北京工商大学学报
(
社会科学版
)摇 摇 摇 摇 2014
年
摇
第
5
期
摇 摇
从表
1
的检验结果可以看出
,
所有指标三种
检验方法的
p
值均远小于
0郾 05,
所以拒绝原假
设
,
即所有指标都是平稳的
,
可以进行回归
。
2郾
模型估计
由于模型中存在时间固定效应和个体固定效
应
,
无法对模型进行估计
,
所以首先要消除时间固
定效应和个体固定效应
。
本文用组内均值差分法
将每组数据减去其平均值以消除时间固定效应
。
然后再将数据减去变量未来所有可能值的平均
值
,
即向前均值差分法
(Helmert
变换
)
以消除个
体固定效应
。
最后用系统广义矩
( System GMM)
对模型系数进行估计
。
由于模型中变量滞后阶数
未知
,
所以本文用蒙特卡洛法分别对一阶滞后和
二阶滞后进行
1 000
次模拟
,
再根据赤池信息准
则
(AIC)
最终确定模型是一阶滞后的
,
模型的估
计结果见表
2。
表
2摇
模型估计结果
gdp
inf
exp
nplr
crg
sto
gdp
(
-1
)
b_GMM 0郾 336 180
***
0郾 040 823 0郾 003 813 - 0郾 052 864 - 0郾 120 856 - 0郾 019 462
***
t_GMM 3郾 839 695
0郾 484 886 1郾 422 300 - 1郾 208 304 - 0郾 631 598 - 3郾 494 905
inf
(
-1
)
b_GMM - 0郾 081 348
0郾 464 438
***
- 0郾 009 216
***
- 0郾 087 024 - 0郾 086 469 - 0郾 013 423
***
t_GMM - 0郾 953 693
4郾 150 856 - 2郾 653 944 - 1郾 252 102 - 0郾 890 729 - 2郾 904 656
exp
(
-1
)
b_GMM - 7郾 342 240
***
- 1郾 114 251 - 0郾 142 011
**
2郾 724 772
***
- 1郾 279 185 - 0郾 138 835
t_GMM - 4郾 781 826 - 0郾 920 845 - 2郾 352 415
2郾 973 200 - 0郾 355 724 - 1郾 424 917
nplr
(
-1
)
b_GMM 0郾 062 165 - 0郾 018 013 0郾 005 875
***
0郾 747 279
***
- 0郾 457 864
***
0郾 001 161
t_GMM 1郾 384 882 - 0郾 399 317 2郾 833 879 18郾 060 484 - 2郾 967 898 0郾 306 121
crg
(
-1
)
b_GMM 0郾 035 055
***
0郾 012 366
*
0郾 000 891
**
0郾 026 391
***
0郾 862 562
***
- 0郾 002 558
***
t_GMM - 3郾 642 275
1郾 748 391 - 2郾 066 873
4郾 401 753 9郾 136 561 - 3郾 428 360
sto
(
-1
)
b_GMM 5郾 154 731
***
1郾 329 144
**
0郾 209 243
***
- 3郾 391 568
***
0郾 978 717 0郾 423 648
***
t_GMM 6郾 034 104
2郾 045 146 6郾 496 193 - 5郾 856 348 0郾 595 464 6郾 319 496
摇 摇
注
:
*
、
**
、
***
分别表示显著性水平在
10%
、
5%
、
1%
时显著
。
摇 摇
写成函数形式即为
:
h
_gdp
t
h
_inf
t
h
_exp
t
h
_npl
r
t
h
_crg
t
h
_sto
æ
è
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ö
ø
÷
÷
÷
÷
÷
÷
÷
÷
t
=
0郾 336 2 - 0郾 081 3 - 7郾 342 2 0郾 062 2 0郾 035 1 5郾 154 7
0郾 040 8 0郾 464 4 - 1郾 114 3 - 0郾 018 0 0郾 012 4 1郾 329 1
0郾 003 8 - 0郾 009 2 - 0郾 142 0 0郾 005 9 0郾 000 9 0郾 209 2
- 0郾 052 9 - 0郾 087 0 2郾 724 8 0郾 747 3 0郾 026 4 - 3郾 391 6
- 0郾 120 9 - 0郾 086 5 - 1郾 279 2 - 0郾 457 9 0郾 862 6 0郾 978 7
- 0郾 019 5 - 0郾 013 4 - 0郾 138 8 0郾 001 2 - 0郾 002 6 0郾 423
æ
è
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ö
ø
÷
÷
÷
÷
÷
÷
÷
6
h
_gdp
t
- 1
h
_inf
t
- 1
h
_exp
t
- 1
h
_nplr
t
- 1
h
_crg
t
- 1
h
_sto
t
æ
è
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ç
ö
ø
÷
÷
÷
÷
÷
÷
÷
÷
- 1
摇 摇
其中
,
h
_gdp
t
,
h
_inf
t
,
h
_exp
t
,
h
_nplr
t
,
h
_crg
t
,
h
_sto
t
分别是经过
Helmert
变换后的数据
。
(1)
表
2
表明
,
前一期的股票指数变动率对
当期宏观经济稳定的指示作用十分明显
。
值基本
均为正且对国民生产总值增长率及出口总额增长
率在
1%
的水平上显著
,
对通货膨胀变动率在
5%
的显著性水平之上
,
这再次验证了股票市场是宏
观经济的晴雨表
,
股价上升预示着未来经济发展
状况向好
,
虽然通货膨胀率也会有所提高
,
但效果
不如
GDP
和出口总额的提高显著
。
信贷
/ GDP
比
率对宏观经济稳定的影响也均是正向的
,
说明信
贷规模的增大在提高通货膨胀水平的同时也会促
进经济发展
,
且对
GDP
增长有显著的促进作用
。
银行不良贷款率对
GDP
增长和通货膨胀水平的
影响在
90%
的置信水平下均是不显著的
,
说明银
行不良贷款率并不是导致宏观经济偏离稳定状态
·07·
