我国金融发展对经济增长的非线性影响机制初探

杨帆

（西北大学，陕西 西安 710069）

我国金融发展对经济增长的非线性影响机制初探

杨帆

（西北大学，陕西 西安 710069）

随着经济建设的不断加快，国家金融的稳定发展对经济增长的促进作用越来越显著，二者之间存在金融发展门限效应，不同程度的金融发展水平将直接影响金融发展对经济增长的效果.当金融发展水平处于门限值以下的时候，金融发展会促进我国经济增长.本文将针对我国金融发展对经济增长的影响进行分析，从非线性影响机制的角度明确金融发展对经济增长的促进作用.

金融发展；经济增长；非线性关系；影响机制

金融发展和经济增长始终是经济学领域重点研究的对象，从理论角度和实践角度进行透彻的分析，进一步证实了金融发展和经济增长之间的线性关系.随着金融理论与研究方法的不断完善，对于金融发展与经济增长的研究也不仅仅停留在线性角度，逐渐向非线性的角度进行研究，通过大量的试验证明金融发展和经济增长的非线性关系，有效推动我国经济建设的稳定发展.

1 金融发展与经济增长门限模型的设计

传统经济学界对于金融发展和经济增长的研究比较局限，通常选择投资、进出口等相关经济变量来构建相应的研究模型，在表现金融发展与经济增长之间关系的时候过于片面，难以准确的对二者之间的关系进行定位.本文结合了大量的文献资料进行分析，参考了金和莱文、莱文和泽尔沃斯的研究方法进行模型的构建，具体的金融发展对经济增长模型为：

其中，y1代表经济增长的变量，x1代表投资代理变量，x2代表进出口代理变量，x3代表金融发展代理变量，x4代表政府支出代理变量，ε1表示随机误差.由此可见，这种研究模型的构建不仅包含了传统模型中的投资、进出口变量，还增加了金融发展、政府支出的内容，在该模型中引入门限变量，利用门限变量对模型中的样本进行分割，就能够得到更加具体的门限模型，深化对金融发展和经济增长关系的分析[1].

2 我国金融发展对经济增长的非线性影响实证分析

2.1 变量分析和数据来源

本文主要针对我国2004年到2015年的数据进行分析，进一步明确金融发展与经济增长之间的非线性关系.研究过程中所涉及到的主要变量有五个，分别是代表经济增长代理变量的y1，代表投资代理变量的x1，代表进出口代理变量的x2，代表金融发展代理变量的x3，代表政府支出代理变量的x4.

2.1.1 经济增长代理变量（y1）

本文选择的经济增长代理变量为GDP同比增长率，属于被解释变量，利用2004年-2015年间的累积GDP数据进行分析，得出该年份的实际GDP，借助相应的计算公式得出GDP同比增长率.

2.1.2 投资代理变量（x1）

本文选择的投资代理变量为实际投资同比增长率，用当年固定资产投资完成额代表投资，利用2004年-2015年间的累积投资进行分析，得出该年份的实际投资，借助相应的计算公式得出实际投资同比增长率.

2.1.3 进出口代理变量（x2）

本文选择的进出口代理变量为实际进出口同比增长率，利用当年进出口总额和当年美元折合人民币的平均数进行当年进出口总额的计算，结合当年GDP平减指数计算出当年实际进出口总额，借助相应的计算公式得出实际进出口资同比增长率.

2.1.4 金融发展代理变量（x3）

本文选择的金融发展代理变量为金融机构贷款总额的同比增长率，之所以选择这种方法是因为我国经济发展水平与国外相比存在很大的差距，虽然国外有更加优秀的方式进行金融发展情况的推测，但是并不适用于我国经济发展实际情况，无法提供相应的金融数据进行分析，因此，本文采用金融机构各项贷款总额的同比增长率来估算我国金融发展的实际水平.

2.1.5 政府支出代理变量（x4）

本文选择的政府支出代理变量为政府实际支出的同比增长率，利用2004年-2015年间的累积政府支出总额进行分析，得出该年份政府的实际支出，借助相应的计算公式得出政府实际支出的同比增长率[2].

2.2 相关变量平稳性的检验

相关变量的平稳性研究是明确金融发展与经济增长之间关系的重要手段，是门限模型中的一个重要假设条件，只有确保研究过程中所有变量的平稳性，才能够最大限度的保证研究结果的准确性.图1为中国金融稳定指数FCI.

图1 中国金融稳定指数FCI

通过图1我们能够看出在不同样本区间内中国金融发展的稳定情况，为后期样本数据的拟合提供了可靠的参考依据.表1为相关变量平稳性的检验结果.

表1 相关变量平稳性的检验结果

通过表1可知，本文研究的变量全部通过了平稳性检验，并且大部分的变量显著水平都比较高，有助于门限模型的构建与研究[3].

2.3 通货膨胀的门限效应

本文以金融机构贷款增长率作为门限变量进行分析，进一步确定金融发展与经济增长之间的关系，明确金融发展相应的各项检验值，在可靠数据的基础上进行金融发展与经济增长门限效应的研究.表2为门限效应检验结果.

表2 门限效应检验结果

结合表2中的数据进行分析，将原始数据划分成两个不同的区间，从不同的角度进行金融发展的研究.如果不考虑金融发展自身的门限效应，只是针对各种变量对于经济增长的研究，那么当金融发展水平比门限值低的情况下，能够有效促进经济增长的稳定发展.反之，如果金融发展水平高于门限值，那么就会在一定程度上抑制经济增长的稳定提升[4].表3为金融发展与经济增长的门限效应回归结果.

表3 金融发展与经济增长的门限效应回归结果

3 结论

综上分析可知，随着经济建设的不断进步，我国居民的生活水平逐渐提高，金融发展对经济增长的影响越来越显著.国家应该积极进行二者之间非线性关系的分析，进一步对金融发展和经济增长进行宏观调控，最大限度的发挥出金融发展对经济增长的促进作用，有效推动我国经济建设水平的稳定提升.

〔1〕刘金全,解瑶姝.中国金融发展对经济增长的非线性作用机制研究[J].南京社会科学,2016（03）: 8-16.

〔2〕刘金全,龙威.我国金融发展对经济增长的非线性影响机制研究 [J].当代经济研究,2016（03）: 71-80+97.

〔3〕刘金全,潘长春.金融稳定对经济增长的非线性影响机制研究[J].求是学刊,2016（04）:45-50.

〔4〕郝世赫.我国金融发展与经济增长之间的非线性关联研究[D].吉林大学,2014.

F832

A

1673-260X（2017）08-0154-02

2017-04-16