2023年[互联网对我国各省区金融发展影响的实证分析]我国互联网金融的发展现状.docx

《2023年[互联网对我国各省区金融发展影响的实证分析]我国互联网金融的发展现状.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《2023年[互联网对我国各省区金融发展影响的实证分析]我国互联网金融的发展现状.docx（6页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、2023年互联网对我国各省区金融发展影响的实证分析我国互联网金融的发展现状 【摘要】近年来互联网发展快速，同时互联网对人们生活影响程度之深也是有目共睹的。正因如此，国内外很多学者起先对互联网的发展进行探讨并且进一步探讨互联网与经济发展之间的关系，通过实证分析证明了互联网对经济发展影响显著。伴随着金融业在中国的逐步兴起，金融发展水平渐渐成为制约一国经济发展的重要因素。本文通过尝试对全国各个省市自治区2023年的相关面板数据进行分析，得出互联网对金融发展水平影响显著。【关键词】互联网普及率 金融相关比率 Granger因果关系检验一、指标选取及数据处理互联网作为一项新技术，虽然其应用历史并不长，但

2、在中国的快速发展和扩散对中国的金融业产生了极其重要的作用。由于互联网的发展具有成本低、效率高、边际效用递增等特性，其对中国金融业总产值的提高具有较大影响。由于对互联网与金融发展之间关系进行探讨的文献甚少，本文在选取相关指标时只能借鉴与互联网发展和金融发展分别相关的文献。（一）金融发展指标的选取一般我们将金融中介发展指标和金融市场发展指标作为金融发展指标体系的两大组成部分。金融发展指标体系的形成经验了三个阶段：第一阶段（20世纪50-60年头），戈德史密斯首次将金融相关比率（FIR）应用于衡量和比较各国金融发展状况。其次阶段（20世纪70-80年头），麦金农和肖在对实际利率水平与储蓄、投资及经济

3、增长之间的关系进行分析的过程中，逐步形成了一个包含金融发展水平指标、结构指标等在内的相对比较完善的金融中介发展指标体系。第三阶段（20世纪90年头），内生金融中介和金融市场相继被引入金融发展模型，至此，对金融发展状况的度量和评价从金融中介扩展到金融市场，最终形成一个更为完整的金融发展指标体系。本文借鉴戈德史密斯的探讨阅历，选取金融相关比率作为衡量金融发展的综合指标。同时考虑到数据的可得性，本文通过统计全国各个省、直辖市、自治区的2023年年末的各金融机构本外币存款余额和金融机构本外币贷款余额并计算二者之和，然后用各个省、直辖市、自治区的存贷款余额之和与对应地区的当年总产值（GDP）之比来近似各

4、地区金融相关比率（FIR）。（二）互联网发展指标的选取国内许多专家对互联网在我国的发展及其影响进行了不同程度的探讨。俞立平(2023) 提出了用来衡量我国互联网发展水平的指标体系。金兼斌、吴科特(2023) 在我国各省互联网普及率的基础上，对互联网扩散的地区差异的影响因素进行了深化探讨。刘桂芳(2023) 以我国各省的域名拥有量为切入点，对中国互联网区域差异进行分析。从以往的文献中可以看出，国内对互联网发展方面的探讨还有所欠缺。笔者认为其缘由主要在于以下三个方面：首先，无论在中国还是在其他国家，互联网照旧是一个新生事物，要精确把握其发展规律还须要很长时间；其次，由于互联网的发展时间比较短，互联

5、网发展的数据积累也较少，使得探讨时存在许多困难；最终，由于统计口径和指标存在差别，使得一些探讨很难得以绽开。借鉴以往互联网探讨阅历，同时考虑数据的可得性兼顾全面性，本文选取互联网普及率、网站数、域名总数、IPV4地址数比例、互联网平均连接速度（KB/S）和CN域名数作为衡量互联网发展的指标。在实证分析的过程中，考虑到模型中变量间存在多重共线性会删掉一些变量。本文中相关数据来源于中国互联网信息中心统计公报和全国各省、直辖市、自治区的统计局公布的2023年地区经济和社会发展统计公报。由于关于互联网的数据统计年份较少，用时间序列分析法分析会存在不合理之处，因此本文全用2023年全国截面数据进行建模分

