扈文秀，李茹霞，劉剛，齊曉亮

（1.西安理工大學經(jīng)濟與管理學院，陜西西安710054；2.西安交通大學人文社會科學學院，陜西西安710049）

互聯(lián)網(wǎng)金融支持經(jīng)濟發(fā)展的實證研究

扈文秀1，李茹霞1，劉剛1，齊曉亮2

（1.西安理工大學經(jīng)濟與管理學院，陜西西安710054；2.西安交通大學人文社會科學學院，陜西西安710049）

近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)科技的快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融逐漸發(fā)展成為經(jīng)濟增長的主要驅動力。文章在分析我國互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展現(xiàn)狀的基礎上，試圖通過實證分析來檢驗互聯(lián)網(wǎng)金融對經(jīng)濟發(fā)展的重要影響?；诳虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型的實證分析結果顯示互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展確實在一定程度上促進了經(jīng)濟的發(fā)展，但其促進作用有待提高。最后，提出建議以期對我國互聯(lián)網(wǎng)金融的持續(xù)、健康發(fā)展提供參考。

互聯(lián)網(wǎng)金融；經(jīng)濟發(fā)展；道格拉斯模型

一、引言

互聯(lián)網(wǎng)金融是傳統(tǒng)金融機構和互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)運用互聯(lián)網(wǎng)技術與信息通信技術實現(xiàn)資金融通、支付、投資以及信息中介服務的一種新型金融業(yè)務模式，它主要包括互聯(lián)網(wǎng)支付、基金銷售、保險、信托、消費以及金融股權眾籌融資等[1]。習近平總書記在第二屆互聯(lián)網(wǎng)大會上指出：“以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術日新月異，引領了社會生產(chǎn)新變革，創(chuàng)造了人類生活新空間，拓展了國家治理的新領域，極大提高了人類認識世界改造世界的能力。”未來的金融市場風云變幻，風險與機遇并存[2]，在互聯(lián)網(wǎng)的驅動下，互聯(lián)網(wǎng)金融將會成為搭載實體經(jīng)濟與金融經(jīng)濟體之間的橋梁，并會催生出更多的經(jīng)濟增長點以及新業(yè)態(tài)。在此環(huán)境下，將互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟發(fā)展巧妙結合，進而研究互聯(lián)網(wǎng)金融如何支持經(jīng)濟發(fā)展就具有極大的現(xiàn)實意義。

二、我國互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展現(xiàn)狀

根據(jù)第37次中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計顯示，截至2015年12月，我國網(wǎng)民總體規(guī)模已達6.88億，全年共計新增網(wǎng)民人數(shù)為3 951萬人；其中手機網(wǎng)民規(guī)模高達6.20億，比上年增加6 303萬人；互聯(lián)網(wǎng)普及率增長到50.3%，同比增長2.4個百分點。同時，我國域名總數(shù)達到3 102萬個，其中“.CN”域名總數(shù)為1 636萬個，占我國域名總數(shù)的52.8%；我國網(wǎng)站總數(shù)為423萬個，其中“.CN”下網(wǎng)站數(shù)為213萬個，占我國網(wǎng)站總數(shù)的50.4%。此外，我國有95.2%的企業(yè)使用計算機辦公，有89.0%的企業(yè)使用互聯(lián)網(wǎng)，有33.8%的企業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)開展營銷推廣活動。

根據(jù)有關資料顯示，截止2015年底，第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的交易規(guī)模已經(jīng)達到11.87萬億元，第三方移動支付的交易規(guī)模達到13.88萬億元，在互聯(lián)網(wǎng)支付與移動支付協(xié)同發(fā)展的促進下，我國第三方支付的交易規(guī)模已經(jīng)超過25萬億元，預計到2020年我國第三方支付的交易規(guī)模可以翻一番。2015年，股權眾籌平臺取得相當快速的發(fā)展，平臺興起數(shù)量的比重是總平臺總數(shù)的一半以上，達到53.19%；與此同時，交易量在巨頭們介入之后實現(xiàn)了爆發(fā)式的增長，受我國經(jīng)濟社會以及相關政策環(huán)境等因素的利好影響，股權眾籌平臺上線新增75家，可以說2015年是真正意義上的股權眾籌元年。麥肯錫在《顛覆與連接——解密中國互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新》一文中指出，資本市場非常青睞我國的互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)業(yè)，它作為創(chuàng)新驅動發(fā)展的先導力量，對我國經(jīng)濟增長的推動作用與日俱增、發(fā)展前景不可估量。

