互聯網金融發展對我國宏觀經濟增長的影響研究

呂建黎

【摘 要】2013年以來，互聯網金融在我國發展迅速，對宏觀經濟增長產生了影響。文章以我國互聯網金融發展指數和國內生產總值月度數據為樣本，對兩者關系進行了實證分析。結果顯示：我國互聯網金融發展對國內生產總值產生了正向影響，且存在長期穩定的均衡關系，文章最后得出了結論并提出了有關啟示。

【關鍵詞】互聯網金融;經濟增長;影響

中圖分類號： F724.6;F832 文獻標識碼： A 文章編號： 2095-2457（2019）36-0058-002

DOI：10.19694/j.cnki.issn2095-2457.2019.36.027

近年來，由金融模式創新和信息技術升級而產生的互聯網金融對社會的多個領域產生了深遠影響，包括對宏觀經濟的影響。在消費、投資和進出口基本穩定的背景下，從金融創新的角度研究互聯網金融的發展對我國宏觀經濟增長的影響就具有較強的理論和現實意義。

1 現有文獻綜述

互聯網金融作為一種新型金融模式，改變了傳統金融的基本功能、提高了經濟主體間的資源配置效率，從而促進了宏觀經濟的增長。Goldsmith（1969）和McKinnon（1973）分別利用不同的樣本實證分析了金融深化對宏觀經濟增長的影響。梁莉（2005）從內生因素和外生因素兩方面研究了金融發展對經濟增長的影響機制，認為不論是內生因素還是外生因素，金融發展均能促進宏觀經濟的增長。江曙霞、鄭亞伍（2012）利用內生增長模型分析了金融創新對宏觀經濟的影響，認為金融創新能從直接和間接兩方面促進宏觀經濟增長。

從現有文獻來看，大部分研究從較為宏觀的角度分析了金融創新對經濟增長的影響，較少有從互聯網金融這一角度對兩者關系進行分析。為此，本文在現有文獻研究的基礎上，對互聯網金融影響我國宏觀經濟增長做實證分析。

2 我國互聯網金融的發展現狀

互聯網金融是指利用現代通信技術為借貸雙方實現資金的融通（范從來，2004）。其一出現就受到大量關注，自2013年以來，互聯網金融在我國進入蓬勃發展階段。

為了對我國互聯網金融發展程度進行度量，多個機構設立了不同的指標體系，其中由北京大學互聯網金融研究中心計算并公布的互聯網金融發展指數較為科學和權威。該指數以2014年1月為基期，初設為100，之后呈逐步上升趨勢，如圖1所示。

3 我國宏觀經濟增長現狀

衡量某一經濟體宏觀經濟增長最常用的指標是國內生產總值即GDP，現階段，我國宏觀經濟已由高速增長進入中高速增長階段。2014-2016年我國國內生產總值的增長情況如圖2所示。

圖1 我國互聯網金融發展指數

數據來源：北京大學互聯網金融研究中心

圖2 2014-2016年我國國內生產總值（GDP）

數據來源：國家統計局

4 實證分析

4.1 變量選取和數據來源

現有研究表明，宏觀經濟增長會受到互聯網金融發展的影響。為此，本文選取的解釋變量為互聯網金融發展指數（用X表示），被解釋變量為國內生產總值即GDP（用Y表示）。鑒于根據數據的可得性，本文實證分析采用2014年1月至2016年3月解釋變量和被解釋變量的月度數據，如表1所示。

表1 2014-2016年我國互聯網金融發展指數、國內生產總值月度數據

數據來源：北京大學互聯網金融研究中心、國家統計局

4.2 平穩性檢驗

本文實證分析采用的互聯網金融發展指數和國內生產總值這兩組變量均屬于時間序列數據，對其進行回歸分析的前提是數據必須是平穩的，否則容易出現偽回歸。

按照平穩性檢驗的基本步驟，首先對解釋變量和被解釋變量做零階平穩性檢驗。變量X的ADF檢驗值為2.9736，大于5%臨界值的-2.9981，P值為1.0000，大于0.05，表明是不平穩的。變量Y的ADF檢驗值為-3.8413，小于5%臨界值的-2.9862，P值為0.0076，小于0.05，表明是平穩的。然后，對變量X和Y進行一階差分，再做平穩性檢驗，此時D（X）的ADF檢驗值為-4.7692，小于5%臨界值的-2.9981，P值為0.0010，小于0.05，表明D（X）是平穩的。同理，D（Y）也是平穩的。即X和Y兩組變量經過一階差分后是平穩的。鑒于此，可對互聯網金融發展指數和國內生產總值進一步做回歸分析。

表2 ADF檢驗結果

注：表2中平穩性檢驗采用的軟件為Eviews8.0，包含趨勢項和常數項;D（X）和D（Y）分別為變量X、Y的一階差分。

4.3 回歸分析

依據E-G兩步法，第一步，對變量X和Y進行回歸分析。利用Eviews8.0軟件，得到如式（1）所示的回歸方程，同時得到殘差序列R。

Y=30.63X+48298.46（1）

第二步，對殘差序列R做零階ADF平穩性檢驗，結果如表3所示。

表3 殘差序列R的ADF檢驗結果

從表3數據來看，殘差序列R的ADF檢驗值為-4.3006，小于5%臨界值的-2.9862，P值為0.0026，小于0.05，說明該序列是平穩的。從上述實證分析的結果來看，解釋變量和被解釋變量間存在因果關系。

5 結論及啟示

伴隨著互聯網金融的快速發展，我國宏觀經濟也在持續增長。本文運用2014至2016年我國互聯網金融發展指數和國內生產總值的月度數據，按照E-G兩步法，對該兩組變量進行了實證檢驗。結果顯示，長期來看，我國互聯網金融和國內生產總值之間存在因果關系。前者對后者的影響為正向，即互聯網金融發展指數每上升1個單位，我國國內生產總值便增加30.63億元。

綜上所述，在保持消費、投資和進出口總體穩定的情況下，應促進我國互聯網金融的快速、健康發展，使其對國內生產總值的正向促進作用發揮到最大，從而實現我國宏觀經濟平穩、快速發展。

【參考文獻】

[1]田光寧.互聯網金融發展的理論框架與規制約束[J].宏觀經濟研究，2014（12）：42-48.

[2]Goldsmith.Financial Structure and Develepment.New Haven，Yale University Press，1969.

[3]Mc Kimnon.Money and Capital in Economic Development.Brookings Institution，1973.

[4]王立勇，石穎.互聯網金融的風險機理與風險度量研究——以P2P網貸為例[J].東南大學學報（哲學社會科學版），2016，18（2）：103-148.

[5]李炳，趙陽.互聯網金融對宏觀經濟的影響[J].金融論壇，2014（8）：21-28.

[6]曹源芳.互聯網金融與區域經濟發展——基于隨機前沿模型的區域經濟收斂增長分析[J].商業研究，2017（12）：48-56.

[7]梁莉.金融發展與經濟增長關系研究綜述[J].經濟學動態，2005（6）：62-65.

[8]江曙霞，鄭亞伍.金融創新、R&D與經濟增長[J].金融理論與實踐，2012（7）：6-12.

[9]姜松，周虹.中國互聯網金融發展、貨幣政策與經濟增長——基于省際季度動態面板的實證[J].金融與經濟，2018（4）：30-35.

[10]李平.互聯網金融的發展與研究綜述[J].電子科技大學學報，2015（3）：245-253.