計量分析信貸供給結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)

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1、計量分析信貸供給結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)　　一、計量模型的建立　　本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為產(chǎn)出變量，來表示經(jīng)濟增長的變動情況；以短期貸款、中長期貸款和其他貸款來表示信貸供給結(jié)構(gòu)的變化。文章選取了1978-2012年34年國家統(tǒng)計局公布的樣本數(shù)據(jù)。在計量經(jīng)濟模型設(shè)定中，以GDP作為被解釋變量，用Y表示；以短期貸款、中長期貸款和其他貸款作為解釋變量，分別用X1、X2、X3表示，建立經(jīng)典多元線性回歸模型。模型表達(dá)式為：Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+u其中，u代表隨機干擾項，表示沒

2、有在模型中反應(yīng)的其他影響GDP變化的因素。α、β1、β2、β3分別表示各解釋變量的待估參數(shù)。用Evie檢驗，結(jié)果顯示：LM=nR2=4.438031,并且相應(yīng)的P值為0.1087,大于0.05的顯著性水平，則說明不能拒絕原假設(shè)，隨機干擾項不存在自相關(guān)?！　∪⒛Ｐ托拚　∫陨现苯佑迷紨?shù)據(jù)進行的回歸結(jié)果，雖然方程整體的擬合性很好，并且各參數(shù)顯著性也很高，但是，常數(shù)項不能通過檢驗，隨機干擾項存在異方差?！　。?）為了消除異方差，采用加權(quán)最小二乘法進行回歸，權(quán)重取為殘差絕對值的倒數(shù)，即：檢驗，結(jié)

3、果如下，LM=nR2=28.82112,并且對應(yīng)的P值為0.0000非常小，可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型存在自相關(guān)?！　。?）對自相關(guān)的修正---迭代法　　假如認(rèn)為模型存在一階自相關(guān)，在Evie檢驗對進行了一階自回歸后的結(jié)果進行檢驗，結(jié)果如下：LM=nR2=4.601473,所對應(yīng)的P值為0.1002大于0.05的顯著性水平，并且各變量的t值都不能通過檢驗。所以不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不存在自相關(guān)?！　〈藭r，采用white檢驗時，選擇有交叉乘積項和無交叉乘積項，模型都不存在異方差。其中無交叉乘積項的white檢驗結(jié)果如下：nR²=

4、5.583436,相應(yīng)的P值為0.2325大于0.05的顯著性水平，所以不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不存在異方差?！　∑渲杏薪徊娉朔e項的white檢驗結(jié)果如下：nR2=11.44265小于X2（10）=18.3070,相應(yīng)的P值為0.3241大于0.05的顯著性水平，所以不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不存在異方差。通過以上對模型進行修正，得到了修正后的回歸方程：　　四、模型評價及預(yù)測　　（一）模型評價　　根據(jù)上述修正的回歸方程可知，短期貸款、中長期貸款、其他貸款的變動情況均對我國經(jīng)濟增長有正相關(guān)關(guān)系，其中，短期貸款的變動對我國經(jīng)濟增長的變化有較大的影

5、響，中長期貸款次之，其他貸款對我國經(jīng)濟增長的影響作用較小?！　。ǘ┠Ｐ皖A(yù)測　　通過分別計算出短期貸款、中長期貸款和其他貸款與上一年相比的平均增長率，再以這些平均增長率為基礎(chǔ)，計算出短期貸款、中長期貸款和其他貸款與2012年相比的增長情況，得出2013年短期貸款、中長期貸款和其他貸款的估計值，分別為287996.4016億元、451721.4976億元、34188.0574億元。由于此預(yù)測的結(jié)果是取對數(shù)后的國民收入，接下來，當(dāng)不生成對數(shù)序列，對各變量在采用加權(quán)最小二乘法進行一階自回歸估計時，直接以對數(shù)形式進行估計，然后再根據(jù)回歸方程

6、，得出2013年我國GDP的預(yù)測值為627804.8568億元。