基于協(xié)整分析的中國互聯(lián)網(wǎng)金融影響因素研究*

王賽芳（深圳職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣東 深圳 518055）

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基于協(xié)整分析的中國互聯(lián)網(wǎng)金融
影響因素研究*

王賽芳
（深圳職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣東 深圳 518055）

摘 要：利用回歸和協(xié)整方法分析了中國互聯(lián)網(wǎng)金融相關(guān)因素。研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融影響最大的是電子商務(wù)交易額，電子商務(wù)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融有倍增效應(yīng)?；ヂ?lián)網(wǎng)金融與M2、存款之間都存在長期的均衡關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展與互聯(lián)網(wǎng)金融之間存在輕微的負(fù)相關(guān)。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)階段，中國互聯(lián)網(wǎng)金融還處于發(fā)展初始階段，互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)傳統(tǒng)金融影響有限，暫不具有撼動(dòng)傳統(tǒng)金融的力量，也未形成惠普金融的局面。文章最后提出了進(jìn)一步完善和發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融的建議。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)金融；協(xié)整分析；影響因素；P2P

互聯(lián)網(wǎng)金融是一個(gè)新生事物，有時(shí)又稱 “網(wǎng)絡(luò)金融”，“電子金融”等，但大多數(shù)人將互聯(lián)網(wǎng)金融看作是一種金融新業(yè)態(tài)，或是一種新的、基于中國特有的經(jīng)濟(jì)、金融環(huán)境發(fā)展的金融模式，因此也被稱為“中國式互聯(lián)網(wǎng)金融”[1]。2013年被稱為中國“互聯(lián)網(wǎng)金融元年”，從那一年開始，互聯(lián)網(wǎng)金融呈現(xiàn)爆炸式增長。中國電子商務(wù)研究中心的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截止到2014年底，全國P2P平臺(tái)1575家新上線平臺(tái)超900家，平均注冊(cè)資金約為2784萬，全年累計(jì)成交量高達(dá)2528億元，月均增長10.99%，總體貸款余額達(dá)1036億元，是2013年的3.87倍?；ヂ?lián)網(wǎng)金融的迅速崛起對(duì)促進(jìn)金融包容、增強(qiáng)金融普惠性、滿足小微企業(yè)以及居民投資需求具有重要意義。

互聯(lián)網(wǎng)金融蓬勃發(fā)展，其金融業(yè)態(tài)與傳統(tǒng)的金融有著不一樣發(fā)展路徑，是在中國特有的金融市場環(huán)境中產(chǎn)生的，因此，研究互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生的原因、動(dòng)力機(jī)制以及影響因素，成為當(dāng)前互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展中亟待解決的問題。鑒于此，本文通過回歸和協(xié)整分析的計(jì)量分析方法，運(yùn)用近幾年互聯(lián)網(wǎng)金融相關(guān)數(shù)據(jù)，試圖解決以上問題，在此基礎(chǔ)上，為研究如何更好地促進(jìn)中國互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展提供理論上的建議。

1　文獻(xiàn)回顧

由于互聯(lián)網(wǎng)金融具有獨(dú)特的中國特性，這方面的研究主要以國內(nèi)學(xué)者為主。國內(nèi)學(xué)者從不同的研究視角界定了互聯(lián)網(wǎng)金融的內(nèi)涵，但尚未達(dá)成一個(gè)廣泛認(rèn)同的定義。不過，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)金融的特性，學(xué)界一致認(rèn)可以下兩點(diǎn)：互聯(lián)網(wǎng)金融的本質(zhì)仍然是金融[2]，因?yàn)槠浜诵囊廊皇琴Y金融通、支付清算等；互聯(lián)網(wǎng)金融是一種“普惠”金融，是有人數(shù)眾多的網(wǎng)民參與的一種金融投資工具。

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)金融的興起與發(fā)展的相關(guān)影響因素，文獻(xiàn)中除了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)[2]、客戶意愿[3]、政府監(jiān)管[4]與支持[5]等因素外，還有經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境因素，這種觀點(diǎn)認(rèn)為長期的金融抑制推動(dòng)了大眾對(duì)金融需求的渴望，這是互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生的內(nèi)生性因素[1]。

互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生的外生性因素是中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。葉佳寧（2015）[6]的研究認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長（GDP）之間存在長期的均衡關(guān)系。經(jīng)濟(jì)發(fā)展增加了國民收入，提升了人們的消費(fèi)水平，促進(jìn)了互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)，從而帶動(dòng)了互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展[5]。

