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摘 要：金融发展和经济增长之间从字面上理解两者代表不同的意思，但是两者之间的关系确是密不可分的，显著的非线性影响就是两者之间的联系点，门限值作为两者之间的分界点，若国家的金融水平低于此值，那就表明金融的发展可以带动经济的增长，反之则没有显著的影响。随着社会经济的快速发展两者之间的依存现象也越来越明显了，两者之间的协调发展也越来越重要了。我国目前在经济方面要对金融的发展进行有效的控制，从而来将人民的经济水平进行提升，尽量保持经济的增长速度保持匀速发展，对我国的金融发展有促进作用。我国的有关部门，应将两者之间的影响进行检测，在确保经济稳定运行的同时保持我国金融体系的安全运转。本文将两者之间的非线性影响机制进行研究，对我国经济的稳定发展奠定基础。
关键词：金融发展 经济增长 非线性影响机制
自改革开放以来，我国的经济水平得到了快速的发展，而至此才有了金融行业的出现，并且金融行业由于时代的变化也得到了很好的发展，呈多元化的方向发展，至今也有了非常显著的发展成果。我国目前正面临着经济转型，在此背景之下，金融的发展就显得至关重要了，只有金融的快速发展带动我国的经济发展，我国的经济转型才能提前步入正轨。众所周知的金融危机，对于世界各国的经济都有着非常大的冲击，金融业的发展非常的艰难，我国面临着金融危机的挑战，将所有精力投入到了经济规模的扩大中，对其总量进行不断的累计，而忽视了技术的落后而带来的影响，因此经济的增来率在传统的经济调节作用小并没有得到有效的增长。我国的金融体系结构得到了不断的改革和优化，导致金融变量之间会出现新的依存关系，经济变量之间的关系同样也会发生或多或少的改变。我国政府在对金融指标的量化预期也得到了相应的调整，这也就意味着经济调控模式也会随之发生改变。针对以上问题，有许多的金融学者对此进行了相关的研究，各种说法迎面而来，本文便以此为理论依据，对两者之间的非线性影响机制进行研究探讨，更加明确金融发展对经济增长的作用。
一、金融发展与经济增长的文献综述
国外的学者金（King）和莱文（Levine）是对金融发展和经济增长之间关系研究的首创者。他们对两者之间的联系进行研究发现，资源的优化分配可以通过金融系统对经济成本进行降低和对其中的信息不对称问题进行消除来使得资本进行快速的累积，可以促进经济的增长。使更多的学者将研究目光投放到两者的非线性影响机制上是金融危机的爆发，里奥（Rioja）和韦尔（Valev）在进行研究中发现，经济的发展程度的变化对两者之间的促进作用有着至关重要的作用，在一些发达国家中，可以明显的看到两者之间存在的显著联系，而在发展中国家这种联系却并不显著，在国内，同样也有金融研究学者在对此进行研究，其中谈儒勇是我国对金融发展对经济增长影响研究的第一人，他将金融发展中的代理变量用金融中介和股票市场来代替，他发现金融发展与经济增长之间存在显著联系时，是金融中介作为金融发展的代理变量时呈现出的显著联系，而两个变量互换位置时，金融发展与经济增长之间的显著联系就不存在了。同样对此进行研究的赵振全和薛丰慧也对此进行了研究，得出的结论和前者基本一致，它们发现信贷市场的发展对比股票市场的发展更加对经济的增长更加具有显著效应。在金融危机爆发之后，许多学者对此有进行了重新的研究，马轶群、史安娜、刘金全等人发现金融发展对经济增长有着非线性的影响机制，而国家的金融稳定水平对两者之间的影响也是非常大的。
二、门限模型估计及假设检验方法
1.检验模型。本文参考国外研究者的方法，构建以下金融发展和经济增长模型：
yt=α0+α1X1t+α2X2t+α3X3t+α4X4t+∈t （1）
式中的yt表示经济增长的代理变量，X1t、X2t、X3t、X4t分别表示投资代理变量、出口代理变量、金融发展代理变量以及政府支出代理变量，其中t表示时间，∈t表示随机误差项。
将式（1）中的模型中引入门限变量，从而将其扩张为门限模型。如下：
