互聯網對經濟高質量發展的影響

■劉宇軒

（湖南工商大學國際商學院）

1 引 言

“經濟高質量發展”是黨的十九大首次提出的新表述，表明中國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，基于此，“互聯網金融”在經濟高質量發展中扮演者什么樣的角色？在新的發展階段，我們應該利用互聯網金融如何推動經濟高質量發展？

2 作用機理

2.1 互聯網金融實現資源有效配置

互聯網金融相較于傳統產業，更能夠實現資源的有效配置，通過吸收社會零散資金，發揮互聯網金融的強大汲取能力，吸收社會零散資金，進行資金再分配，促進實體經濟發展，尤其是在互聯網小額貸款方面，通過刺激社會總投資量上升，使得is曲線在同一利率水平下向右移，推動實體經濟發展，帶動社會總產出增加。

圖1

2.2 技術進步促進產業結構升級

技術進步可以分為兩個方面，對外技術進步以及對內技術進步，對外技術進步體現在高新技術企業快速發展，實現市場自我淘汰機制，淘汰落后“僵尸企業”，帶動產業結構向高級化進步，對內技術進步能夠促進企業內部協同性，降低固定成本，通過利用新技術，為企業生產，企業所處環境風險評估的新模式，充分發揮企業各生產要素協調發展，提高企業生產率。互聯網對中國的技術進步具有顯著的促進作用（郭家堂、駱品亮，2016）。

2.3 互聯網金融的“虹吸”效應

由于互聯網金融的興起以及對于傳統銀行產業（存款）的沖擊，導致大幅資金流入互聯網金融產業，而互聯網金融產業大多數是投資于一些大型企業，導致中小型企業貸款困難，出現借錢難的局面，抑制了中小型實體經濟的發展，同時由于互聯網行業的擴張，又導致實體經濟面臨沖擊，由于互聯網的虛擬性強，靈活性大，我國對于互聯網金融并沒有實行很好的管理模式，因此雖然互聯網金融的發展能促進GDP的增長，但是不一定有利于經濟高質量發展。

3 研究設計

3.1 變量選取與數據說明

3.1.1 指標選取

（1）經濟高質量發展（QUANLITY）。本文借鑒“中國城市群經濟高質量發展”（毛艷，2020）以及“新時代中國經濟高質量發展水平研究”（魏敏，2018）的評價標準，并將GDP作為一級指標加入其中，選取了四個一級指標，十四個二級指標構建評價指標體系，具體如下表。

（2）互聯網發展指數（INTER）。由于互聯網作為最新前沿技術，市面上沒有一個良好的綜合測度標準，因此本文采用目前最為權威的“北京大學互聯網金融發展指數”作為互聯網金融發展的量化指標，該數據由北京大學互聯網金融研究中心于2016年發布，通過融合互聯網支付、互聯網征信等六大互聯網金融行業形態加權計算而得，由于公布的為月度指數，而本文是依據年度數據測度，因此對每個月份進行加權處理得到年度數據。

（3）控制變量。控制變量包含政府干預程度（GOV）以及對外開放程度，其中政府干預程度用2014全年各省政府消費與地方總產值的比重來定義，對外開放程度(OPEN)用經營單位所在地進出口總額與地方總產值的比重來定義。

3.1.2 測度方法和數據來源

本文采用熵值法對各個二級指標進行權重分析，一級指標權重采用AHP層次分析得出，其主要思想是：首先通過標準化處理，使得二級指標在同一個數量級，避免因為單位不一致而導致的誤差，通過對各個指標賦權后測得各省經濟高質量發展得分，再通過構建經濟高質量得分與互聯網金融指數，政府干預以及開放程度的回歸方程測的互聯網金融對于經濟高質量發展的具體效應。

（1）標準化。

采用極差法對于各二級指標Xij進行標準化，其中i為不同的二級指標，j為不同的城市，具體公式如下：

其中max(Xij)和min(Xij)分別表示Xij的最大值與最小值，為了使得標準化后的數值有意義，因此對于數值為0的數據向右平行了0.01，即

（2）指標權重。

首先求出每個指標的信息熵值，然后測算指標權重Wi

（3）判斷矩陣。

然后算得加權矩陣R，以及各一級指標權重Pij

（4）計算得分。

互聯網發展指數來源于北京大學互聯網金融研究中心于2016年公布的數據，并對數據2014年各月份加權取均值之后近似兩位小數得出年平均數據，具體公式如下：

（5）構建回歸模型。

本文主要根據中國2014年19個省市的截面數據，對于中國經濟高質量發展進行評價，并測度互聯網金融對中國經濟高質量發展的效應，對于新時代中國經濟高質量中互聯網金融的發展方向提出建議。本文所有的數據來源于2014年國家統計局資料以及北京大學互聯網金融研究中心公布的2014年中國各省份互聯網金融發展指數。