電子商務(wù)的發(fā)展是互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展的環(huán)境因素?；ヂ?lián)網(wǎng)金融是電子商務(wù)發(fā)展到一定階段以后才發(fā)展起來的[1]。 電子商務(wù)的發(fā)展匯集了大量的小微企業(yè)和創(chuàng)業(yè)者，從而產(chǎn)生了龐大的融資需求[7]，催生了互聯(lián)網(wǎng)金融。電子商務(wù)的迅猛發(fā)展也推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)的與時(shí)俱進(jìn)[8]。

貨幣供求因素是互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生的市場基礎(chǔ)。互聯(lián)網(wǎng)金融加快了貨幣的支付及流通速度，增加了貨幣乘數(shù)[9]?；ヂ?lián)網(wǎng)金融對(duì)貨幣政策產(chǎn)生了深刻的影響[9,10]。由于金融抑制的原因，企業(yè)的貸款需求在傳統(tǒng)金融市場得不到滿足。而網(wǎng)絡(luò)中有大量閑散資金對(duì)高額利息的追求形成了資金的供給。二者通過網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)進(jìn)行撮合，產(chǎn)生互聯(lián)網(wǎng)金融供求關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)中國互聯(lián)網(wǎng)金融研究，無疑對(duì)本研究具有重要的參考價(jià)值，為本研究選擇變量提供了參考依據(jù)。但由于上述研究多數(shù)只探討某一變量對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的影響，沒有系統(tǒng)地研究多個(gè)變量同時(shí)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生的作用，因此，其結(jié)論具有一定的片面性。本文將利用多變量回歸和協(xié)整的方法研究互聯(lián)網(wǎng)金融的影響因素和作用機(jī)理，選擇了從2013年以來P2P數(shù)據(jù)，從實(shí)證的角度分析互聯(lián)網(wǎng)金融的影響因素及作用機(jī)理。

2　實(shí)證分析

2.1變量選取

根據(jù)相關(guān)研究，中國互聯(lián)網(wǎng)金融主要業(yè)務(wù)包括網(wǎng)絡(luò)借貸、第三方支付、眾籌等。第三方支付不僅與互聯(lián)網(wǎng)金融有關(guān)，還與傳統(tǒng)銀行業(yè)務(wù)相關(guān)，且在統(tǒng)計(jì)上難以區(qū)分，數(shù)據(jù)不準(zhǔn)確，而眾籌剛剛起步，市場規(guī)模很小。郭娜（2014）認(rèn)為P2P才“真正實(shí)現(xiàn)了資金融通功能[11]”，因此，本研究選取P2P作為被解釋變量，代表互聯(lián)網(wǎng)金融；選取國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、電子商務(wù)交易額（EC）、貨幣供應(yīng)量（M2）、貸款總額（LOAN）、居民存款（DEPOSIT）作為解釋變量，研究互聯(lián)網(wǎng)金融的影響因素與作用機(jī)理。中國第一家P2P平臺(tái)成立于2006年，但真正的P2P發(fā)展2013年才大規(guī)模的開始，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)才開始完善，因此，本研究的數(shù)據(jù)采用2013年1月至2015年6月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析（見表1）。

2.2數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

2.2.1ADF檢驗(yàn)

在建立回歸模型前，需要確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸，對(duì)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為消除原始變量的異方差的影響，對(duì)上述變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。本研究采用ADF單位根檢驗(yàn)法，對(duì)選取的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并用EViews 7.2軟件來進(jìn)行分析（見表2）。

表2顯示，6個(gè)變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果分兩種情況：

首先，變量lnP2P、lnGDP、lnEC、lnLOAN原序列是平穩(wěn)的。因此，可以對(duì)上述變量直接進(jìn)行OLS回歸分析。

其次，變量lnM2、lnDEPOSIT原序列的ADF檢驗(yàn)在5%的置信水平上相伴概率P值都大于0.05，接受零假設(shè)，表明原序列至少存在一個(gè)單位根，即為非平穩(wěn)序列。但這兩個(gè)變量經(jīng)過序列一階差分后（D表示差分），ADF單位根檢驗(yàn)在5%的水平上，相伴概率P值均小于0.05，表明上述序列經(jīng)一階差分后為平穩(wěn)時(shí)間序列，且都是一階單整序列。因此變量M2、DEPOSIT與P2P之間有可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1　主要變量、定義及其數(shù)據(jù)來源

2.2.2Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)變量P2P，M2，DEPOSIT差分處理后，進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)（見表3）。

表3 Johansens協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果說明，在5%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)，三個(gè)變量中至少存在兩個(gè)協(xié)整。說明代表互聯(lián)網(wǎng)金融的P2P與M2、P2P 與DEPOSIT之間都存在長期的均衡關(guān)系，可以用協(xié)整分析各變量間的關(guān)系，因此可以建立互聯(lián)網(wǎng)金融協(xié)整模型。

