上海自贸区金融创新与开放对经济增长贡献研究——基于金融业政策效应视角
发布时间:2021-01-15 10:25
本文将金融业增加值作为中间传导因素,利用合成控制法和多元回归,分三步实证分析了上海自贸区金融创新与开放对上海市经济增长的贡献。研究发现,上海自贸区金融政策直接拉动了上海金融业增加值,金融业增加值对经济增长具有明显拉动作用,上海自贸区的金融创新与开放政策对GDP的贡献显著,呈逐年递增趋势。最后对提高自贸区金融创新与开放水平提出了加大负面清单力度、推动自贸区和上海国际金融中心建设联动、完善营商环境等建议。
【文章来源】:中国软科学. 2020,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】:9 页
【部分图文】:
上海金融业增加值实际值与合成值
表3 上海金融业增加值实际值与合成值的比较 年份 实际值 合成值 政策效应 2014 3400.4099 3257.9849 142.425 2015 4162.7002 3782.9119 379.7882 2016 4765.8301 4131.2389 634.5912 2017 5330.54 4500.8086 829.7314 2018 5781.6299 4914.0497 867.58022.稳健性检验
安慰剂检验就是使用合成控制法对其它未受到自贸区政策干预的控制组对象进行类似的分析,如果分析结果显示出其它未受自贸区政策干预的省市在政策试点期间与上海市有一样或更大的显著效应,则结论不稳健,如果只有上海市在自贸区政策干预前后存在较大差异,则说明自贸区政策的作用显著,结论稳健。检验结果见图3,其中黑色实线为上海,可以发现,政策试点后黑色实线相较于其余灰线上升趋势明显,说明上海自贸区金融政策确实拉动了金融业增加值,前文结论是稳健的。但由于在政策试点前与其它省市相比,上海的处置效应波动更大,与其它城市的差距较大。如果只注重政策试点后的净效应情况,自贸区效应可能会被高估。因此又计算了政策试点2013年前后的根均方预测误差比值(见图4),政策试点前根均方预测误差值越小、政策试点后根均方预测误差值越大,也即根均方预测误差比值越高,说明政策效应越显著。通过图4可以看出上海政策试点前后的根均方预测误差比值最高,这表明在随机排列中,达到上海金融业增加值处置效应水平的概率只有约4% (1/26),也即前文结论在4%的水平下是显著的。
【参考文献】:
期刊论文
[1]自贸区对产业结构升级的政策效应研究——基于上海自由贸易试验区的准自然实验[J]. 黎绍凯,李露一. 经济经纬. 2019(05)
[2]自贸区对区域创新能力的影响效应研究——来自上海自由贸易试验区准实验的证据[J]. 刘秉镰,王钺. 经济与管理研究. 2018(09)
[3]上海自贸区金融开放创新对上海的经济效应评价——基于“反事实”方法的研究[J]. 周明升,韩冬梅. 华东经济管理. 2018(08)
[4]上海自由贸易试验区金融开放创新实践及制约因素辨析[J]. 刘洪愧,谢谦. 经济纵横. 2017(12)
[5]上海自贸区对地区经济的影响效应研究——基于“反事实”思维视角[J]. 王利辉,刘志红. 国际贸易问题. 2017(02)
[6]自由贸易试验区产生了“制度红利”效应吗?——来自上海自贸区的证据[J]. 殷华,高维和. 财经研究. 2017(02)
[7]自贸区成立对其区位优势与协同互补性的影响研究:基于Dendrinos-Sonis模型的实证分析[J]. 任再萍,田思婷,施楠. 中国软科学. 2016(11)
[8]自贸区设立、贸易发展与资本流动——基于上海自贸区的研究[J]. 项后军,何康,于洋. 金融研究. 2016(10)
[9]金砖银行、上海国际金融中心与自贸区联动发展研究[J]. 任再萍,曹迪,徐永林. 中国软科学. 2015(12)
[10]上海自贸区的经济增长效应研究——基于面板数据下的反事实分析方法[J]. 谭娜,周先波,林建浩. 国际贸易问题. 2015(10)
本文编号:2978732
【文章来源】:中国软科学. 2020,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】:9 页
【部分图文】:
上海金融业增加值实际值与合成值
表3 上海金融业增加值实际值与合成值的比较 年份 实际值 合成值 政策效应 2014 3400.4099 3257.9849 142.425 2015 4162.7002 3782.9119 379.7882 2016 4765.8301 4131.2389 634.5912 2017 5330.54 4500.8086 829.7314 2018 5781.6299 4914.0497 867.58022.稳健性检验
安慰剂检验就是使用合成控制法对其它未受到自贸区政策干预的控制组对象进行类似的分析,如果分析结果显示出其它未受自贸区政策干预的省市在政策试点期间与上海市有一样或更大的显著效应,则结论不稳健,如果只有上海市在自贸区政策干预前后存在较大差异,则说明自贸区政策的作用显著,结论稳健。检验结果见图3,其中黑色实线为上海,可以发现,政策试点后黑色实线相较于其余灰线上升趋势明显,说明上海自贸区金融政策确实拉动了金融业增加值,前文结论是稳健的。但由于在政策试点前与其它省市相比,上海的处置效应波动更大,与其它城市的差距较大。如果只注重政策试点后的净效应情况,自贸区效应可能会被高估。因此又计算了政策试点2013年前后的根均方预测误差比值(见图4),政策试点前根均方预测误差值越小、政策试点后根均方预测误差值越大,也即根均方预测误差比值越高,说明政策效应越显著。通过图4可以看出上海政策试点前后的根均方预测误差比值最高,这表明在随机排列中,达到上海金融业增加值处置效应水平的概率只有约4% (1/26),也即前文结论在4%的水平下是显著的。
【参考文献】:
期刊论文
[1]自贸区对产业结构升级的政策效应研究——基于上海自由贸易试验区的准自然实验[J]. 黎绍凯,李露一. 经济经纬. 2019(05)
[2]自贸区对区域创新能力的影响效应研究——来自上海自由贸易试验区准实验的证据[J]. 刘秉镰,王钺. 经济与管理研究. 2018(09)
[3]上海自贸区金融开放创新对上海的经济效应评价——基于“反事实”方法的研究[J]. 周明升,韩冬梅. 华东经济管理. 2018(08)
[4]上海自由贸易试验区金融开放创新实践及制约因素辨析[J]. 刘洪愧,谢谦. 经济纵横. 2017(12)
[5]上海自贸区对地区经济的影响效应研究——基于“反事实”思维视角[J]. 王利辉,刘志红. 国际贸易问题. 2017(02)
[6]自由贸易试验区产生了“制度红利”效应吗?——来自上海自贸区的证据[J]. 殷华,高维和. 财经研究. 2017(02)
[7]自贸区成立对其区位优势与协同互补性的影响研究:基于Dendrinos-Sonis模型的实证分析[J]. 任再萍,田思婷,施楠. 中国软科学. 2016(11)
[8]自贸区设立、贸易发展与资本流动——基于上海自贸区的研究[J]. 项后军,何康,于洋. 金融研究. 2016(10)
[9]金砖银行、上海国际金融中心与自贸区联动发展研究[J]. 任再萍,曹迪,徐永林. 中国软科学. 2015(12)
[10]上海自贸区的经济增长效应研究——基于面板数据下的反事实分析方法[J]. 谭娜,周先波,林建浩. 国际贸易问题. 2015(10)
本文编号:2978732
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