為了更直觀的反映我國互聯(lián)網(wǎng)金融的現(xiàn)狀，本文選取域名、互聯(lián)網(wǎng)使用情況、中國P2P公司數(shù)三個方面的數(shù)據(jù)來進行現(xiàn)狀描述分析。

（一）域名

截至2015年底，我國域名總數(shù)增長到3 102萬個，年增長率超過50%（見表1）。

表1 中國分類域名數(shù)

截至2015年底，我國“.CN”域名總數(shù)為1 636萬個，年增長47.6%，遠遠超過德國國家頂級域名，從而成為全球注冊保有量第一的國家（見表2）。

表2 中國分類CN域名數(shù)

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用情況

數(shù)據(jù)顯示，2011—2014年底，我國企業(yè)互聯(lián)網(wǎng)使用比例基本穩(wěn)定在80%，2015年年底上升到89.0%，2016年有望突破90%（見圖1）。

圖1 2011—2015年企業(yè)互聯(lián)網(wǎng)使用比例

（三）中國P2P公司數(shù)

截至2015年底，全國P2P平臺數(shù)迅猛增加到3 858家，交易額超過1.5萬億。由此，可以說P2P行業(yè)已經(jīng)從草根創(chuàng)業(yè)逐漸過渡到專業(yè)機構的游戲，行業(yè)大洗牌似乎已經(jīng)到來（見圖2）。

圖2 2011—2015年中國P2P公司數(shù)（個）

三、文獻綜述

目前，國內關于互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟發(fā)展關系的研究主要集中在三個方面：第一，互聯(lián)網(wǎng)金融的風險以及監(jiān)管研究。謝平等（2014）認為不能因為發(fā)展不成熟就對互聯(lián)網(wǎng)金融采取自由放任的監(jiān)管理念，應該以監(jiān)管促發(fā)展，鼓勵互聯(lián)網(wǎng)金融創(chuàng)新[3]。李有星等（2014）認為國內外的金融監(jiān)管機構已經(jīng)對互聯(lián)網(wǎng)金融應實施監(jiān)管達成了共識，應確定監(jiān)管主體地方化的方向，以原則導向為監(jiān)管方式，構建以會員邀請、資金第三方托管、簡易信息披露及信息安全保護為核心的互聯(lián)網(wǎng)金融“安全港”制度[4]。第二，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系研究。談儒勇（1999）采用時間序列季度數(shù)據(jù)實證了中國金融中介和經(jīng)濟增長之間有非常顯著的、相當強的正相關關系[5]。馬軼群等（2012）認為金融發(fā)展在短期內增強經(jīng)濟增長協(xié)調性、在長期內弱化經(jīng)濟增長協(xié)調性，但是對經(jīng)濟增長持續(xù)性和經(jīng)濟增長結果質量變化的貢獻越來越大[6]。第三，互聯(lián)網(wǎng)金融對經(jīng)濟的影響。李炳等（2014）認為互聯(lián)網(wǎng)金融一方面通過提高資金配置效率、提升金融系統(tǒng)基本功能來促進經(jīng)濟增長，同時互聯(lián)網(wǎng)金融也會通過創(chuàng)新對宏觀經(jīng)濟帶來新的風險[7]。孟亞文等（2015）在現(xiàn)代經(jīng)濟中互聯(lián)網(wǎng)金融的應用主要體現(xiàn)在第三方支付、P2P小額信貸、眾籌融資網(wǎng)站等方面，互聯(lián)網(wǎng)金融在運行中具有市場信息虛擬化、交易信息對稱性、經(jīng)濟運行高效化的特點[8]。

