王祿+周旎

摘要：本文以1995—2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，運用相關(guān)計量經(jīng)濟學(xué)理論及知識建立內(nèi)蘊線性模型，并利用stata12軟件對所建立的模型進行檢驗分析，引入了國內(nèi)生產(chǎn)總值，居民人民幣儲蓄存款年底余額，外匯儲備，股票籌資額，境內(nèi)上市公司數(shù)量，股票發(fā)行量6個變量，最后確定各個變量對我國經(jīng)濟增長的影響程度，并提出看法及觀點。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；內(nèi)蘊線性模型

一、引言

隨著金融市場發(fā)展水平的不斷提高，越來越多的經(jīng)濟學(xué)家開始關(guān)注金融市場的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，許多人認為金融發(fā)展在促進經(jīng)濟增長方面發(fā)揮了積極作用，大量實證研究也已經(jīng)證明了上述看法。也有許多學(xué)者對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究，但是我國金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中的作用并沒有被完全認定，還有待進一步分析。

二、指標的選取與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)的收集與指標選取

本文通過收集1995-2014年的數(shù)據(jù)，運用stata12軟件建立了內(nèi)蘊線性模型，對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行分析和研究，所有數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計年鑒。

本文選取了Y：國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元），X1：外匯儲備（億美元），X2：居民人民幣儲蓄存款年底余額（億元），X3：股票籌資額（億元），X4：境內(nèi)上市公司數(shù)量（A、B股）（家），X5：股票發(fā)行量（億股）以及虛擬變量b，虛擬變量為政府在金融方面的政策性因素，然后通過計量經(jīng)濟模型來分析金融發(fā)展對我國經(jīng)濟增長的影響程度。

（二）模型設(shè)定與參數(shù)估計

將上述選取的六個因素作為解釋變量，Y（國內(nèi)生產(chǎn)總值）作為被解釋變量，建立如下內(nèi)蘊線性模型：

回歸結(jié)果表明，模型的擬合優(yōu)度為0.9973，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.9961，這說明模型的擬合優(yōu)度較好，解釋能力較強，而且F值較大，表明模型從整體上有較好的解釋能力。

根據(jù)回歸結(jié)果，可以看出變量X1和虛擬變量b的p值均大于0.1，且變量X1，X4，X5的系數(shù)均為負值，與實際經(jīng)濟情況不符合，在經(jīng)濟意義上矛盾，因此可能變量之間可能存在多重共線性。

三、模型的檢驗與修正

（一）多重共線性檢驗

由于模型中變量之間可能存在多重共線性，因此需要對模型進行多重共線性檢驗，可以通過計算條件數(shù)的方法對模型進行檢驗，若其結(jié)果大于30，則模型存在多重共線性，若小于30，則模型不存在多重共線性，在stata中通過coldiag2 lnx1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 b語句實現(xiàn)，結(jié)果為590.42（>30），說明模型確實存在多重共線性問題，需要進行修正，可以使用逐步回歸法當(dāng)中的前進法（step forward）對模型進行修正。

在stata中通過sw reg lny lnx1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 b，pe（0.05）實現(xiàn)，得到R2=0.9950，Adj-R2=0.9944，F(xiàn)（2，17）=1693.85，說明修正后的模型的擬合優(yōu)度為0.9950，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為09944，說明模型擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)值較大，模型的解釋能力較強。但是變量x1、x3、x5以及虛擬變量b存在多重共線性，未通過檢驗，從模型中剔除，于是可得出新的回歸模型：

lny=1.817+1.082lnX2+0.334lnX4

（0.000）（0.000）（0.0001）

（二）異方差檢驗

在消除多重共線性后，對修正后的模型是否存在異方差問題進行檢驗，即懷特（white）檢驗，通過White檢驗，得出Prob>chi2=00700，在給定顯著性水平=0.05的條件下，Prob>chi2=0.0700>0.05，因此模型不存在異方差。

（三）自相關(guān)檢驗

利用拉格朗日乘數(shù)檢驗（Breusch-Godfrey LM test）來檢驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂行蛄邢嚓P(guān)問題，其P值為Prob>chi2=0.1009，由于Prob>chi2=0.1009>0.1，因此該模型不存在自相關(guān)問題。

（四）模型結(jié)果分析

通過上述檢驗可知，模型中的多重共線性問題已經(jīng)通過逐步回歸法-前進法消除，而且模型中不存在異方差以及自相關(guān)問題，因此最終的模型為：

lny=1.817+1.082lnX2+0.334lnX4

（0.000）（0.000）（0.0001）

所考察的6個影響因素經(jīng)過多元回歸分析，并針對多重共線性、異方差和自相關(guān)的方程進行檢驗、修正，最終確定影響國民經(jīng)濟增長的因素為居民儲蓄存款數(shù)額與上市公司的數(shù)量，當(dāng)居民儲蓄存款變動1%時，會對國民經(jīng)濟帶來1.08%的影響，當(dāng)上市公司數(shù)量每增加1%個數(shù)量時，國民經(jīng)濟增長會相應(yīng)增加0.33%。

四、結(jié)論

上述分析表明，金融市場的不斷發(fā)展對國民經(jīng)濟有著積極地推動作用。同時也說明金融主要通過資本積累來促進經(jīng)濟增長，金融發(fā)展可以為各項經(jīng)濟活動提供融資支持，擴張了總需求，由此可以帶動個人消費，促進企業(yè)投資，提高政府國債融資規(guī)模，提高進出口貿(mào)易等，來促進經(jīng)濟增長。另一方面，金融因素對經(jīng)濟的促進作用主要是通過向經(jīng)濟社會提供一系列金融服務(wù)與功能實現(xiàn)的，一個功能良好的金融體系能夠滿足經(jīng)濟社會一系列的金融需求，進而促進生產(chǎn)、交換、分配和消費。（作者單位：內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院）

參考文獻：

[1]談儒勇.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：文獻綜述及對中國的啟示[J].當(dāng)代財經(jīng)，2004（12）：42～47.

[2]馬軼群，史安娜.金融發(fā)展對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響研究—基于VAR模型的實證分析[J].國際金融研究，2012（11）：30～41.

[3]范德勝.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：中國的實證檢驗[J].南京社會科學(xué)，2011（1）：29～36.

[4]胡凱.中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[D].西南財經(jīng)大學(xué)，2013.

[5]周立，王子明.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長實證析：1978-2000，金融研究，2002（10）：45～57

[6]周俊.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系研究綜述[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2009（2）：98～107.

[7]趙振全，薛豐慧.金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].金融研究，2004（8）：94～99.

[8]謝德金.金融發(fā)展在中國經(jīng)濟增長中的作用研究[D].南開大學(xué)，2014.

[9]史永東，武志，甄紅線.我國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].預(yù)測，2003（4）：2～7.

[10]姚耀軍.中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J].經(jīng)濟科學(xué)，2004（5）：24～31.