體方法是估計回歸方程:

式中:Yt為原始時間序列；t為時間趨勢項；Yt-1為滯后1期的原始時間序列；ΔYt為一階差分時間序列；ΔYt-j為滯后j期的一階差分時間序列；α為常數；βt、ρ、λj為回歸系數；P為滯后階數；ut為誤差項。結果如表2.1:

表2 .1 單位根的ADF檢驗結果

由表2.1可知，在0.05的顯著水平下，上述各時間序列變量都存在單位根，P值較大，不能拒絕零假設H0：δ=0，序列是不平穩序列。為避免模型可能出現的偽回歸，消除趨勢因素，對各序列一階差分，差分后的變量P值均小于臨界值，即拒絕存在單位根的零假設，認為序列均是平穩序列，從而得到均為一階單整序列I(1)。

（二）協整分析

進行協整檢驗的前提條件是被檢測的變量必須是同根的時間序列。變量通過上述ADF檢驗后都被證實是同階單整的。各變量之間各自存在長期的穩定規律，但不能說明它們之間的線性組合也是平穩的。為了本文各變量是否具備長期的穩定線性關系，我們試圖采用Engle-Granger兩步法協整模型來分析檢驗。

第一步：對各變量建立初步模型，得到如下表2.2的結果。

表2 .2 模型回歸結果

第二步：對回歸后模型的殘差項進ADF檢驗；檢驗結果顯示P值為0，對殘差的ADF檢驗顯示在5%的顯著性水平下，殘差是平穩的，說明各變量之間是存在協整關系的，即各變量存在長期均衡關系。其中協整方程為：

由上述模型結果可知，模型標量呈長期均衡穩定關系，具體來看消費能力變動與經濟增長呈正相關趨勢，投資水平增長與經濟增長正相關，且政府支出水平變動正相關于經濟變動，但銀行信貸約束的變動與經濟增長成反向變動趨勢，長期來看四因素中消費的變動與當期產出的關系最明顯，影響系數為0.726137，政府支出水平和產出的影響關系最微弱。

（三）誤差修正模型

檢驗經濟總量與消費、投資等解釋變量間短期影響程度的模型選擇誤差修正模型(ECM)。其中誤差修正模型為：

誤差修正方程表明，短期內產出水平的波動由兩方面構成，首先是各解釋變量對因變量的影響，其次是短期內長期均衡的偏離。

對于前者，經濟產出的增長與消費能力、投資水平、政府支出水平及銀行信貸約束力度之間存在短期的波動關系，這種關系描述為消費能力、投資水平、政府購買水平的變動與經濟增長呈現正向相關關系，銀行信貸約束的變動與經濟增長成反向變動趨勢。對比估計系數可看出消費、投資和政府購買的短期變化影響系數略弱于長期變化關系，但信貸約束力的短期變化輻射力度較高，可能的解釋是既定的信貸規模當中，雖然短期投資能有效拉動當期GDP，但長期內基于企業效益等多重復雜原因，對經濟的長期拉動作用并不明顯。

對于后者由誤差修正項系數θ決定，ECM模型估計θ=-0.994435，表示當在偏離長期均衡時短期將以（-0.994435）的調整力度使得產出水平長期內符合模型性態，回到均衡狀態。

（四）Granger因果檢驗

上文對于經濟水平和各解釋變量之間存在的關系進行了定性梳理，那么這種正相關或負相關的關系是不是由解釋變量引起的呢？我們通過Granger因果檢驗從實際觀測數據中分析得出變量間因果關系來說明各解釋變量和被解釋變量的因果關系。檢驗結果如表2.4所示。

表2 .4 格蘭杰因果檢驗結果表

根據AIC準則和SC準則選擇模型的滯后期。結果顯示LNY拒 絕 不 是 LNX1、LNX2、LNX3、LNX4 的 原 因 ，LNX1、LNX2、LNX4分別拒絕不是LNY的原因，LNX3通過不是LNY的格蘭杰原因，即LNY與LNX1、LNX2、LNX4互相影響，LNX3的波動不會引起LNY的波動，而LNY的波動會引起LNX3的波動。

實證結果說明首先：經濟總量的變動會輻射到居民消費、投資、政府支出和銀行信用規模上去，經濟增長，居民可支配收入增加，需求旺盛，勢必有益于居民消費，投資也將得益于良好的需求環境，銀行的信貸規模增加從而使信貸差縮減；其次實證結果表明消費、投資和銀行信貸約束也會影響到經濟總量，但是政府支出對經濟的反向影響不明顯。

