互聯網金融推進我國金融自由化的實證檢驗

（教授）

一、引言

進入21世紀后，我國互聯網金融得到了長足的發展。截至2016年年底，我國網民數量已上升到7.31億人，互聯網滲透率達53.2%，其中手機網民數量占95.1%。我國2016年手機網上支付規模達到4.75億元，年增長率為31.2%，使得傳統支付業務如現金支付、票據支付、銀行卡支付等所占的比例呈持續下降的趨勢，而以信息技術為依托的第三方支付發揮著越來越重要的作用。

互聯網金融具有以下特點：低成本、低門檻、高效率、高風險。伴隨著互聯網金融的飛速發展，傳統的金融業務，如借貸、投融資等過去在大多數情況下只有商業銀行才可以提供的業務，如今通過互聯網技術和各種電子設備，在任何時間、任何地點都可以進行。同時，基于互聯網技術的云數據庫提高了金融機構收集金融市場信息的效率，從而能夠為不同的群體提供更適合他們的金融服務，滿足各行各業各階層的需求，使得以往“高大上”的金融活動平民化。由此可見，互聯網金融的興起改變了我國的金融體系，提升了金融市場化程度，正對我國金融自由化的發展產生著深遠的影響。

二、文獻綜述

20世紀70年代，布雷頓森林體系由于美國無法兌換黃金而崩潰。同一時期，發展經濟學家麥金農和肖針對發展中國家存在的金融抑制現象，提出了“金融自由化”和“金融深化”理論，認為發展中國家需通過金融自由化，來改善由于金融市場扭曲造成資本利用效率低下，繼而抑制經濟增長的問題，這便拉開了金融自由化研究的序幕。進入21世紀后，隨著互聯網技術的飛速發展，學者們開始將互聯網金融與金融自由化聯系起來進行系統性的研究。目前大多數學者認為互聯網金融對金融自由化的影響體現在以下幾個方面：

1.促進金融創新。網上銀行的誕生就是一個典型的例子。Robert（2001）統計了美國銀行和儲蓄機構的數量，并表示隨著以互聯網金融為背景的金融服務快速增長，網上銀行將成為未來銀行業發展的一個重要方向。這是因為網上銀行可以通過網絡收集眾多客戶的大數據，從而提供相較傳統銀行來說更優質的服務。Corrocher（2006）認為，網上銀行能夠通過更加有針對性的金融服務，在加強與老客戶關系的同時吸引新客戶。Guerrero等（2007）通過實證調查證實，互聯網模式下的多樣化金融產品和服務促使越來越多的歐盟成員國公民通過互聯網進行銀行交易。因此，傳統銀行業的發展將會受到巨大沖擊，進而做出相應的改變。孫杰、賀晨（2015）認為傳統銀行未來可能的演進方向是一種“智慧銀行”。

2.提高投資配置效率。眾多研究認為互聯網金融的發展使金融市場中信息不對稱的問題得到了一定的緩解。謝平、鄒傳偉（2012）認為在互聯網金融的背景下，供需雙方可以通過互聯網直接進行聯系和交易，減少了眾多中間環節，從而節約了交易成本。這表明互聯網金融降低了行業準入門檻，使信息更加透明化，提高了資本流通的效率，其對企業和個人的投融資也有一定的促進作用。董昀、李鑫（2014）對相關文獻進行梳理后表示，互聯網金融將會催生出新的金融產品、金融中介和金融組織形式。例如以“余額寶”為代表的金融產品的誕生，這些金融產品的利率水平較高，且幾乎沒有任何投資門檻，資金支取也十分靈活，相比之下傳統金融為了降低銀行獲取資金的成本，實行的利率水平較低。這些金融產品的不斷涌現，將為公眾提供更多管理閑散資金的渠道，同時也使金融活動中的價格信息更加透明化。