yt=α0+（α11X1t+α12X2t+α13X3t+α14X4t）I{qt≤y}+（α21X1t+α22X2t+α23X3t+α24X4t）I{qt≤r}+et （2）
式中的qt表示門限变量；I{口}表示指示函数。
2.模型估计与假设检验。在式（2）的基础上若采用最小二乘回归，就可将参数的估计值估计出来，但是由于门限变量是没有办法直接得到，所以要根据模型中的已知参数对门限变量的估计值进行计算，根据栅格搜索法对其进行相关的计算可以得到以下公式：
y=argmins1（y） （3）
s1（y）是（2）的残差平方和。
三、实证分析
1.变量的数据来源及处理方式。本文选取的数据是1994年到2016年的数据，其中同比增长（yt）选取GDP季度同比增长率作为代理变量，实际投资同比增长率作为投资（X1t）的代理变量等等以此类推。
2.平稳性检验。为了检验的准确性，本文采用ADF单位根检验和PP检验对模型进行平稳性检验，具体情况见表1。
四、结语
门限回归模型是本文对两者之间非线性影响关系分析的理论基础。可以发现两者之间的关系十分的显著，门限值的高低决定着两者之间显著性的变化，并且收入的增长对于两者之间的关联也有很好的促进作用。根据本文的研究对我国的经济建设提出以下建议：首先，对金融的发展速度一定要更好的进行控制，实行监管制度，将我国的经济运行的更加稳定对我国的经济转型有很重要的作用，可以加快转型的脚步，我国近几年金融产业的发展速度是偏快的，金融机构体系也变得复杂多样了，有关部门应对此现象进行严密的把控，尽量将金融产业的发展速度控制在应有的水平中，才能对经济增长有促进作用。然后就是对我国公民的平均收入进行有效的提高，将我国的经济结构进行完善，加大各投资渠道的投入，对金融风险进行进一步的控制，将居民收入的增长和总体的进行发展进行同步，这样才能将消费水平在一定程度上进行提高，带动我国的经济发展。最后，要对金融发展和经济增长之间的非线性影响机制进行严密的控制，对投资、进出口、以及政府支出也要进行控制，这样金融的发展才能保持一定的进度进行发展，对我国经济的可持续发展有很好的促进作用。
参考文献：
[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（3）：8-16.
[2]孙现梅，王伟.中国金融发展对经济增长的非线性作用机制研究[J].工程技术：文摘版，2016（7）：00282-00282.
[3]逯进，华玉飞.我国金融生态对经济增长影响的非线性特征解析[J].上海金融，2015（3）：12-19.
关键词：金融发展 经济增长 非线性影响机制
自改革开放以来，我国的经济水平得到了快速的发展，而至此才有了金融行业的出现，并且金融行业由于时代的变化也得到了很好的发展，呈多元化的方向发展，至今也有了非常显著的发展成果。我国目前正面临着经济转型，在此背景之下，金融的发展就显得至关重要了，只有金融的快速发展带动我国的经济发展，我国的经济转型才能提前步入正轨。众所周知的金融危机，对于世界各国的经济都有着非常大的冲击，金融业的发展非常的艰难，我国面临着金融危机的挑战，将所有精力投入到了经济规模的扩大中，对其总量进行不断的累计，而忽视了技术的落后而带来的影响，因此经济的增来率在传统的经济调节作用小并没有得到有效的增长。我国的金融体系结构得到了不断的改革和优化，导致金融变量之间会出现新的依存关系，经济变量之间的关系同样也会发生或多或少的改变。我国政府在对金融指标的量化预期也得到了相应的调整，这也就意味着经济调控模式也会随之发生改变。针对以上问题，有许多的金融学者对此进行了相关的研究，各种说法迎面而来，本文便以此为理论依据，对两者之间的非线性影响机制进行研究探讨，更加明确金融发展对经济增长的作用。
一、金融发展与经济增长的文献综述
