消費信貸與經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系實證研究

消費信貸與經(jīng)濟增長動態(tài)關(guān)系實證研究內(nèi)容摘要：本文利用2001－2008年遼寧省14個市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建反映遼寧消費信貸與經(jīng)濟增長之間動態(tài)關(guān)系的面板數(shù)據(jù)模型，其研究結(jié)果表明：模型擬合程度很高，消費信貸對經(jīng)濟增長具有明顯的拉動作用，但對于不同城市而言，影響的程度和大小存在一定的差異。

關(guān)鍵詞：消費信貸經(jīng)濟增長面板數(shù)據(jù)模型

問題的提出

由于金融危機的影響，國內(nèi)外社會需求總量呈現(xiàn)一度下滑的趨勢，我國部分企業(yè)尤其是出口加工企業(yè)的經(jīng)營受到嚴重沖擊。一些企業(yè)為了避免遭受更大損失，往往采取縮小生產(chǎn)規(guī)模甚至大量裁員等措施，這直接導(dǎo)致了全社會出現(xiàn)失業(yè)率提高、消費總量銳減的情況，致使整個社會經(jīng)濟進入惡性循環(huán)狀態(tài)。在全球經(jīng)濟環(huán)境低迷的情況下，國家制定“國內(nèi)消費拉動內(nèi)需，保持經(jīng)濟的平穩(wěn)增長”的政策。對遼寧省來講，首先，國際需求下降將減弱其出口增長的強勁勢頭。到2008年底遼寧省出口增速達19.0%，增速已開始減。其次，出口增速減緩的情況下，進口開始呈現(xiàn)增長態(tài)勢。再次，2008年遼寧實際利用外商直接投資各月累計增長率均比上年同期明顯下降，并且增長率環(huán)比呈明顯的下降趨勢。通過對遼寧省宏觀數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，2008年居民消費占gdp的比重僅為31%，因此增加省內(nèi)居民消費量是提高gdp增長的一個突破口。而消費信貸是拉動居民消費的重要手段，可以通過加大消費信貸的投入力度，從而刺激居民消費，這將是一項非常有效的措施。

目前，國外對信貸與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究并不是很多，而國內(nèi)消費信貸尚處于起步階段，相關(guān)的研究成果非常有限。并且已有的研究或側(cè)重于消費函數(shù)及其特征方面的研究，或著重于個人信用方面的研究，或?qū)χ袊刨J風(fēng)險展開研究，或只是介紹性地概括消費信貸風(fēng)險?？偠灾?，目前的研究只是進行簡單的定性分析，本文結(jié)合遼寧省的數(shù)據(jù)建立var模型對消費信貸與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系進行定量的研究。

消費信貸與經(jīng)濟增長之間的作用機理分析

（一）消費信貸提升消費需求

現(xiàn)代主流的西方經(jīng)濟理論認為，理性的消費者總是在由收入和價格水平所決定的預(yù)算集中，選擇可以給他帶來最大效用的消費組合。消費信貸的實施可以通過改變消費者的預(yù)算線，從而改變消費者的選擇，影響消費需求，具體機理圖1所示。在圖1中，橫軸代表當(dāng)期的消費cl，縱軸代表遠期的消費c2。當(dāng)不存在消費信貸時的跨期預(yù)算線是aeb，此時消費者的效用無差異曲線是ul，消費者的最佳選擇是e點。當(dāng)存在消費信貸時，消費者可以在第一期和第二期之間有效的分配收入，消費者面臨的預(yù)算線變?yōu)閍fc，此時消費者的效用無差異曲線是u2，消費者的最佳選擇是f點。第一種情況和第二種情況在當(dāng)期的消費差異，即bd表示的消費差異，就是消費信貸作用的結(jié)果。從圖1中也可以看出，消費信貸的存在使消費者的效用水平由u1提高到了u2。

