郭金秀

(杭州電子科技大學 經濟學院，浙江 杭州 310018)

信息通訊技術即Information Communications Technology，簡稱ICT，它被認為是一種通用技術，正是因為其通用性使得ICT能夠依靠其自身在信息生產、存儲和傳遞方面所具有的特殊優(yōu)勢向各個部門滲透，使生產過程中各要素協(xié)同作用，降低內耗及信息不對稱帶來的各種失靈。ICT的開放性和成本的急劇減少使得金融部門也增加了ICT的使用，產生互聯(lián)網金融。2018年6月以來，從杭州、南京、深圳到上海、北京，大量的互聯(lián)網金融平臺“爆雷”，人們質疑ICT與金融結合而生的互聯(lián)網金融是否有利于經濟增長。

ICT與經濟增長關系的研究始于索洛悖論的提出，也就是ICT并未對生產率作出人們預想的貢獻(Solow，1987)[1]。原因可能是ICT造成了機會不平等，排擠了非熟練工人和沒有ICT裝備的窮人(Rohman，2012)[2]；也可能是ICT發(fā)揮作用需要某些條件，比如ICT投資強度、資源配置合理性程度以及傳導機制暢通程度等(張之光、于睿和史耀波，2014)[3]，即便發(fā)揮作用也存在門檻效應(張家平、程名望和潘烜，2018)[4]。金融與經濟增長關系的研究則更早，理論上銀行活動動員儲蓄，并化儲蓄為投資，有利于提高資源配置效率，促進經濟增長。但中國是個金融發(fā)展不平衡的國家，資源配置兩級分化，金融發(fā)展對經濟增長的促進作用明顯不同，不僅存在地域差異(王仁祥和王婧，2017)[5]，也存在產業(yè)差異(王艷芳，2019)[6]。關于ICT、金融與經濟增長三者關系的研究較少，最早的觀點是ICT與金融的結合使金融部門通過更好的電信基礎設施服務經濟增長，因此，哪怕是金融薄弱的經濟體也可以通過ICT的使用來實現(xiàn)跨越(Shamim，2007)[7]。ICT技術與金融結合有利于促進金融長度、寬度、深度變革，使金融更好地服務于人和社會，并激發(fā)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新精神(吳曉求，2014)[8]；但也可能因發(fā)展的盲目性加上金融監(jiān)管滯后而破壞資金融通良性循環(huán)，制約經濟增長。本文擬構建模型從理論上分析ICT、金融發(fā)展與經濟增長三者間的內在關聯(lián)，并結合實證分析，檢驗ICT與金融的結合是否促進了經濟增長，為互聯(lián)網金融發(fā)展提供依據(jù)。

一、模型分析

借鑒Chou(2004)[9]的思路來構建模型說明ICT技術、金融發(fā)展與經濟增長之間的關聯(lián)。假設經濟中包括最終品、中間品、ICT技術創(chuàng)新、金融創(chuàng)新、金融中介、家戶等六部門。代表性地區(qū)的最終品生產部門雇用勞動和中間品生產最終產品，用Y表示最終產品產出，LY表示用于最終品生產的勞動數(shù)量(LY=uYL，L表示總的勞動數(shù)量，L的增長率為n)，x(i)表示投入最終品生產的第i種中間品的數(shù)量，參數(shù)α表示投入的中間品的收入份額(0<α<1)，1-α表示勞動的收入份額，則最終品生產函數(shù)為

(1)

中間品生產部門即ICT耐用品生產部門，包括[0,A]區(qū)間若干數(shù)量的企業(yè)，每一企業(yè)購買ICT技術創(chuàng)新部門研發(fā)的產品壟斷性生產一種ICT中間品，彼此間無替代或互補關系。技術進步表現(xiàn)在中間品類型擴展創(chuàng)新上，A的大小反映了國內ICT技術水平，每生產一單位中間品需要租用1單位資本K，則中間品生產函數(shù)為

