吕建黎

摘 要：近年来，互联网金融在我国发展迅速，对居民的购物方式和社会整体消费水平都产生了较大影响。本文基于2004—2017年我国网购市场交易额和居民人均可支配收入、第三方支付规模这三组数据，运用动态时间序列模型，实证分析了这三者之间的关系。结果表明：我国人均可支配收入和第三方支付规模均对网购市场交易额产生了正向影响，且存在长期稳定的均衡关系，本文最后得出了结论并提出了有关启示。

关键词：互联网金融;消费;网购

中图分类号：F832.39      文献标识码：A      文章编号：1008-4428（2018）12-0149-02

近年来，随着信息技术的不断升级和创新，互联网金融作为一种有别于传统金融的新型金融方式在我国得到了快速发展，给买卖双方带来了极大便利，节约了交易成本，提高了资源配置效率，进而提升了社会整体消费水平。网络购物已成为我国社会较为普及的一种购物方式，其规模和范围对社会总体消费的渗透率也逐年提高。因此，从网络购物视角研究互联网金融对居民消费的影响就具有较强的理论和现实意义。

一、 文献回顾

互联网金融是互联网和传统金融交叉融合的产物。到目前为止，国内学术界关于互联网金融的研究主要集中在以下几个方面：一是关于互联网金融的内涵界定及理论框架研究，如田光宁（2014）基于优势和风险等方面的考量，设计了互联网金融的基本理论框架，为后续研究奠定了较好基础。二是互联网金融的风险测定及监管研究，如陈秀梅（2014）在互联网金融发展的现状基础上，参考国际管理经验，构建了我国互联网金融的风险监管体系;王立勇、石颖（2016）采用二层次CRITIC-灰色关联模型构建风险评价体系对我国互联网金融的风险进行了测量并提出了相关建议。三是互联网金融对其他因素的影响，如李炳、赵阳（2014）从资金配置效率、金融系统功能等角度研究了我國互联网金融对宏观经济的影响，认为互联网金融能促进经济增长，也会导致风险的增加;曹源芳（2017）利用随机前沿模型，分析了互联网金融对区域经济的影响并得出了相应结论;战明华、张成瑞、沈娟（2018）通过构建特定系统中的一般均衡模型等手段，分析了互联网金融的发展是如何影响货币政策的传导机理与传导效果;朱亚丽（2018）利用VAR模型实证分析了互联网金融发展对我国社会融资规模和结构的影响，并提出了改善融资结构、促进实体经济发展的相关建议。

从现有文献来看，关于互联网金融的研究主要集中在内涵界定及理论框架、风险测定和对货币政策、区域经济等指标的影响等方面，对居民消费的影响研究较少。鉴于此，本文在现有研究的基础上，运用动态时间序列模型，从网络购物视角实证分析我国互联网金融对居民消费的影响，进而提升社会的整体消费水平，实现宏观经济的持续增长。

二、 我国互联网金融的发展现状

相对于传统金融，互联网金融在我国出现的时间不长，目前比较一致的观点认为2013年是我国互联网金融发展的元年。互联网金融作为一种新型的金融业态，提升了传统金融服务效率，优化了金融资源的配置。

关于互联网金融的内涵，学术界和业界尚未形成完全一致，但对其模式划分基本形成共识，包括第三方支付、P2P网贷和众筹融资等。其中，占比最大的是第三方支付。在我国，按照2010年6月21日中国人民银行颁布的《非金融机构支付服务管理办法》中的规定，第三方支付是指非传统金融机构作为买卖双方的中介（即第三方）提供的网络支付和央行规定的其他支付服务。截至目前，已有270家企业获得我国央行颁发的第三方支付牌照，其流程如图1所示。

第三方支付是一种不同于传统以现金和银行卡等为工具的新型支付方式，具有支付的安全性和便利性等优势，近年来在我国的发展十分迅速，规模和范围不断扩大，甚至已成为广大用户的一种支付习惯。2004—2017年我国第三方支付规模如图2所示。

三、 我国网购市场发展的现状

随着信息技术、通讯技术的不断创新和发展，通过网络购物已成为我国居民消费的重要途径。从近三年的数据来看，网络购物的规模成爆炸式增长。交易额2015年突破三万亿元、2016年突破四万亿元、2017年更是突破六万亿元。近年来的网购市场交易额如图3所示。