表2　各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果表

表3　Johanses協(xié)整檢驗(yàn)

表4a　回歸方程系數(shù)表

表4b　回歸方程系數(shù)表

2.3模型構(gòu)建

2.3.1OLS 模型

對(duì)ADF檢驗(yàn)中的平穩(wěn)變量（表2）建立以下回歸模型：

lnP2P、lnLOAN、lnEC、lnGDP是P2P、LOAN、EC、GDP的對(duì)數(shù)化，α表示常數(shù)項(xiàng)，β表示系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

對(duì)上述方程回歸見表4a及表4b。

表4a結(jié)果表明，lnLOAN的P值為0.7994，表明在5%的顯著水平下lnLOAN 與lnP2P的關(guān)系不顯著，兩者不相關(guān)。因此對(duì)方程（1）修正如下：

方程（2）的R2=0.9540，互聯(lián)網(wǎng)金融（lnP2P）可由電子商務(wù)交易額（lnEC）和固定生產(chǎn)總值（lnGDP）來解釋，且具有較高的解釋水平，表明模型擬合優(yōu)良，模型總體F檢驗(yàn)Prob.為0，DW=1.6749，小于2，說明變量之間存在一定的共線性，但不是很顯著。LnEC和lnGDP的T統(tǒng)計(jì)量和相伴概率為0，表明兩變量的系數(shù)有效。由此可見，該模型的結(jié)果是可信的。

回歸方程結(jié)果如下：

因此，GDP每增加1%，互聯(lián)網(wǎng)金融減少0.2575%；EC每增長1%，互聯(lián)網(wǎng)金融增加5.37%。

從回歸結(jié)果來看，電子商務(wù)交易額每增長1%，P2P增長5.37%，電子商務(wù)的發(fā)展大大促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展，并呈現(xiàn)倍增的效應(yīng)。電子商務(wù)活動(dòng)起初因?yàn)橹Ц丁⑽锲焚|(zhì)押、資金借貸等催生了互聯(lián)網(wǎng)金融的產(chǎn)生，互聯(lián)網(wǎng)金融是電子商務(wù)發(fā)展一定階段的產(chǎn)物。不管是“互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)擁抱金融”還是“金融擁抱互聯(lián)網(wǎng)”，說明電子商務(wù)與互聯(lián)網(wǎng)金融之間從一開始就是相互影響與滲透的關(guān)系。

回歸結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融影響較小，并呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與互聯(lián)網(wǎng)金融關(guān)聯(lián)不明顯。這與張童蓮、華立庚、黎文娟（2015）的研究的互聯(lián)網(wǎng)金融與GDP相關(guān)性強(qiáng)相悖。仔細(xì)分析原因，大體可作如下解釋。首先，互聯(lián)網(wǎng)金融雖然發(fā)展迅速，但畢竟是從零開始，其發(fā)展壯大仍需時(shí)日?；ヂ?lián)網(wǎng)金融所吸引的是人們的閑散資金，規(guī)模有限。其次，近5年來，我國的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)主要集中在住房、教育、汽車以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面，人們?cè)谶@些領(lǐng)域的投資與消費(fèi)拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長，因此不可避免地影響了在互聯(lián)網(wǎng)金融中的消費(fèi)。結(jié)果證明，互聯(lián)網(wǎng)金融在現(xiàn)階段只是一個(gè)弱小但鮮活的生命。隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融的格局前所未有地發(fā)展壯大。

2.3.2協(xié)整模型

經(jīng)Johanses協(xié)整檢驗(yàn)（見表3），變量P2P與M2、DEPOSIT之間存在協(xié)整關(guān)系，因此，建立協(xié)整方程，經(jīng)EViews 7.2分析如下：

協(xié)整方程如下：

協(xié)整方程（3）結(jié)果表明，網(wǎng)絡(luò)借貸P2P與、M2、LOANDEPOSIT存在著的長期均衡關(guān)系。

貨幣供應(yīng)量M2每增加1%，網(wǎng)絡(luò)借貸（P2P）增加0.03%，表明兩者是正相關(guān)關(guān)系；銀行存款增量DEPOSIT每增加1萬元，網(wǎng)絡(luò)借貸（P2P）則減少0.0020萬元，表明存款增量與互聯(lián)網(wǎng)金融是負(fù)相關(guān)關(guān)系。該結(jié)果證明了互聯(lián)網(wǎng)金融促進(jìn)了M2的乘數(shù)效應(yīng)與內(nèi)生性增長，與前面的理論相一致；同時(shí)該結(jié)果也證明了互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)銀行存款的轉(zhuǎn)移效應(yīng)初現(xiàn)。