3.優化金融市場結構。互聯網金融能夠有效解決金融自由化進程中的金融約束問題。Salahuddin、Gow（2016）通過實證分析，認為互聯網的發展對經濟增長有著積極作用，并通過格蘭杰因果檢驗發現，互聯網的普及有助于促進金融自由化。鄭聯盛（2014）在研究互聯網金融的模式、本質和風險時表示，最近幾年快速發展起來的網絡小額貸款平臺是對傳統信貸體系的有益補充。互聯網金融衍生出了豐富的金融產品，使人們在進行金融活動時有更多的選擇，同時這種新興的金融產品給小微企業也帶來了福音。李二亮（2015）基于阿里巴巴的案例研究發現，小微企業的融資難問題通過互聯網金融得到了有效解決，這在傳統金融中是難以實現的。以利率為例，從資金使用來看，傳統金融中的金融機構通過設置一定的貸款門檻，以減少資本運作的風險，這就讓小微企業無法順利地從銀行獲取資金。

綜上所述，互聯網金融的出現構建了一個全新的金融體系，由于我國長期以來實行的是以政府為主導的金融政策，導致傳統銀行特別是國有銀行缺乏足夠的金融創新，且門檻較高，大多數金融投資者無法完全進入傳統金融體系，進而限制了金融自由化的發展。而互聯網金融的本質是一種“平民金融”，大大降低了金融市場的準入門檻，充分發揮了市場“看不見的手”的作用，同時互聯網金融的發展為傳統金融帶來了新的理念，推動其不斷進行金融創新。王丹莉、王曙光（2015）認為，互聯網金融在我國的興起會倒逼我國的金融改革，推動金融自由化的發展，例如推進利率自由化。

雖然互聯網金融對金融自由化有著積極的推動作用，但也帶來了一定的風險。Steennot（2007）調查比利時消費者的金融行為后發現，互聯網的發展盡管提供了更加便捷的金融服務，但較多消費者的權益無法得到完全有效的保護。魏鵬（2014）表示當下互聯網金融的發展存在一定的風險問題，認為互聯網金融的監管問題應當得到高度重視。如果互聯網金融缺乏監管，眾多金融參與者的合法權益就得不到有效保障，這會極大地打擊公眾參與的積極性，對金融自由化的發展弊大于利。因此，在面對互聯網金融浪潮時，我國應當在控制金融風險的前提下，把握互聯網金融飛速發展這一契機，分階段、有計劃、宏觀審慎地推進金融自由化改革。

三、我國金融自由化發展程度

（一）我國金融自由化程度量化標準

目前國內文獻對于金融自由化程度的量化分析主要是使用多個指標分別賦值，然后進行綜合分析的方法。黃金老（2001）擬定了8個度量金融自由化程度的指標，并將這些指標分為5個等級進行賦值，最后通過算術平均的方法計算得出當前我國金融自由化程度。但這種方法只能測量當前金融自由化程度，無法體現我國金融自由化程度的漸變性。隨后，劉毅、申洪納（2002）在黃金老研究的基礎上使用了9個指標，并采用了主成分分析的計量方法，但他們只采取了0或1的賦值方法，沒有采用累進制，對金融自由化程度的測定不夠全面。易文斐、丁丹（2007）引用了班迪埃拉（Bandiera，1998）的8個指標進行測度，按事件或政策的重要性程度分別賦值0.5、1或2，并采用累進制計量方法，能夠較為準確地反映金融自由化歷程中所有相關事件或政策對當前金融自由化的累計影響程度。

本文也采取主成分分析法，結合互聯網金融的特點選取了8項指標研究互聯網金融時代我國金融自由化的發展（如表1所示）。

表1 我國金融自由化評估指標

對這8項指標進行評估的過程中，在判斷某一事件或政策帶來的影響程度的大小時，不可避免地會帶有一定的主觀性，為了盡量減少這種主觀作用，通過查閱權威專家或學者公開發表的論文或言論中對該事件或政策的評價來進行綜合評估，按其程度大小分別賦值0.5、1、1.5或2，如果事件或政策起反向作用，則取負值。將這些值進行累加，最后得到1993～2016年我國金融自由化在這8項指標中的發展程度值，如表2所示。