四、 互联网金融对网购市场交易额影响的实证研究

（一）变量选取和数据来源

根据经济学相关理论，居民消费是收入的函数，也受到其他因素（如第三方支付）的影响。因此，选取居民人均可支配收入来反映我国居民的整体收入水平;互联网金融包括多种模式，其中占比最大的是第三方支付。因此，选用第三方支付规模来反映我国互联网金融的整体发展水平;通过网络购物形成的消费对我国社会整体消费的渗透率逐年提高，因此，选用网购市场交易额来反映我国居民的整体消费水平。

本文选取的解释变量为居民的人均可支配收入（用X1表示）和第三方支付规模（用X2表示），被解释变量为网购市场的交易额（用Y表示）。鉴于第三方支付在我国的快速发展始于2004年，根据数据的可得性，本文实证分析采用2004—2017年我国网购市场交易额、居民的人均可支配收入和第三方支付规模的时间序列数据，如表1所示。

（二）平稳性检验（ADF检验）

对于时间序列数据，为避免出现伪回归，在分析前必须对原始数据进行单位根检验。本文采用常用的ADF检验来验证其平稳性，序列Y、X1、X2的检验结果如表2所示。

从表2的结果来看，时间序列Y、X1和X2的零阶数据都是非平稳的，但经过二阶差分后均表现为平稳，即为二阶单整序列。因此可进一步对网购市场交易额、人均可支配收入和第三方支付规模这三者之间的协整关系进行检验。

（三）协整检验

采用最小二乘法对变量Y和X1、X2进行回归，得到的协整回归方程如式（1）所示。

Y=-12766.93+1.6143X1+0.0294X2+Et（1）

再对残差序列Et做零阶ADF平稳性检验，结果如表3所示。

从上述检验结果来看，2004—2017年我国网购市场交易额、人均居民可支配收入和第三方支付规模之间存在协整关系，即在过去的十四年中，网购市场交易额、我国人均居民可支配收入和第三方支付规模之间存在长期稳定的均衡关系。

五、 结论及启示

在居民收入持续增长和互联网金融快速发展的背景下，网络购物的规模逐年增加，对社会总体消费的渗透率也逐年提高。本文运用2004—2017年网购市场交易额、人均可支配收入和第三方支付规模的时间序列数据，通过动态时间序列模型，实证分析了这三者之间的关系。结果表明，从2004—2017年，我国网购市场交易额、人均可支配收入和第三方支付规模之间存在长期稳定的均衡关系。后两者对前者的影响均为正向，即人均可支配收入每增加1元，网购市场交易额增加1.6143亿元;第三方支付每增加1亿元，网购市场交易额增加0.0294億元。从该结果来看，随着我国居民人均可支配收入的提高，以第三方支付为代表的互联网金融确实能增加网购市场的交易额，进而提高了整体的消费水平。

综上所述，在确保居民人均可支配收入不断提高的同时，应促进我国互联网金融的快速、健康发展，进一步加强其安全性和便利性，使其成为促进我国消费的持续推动力，真正实现以内需作为宏观经济增长的主要动力，确保我国经济的可持续增长。

参考文献：

[1]田光宁.互联网金融发展的理论框架与规制约束[J].宏观经济研究，2014（12）：42-48.

[2]陈秀梅.论我国互联网金融市场信用风险管理体系的构建[J].宏观经济研究，2014（10）：122-126.

[3]王立勇，石颖.互联网金融的风险机理与风险度量研究——以P2P网贷为例[J].东南大学学报（哲学社会科学版），2016，18（2）：103-148.

[4]李炳，赵阳.互联网金融对宏观经济的影响[J].金融论坛，2014（8）：21-28.

[5]曹源芳.互联网金融与区域经济发展——基于随机前沿模型的区域经济收敛增长分析[J].商业研究，2017（12）：48-56.

[6]战明华，张成瑞，沈娟.互联网金融发展与货币政策的银行信贷渠道传导[J].经济研究，2018（4）：63-76.

[7]朱亚丽.互联网金融发展对社会融资规模和结构的影响[J].商业经济研究，2018（1）：162-164.

[8]姜松，周虹.中国互联网金融发展、货币政策与经济增长——基于省际季度动态面板的实证[J].金融与经济，2018（4）：30-35.

[9]李平.互联网金融的发展与研究综述[J].电子科技大学学报，2015（3）：245-253.

[10]Norden， L. C. S. Buston， W. Wagner. Financial Innovation and Bank Behavior： Evidence from Credit Markets[J]. Journal of Economic Dynamics and Control，2014（6）：15-19.