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    金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的實(shí)證分析

    2016-07-29 21:56:42王祿周旎
    2016年25期
    關(guān)鍵詞:金融發(fā)展經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

    王祿+周旎

    摘要:本文以1995—2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本,運(yùn)用相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及知識(shí)建立內(nèi)蘊(yùn)線性模型,并利用stata12軟件對(duì)所建立的模型進(jìn)行檢驗(yàn)分析,引入了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額,外匯儲(chǔ)備,股票籌資額,境內(nèi)上市公司數(shù)量,股票發(fā)行量6個(gè)變量,最后確定各個(gè)變量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度,并提出看法及觀點(diǎn)。

    關(guān)鍵詞:金融發(fā)展;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);內(nèi)蘊(yùn)線性模型

    一、引言

    隨著金融市場(chǎng)發(fā)展水平的不斷提高,越來(lái)越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家開(kāi)始關(guān)注金融市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,許多人認(rèn)為金融發(fā)展在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面發(fā)揮了積極作用,大量實(shí)證研究也已經(jīng)證明了上述看法。也有許多學(xué)者對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究,但是我國(guó)金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用并沒(méi)有被完全認(rèn)定,還有待進(jìn)一步分析。

    二、指標(biāo)的選取與模型設(shè)定

    (一)數(shù)據(jù)的收集與指標(biāo)選取

    本文通過(guò)收集1995-2014年的數(shù)據(jù),運(yùn)用stata12軟件建立了內(nèi)蘊(yùn)線性模型,對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析和研究,所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒。

    本文選取了Y:國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(億元),X1:外匯儲(chǔ)備(億美元),X2:居民人民幣儲(chǔ)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(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來(lái)分析金融發(fā)展對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。

    (二)模型設(shè)定與參數(shù)估計(jì)

    將上述選取的六個(gè)因素作為解釋變量,Y(國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值)作為被解釋變量,建立如下內(nèi)蘊(yùn)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(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較好,解釋能力較強(qiáng),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(fù)值,與實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況不符合,在經(jīng)濟(jì)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(yàn)與修正

    (一)多重共線性檢驗(yàn)

    由于模型中變量之間可能存在多重共線性,因此需要對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),可以通過(guò)計(jì)算條件數(shù)的方法對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn),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(guò)coldiag2 lnx1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 b語(yǔ)句實(shí)現(xiàn),結(jié)果為590.42(>30),說(shuō)明模型確實(shí)存在多重共線性問(wèn)題,需要進(jìn)行修正,可以使用逐步回歸法當(dāng)中的前進(jìn)法(step forward)對(duì)模型進(jìn)行修正。

    在stata中通過(guò)sw reg lny lnx1 lnx2 lnx3 lnx4 lnx5 b,pe(0.05)實(shí)現(xiàn),得到R2=0.9950,Adj-R2=0.9944,F(xiàn)(2,17)=1693.85,說(shuō)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(shuō)明模型擬合優(yōu)度較好,F(xiàn)值較大,模型的解釋能力較強(qiáng)。但是變量x1、x3、x5以及虛擬變量b存在多重共線性,未通過(guò)檢驗(yàn),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(yàn)

    在消除多重共線性后,對(duì)修正后的模型是否存在異方差問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn),即懷特(white)檢驗(yàn),通過(guò)White檢驗(yàn),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(yàn)

    利用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(Breusch-Godfrey LM test)來(lái)檢驗(yàn)?zāi)P褪欠窬哂行蛄邢嚓P(guān)問(wèn)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(wèn)題。

    (四)模型結(jié)果分析

    通過(guò)上述檢驗(yàn)可知,模型中的多重共線性問(wèn)題已經(jīng)通過(guò)逐步回歸法-前進(jìn)法消除,而且模型中不存在異方差以及自相關(guān)問(wèn)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(gè)影響因素經(jīng)過(guò)多元回歸分析,并針對(duì)多重共線性、異方差和自相關(guān)的方程進(jìn)行檢驗(yàn)、修正,最終確定影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素為居民儲(chǔ)蓄存款數(shù)額與上市公司的數(shù)量,當(dāng)居民儲(chǔ)蓄存款變動(dòng)1%時(shí),會(huì)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)帶來(lái)1.08%的影響,當(dāng)上市公司數(shù)量每增加1%個(gè)數(shù)量時(shí),國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)相應(yīng)增加0.33%。

    四、結(jié)論

    上述分析表明,金融市場(chǎng)的不斷發(fā)展對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)有著積極地推動(dòng)作用。同時(shí)也說(shuō)明金融主要通過(guò)資本積累來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),金融發(fā)展可以為各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)提供融資支持,擴(kuò)張了總需求,由此可以帶動(dòng)個(gè)人消費(fèi),促進(jìn)企業(yè)投資,提高政府國(guó)債融資規(guī)模,提高進(jìn)出口貿(mào)易等,來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另一方面,金融因素對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用主要是通過(guò)向經(jīng)濟(jì)社會(huì)提供一系列金融服務(wù)與功能實(shí)現(xiàn)的,一個(gè)功能良好的金融體系能夠滿(mǎn)足經(jīng)濟(jì)社會(huì)一系列的金融需求,進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)、交換、分配和消費(fèi)。(作者單位:內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院)

    參考文獻(xiàn):

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