三、總結及啟示

本文對經濟總量和四個影響因素間的季度數據實證分析，通過協整檢驗和短期誤差修正模型的分析得出產出量和消費能力、投資水平、政府支出水平和金融信貸約束長期內存在穩定均衡關系，同時也存在短期內的波動影響；接著通過格蘭杰檢驗得出這種影響關系是經濟產出水平與消費、投資和銀行信貸約束力度互為原因，互相影響，同時產出水平還會影響政府支出但政府支出不會影響當期的經濟總量。

（一）消費與經濟產出水平

一直以來居民消費作為拉動國民經濟增長的三駕馬車之一，在國民經濟總量構成中的地位一直不可小覷。實證結論也說明要增加經濟總量，可通過帶動消費需求來實現。如何增加消費能力，關鍵是改善消費結構及提高收入水平，著力發展農村消費，構建多元化消費方式。

據咸寧市統計局數據顯示，2015年居民消費在國民收入構成當中僅占比21.33%，最終消費占比為29.8%，低于我國的平均消費水平，其中城鎮消費貢獻為13.3%,農村消費僅占8%，內需不足形勢嚴峻，不管是城鎮居民還是農村居民，消費拉動都存在很大的潛在空間。而影響消費的直接因素就是可支配收入。2015年人均可支配收入中，居民消費總支出占比70.11%，在居民消費支出結構中食品及住房的硬性支出占比穩定且比重較大，分別為36%和22%，交通類、醫療類和教育文化娛樂服務類三類支出在居民消費構成中比重都接近10%，而家庭設備用品和衣著類消費比較較小，分別在6%和7%，可看出部分產業需求結構不合理，且消費后勁不足。在增加可支配收入保障消費增長空間的同時，應構建多元化消費方式，鼓勵新型消費觀念，線上和線下方式結合共促消費，購買租賃兩大手段齊頭并進等。

（二）投資與經濟產出水平

結論顯示，三大需求結構中投資水平與經濟產出水平雙向促進。但是從咸寧市全市的宏觀經濟現狀開看，2015年地區生產總值結構總投資支出比重為69.04%，其中固定資本形成占地區生產總值比重接近65%，投資占比過重。我國的銀行信貸體系是借由銀行信用體系吸納居民儲蓄來完成對企業的融資，實質上來說為高額投資所造成的融資成本主要由儲戶承擔。所以在注重投資規模的過程中必須注意與居民消費的協調發展，現階段的經濟增長重任應著力優化投資結構，發展服務業，改善投資環境，降低投資成本，尤其是風險抵抗力較差但融資需求較迫切的優質中小企業，強化有效投資。

（三）政府支出與產出水平

本文研究結論認為經濟發展會單方向影響到政府支出水平，雖然政府支出不直接對經濟總量產生沖擊，但從長遠來看，政府的各項社保支出、就業支出和教育支出的多寡等必然會對以后的民生消費等產生不同影響。近年來咸寧市經濟面臨較大下行壓力，2016年前兩季度主要經濟指標增幅出現明顯下滑。雖然政府支出維持“零增長”，但對于政府預算，2016年全市地方一般公共預算收入80.1億元，一般公共預算支出191億元，預算赤字超111億，相較于2014年108億的赤字余額有增無減，歷年來為刺激經濟，赤字政策是各政府普遍認可的有效方法，但日益增加的巨額赤字勢必會造成將來納稅人的稅負壓力。

（四）銀行信貸約束與經濟產出水平

由咸寧2006至2015年季度數據發現銀行信貸約束與經濟產出水平存在顯著性負相關關系，且二者互為因果。經濟發展需要投資，企業投資需要貸款需求，銀行所吸收存款來自于儲戶，由于準備金制度存在和風險經營的考慮，存貸存在差額。貸款越多，相應的存貸差越小，當期經濟就具有較大活力。2006年到2015年間存貸規模呈現穩步上升趨勢，但銀行吸收存款的增速更明顯。在宏觀環境弱化和經濟下行壓力嚴重的現階段，需有效利用銀行信貸體系發揮經濟主體的能動性，關鍵點是適當吸收、分層控制各階層存款來源和嚴格監控貸款去向，尋求優質中小企業，在注重還貸能力的同時，對企業綜合能力合理評估，優化融資風險體制，實現金融資產的有效配置。