唐正宏

[摘要]文章基于互聯(lián)網(wǎng)金融迅猛發(fā)展的背景下，從互聯(lián)網(wǎng)第三方支付的發(fā)展規(guī)模的視角，探討了互聯(lián)網(wǎng)金融對進出口貿(mào)易的影響機制。采用2007年1月至2016年12月的全國季度數(shù)據(jù)，對互聯(lián)網(wǎng)金融與進出口貿(mào)易的關系進行實證研究，建立VAR模型，采用格蘭杰因果檢驗和方差分析等方法。結果發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)金融不能夠直接影響進出口貿(mào)易，但互聯(lián)網(wǎng)金融可以通過影響金融結構和外商直接投資來影響進出口貿(mào)易。根據(jù)脈沖響應的結果表明，進出口貿(mào)易本身、第三方支付增長率和金融結構的正向變化能夠明顯的促進進出口貿(mào)易。

[關鍵詞]進出口;互聯(lián)網(wǎng)金融;第三方支付;金融結構

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.11.

1? 引言

2013年是中國互聯(lián)網(wǎng)金融的元年，在這之后，互聯(lián)網(wǎng)金融因其交易成本低、交易效率高和協(xié)助性強等特點，在我國如破竹般飛速發(fā)展，如今，每個國民已經(jīng)離不開互聯(lián)網(wǎng)金融了，特別是第三方支付，已經(jīng)完全顛覆了往日傳統(tǒng)的現(xiàn)金支付的交易方式。P2P，眾籌等，也在近些年呈迅猛發(fā)展的態(tài)勢，一改過去傳統(tǒng)的金融生態(tài)，極大地拓寬了投融資渠道，無論是大型企業(yè)還是小微企業(yè)，甚至是個人的貸款需求，都能在互聯(lián)網(wǎng)金融上找到貸款渠道。同時，以前傳統(tǒng)金融無法覆蓋的的三四線城市乃至農(nóng)村地區(qū)現(xiàn)在也能得到互聯(lián)網(wǎng)金融的普惠。國際貿(mào)易一直是我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，2018年我國對外貿(mào)易總額增長9.7%，我國一直致力于由低端出口向高端出口的轉變，但是勞動密集型產(chǎn)品仍然占據(jù)一個很大比例，高科技產(chǎn)品以及創(chuàng)新產(chǎn)品出口占比很少?；ヂ?lián)網(wǎng)金融與國際貿(mào)易作為當今世界經(jīng)濟發(fā)展的兩個重要主題，越來越受到大眾的重視，互聯(lián)網(wǎng)金融與國際貿(mào)易的融合也愈加密切。如何依靠互聯(lián)網(wǎng)金融這股東風來提升我國國際貿(mào)易的質量和結構，是本文想探尋的答案。

與本文相關的文獻主要包括兩類：第一類文獻主要探討互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟增長之間的關系。龔映清（2013）認為互聯(lián)網(wǎng)金融重構了資本市場投融資格局，在解決中小微企業(yè)融資難問題的同時改善了資本市場的投融資情況[1]。李炳和趙陽（2014）認為互聯(lián)網(wǎng)金融提升了資金配置效率并且以此來促進經(jīng)濟增長[2]。姜松和黃慶華（2018）研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長不是互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的格蘭杰原因[3]。

第二類文獻主要探討金融發(fā)展與對外貿(mào)易的關系。朱彤等（2007）指出金融發(fā)展通過外部融資支持提高了對外部融資依賴較強行業(yè)的比較優(yōu)勢，對對外貿(mào)易產(chǎn)生了正向影響 [4]。徐建軍和汪浩瀚（2009）認為金融發(fā)展主要通過匯率調(diào)整金融制度、分散風險、資源配置和技術進步等途徑來影響國際貿(mào)易[5]。也有一些學者從技術研發(fā)與進步角度研究金融發(fā)展與對外貿(mào)易的關系之間的關系。錢水土和周永濤（2014）研究結果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對外貿(mào)易產(chǎn)業(yè)升級和對技術進步都具有正向促進作用，間接促進外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的升級[6]。齊俊妍和王曉燕（2016）認為金融發(fā)展水平與外商直接投資的技術外溢水平及技術研發(fā)效率具有正向關系[7]。