上述文獻從不同角度論述了互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟增長的關系，為促進互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟發(fā)展的更好融合提供了廣闊的思路，但也有不完善之處：缺乏對互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟發(fā)展關系系統(tǒng)的研究，互聯(lián)網(wǎng)金融實證方面的研究更少。

四、互聯(lián)網(wǎng)金融支持經(jīng)濟發(fā)展實證分析

現(xiàn)階段，國內關于互聯(lián)網(wǎng)金融促進經(jīng)濟發(fā)展的理論研究相當之多，但是相關的實證研究比較少，發(fā)展還不是非常成熟。譬如，西安交通大學李琪教授通過對各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展狀況與經(jīng)濟發(fā)展水平的關系進行實證分析，得出互聯(lián)網(wǎng)普及率和互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設水平對經(jīng)濟發(fā)展有著顯著的影響[9]。本文擬通過實證分析，用具體數(shù)據(jù)進一步證實互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟發(fā)展之間的正相關關系。

（一）模型選取

1.模型理論基礎。該部分以內生經(jīng)濟增長理論的分析框架為基礎，構建互聯(lián)網(wǎng)金融支持經(jīng)濟發(fā)展的實證模型。20世紀80年代，羅默、盧卡斯等一大批經(jīng)濟學家構筑了一種新的增長理論——內生增長理論[10]。該理論認為，一國經(jīng)濟的增長由內生變量決定，除了資本和勞動力等要素外，技術進步是驅使經(jīng)濟增長的又一內生變量，而知識是技術進步的源動力，這種知識不僅表現(xiàn)在企業(yè)人力資本上，而且會直接反映于技術的變化，企業(yè)往往通過積累知識來生產(chǎn)新產(chǎn)品、提高產(chǎn)品質量，從而推動經(jīng)濟增長。在內生經(jīng)濟理論分析框架的基礎之上，筆者認為，互聯(lián)網(wǎng)信息技術以及互聯(lián)網(wǎng)金融的普及是知識的價值體現(xiàn)，它為經(jīng)濟的發(fā)展注入了新鮮血液。因此，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展有助于經(jīng)濟結構的優(yōu)化和經(jīng)濟現(xiàn)代化進程的加快，可以說它是經(jīng)濟運行的加速器。

2.模型構建?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型主要是定量分析經(jīng)濟增長中各種要素的貢獻率[11]。1942年，丁伯根（J.Tinbergen）為適應研究需要改進了柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型。該模型的表達式為：

該部分以內生經(jīng)濟增長理論的分析框架為基礎[12]，將互聯(lián)網(wǎng)金融定量化，即內生化為除了資本、勞動力和技術進步之外的又一影響經(jīng)濟增長的要素。為了實證這一影響，本研究將互聯(lián)網(wǎng)金融看作生產(chǎn)函數(shù)的內生變量，因此將模型設定為包括資本、勞動力、技術進步以及互聯(lián)網(wǎng)金融在內的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y代表當期的國內生產(chǎn)總值，即產(chǎn)出；A代表一定時期的技術水平并且認為其在一定時期內不發(fā)生變化；K代表物質資本的投入水平；L表示勞動力的投入量；I代表互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展程度；eμ為模型的隨機擾動項，理論模型中加入隨機誤差項使其變?yōu)榭蛇M行計量估計的實證模型；α、β、γ分別表示K、L、I的產(chǎn)出彈性系數(shù)。為了更好的適應研究需要，將采用模型的對數(shù)形式來進行后續(xù)分析。一方面，對數(shù)形式對降低數(shù)據(jù)波動性有較好的效果，可將模型轉化為線性模型，進而能夠利用線性模型分析方法進行研究；另一方面，將數(shù)據(jù)對數(shù)化能夠有效消除序列中的異方差。