表5　協(xié)整方程表達(dá)式

2.3.3AR模檢驗(yàn)

鑒于P2P與、M2、DEPOSIT之間存在長期均衡關(guān)系，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來探討互聯(lián)網(wǎng)金融與M2、DEPOSIT之間的影響程度及發(fā)生效力的滯后時(shí)間。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析要求各變量序列平穩(wěn)。因此，本文首先運(yùn)用各變量一階差分?jǐn)?shù)據(jù)將分別判斷構(gòu)建的VAR(DP2P DM2)、VAR(DP2P DDEPOSIT)共兩組模型是否穩(wěn)定。

圖1中可以看出，兩組VAR模型所有單位根的模均在單位圓內(nèi)，模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，可以運(yùn)用脈沖響應(yīng)進(jìn)行分析。

2.3.4脈沖響應(yīng)分析

對(duì)DP2P 、DDEPOSIT和 DM2的脈沖反應(yīng)分析，Eviews7.2分析如下（見圖2）：

從P2P與M2的脈沖反應(yīng)圖來看，來自P2P的沖擊并沒有對(duì)M2的第一、二期產(chǎn)生影響，說明貨幣供應(yīng)量初對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融變動(dòng)不敏感。雖然在第三、第五和第七期，反應(yīng)有所顯現(xiàn)，但互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)M2的影響力度在慢慢減弱，最后趨于平穩(wěn)。

P2P對(duì)銀行存款的影響在當(dāng)期就表現(xiàn)為負(fù)值，但馬上回升，到第二期達(dá)到最高峰，隨后影響力呈現(xiàn)有力的波動(dòng)，說明互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)銀行存款的影響滯后一期后才顯現(xiàn)，在整個(gè)觀察期內(nèi)對(duì)沖擊做出了反應(yīng)，且影響時(shí)間長。而銀行存款規(guī)模對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融影響有限，峰值出現(xiàn)在第三期，隨后有微弱的波動(dòng)，最后趨于平穩(wěn)。

圖1　各VAR模型特征方程根的倒數(shù)值圖

圖2　DP2P 、DDEPOSIT和 DM2的脈沖響應(yīng)圖

2.3.6格蘭杰因果檢驗(yàn)

從Johansen檢驗(yàn)結(jié)果可知（見表3），P2P與M2、DEPOSIT變量之間存在長期均衡的關(guān)系，但沒法得知這些變量中是否存在Granger因果關(guān)系。因此有必要對(duì)這些變量進(jìn)行Granger檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6　格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明，在短期中，實(shí)際互聯(lián)網(wǎng)金融（P2P網(wǎng)貸交易額）是引起銀行存款增量（DEPOSIT）變動(dòng)的Granger原因，其中P值為0.00546，可見這種Granger原因是非常顯著的，這說明互聯(lián)網(wǎng)金融的變動(dòng)是導(dǎo)致存款規(guī)模變動(dòng)的原因。這與前面的結(jié)果相一致。但反過來，存款增量（DEPOSIT）不是引起P2P的Granger原因；在10%的顯著水平下，M2是引起P2P的Granger原因，雖然不是太顯著。同樣，P2P與M2之間也不存在格蘭杰因果關(guān)系。

3　結(jié) 論

經(jīng)過上述對(duì)P2P與變量EC，GDP，M2，LOAN，DEPOSIT的綜合分析，得出以下結(jié)論：

第一、對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融影響最大的因素是電子商務(wù)。兩者相互滲透，互促共生，且電子商務(wù)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展呈現(xiàn)倍增效率。

第二、互聯(lián)網(wǎng)金融與M2、存款之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，互聯(lián)網(wǎng)金融促進(jìn)了M2的乘數(shù)效應(yīng)與內(nèi)生性增長，同時(shí)對(duì)國家的貨幣政策帶來潛在的挑戰(zhàn)；銀行存款增加削弱互聯(lián)網(wǎng)金融，互聯(lián)網(wǎng)金融與存款間存在著貨幣流的移動(dòng)，“P2P對(duì)存在有搬家的效應(yīng)”，尤其是互聯(lián)網(wǎng)金融中的一些投資理財(cái)產(chǎn)品的發(fā)展，使存款資產(chǎn)有了分流，增加了金融資產(chǎn)的配置效率。但是本研究證明銀行貸款（LOAN）與互聯(lián)網(wǎng)金融尚不存在直接關(guān)系，表明實(shí)體經(jīng)濟(jì)的貸款來源主體依然是銀行。

