本文在探究中國互聯(lián)網(wǎng)金融與居民消費典型化事實的基礎上,基于消費需求方程,從居民消費需求、心理、方式等角度分析了互聯(lián)網(wǎng)金融對居民消費的影響機理,并運用非線性模型和省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗了互聯(lián)網(wǎng)金融對居民消費的影響效果。研究結果表明:第一,互聯(lián)網(wǎng)金融由于具有互聯(lián)網(wǎng)工具優(yōu)勢,有助于網(wǎng)絡消費發(fā)展,引導居民消費模式變遷,刺激居民消費增長。第二,互聯(lián)網(wǎng)金融對居民消費具有較強的正向線性和非線性影響效果,兩者之間表現(xiàn)出相互促進、協(xié)同發(fā)展的狀態(tài)。第三,動態(tài)面板模型和面板VAR模型進一步驗證了互聯(lián)網(wǎng)金融對居民消費的正向刺激作用。據(jù)此,本文認為鼓勵和引導互聯(lián)網(wǎng)金融的健康長效發(fā)展,有助于提升居民消費水平。 

【文章來源】：學海. 2019,(03)北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：8 頁

【部分圖文】：

實際值與STR模型擬合值

表2LSTＲ2模型估計結果變量名估計值和標準差t統(tǒng)計量和p值線性部分截距項－0．0575(0．0264)－2．1793(0．05)wxi(－3)－0．7169(0．2307)－3．1083(0．009)hi2．1647(0．3521)6．1474(0)非線性部分截距項－0．3858(0)0(0．2019)wxi(－1)－0．3691(0)0(0．2092)wxi(－2)－0．7394(0)0(0．4473)wxi(－3)1．8827(0)0(0．005)hi1．6715(0．3787)4．4134(0．0008)γ16．7443(0)0(0．6518)C1－0．0256(0．0037)－6．9789(0)C20．4118(0)0(0)模型檢驗AＲCH效應檢驗的卡方值和p值8．8354(0．3564)AＲCH效應檢驗的F統(tǒng)計量和p值2．6874(0．1225)J－B檢驗的卡方值和p值0．8212(0．6633)圖1顯示了STＲ模型擬合效果，實際曲線和擬合曲線幾乎完全重合，體現(xiàn)本文構建的STＲ模型較好地反映了網(wǎng)絡消費受其自身以及互聯(lián)網(wǎng)金融的影響情況。圖2顯示了轉換函數(shù)和轉換變量的動態(tài)變化趨勢圖，轉換函數(shù)和轉換變量在2014年3月到2015年1月、2015年6月到2016年1月期間比較平穩(wěn)，具有線性特征，在其他區(qū)間具有明顯的非線性變換特征，平滑轉移回歸模型較好地測度了這種線性和非線性變化。(二)基于動態(tài)面板和面板VAＲ模型的穩(wěn)健性檢驗STＲ模型結果表明，互聯(lián)網(wǎng)金融對網(wǎng)絡消費具有促進作用，這驗證了前面的理論分析。為了增強實證結果的穩(wěn)健性，綜合考慮居民消費的地區(qū)差異，我們將計量方法從時間序列方法推廣到面

【參考文獻】：
期刊論文
[1]為消費而創(chuàng)新——兼論互聯(lián)網(wǎng)金融的風險與監(jiān)管[J]. 劉斐.  武漢金融. 2017(03)
[2]基于互聯(lián)網(wǎng)金融的網(wǎng)貸利率特征研究[J]. 何啟志,彭明生.  金融研究. 2016(10)
[3]互聯(lián)網(wǎng)金融對中國居民消費的影響研究[J]. 崔海燕.  經(jīng)濟問題探索. 2016(01)
[4]互聯(lián)網(wǎng)金融背景下消費金融發(fā)展新趨勢分析[J]. 葉湘榕.  征信. 2015(06)
[5]第三方支付體系:興起、宏觀效應及國際監(jiān)管[J]. 徐超.  經(jīng)濟問題. 2013(12)
[6]消費需求、消費力、消費經(jīng)濟和經(jīng)濟增長[J]. 洪銀興.  中國經(jīng)濟問題. 2013(01)
[7]馬克思消費信貸思想及現(xiàn)實指導意義[J]. 孫耀武.  商業(yè)研究. 2010(06)
[8]體驗經(jīng)濟時代的消費需求及營銷戰(zhàn)略[J]. 劉鳳軍,雷丙寅,王艷霞.  中國工業(yè)經(jīng)濟. 2002(08)



本文編號：3412013