（二）結果檢驗和分析

根據表2，使用主成分分析法，應用SPSS 22.0軟件進行處理分析，得到各因子的特征值和累計貢獻率，其中因子1的特征值為7.2020，累計貢獻率達到90.03%，而其他因子的特征值都小于1，說明用因子1來度量我國金融自由化的發展程度是合理的。因此，取因子1作為主成分因子，此主成分因子即為金融自由化指數。由此得到1993～2016年我國金融自由化指數，如右圖所示。

四、互聯網金融對我國金融自由化的影響

（一）變量的選取與數據來源

從圖中可以看出，我國金融自由化指數在1993～2008年處于穩步上升階段，隨后由于金融危機的影響，金融自由化進程放緩；而2012～2016年又開始迅速上升，同一時期，互聯網金融的發展也進入黃金時期。為了研究這一時期金融自由化指數的上升與互聯網金融發展之間的聯系，本文借鑒徐燕（2015）提出的互聯網金融指標體系，并考慮數據的可得性，將金融自由化指數變化率作為因變量，將自變量分為互聯網金融和傳統金融兩大類。互聯網金融和傳統金融的發展與市場規模、投融資規模、資源要素、風險等因素有關。其中：市場規模從宏觀上反映了互聯網金融和傳統金融在國內的整體發展水平，這主要由互聯網金融和傳統金融的金融中介數量和交易資產總量決定；投融資規模能體現公眾參與互聯網金融和傳統金融的程度，投融資規模越大，說明參與度越高；資源要素則表現了互聯網金融和傳統金融在社會中的普及程度；風險也是一項十分重要的指標，互聯網金融和傳統金融體系的抗風險能力越弱，出現的負面事件越多，潛在的風險越高，對金融自由化的抑制作用也就越強。

表2 中國金融自由化進程量化

我國金融自由化指數圖

由于互聯網金融在近幾年才得以飛速發展，因此本文選取2011～2016年的季度數據。金融自由化指數可以從圖中得到，由于圖中的結果是年度數據，所以需通過比例計算得到季度數據。以2015～2016年為例，金融自由化指數的變化值為0.2035，8項指標的總變化值為11.5，根據引起8項指標變化的事件或政策發生的時間點，得到第一季度8項指標總變化值為2.5，由此得到2015年第一季度金融自由化指數的變化值為0.0442，則2015年第一季度金融自由化指數為1.6190，以此類推，可得2011～2016年金融自由化指數的季度數據。互聯網金融的原始數據來源于網貸之家、貸出去等第三方網站以及中國互聯網絡發展情況統計報告，傳統金融的原始數據來源于銀監會的統計信息以及銀監會發布的中國銀行業監督管理委員會年度報告、中國金融年鑒等。

（二）模型建立

本文擬采用多元線性回歸的方法對金融自由化與互聯網金融之間的聯系進行分析，回歸模型為：

Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+μ

其中，Y為金融自由化指數變化率，X1為互聯網金融市場規模變化率，X2為互聯網金融投融資規模變化率，X3為互聯網金融資源要素變化率，X4為互聯網金融風險變化率，X5為傳統金融市場規模變化率，X6為傳統金融投融資規模變化率，X7為傳統金融資源要素變化率，X8為傳統金融風險變化率。

由于X1、X2、…、X8這8項指標沒有直接的數據來源，為了對這8項指標加以量化，本文將其作為一級指標，每個一級指標下對應2～3個二級指標，構建評價指標體系，具體如表3所示。

（三）指標賦權

根據評價指標體系，結合德爾菲法和層次分析法，將屬于同一一級指標下的二級指標相互比較，構建相應的判斷矩陣，并按照一定的標準進行賦值：當Xni比Xnj的影響力大時，按程度從低到高分別賦值1、2、3、…、9；當Xni比Xnj的影響力小時，按程度從低到高分別賦值1、1/2、1/3、…、1/9，其中Xni、Xnj（n=1、2、…、8）為同一一級指標下的二級指標。按照上述評價標準，在一定范圍內向相關領域的專家學者發放問卷，獲得各二級指標判斷矩陣的評分意見，隨后通過加權平均得出每個指標對應的權重，同時通過計算判斷矩陣的最大特征根和特征向量，判斷其是否通過一致性檢驗。