第三、GDP的增長與互聯(lián)網(wǎng)金融存在輕微的負(fù)相關(guān)，說明經(jīng)濟(jì)增長在小規(guī)模上抑制了互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長點(diǎn)集中在住房、汽車、教育、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等領(lǐng)域，因此從某種程度上抑制了互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展。但“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略將產(chǎn)生新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，給互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展帶來前所未有的機(jī)遇。

4　對(duì)策與建議

電子商務(wù)與互聯(lián)網(wǎng)金融相互促進(jìn)，通過大力電子商務(wù)的發(fā)展促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，電子商務(wù)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)生倍增效應(yīng)。電子商務(wù)的發(fā)展促進(jìn)物流、資金流、信息流、商品流于一體的商業(yè)模式，聯(lián)網(wǎng)金融是電子商務(wù)創(chuàng)新的結(jié)果。發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融首先要大力發(fā)展電子商務(wù)，反過來，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展也支持了電子商務(wù)的發(fā)展。

加速中國金融市場化步伐。長期的金融抑制，造成利率不能真正反應(yīng)資金的價(jià)格，造成利率失真，不能實(shí)現(xiàn)資金的有效配置?；ヂ?lián)網(wǎng)金融的發(fā)展有利于通過市場機(jī)制發(fā)現(xiàn)資金價(jià)格，也促銀行資金成本來提高，和其貸款資金回流到P2P中，套取利差，從而實(shí)現(xiàn)利率市場化。

完善互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展機(jī)制。當(dāng)前我國互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展是在市場自發(fā)的狀態(tài)下形成的資金融通市場，是市場化的結(jié)果，符合當(dāng)前中國市場化改革的方向，但互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展對(duì)我國傳統(tǒng)金融體制也造成了一定的沖擊，如今年股票市場的巨幅震蕩，都與場外融資關(guān)系密切，而這些場外融資又與P2P形影相伴。因此，一方面要積極鼓勵(lì)互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展；另一方面同，在鼓勵(lì)的同時(shí)，加強(qiáng)規(guī)范和監(jiān)管。

互聯(lián)網(wǎng)金融實(shí)現(xiàn)普惠金融，對(duì)廣大參與者可以從中實(shí)現(xiàn)利益最大化?；ヂ?lián)網(wǎng)金融低成本向客戶提供了金融服務(wù)，為中小微企業(yè)客戶提供了融資渠道。對(duì)于廣大資金擁有人可以通過理財(cái)實(shí)現(xiàn)利益最大化。

本研究實(shí)證表明，除電子商務(wù)因素對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的影響較大，其他因素對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融影響較弱，一方面我國互聯(lián)網(wǎng)金融還處在其發(fā)展的早期，尚處在襁袍之中，政府要加大對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融在政策上的支持力度。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)傳統(tǒng)金融體系是一次全新的挑戰(zhàn)，如對(duì)貨幣供應(yīng)、存款都有影響。在保障其發(fā)展的前提下，傳統(tǒng)金融的改革步伐要加快。其次，互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)要不斷創(chuàng)新，降低平臺(tái)管理費(fèi)，以創(chuàng)新的產(chǎn)品和盈利模式吸引客戶，同時(shí)，保障客戶與消費(fèi)者的權(quán)利，促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融的可持續(xù)發(fā)展。

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中圖分類號(hào)：F832.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-0318（2016）02-0010-07

DOI:10.13899/j.cnki.szptxb.2016.02.002

收稿日期：2015-11-10

作者簡介：王賽芳（1969-），女，湖南益陽人，副教授。主要研究方向：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)、企業(yè)管理。

Research on the Influencing Factors of China’s Internet Finance Based on Co-integrating Analysis

WANG Saifang
（Shenzhen Polytechnic， Shenzhen， Guangdong， 518005， China）

Abstract：This paper analyzes the influencing factors of China’s Internet Finance using Regression and Co-integrating econometric tools. The study finds that the biggest influencing factor is E-commerce, which has multiple effect on Internet Finance. Meanwhile, this study also finds that China’s Internet Finance has a long-term equilibrium relationship with M2, as well as with the deposit. Yet it has a slight negative correlation with GDP. This study also reveals that for the time being, China’s Internet Finance is still at its first stage of development. In the end, the paper proposes some suggestions for the further development of Internet Finance.

Key words：China’s Internet Finance; co-integrating analysis; influencing Factors; P2P

*項(xiàng)目來源：深圳職業(yè)技術(shù)學(xué)院社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（601522S22002）；深圳市社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（125B095）；廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)共建項(xiàng)目（GD13XGL023）