貸水平。各市的gdp數(shù)據(jù)來源于遼寧省統(tǒng)計年鑒，消費信貸數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行沈陽分行的統(tǒng)計資料。在實際操作中，我們對所有變量取自然對數(shù)，lngdpit和lnxdit分別代表i市t年的gdp、消費信貸余額的對數(shù)值。通過觀察各變量原始數(shù)據(jù)，各市g(shù)dp和消費支出在觀測期內(nèi)大部分時間穩(wěn)步上升，但也有部分城市的消費信貸從2004年后呈現(xiàn)下降的趨勢。

（二）變量的單位根檢驗

時間序列的單位根檢驗理論已經(jīng)比較成熟，但對面板單位根的檢驗還是計量經(jīng)濟的前沿研究階段。通?？梢允褂胠lc、ips、breintung、adf-fisher、pp-fisher五種方法進行面板單位根檢驗。在本文中，主要采用llc、ips、breintung、pp-fisher和pp-fisher五種方法進行檢驗，檢驗結(jié)果如表1、表2所示。

通過對變量lngdpit、lnxdit單位根檢驗結(jié)果（如表3、表4所示），我們能夠發(fā)現(xiàn)變量lngdpit、lnxdit水平值的檢驗過程中，breintung、ips和adf-fisher三種檢驗接受了原假設(shè)，說明變量lngdpit、lnxdit存在單位根。一階差分之后，我們發(fā)現(xiàn)除ips檢驗沒有拒絕原假設(shè)外，其他檢驗方法都拒絕了原假設(shè)。因此，變量lngdpit、lnxdit均為一階單整變量。這就為我們進一步分析提供了依據(jù)，說明兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

（三）變量的協(xié)整檢驗

由于lngdpit、lnxdit均為一階單整變量（i（1）變量），可能存在協(xié)整關(guān)系，接下來對兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。本文采用kao提出的adf檢驗來檢驗變量的協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果見表3所示：p值為0.0086，在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明變量lngdpit和lnxdit之間存在協(xié)整關(guān)系。

（四）模型參數(shù)的估計及結(jié)果分析

對模型進行估計的過程當(dāng)中，這里采用變系數(shù)的面板數(shù)據(jù)模型。對于本文的模型而言，由于截面單元遼寧省的14個城市，顯然不宜視為從一個大總體中隨機抽樣的結(jié)果。因此，選擇固定效應(yīng)方法更為合適?？紤]到不同城市具有較大的差異性，導(dǎo)致截面異方差的存在，所以采用截面?zhèn)€體加權(quán)方法，得到估計結(jié)果如表4所示。

通過上面的回歸結(jié)果，本文可以得出結(jié)果：

估計的回歸方程的判定系數(shù)r2為0.9847，調(diào)整后的判定系數(shù)也達到0.9798。另外f統(tǒng)計量的值為200.1247，拒絕5%顯著性水平的原假設(shè)，這些都表明模型擬合程度較好。

模型中系數(shù)多數(shù)是顯著的，從表4發(fā)現(xiàn)估計方程中的系數(shù)的t統(tǒng)計量，多數(shù)通過顯著性水平5%的檢驗，只有錦州、阜新、盤錦和葫蘆島四個城市沒有通過檢驗，說明多數(shù)城市消費信貸對經(jīng)濟增長具有明顯的正向影響。

不同城市的消費信貸對經(jīng)濟增長影響程度存在一定的差異。從估計方程的結(jié)果中能夠發(fā)現(xiàn)多數(shù)城市的消費信貸存在正向效應(yīng)，并且具有明顯的乘數(shù)效應(yīng)。最大的為丹東市βi達到2.2，其中最小的為鞍山市βi為0.17，其他四個城市錦州、阜新、盤錦和葫蘆島四個城市系數(shù)沒有通過t檢驗，這里不予考慮。

參考文獻：

1.陳敏，劉小輝.實證分析：消費信貸的宏觀經(jīng)濟意義[j].商業(yè)研究，2002

2.楊愛芳.發(fā)展消費信貸，促進經(jīng)濟增長[j