通過將模型對數(shù)化，得到線性模型：

（二）數(shù)據(jù)來源和變量說明

互聯(lián)網(wǎng)金融的數(shù)據(jù)在2007—2014年比較完整且具有代表性，在考慮樣本選取的可得性和科學性基礎之上，本研究選取此段期間的季度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。之所以不選取年度數(shù)據(jù)是因為樣本量太小，失去回歸的意義。樣本數(shù)據(jù)的開始期間為2007年第一季度數(shù)據(jù)，截止期間為2014年第四季度的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫以及中國互聯(lián)網(wǎng)信息報告。對模型采用的變量作如下說明：

（1）產(chǎn)值Y：選取國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）的數(shù)額表示（單位：億元）。

（2）物質資本投入K：用固定資產(chǎn)投資額表示（單位：億元）。

（3）勞動力投入量L：本文采用城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)表示（單位：萬人）。

（4）互聯(lián)網(wǎng)金融I：為了全面準確地反映互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的貢獻，用中國互聯(lián)網(wǎng)信息報告中第三方互聯(lián)網(wǎng)支付的當季規(guī)模值來衡量互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展程度（單位：萬人）。

各變量的數(shù)據(jù)、描述統(tǒng)計見表3、表4。

表3 國內生產(chǎn)總值與網(wǎng)上支付規(guī)模人數(shù)等相關數(shù)據(jù)

表4 變量的描述性統(tǒng)計結果

從表4的統(tǒng)計結果可知：

偏度S＜0，峰度K＜3，與正態(tài)分布相比，我國的產(chǎn)出呈現(xiàn)“左偏、矮胖”的分布形態(tài)；偏度S＜0，峰度K＜3，與正態(tài)分布相比，我國的固定資產(chǎn)完成額呈現(xiàn)“左偏、矮胖”的分布形態(tài)；偏度S＞0，峰度K＜3，與正態(tài)分布相比，我國的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)呈現(xiàn)“右偏、矮胖”的分布形態(tài)；偏度S＜0，峰度K＜3，與正態(tài)分布相比，我國的互聯(lián)網(wǎng)第三方支付規(guī)模呈現(xiàn)“左偏、矮胖”的分布形態(tài)。

（三）實證分析

1.OLS估計

該部分運用Spss20.0軟件對2007—2014年的相關數(shù)據(jù)進行回歸分析，從而探究互聯(lián)網(wǎng)金融對我國經(jīng)濟增長的促進作用。

表5 回歸分析

由估計結果可知，計量模型整體通過檢驗，常數(shù)項和自變量的估計系數(shù)的檢驗也具有較高的顯著程度，我們得到如下回歸模型：

2.模型的統(tǒng)計檢驗

擬合優(yōu)度檢驗：由回歸模型的結果可知R2=0. 987，也就是說被解釋變量能由解釋變量解釋的變化的比例為98.7%，因此筆者認為被解釋變量基本上可以用多元線性回歸方程中的解釋變量來解釋，整個模型的解釋能力相當高。

F檢驗：由回歸模型的結果可知F=693.701，p值顯著為0，說明該回歸方程整體通過了1%的顯著水平檢驗，因此筆者認為這三個自變量是我國經(jīng)濟增長的重要因素。

T檢驗：K、L、I三個自變量的t值的相伴概率分別為0.000、0.043、0.000，除了基礎性勞動力資本的顯著度在5%以內之外，其他所有解釋變量的顯著程度都在1%以內。因此，我們認為可以通過t檢驗。