金融是經(jīng)濟的核心與命脈。學者們普遍認為，互聯(lián)網(wǎng)金融的迅猛發(fā)展， 促進了我國的經(jīng)濟發(fā)展。但是，目前卻鮮有關于互聯(lián)網(wǎng)金融與進出口貿(mào)易關系的研究成果。本文在整理了互聯(lián)網(wǎng)金融與經(jīng)濟增長、金融發(fā)展與進出口的現(xiàn)有研究成果的基礎之下，以第三方互聯(lián)網(wǎng)支付代為衡量互聯(lián)網(wǎng)金融的指標，采用2007年1月～2016年12月的全國季度數(shù)據(jù)，從金融結構的角度出發(fā)，對互聯(lián)網(wǎng)金融與進出口貿(mào)易之間的關系進行實證研究，以期為我國互聯(lián)網(wǎng)金融的健康發(fā)展以及進出口貿(mào)易水平的提高提供參考建議。

2? 理論分析

2.1? 互聯(lián)網(wǎng)金融的長尾效應

長尾理論是互聯(lián)網(wǎng)時代興起的一種新理論，由克里斯·安德森[8]提出，長尾效應表明：當技術進步，商品生產(chǎn)成本低，商品流通效率高時，當社會進步，大眾的個性化需求增多時，即使是小眾冷門的產(chǎn)品也能匯聚成一個大市場與大眾熱門產(chǎn)品匹敵，即顛覆了傳統(tǒng)的“二八定律”。

長尾效應的前提要求是商品供給充足商品流通渠道足夠大，互聯(lián)網(wǎng)金融滿足以上條件，即互聯(lián)網(wǎng)金融不受時間空間的限制，降低了金融市場的交易成本，這樣也使得消費者能夠更便捷地參與到金融市場。由于互聯(lián)網(wǎng)金融的低成本性和便捷性，使我國廣大中小微企業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)上進行融資時更加高效便捷?；ヂ?lián)網(wǎng)金融吸引著中小微企業(yè)參與到其中，這些中小微企業(yè)的資金需求就成了金融市場上的“長尾”。這些“長尾”上的融資量匯聚起來就變成了很大的數(shù)字。對此，王馨（2015）也做了相關研究，研究表明：互聯(lián)網(wǎng)金融緩解了信貸配給的壓力，一定程度上彌補了供給缺口，促進了金融資源的合理配置[9]。劉柳和屈小娥（2017）認為，互聯(lián)網(wǎng)金融的替代效應和“長尾”效應有助于提高債券融資比，且互聯(lián)網(wǎng)金融對社會融資結構的改善具有正向作用[10]。綜上所述，根據(jù)長尾理論，互聯(lián)網(wǎng)金融改變了金融市場的金融資源配置，繼而改變了金融結構。

2.2? 最優(yōu)金融結構理論

金融結構理論是研究金融發(fā)展問題的最早和最有影響的理論之一，金融結構是指金融體系中，銀行和金融市場的相對組成，其中金融市場主要指股票市場。金融結構理論認為金融發(fā)展的實質是金融結構的變化，研究金融發(fā)展就是研究金融結構的變化過程和趨勢[11]。對此，林毅夫、孫希芳和姜燁（2009）做了更深入的研究，一個經(jīng)濟體的金融結構應該要適應并促進他的要素稟賦結構，要素稟賦結構的提升決定著企業(yè)的技術水平和產(chǎn)業(yè)結構的提升，即該企業(yè)所在的產(chǎn)業(yè)和技術選擇應當符合本國的要素稟賦結構所決定的比較優(yōu)勢[12]。技術水平和產(chǎn)業(yè)結構的提升使該經(jīng)濟體的外貿(mào)企業(yè)在國際貿(mào)易市場上更具競爭力，進而能夠提升該經(jīng)濟體的外貿(mào)額。

綜上理論所述，互聯(lián)網(wǎng)金融對對外貿(mào)易的傳導機制可以總結如圖1所示。

所以，根據(jù)上述理論分析，本文提出假設：互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展通過金融結構的改變繼而促進我國對外貿(mào)易的水平。