(2)

資本積累來源于消費者儲蓄，用C表示消費數(shù)量，s為儲蓄率(s∈(0,1))，ξ表示金融發(fā)展程度或金融中介效率，且ξ∈[0，1]，不考慮折舊，則資本積累方程為

(3)

金融中介效率取決于技術、市場上提供的金融產品數(shù)量以及勞動者數(shù)量。用τ表示可獲得的金融產品數(shù)量，參數(shù)κ(κ∈(0,1])表示勞動者使用金融產品中的擁擠程度，參數(shù)ω表示ICT技術A對金融發(fā)展的影響，則金融發(fā)展函數(shù)為

(4)

(5)

(6)

勞動力的無成本、自由流動最終使得各個部門的工資相等。

(7)

家戶提供資本和勞動，獲得利息和工資。用ρ表示貼現(xiàn)率，θ為邊際效用彈性，t表示時間，社會計劃者的最優(yōu)化問題是

(8)

約束條件為

(9)

(10)

二、實證分析

(一)模型設定

依據(jù)上面的理論分析設定模型，以ICT技術創(chuàng)新和金融發(fā)展為解釋變量，以經濟增長為被解釋變量，考慮到經濟社會的實際情況，還需要控制影響經濟增長的、具有實際經濟特點的一些其他變量，參照楊勝剛和朱紅(2007)[10]，包括人力資本、政府政策、對外開放。首先設定面板數(shù)據(jù)模型如(11)式，檢驗ICT技術與金融發(fā)展這兩個變量與經濟增長之間是否存在顯著的相關性；然后設定模型如(12)式，引入ICT的二次項，檢驗ICT的非線性特征；在此基礎上，引入ICT技術與金融發(fā)展變量之間的交積項，如(13)式，檢驗金融發(fā)展對經濟增長的影響是否依賴于ICT；進而檢驗ICT與金融的交互作用是否受初始經濟基礎的影響，如(14)式；最后引入制約機制變量檢驗是否市場競爭制約ICT與金融發(fā)展的交互作用，如(15)式；經濟增長具有延續(xù)性，以因變量的一階滯后項作為自變量。

Yit=β0+β1Yi,t-1+β2ICTit+β3FDit+β4Xit+εit

(11)

(12)

(13)

(14)

(15)

i代表省區(qū)，t代表年度，Y表示經濟增長，Y-1表示初始經濟基礎，ICT表示信息通訊技術，F(xiàn)D表示金融發(fā)展，MK表示市場競爭；X是一系列控制變量，包括人力資本HC、財政政策GC、貨幣政策CPI、對外開放TRD。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文采用我國31個省市自治區(qū)2003-2018年的面板數(shù)據(jù)。經濟增長的源泉是物質資本形成，Y用固定資本形成占GDP的比重表示；ICT分別用ICT1(網民普及率即網民人數(shù)占當年常住人口比重)、ICT2(每百戶移動電話擁有量)、ICT3(每百戶電腦擁有量)作為代理變量，由于農村數(shù)據(jù)大量缺失，采用城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)來代替；FD用金融機構本外幣貸款占GDP比重表示；MK分別用MK1(非國有控股工業(yè)企業(yè)資產占總資產比重)、MK2(大型商業(yè)銀行營業(yè)網點機構數(shù)占金融機構營業(yè)網點機構總數(shù)比重)來表示；HC用高中招生數(shù)占初中招生數(shù)比重表示；GC用政府消費支出占GDP比重表示；CPI用2002年為基期的居民消費價格指數(shù)表示；TRD用經營地進出口貿易金額占GDP比重表示。數(shù)據(jù)來自于中國互聯(lián)網絡信息中心網站、Wind數(shù)據(jù)庫以及地區(qū)統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。所有樣本的觀測值均為496個，個別缺失數(shù)據(jù)采用插值法補齊。為了減少波動，所有變量取對數(shù)。

