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）

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