3? 經(jīng)驗分析

3.1? 數(shù)據(jù)處理與變量選取

為了研究互聯(lián)網(wǎng)金融對進出口貿(mào)易的影響，文章選取如下變量：一是進出口貿(mào)易規(guī)模變量，以進出口貿(mào)易總額的對數(shù)值LNXM表示;二是互聯(lián)網(wǎng)金融規(guī)模變量，由于目前還沒有權威的用來衡量互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展水平的指標，故本文以第三方支付作為互聯(lián)網(wǎng)金融規(guī)模的代理變量，以第三方支付的對數(shù)值LNTPIP來表示;三是關于金融結構，本文選取金融結構（FSR）來表示，F(xiàn)SR=（債券市值+股票市值）/金融機構各項貸款余額;四是金融發(fā)展水平用金融相關率（FIR）來表示，F(xiàn)IR=（M2+股票市值+債券市值）/GDP;五是考慮到許多研究表明政府支出、經(jīng)濟增長、固定資產(chǎn)投資、外商直接投資對進出口貿(mào)易有一定影響，故本文都將其作為控制變量，均做對數(shù)處理。

3.2? 模型建立

3.2.1? 平穩(wěn)性檢驗

各變量的平穩(wěn)性如表1所示，由于大多數(shù)變量并不平穩(wěn)，故本文將各變量做一階差分處理，取其一階差分值。然后對所有變量的一階差分值進行ADF檢驗，結果如表1所示。為了估計互聯(lián)網(wǎng)金融和進出口貿(mào)易的關系，設定如下VAR模型。

3.2.2? 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

接下來為VAR模型確定最優(yōu)滯后階數(shù)，根據(jù)LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC準則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，實證結果表明，除SBIC準則外，其他準則均顯示最優(yōu)滯后階數(shù)為3，所以本文以滯后3階為最優(yōu)滯后階數(shù)來建立VAR模型。

3.2.3? 單位根檢驗

建立如下式所示的VAR模型，其中C是8X1矩陣，A1、A2和A3是8X8矩陣。

在進行后續(xù)的實驗之前，先對VAR模型進行特征根檢驗，如果VAR模型的特征根均在單位圓內(nèi)，則說明該VAR模型是穩(wěn)定的。實證結果表明，VAR模型的所有特征根均在單位圓內(nèi)，則說明該VAR模型是穩(wěn)定的。

3.2.4? 格蘭杰因果關系檢驗

為了探究互聯(lián)網(wǎng)金融、進出口和金融結構這三者之間的關系，本文采用格蘭杰因果檢驗來進行研究，對文中的各平穩(wěn)序列進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表2所示。結果顯示DLNTPIP并不是DLNXM的格蘭杰原因，DLNXM是DLNTPIP的格蘭杰原因，即互聯(lián)網(wǎng)金融不能直接影響進出口貿(mào)易，但是進出口貿(mào)易能直接影響互聯(lián)網(wǎng)金融。DLNFDI與DLNXM互相存在格蘭杰原因，即外商直接投資與進出口貿(mào)易能夠互相影響。DFIR與DFSR存在雙向格蘭杰因果關系，不存在DFIR到DLNXM的單向格蘭杰因果關系，存在DFSR到DLNXM的格蘭杰因果關系，不存在DLNTPIP到DFIR的單向格蘭杰因果關系，存在DLNTPIP到DFSR的格蘭杰原因。即表示互聯(lián)網(wǎng)金融能夠通過金融結構來影響進出口貿(mào)易，金融發(fā)展水平通過金融結構來影響進出口。另外DLNTPIP是DLNFDI的格蘭杰原因，即互聯(lián)網(wǎng)金融通過影響外商直接投資來影響進出口。

3.2.5? 脈沖響應分析和方差分解

本文在所得VAR模型的基礎上，進行脈沖響應分析，即把一個標準差大小的脈沖沖擊給某一個變量，并分析該變量在不同時期的影響效果。本文主要針對進出口貿(mào)易額（DLNXM）分別對于包括自身在內(nèi)的以上八個變量一個標準差沖擊的響應，分析進出口貿(mào)易與各變量之間的動態(tài)關系。

實證表明，進出口增長率、第三方支付增長率、金融結構變化值對進出口貿(mào)易起到了很明顯的促進作用。固定資產(chǎn)投資和公共財政支出對進出口貿(mào)易在前期出現(xiàn)抑制的現(xiàn)象，但是整體表現(xiàn)出促進作用。另外，金融發(fā)展水平變化值、經(jīng)濟增長率和外商直接投資增長率對進出口貿(mào)易的各期表現(xiàn)出不同損益，但是整體影響不大。