(三)實證檢驗和結果分析

考慮到可能產生諸如因變量滯后項與隨機擾動項相關、遺漏變量等帶來的內生性問題，本文采用兩步系統(tǒng)GMM法，并采用AB檢驗和Hansen檢驗來分別檢驗擾動項的自相關性和工具變量的過度識別問題，工具變量使用自變量的一階滯后值。逐步估計結果如表1、表2、表3。從結果看，AB檢驗、Hansen檢驗的統(tǒng)計值均不顯著，滿足GMM估計的要求，即擾動項無自相關、工具變量有效?？梢哉J為，估計結果是可靠的。

表1模型1-3驗證(11)式，即ICT技術、金融發(fā)展對經濟增長影響的顯著性，估計結果表明，在線性關系上，代表ICT技術的三個指標網民普及率、移動電話擁有量、電腦擁有量對經濟增長的貢獻顯著為正，且移動電話的邊際貢獻大于電腦的邊際貢獻，估計值分別為1.419、2.773、0.696，表明ICT是經濟增長的重要條件。金融發(fā)展對經濟增長的單獨影響是負的，說明了我國金融中介資源配置效率低下的現(xiàn)實。

表1中模型4-6驗證(12)式，引入ICT指標的二次項，驗證ICT技術與經濟增長的非線性關系。三個指標的二次項均為負，估計值分別為-0.04、-0.726、-0.007，存在顯著的倒U型特征，這表明，在ICT技術發(fā)展的初始階段，ICT技術對經濟增長的積極影響逐漸上升，但是到達飽和值后，其影響開始下降直至消失，在發(fā)達國家也發(fā)現(xiàn)了ICT對生產率的積極作用消耗殆盡的情況。

表1 ICT技術與經濟增長的線性和非線性兩步SYS-GMM估計結果

注：表中***、**、*分別表示統(tǒng)計值在1%、5%、10%的水平上顯著，圓括號內數(shù)值為t值。限于篇幅，未報告控制變量、常數(shù)項、Wald檢驗、AR2檢驗、Hansen檢驗等其他項檢驗結果。表2和表3同。

表2中模型7-9驗證(13)式，引入ICT與金融發(fā)展的交積項，結果顯示，交積項系數(shù)估計值顯著為正，表明金融對經濟增長的正向作用依賴于ICT技術，我國可以通過ICT技術向金融部門擴散來改善金融市場資源配置效率從而促進經濟增長，尤其是移動電話的普及與金融發(fā)展的交互作用，對經濟增長的作用強度最大，這也說明了我國促進“互聯(lián)網+金融”尤其是“移動互聯(lián)網+金融”發(fā)展是必要的。

表2中模型10-12驗證(14)式，ICT與金融發(fā)展的交互作用是否受過去經濟基礎的影響。結果發(fā)現(xiàn)，ICT與代表過去經濟基礎的變量Y-1、FD三者的交積項估計值出現(xiàn)了分歧：網民普及率的交積項對經濟增長的作用是顯著正向的，電腦擁有量的交積項作用為正但不顯著，移動電話擁有量的交積項作用為負。說明網民普及率與金融的交互作用在經濟基礎較好的地區(qū)更能促進經濟增長，而移動電話擁有量與金融的交互在經濟基礎較差的地區(qū)更能促進經濟增長，這可能意味著從移動電話的普及著手來縮小數(shù)字差距促進區(qū)域經濟平衡增長更有效果。