表3 評價指標體系

以互聯網金融市場規模為例，將各專家對該項指標下二級指標的評分結果加權平均，得到網貸平臺總數（X11）的影響力小于網貸平臺總交易額（X12），程度大小為1/3。通過構建判斷矩陣，計算出互聯網金融市場規模中X11的權重為0.25，X12的權重為0.75，如表4所示。

表4 互聯網金融市場規模判斷矩陣

其中，λmax=2，CI=（λmax-n）/（n-1）=0，CR=CI/RI=0＜0.01，該判斷矩陣通過了一致性檢驗。由此得到互聯網金融市場規模變化率=0.25×網貸平臺總數變化率+0.75×網貸平臺總交易額變化率。

按照上述方法判斷，結果表明所有判斷矩陣均通過了一致性檢驗，得到各二級指標的權重如表3所示。

（四）平穩性檢驗

將各二級指標的變化率按照表3指標權重進行計算后，得到各一級指標的變化率。在進行回歸分析之前，為了防止偽回歸現象產生，必須先進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗來驗證上述時間序列是否存在單位根。由于篇幅所限，檢驗結果的具體數值不再贅述，從結果中可以發現因變量和各自變量的ADF統計值均小于10%顯著性水平下的臨界值，拒絕原假設，表明上述序列均為平穩性序列。

（五）結果分析

將金融自由化指數的變化率以及各一級指標的變化率代入回歸模型中，通過Eviews 8.0軟件分析處理后，得到各系數估計值，如表5所示。

表5 系數估計值

根據表5得到如下回歸模型：

1.互聯網金融方面。市場規模（X1）、風險（X4）指標對金融自由化指數有顯著影響。X1的系數符號為正，說明互聯網金融市場規模擴大對金融自由化進程有顯著的促進作用；X4的系數符號為負，說明互聯網金融風險增加會抑制金融自由化的發展；而互聯網金融的投融資規模（X2）和資源要素（X3）這兩個因素都是不顯著的。這是因為我國金融市場發展不夠成熟，金融自由化程度不高，存在一定的金融抑制，導致金融體系形成了一定的投融資壁壘，既無法滿足眾多小微企業的資金需求，也不能提供適合普通工薪階層實現資產保值增值的金融產品，而互聯網金融的出現響應了這些群體的巨大需求。在互聯網金融時代，每個人都能進入金融體系，享受適合自身的金融服務。可見，互聯網金融市場規模的擴大對金融自由化的促進作用十分明顯，但由于監管不足，普通大眾的投資資金得不到應有的保障，一部分人加入互聯網金融體系的同時，另一部分人卻由于負責人“跑路”等負面事件而不再繼續通過互聯網金融進行投融資，使得互聯網金融的投融資規模和資源要素對金融自由化沒有顯著影響。

2.傳統金融方面。資源要素（X7）、風險（X8）指標對金融自由化指數有顯著影響。X7的系數符號為正，說明傳統金融資源要素擴大會促進金融自由化的發展；X8的系數符號為負，說明傳統金融風險會抑制金融自由化的發展；而傳統金融的市場規模（X5）和投融資規模（X6）這兩個因素都是不顯著的。由于互聯網金融的出現，以往不得不通過傳統金融進行投融資的大量閑散資金被吸引到互聯網金融中，降低了銀行等金融機構的業務量和存貸款總量，導致傳統金融市場規模和投融資規模對金融自由化的影響不顯著。只有傳統金融的資源要素對金融自由化有正向影響，說明傳統金融目前只能通過擴充線下網點等方式來吸收更多的儲蓄資金。傳統金融風險與互聯網金融風險類似，都會抑制金融自由化的發展。