接下來，對DLNXM的變化進行方差分解，即分析每一期的這八個變量帶來的誤差沖擊對于DLNXM（進出口）方差變化的貢獻度。

實證表明，DLNXM對于自身沖擊帶來的方差貢獻率下前四期貢獻最大，并且極速下降至40%然后趨于穩(wěn)定。DFIR和DLNINV的貢獻度次之，前四期快速上升，到達13%后趨于穩(wěn)定。DLNTPIP、DFSR和DLNGDP達到7%、8%左右趨于穩(wěn)定。DLNGOV和DLNFDI的貢獻度最低，分別到達5%、2%后趨于穩(wěn)定。由脈沖響應的結果可以看出，各變量的脈沖沖擊所帶來的影響均超過10期，即相關政策的作用時間可以長達兩年之久。比較DFSR、DFIR和DLNTPIP這三者對DLNXM的方差貢獻率，其中金融發(fā)展水平對進出口的方差貢獻率最大，穩(wěn)定在13%，接下來是金融結構的方差貢獻率，穩(wěn)定在8%，即進出口增長的波動中8%可由金融結構的波動來解釋。最后是互聯(lián)網(wǎng)金融的方差貢獻率穩(wěn)定在7%。

4? 結論

本文采用2007年第一季度到2016年第四季度的季度數(shù)據(jù)，對進出口貿(mào)易、互聯(lián)網(wǎng)金融、金融結構、金融發(fā)展水平和控制變量建立向量自回歸模型。并對以上八個變量進行格蘭杰因果檢驗，脈沖響應分析和方差分解分析。根據(jù)格蘭杰因果檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)金融不能夠直接影響進出口貿(mào)易，但互聯(lián)網(wǎng)金融可以通過影響金融結構和外商直接投資來影響進出口貿(mào)易。根據(jù)脈沖響應的結果表明，進出口貿(mào)易本身、第三方支付增長率和金融結構的正向變化能夠明顯的促進進出口貿(mào)易。根據(jù)方差分解的結果表明，除進出口貿(mào)易本身之外，金融發(fā)展水平和固定資產(chǎn)對進出口的方差貢獻率較大，為13%，即進出口貿(mào)易的波動中13%可由金融發(fā)展水平和固定資產(chǎn)投資的波動來解釋;其次是第三方支付、金融結構和經(jīng)濟增長分別達到7%、8%左右趨于穩(wěn)定。各變量的脈沖沖擊作用時間均超過8期，即相關的經(jīng)濟政策的有效性可長達兩年。

在互聯(lián)網(wǎng)金融飛速發(fā)展的狀況下，我國若想要促進進出口貿(mào)易產(chǎn)業(yè)的轉型升級，以及進出口產(chǎn)業(yè)的核心競爭力，就需要提升外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力和科技水平以此作為提升核心競爭力的主要方式?？萍妓降奶嵘妥灾鲃?chuàng)新能力的提升都需要資金投入，可見，外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的轉型升級和外貿(mào)產(chǎn)業(yè)核心競爭力的提升都需要金融的支持。但是眾所周知，銀行非?？粗刭Y金的安全性，銀行一般只對成熟的大企業(yè)提供金融支持，對于高新技術和技術創(chuàng)新企業(yè)卻不提供幫助。所以以銀行中介為主導的傳統(tǒng)的金融體系以及金融結構其實并不能幫助外貿(mào)企業(yè)的技術水平和自主創(chuàng)新能力的提升。這時候就需要互聯(lián)網(wǎng)金融的支持，互聯(lián)網(wǎng)金融才能幫助企業(yè)的技術提升和自主創(chuàng)新能力提升，為了互聯(lián)網(wǎng)金融能夠更好地促進外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的轉型升級，我們應當促進互聯(lián)網(wǎng)金融制度的完善，加快建設多層次資本市場體系，以互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展促進金融結構的改善，以金融結構的改善提升外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的技術水平和自主創(chuàng)新能力，以此來提升外貿(mào)產(chǎn)業(yè)的核心競爭力和促進外貿(mào)產(chǎn)業(yè)轉型升級。