表2 ICT技術與金融發(fā)展的交積項及其與經濟基礎的交積項對經濟增長的影響檢驗

有一種觀點認為，發(fā)展中國家因缺乏競爭導致ICT與金融的結合不能促進經濟增長[11]。由此表3中模型13-15引入市場競爭變量與ICT、金融發(fā)展三者的交積項，驗證(15)式。引入市場競爭變量MK1后，三者交積項符號為負，負作用最大的是網民普及率的交積項，系數(shù)為-0.014，說明市場競爭越大，反而削弱了ICT技術與金融的交互對經濟增長的促進作用。為進一步證實這種情況，把MK1換成金融壟斷變量MK2，如模型16-18所示，三者交積項系數(shù)估計值顯著為正，對應系數(shù)分別為0.107、0.094、0.098。由此說明，在信息通訊技術普及的形勢下，金融市場要求一定的壟斷，原因是ICT技術與金融的融合使得金融產品的價格決定接近完全競爭市場，規(guī)模小則盈利能力不足，抗風險能力差，若各金融機構形成業(yè)務、信息孤島，還造成資源浪費。

表3 市場競爭、ICT技術與金融發(fā)展三者交積項對經濟增長的影響檢驗

穩(wěn)健性檢驗。本文采用變量替換法再次進行穩(wěn)健性檢驗，將因變量數(shù)據(jù)換成1978年為基期的實際經濟增長率，將解釋變量中的網民普及率換成中國互聯(lián)網絡信息中心發(fā)布的網民普及率，城鎮(zhèn)每百戶移動電話擁有量、城鎮(zhèn)每百戶電腦擁有量換成以城鄉(xiāng)人口為權重計算的全國平均值，時間跨度是2005-2015年。重新進行兩步系統(tǒng)GMM估計，結果方向一致。

三、結論與政策建議

本文擴展內生經濟增長模型從理論上分析了ICT技術、金融發(fā)展與經濟增長三者之間的密切關聯(lián)。同時基于2003-2018年我國31個省區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，采用兩步系統(tǒng)GMM方法，實證檢驗了ICT技術、金融發(fā)展與經濟增長三者之間的關聯(lián)。結果表明：我國ICT技術對經濟增長的直接效應顯著為正，且具有倒U型特征；金融發(fā)展對經濟增長的直接效應顯著為負；ICT技術與金融發(fā)展的交積項對經濟增長的作用顯著為正，說明我國經濟增長可以獲益于ICT技術與金融的結合；經濟基礎、ICT技術與金融發(fā)展三者的交互項對經濟增長的作用出現(xiàn)了差異，網民普及率和移動電話擁有量在與金融發(fā)展、經濟基礎的交互作用上出現(xiàn)了反差，網民普及率與金融的結合更能促進發(fā)達地區(qū)經濟增長，而移動電話與金融的結合則在經濟落后地區(qū)更有效果；ICT技術與金融發(fā)展的交積對經濟增長的促進作用受市場競爭的影響，市場競爭越激烈，反而會抑制其對經濟的正向促進作用。為此，提出以下政策建議：

1.我國仍需加強ICT創(chuàng)新。吸引相關人才，積極開發(fā)新的信息和通信技術，尤其在經濟基礎較薄弱的地區(qū)，可以通過移動電話普及和“移動互聯(lián)網+金融”來縮小區(qū)域經濟增長差距。同時注意規(guī)模適度。

2.繼續(xù)推進金融體系改革，提高我國金融部門的資源配置效率。當下，各地區(qū)應以我國網絡強國戰(zhàn)略為契機，一是積極推動ICT技術尤其是移動ICT技術向金融的滲透，改善金融薄弱局面，促進“互聯(lián)網+金融”模式規(guī)范化、制度化、層次化發(fā)展；二是加強互聯(lián)網安全建設，消除“互聯(lián)網+金融”的技術風險，消除人們對互聯(lián)網金融產品使用的后顧之憂，擴展“互聯(lián)網+金融”邊界；三是加強金融監(jiān)管，維護良好的金融生態(tài)環(huán)境，保持網絡的生命力。

3.在新的環(huán)境下要更新金融市場競爭觀念，在ICT技術向金融滲透的過程中，對各種形式的“互聯(lián)網+金融”宜設置一定的門檻，既要防止壟斷，又要鼓勵并購，保持金融業(yè)適度的規(guī)模優(yōu)勢。