3.結論

根據(jù)模型分析的結果，可以得出以下結論：柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)通過了顯著水平等于0.05的T檢驗與F檢驗，表明樣本數(shù)據(jù)的可信度相當強。修正的樣本可決系數(shù)R2=0.985，說明資本、勞動力與互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長的解釋能力可達98.5%，如此高的解釋程度足以說明柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型可以與樣本數(shù)據(jù)很好地進行擬合。參數(shù)α=0.166，表示在勞動力投入和互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展保持不變的前提下，資本投入每增加一個百分點，平均產(chǎn)出將增加0.166個百分點。參數(shù)β=0.275，表示在資本投入和互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展保持不變的前提下，勞動力投入每增加一個百分點，平均產(chǎn)出將增加0.275個百分點，是彈性系數(shù)最大的，說明我國經(jīng)濟處于資本驅動增長的階段。參數(shù)γ=0.126，表示在勞動力投入和資本投入保持不變的前提下，互聯(lián)網(wǎng)金融每增加一個百分點，平均產(chǎn)出將增加0.126個百分點。也就是說，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展呈正相關關系。資本、勞動力與互聯(lián)網(wǎng)金融的產(chǎn)出彈性分別為0.166、0.275和0.126，這說明我國固定資產(chǎn)完成額、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)和第三方互聯(lián)網(wǎng)支付規(guī)模每增長1個百分點，就可以促進GDP分別上升0.166、0.275和0.126個百分點。

由此可見，在我國經(jīng)濟總量的增長中，雖然資本與勞動力投入仍然占據(jù)主要地位，但互聯(lián)網(wǎng)金融的崛起為經(jīng)濟的發(fā)展注入了新鮮血液，其影響與日俱增、不容忽視，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展確實支持我國經(jīng)濟的增長。

五、對策建議

當前，我國的經(jīng)濟發(fā)展正處于“從高速增長向中高速增長轉變，從結構不合理向結構優(yōu)化轉變，從要素驅動、投資驅動向創(chuàng)新驅動轉變”的經(jīng)濟新常態(tài)時期。筆者認為，互聯(lián)網(wǎng)金融更好的支持經(jīng)濟發(fā)展，離不開以下幾個方面的創(chuàng)新：首先，要增強其與經(jīng)濟發(fā)展特別是與經(jīng)濟新常態(tài)的適應性?；ヂ?lián)網(wǎng)自身的健康發(fā)展必須建立在適應經(jīng)濟發(fā)展的基礎之上，做到與經(jīng)濟發(fā)展的有效對接，實現(xiàn)與經(jīng)濟發(fā)展之間的互惠互利、合作共贏；其次，應繼續(xù)深化互聯(lián)網(wǎng)金融信用體系建設。信用體系建設需要客戶信用建設、平臺信用建設、從業(yè)人員客戶信用建設三個方面的支持，具體而言就是推進互聯(lián)網(wǎng)金融的注冊實名制、信用評分制、社會信用制度立法三個方面齊頭并進、相輔相成[13]；最后，積極學習美國監(jiān)管當局（SEC）對P2P網(wǎng)貸、眾籌等規(guī)范化監(jiān)管的先進經(jīng)驗[14]，進一步完善互聯(lián)網(wǎng)金融監(jiān)管協(xié)調機制，主要包括貨幣政策與互聯(lián)網(wǎng)金融監(jiān)管之間的協(xié)調、互聯(lián)網(wǎng)金融監(jiān)管與法律法規(guī)之間的協(xié)調、互聯(lián)網(wǎng)金融信息共享與金融業(yè)綜合統(tǒng)計體系之間的協(xié)調等[15]。

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（責任編輯：D校對：T）

F832.0

A

1004-2768（2017）03-0012-05

2016-08-01

西安市科技計劃項目“西安網(wǎng)絡金融發(fā)展研究”（SF1504（1））

扈文秀（1964-），男，河南長垣人，西安理工大學經(jīng)濟與管理學院教授、博士生導師，研究方向：金融工程與風險管理；李茹霞（1992-），女，陜西西安人，西安理工大學經(jīng)濟與管理學院碩士研究生，研究方向：金融工程與風險管理；劉剛（1987-），男，陜西延安人，西安理工大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生，研究方向：金融工程與風險管理；齊曉亮(1988-)，男，陜西寶雞人，西安交通大學人文社會科學學院博士研究生，陜西警官職業(yè)學院治安警察系教師，研究方向：社會學研究方法、環(huán)境社會學。