3.綜合分析。X1與X7的系數符號均為正，且X1的系數值遠大于X7，說明互聯網金融市場規模對金融自由化的影響要大于傳統金融資源要素。X4與X8的系數符號均為負，而傳統金融風險的系數值為-1.4538，互聯網金融風險的系數值為-3.8040，說明互聯網金融風險的影響更大。將互聯網金融與傳統金融的影響因素進行對比分析，可以發現互聯網金融市場規模對金融自由化的促進作用較大，而傳統金融資源要素雖然有顯著影響，但系數較小，說明像擴充線下網點這樣橫向的發展對金融自由化的促進作用有限；與傳統金融風險相比，互聯網金融風險對金融自由化的抑制作用更大。

五、主要結論

通過研究金融自由化與互聯網金融之間的聯系，發現互聯網金融會從以下幾個方面影響我國金融自由化的發展。

（一）促進利率市場化進程

傳統金融的市場規模和投融資規模對金融自由化的促進作用有限，這其中的一個重要原因就是互聯網金融的出現。在互聯網金融時代，互聯網公司通過將互聯網技術與傳統金融業務相結合的方式，創新互聯網金融產品，使得越來越多的人通過互聯網金融進行投融資。余額寶就是互聯網金融發展過程中的一個典型代表，以它為首的互聯網系“寶寶軍團”相較普通儲蓄存款的利率水平有較大提升，資金靈活度也更高，不僅讓金融機構能夠有效吸收眾多中小儲戶大量的閑散資金，還可以讓各類儲戶自行權衡收益與風險，為這些儲戶規避風險的同時帶來與傳統金融產品相比更多的收益。這些“寶寶軍團”的出現還促使股份制銀行、地方性商業銀行甚至國有大型銀行等傳統銀行紛紛推出類余額寶產品以應對挑戰，極大地促進了我國利率市場化進程。

（二）推進資本流動自由化

由于國家金融政策的影響，再加上產權單一，使得傳統大銀行機構的經營模式固有化，缺乏足夠的金融創新。同時，由于傳統大銀行機構的存貸款規模較大，嚴重擠壓了中小銀行的發展空間。此外，傳統大銀行機構的門檻限制也使得眾多中小企業的融資需求得不到滿足，不利于金融自由化的發展。從實證中也可以發現，傳統金融的市場規模和投融資規模對金融自由化進程無顯著的促進作用，而互聯網金融市場規模的影響顯著。這是因為這種新型的債權債務關系突破了傳統金融中介的束縛，不僅可以減少中間環節，解決成本約束的問題，讓金融市場參與者在信息對稱的條件下做出最佳選擇，提高資源配置的效率，還有效降低了金融市場的準入門檻，如小微企業、個人投資者等遇到的資金短缺問題可以得到較好的解決。這也促使傳統銀行機構推出一系列的金融創新，如網上銀行、網上貸款等，在今后的發展中，傳統銀行的經營模式將會與互聯網金融相結合，以滿足不同群體的投融資需求。因此，互聯網金融將通過改善金融機構體系和優化金融市場結構，促進資本流動自由化。

（三）加大市場監管力度

互聯網金融投融資規模和資源要素對金融自由化的影響不顯著，同時互聯網金融風險比傳統金融風險的影響作用更大，這是因為互聯網金融市場規模迅速擴大的同時也出現了一系列的問題。以P2P網貸平臺為代表，在一部分網貸平臺的業務越做越大的同時，另一部分網貸平臺卻出現了資金鏈斷裂、負責人“跑路”等惡性事件。基于互聯網金融高風險的特點，金融監管將會隨互聯網金融的發展而加強，但是這種監管的加強不是為了限制其發展，而是為互聯網金融創造良好的發展環境，提高其風險防范能力，保障金融參與者的基本利益。于2016年9月1日起實施的《互聯網廣告管理暫行辦法》就是為了治理互聯網廣告亂象問題，這一暫行辦法的發布無疑是邁出了互聯網治理的一大步。今后一系列適應互聯網金融發展的金融監管措施，將確保互聯網金融對金融自由化的穩定促進作用，防止互聯網金融因缺乏監管而過度發展。

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