3.1.3 測度結果

根據熵值法和APH層次分析，并采用SPSSAU軟件，對19個省市進行了分析，由于數據大小不一致，經濟高質量發展指標于互聯網金融數值不一，回歸模型采用兩邊取對數法構建模型，并采用roubust檢驗，各步驟及詳細結果如下所示：

表1

表2

從上表可知，將互聯網金融, 政府消費, 進出口作為自變量進行OLS回歸分析，并且使用Robust穩健標準誤回歸方法進行研究，從上表可以看出，模型R方值為0.731，意味著互聯網金融, 政府消費, 進出口可以解釋經濟高質量的73.10%變化原因。模型公式為：

最終具體分析可知，互聯網金融的回歸系數值為0.238，但是并沒有呈現出顯著性，意味著互聯網金融并不會對經濟高質量產生影響關系。政府消費的回歸系數值為0.311，并且呈現出0.01水平顯著性，意味著政府消費會對經濟高質量產生顯著的正向影響關系。進出口的回歸系數值為0.023，但是并沒有呈現出顯著性，意味著進出口并不會對經濟高質量產生影響關系。

由此引發了一個問題，是否是因為經濟高質量發展的指標較少導致互聯網金融促進技術進步等優勢沒有體現呢，難道這兩者真的沒有聯系嗎？，于是我進行了另一個回歸，將互聯網金融設定為被解釋變量，經濟高質量發展作為解釋變量，其余變量不變，發現經濟高質量發展對于互聯網金融有推進作用且顯著，說明并不是由于指標較少而導致互聯網金融對經濟高質量發展影響不顯著，而是其他因素導致，具體回歸結果如下：

表3

從上表可知，將政府消費, 進出口, 經濟高質量作為自變量進行OLS回歸分析，并且使用Robust穩健標準誤回歸方法進行研究，從上表可以看出，模型R方值為0.639，意味著政府消費, 進出口, 經濟高質量可以解釋互聯網金融的63.92%變化原因。模型公式為：

最終具體分析可知，政府消費并沒有呈現出顯著性，意味著政府消費并不會對互聯網金融產生影響關系。進出口的回歸系數值為0.248，并且呈現出0.01水平顯著性，意味著進出口會對互聯網金融產生顯著的正向影響關系。經濟高質量的回歸系數值為0.710，并且呈現出0.01水平顯著性，意味著經濟高質量會對互聯網金融產生顯著的正向影響關系，并且經濟高質量發展指數上升1%，互聯網金融指數上升0.71%。

分析可知：進出口, 經濟高質量會對互聯網金融產生顯著的正向影響關系。但是政府消費并不會對互聯網金融產生影響關系。這說明，經濟高質量發展中包含互聯網金融的推進作用，但是由于經濟高質量發展屬于多層次問題，互聯網金融在經濟高質量發展中只能起到較為單一的效應，對此，筆者進行了單一的回歸分析，將互聯網金融作為被解釋變量y，將經濟增長結構優化，經濟穩定增長，生態，民生分別作為解釋變量x，發現互聯網金融對于經濟增長結構優化具有正效應且顯著，其他三者都不顯著，說明互聯網金融在經濟高質量發展中影響較為單一。

4 結論與啟示

最終回歸結果表明，基于2014年中國各省面板數據以及互聯網金融指數等數據下，中國經濟高質量發展與互聯網金融并沒有直接聯系，但是互聯網金融對于經濟高質量發展有間接效應，例如推動產業轉型升級等，但是由于經濟高質量發展指標很多，而互聯網金融只停留在某一方面具有推進效應，因此互聯網金融影響并不顯著。

第一，我們應該加強對互聯網金融的管理力度，使得互聯網金融在未來能良好的服務實體經濟，扶持中小型企業發展，促進科學技術的研發，國家應該出臺相關政策規范互聯網金融行業，而不是放任不管，有關部門要加強監督，對于網絡詐騙等行為要著手管制，“內外兼修”，約束不法分子從中牟利，保障個人信息安全，推進互聯網金融服務實體經濟的正確導向。

第二，我們應該充分發展互聯網金融優化資本，積極創新的金融模式，促進國內生產要素的流動，擴大金融業務服務范圍，彌補傳統金融業務的不足之處，擴大市場融資渠道，引導產業走向高級化和合理化。

第三，要從多方面發展，不僅注重互聯網金融，也要關注其他層面效應，不能單一提倡互聯網金融的發展，也不能為了互聯網金融而使得其他行業為其讓步，互聯網金融固然重要，但是對于現代經濟高質量發展是不夠的，經濟要多元化而非單一化，要齊頭并進，國內近年來互聯網行業繁榮發展的確推動我國經濟發展，但是我們要清醒的認識到，單一的經濟體系是不利于我國經濟高質量發展的，盲目鼓吹互聯網金融，擴大互聯網金融在新時代經濟中的效果，是不可取的。