国外的学者金（King）和莱文（Levine）是对金融发展和经济增长之间关系研究的首创者。他们对两者之间的联系进行研究发现，资源的优化分配可以通过金融系统对经济成本进行降低和对其中的信息不对称问题进行消除来使得资本进行快速的累积，可以促进经济的增长。使更多的学者将研究目光投放到两者的非线性影响机制上是金融危机的爆发，里奥（Rioja）和韦尔（Valev）在进行研究中发现，经济的发展程度的变化对两者之间的促进作用有着至关重要的作用，在一些发达国家中，可以明显的看到两者之间存在的显著联系，而在发展中国家这种联系却并不显著，在国内，同样也有金融研究学者在对此进行研究，其中谈儒勇是我国对金融发展对经济增长影响研究的第一人，他将金融发展中的代理变量用金融中介和股票市场来代替，他发现金融发展与经济增长之间存在显著联系时，是金融中介作为金融发展的代理变量时呈现出的显著联系，而两个变量互换位置时，金融发展与经济增长之间的显著联系就不存在了。同样对此进行研究的赵振全和薛丰慧也对此进行了研究，得出的结论和前者基本一致，它们发现信贷市场的发展对比股票市场的发展更加对经济的增长更加具有显著效应。在金融危机爆发之后，许多学者对此有进行了重新的研究，马轶群、史安娜、刘金全等人发现金融发展对经济增长有着非线性的影响机制，而国家的金融稳定水平对两者之间的影响也是非常大的。
二、门限模型估计及假设检验方法
1.检验模型。本文参考国外研究者的方法，构建以下金融发展和经济增长模型：
yt=α0+α1X1t+α2X2t+α3X3t+α4X4t+∈t （1）
式中的yt表示经济增长的代理变量，X1t、X2t、X3t、X4t分别表示投资代理变量、出口代理变量、金融发展代理变量以及政府支出代理变量，其中t表示时间，∈t表示随机误差项。
将式（1）中的模型中引入门限变量，从而将其扩张为门限模型。如下：
yt=α0+（α11X1t+α12X2t+α13X3t+α14X4t）I{qt≤y}+（α21X1t+α22X2t+α23X3t+α24X4t）I{qt≤r}+et （2）
式中的qt表示門限变量；I{口}表示指示函数。
2.模型估计与假设检验。在式（2）的基础上若采用最小二乘回归，就可将参数的估计值估计出来，但是由于门限变量是没有办法直接得到，所以要根据模型中的已知参数对门限变量的估计值进行计算，根据栅格搜索法对其进行相关的计算可以得到以下公式：
y=argmins1（y） （3）
s1（y）是（2）的残差平方和。
三、实证分析
1.变量的数据来源及处理方式。本文选取的数据是1994年到2016年的数据，其中同比增长（yt）选取GDP季度同比增长率作为代理变量，实际投资同比增长率作为投资（X1t）的代理变量等等以此类推。
2.平稳性检验。为了检验的准确性，本文采用ADF单位根检验和PP检验对模型进行平稳性检验，具体情况见表1。
四、结语
门限回归模型是本文对两者之间非线性影响关系分析的理论基础。可以发现两者之间的关系十分的显著，门限值的高低决定着两者之间显著性的变化，并且收入的增长对于两者之间的关联也有很好的促进作用。根据本文的研究对我国的经济建设提出以下建议：首先，对金融的发展速度一定要更好的进行控制，实行监管制度，将我国的经济运行的更加稳定对我国的经济转型有很重要的作用，可以加快转型的脚步，我国近几年金融产业的发展速度是偏快的，金融机构体系也变得复杂多样了，有关部门应对此现象进行严密的把控，尽量将金融产业的发展速度控制在应有的水平中，才能对经济增长有促进作用。然后就是对我国公民的平均收入进行有效的提高，将我国的经济结构进行完善，加大各投资渠道的投入，对金融风险进行进一步的控制，将居民收入的增长和总体的进行发展进行同步，这样才能将消费水平在一定程度上进行提高，带动我国的经济发展。最后，要对金融发展和经济增长之间的非线性影响机制进行严密的控制，对投资、进出口、以及政府支出也要进行控制，这样金融的发展才能保持一定的进度进行发展，对我国经济的可持续发展有很好的促进作用。
参考文献：
[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（3）：8-16.
[2]孙现梅，王伟.中国金融发展对经济增长的非线性作用机制研究[J].工程技术：文摘版，2016（7）：00282-00282.
[3]逯进，华玉飞.我国金融生态对经济增长影响的非线性特征解析[J].上海金融，2015（3）：12-19.