6、析。由于西藏地区统计数据不全面，本文未将该地区考虑在内。二、实证分析（一）建立模型舍弃西藏地区，对其余的30个省、直辖市、自治区的相关指标数据采纳一般最小二乘法进行回来分析，建立如下回来模型：(1)上式中，FIR表示金融相关比率；PR表示互联网普及率；WN表示网站数；DN表示域名总数；IPV4表示IPV4地址数比例；S表示互联网平均连接速度；CN表示CN域名数。将各省、直辖市、自治区的相关指标数据代入（1）式，用Eviews软件进行回来分析，得到回来结果（见表1）。注：1.回来模型的因变量是FIR，估计的方法是一般最小二乘法，包括30个样本。通过表1的回来结果可以看出，变量CN统计不显著（P值

7、大于0.1），变量WN、S和DN的系数为负，这明显有悖于常理。考虑到互联网发展水平影响因素的变量间可能存在较高的相关性，我们对这些变量做相关系数分析，结果发觉，一些变量之间存在较高的相关系数，说明变量间存在较强的多重共线性。实行剔除冗余变量的方法消退多重共线性，剔除部分统计不显著和与其他变量相关系数均较大的变量，最终保留R和IPV4两个说明变量，再一次进行回来分析，得到回来结果（见表2）。注：1.回来模型的因变量是FIR，估计的方法是一般最小二乘法，包括30个样本。从表2的结果可以看出，各个变量均是统计显著的（P值均小于0.05）。F统计量的伴随概率P值为0.000003，说明模型整体是统计显

8、著的。DW值为2.025989，接近于2，说明模型不存在自相关问题。截面数据回来分析中简单出现异方差现象，从而导致建模失败，下面进一步对回来模型进行不含交叉项的White检验，得出检验结果（见表3）。由表3的检验结果可以看出，两个伴随概率P值均大于0.05，所以无法拒绝White检验的原假设H0：模型不存在异方差现象。借此判定模型设定不存在异方差现象。通过分析，我们得出2023年中国各省区互联网发展水平对其金融发展影响力的评价模型，对表2中的结果进行简洁变换后得到最终模型：（二）Granger因果关系检验对于互联网发展水平与金融发展之间的因果方向性检验，即推断原委是互联网发展导致了金融发展水平

9、的提高，还是金融发展水平的提高带动了互联网发展，我们采纳非平稳时间序列下的格兰杰因果检验法，利用Evews软件输出的结果，进一步整理得出结论（见表4）。由表4的检验结果，可得出如下结论：互联网普及率和FIR存在双向格兰杰因果关系。因此可以说互联网发展和金融发展之间呈现相辅相成、相互促进的关系。三、结论及政策建议本文通过对全国30个省、直辖市、自治区2023年的横截面数据进行考查，做出回来模型，证明白互联网发展对中国金融发展具有显著的影响，同时金融业的发展也将对互联网技术提出更高层次的要求，进而拉动互联网的发展。随着互联网的快速发展，互联网发展水平将对全国各地区的金融发展产生越来越重要的影响。截

10、至2023年，我国网民普及率已达到38.3%，已经达到一个较高的水平，但是与发达国家相比依旧较低。为了推动我国网民普及率的提高，我们必需在网络平安方面多下功夫，因为相关调查表明，由于网络平安隐患的存在，多数人不情愿通过网络办理相关金融业务。另外笔者通过对全国各省区进行调查，发觉内蒙古、甘肃等一些地区，无论是网站数，还是CN域名数与其他地区相比都比较少，因此国家在加快互联网发展速度的同时也应当兼顾地区间平衡发展问题。参考文献1刘丽萍.中国金融发展与经济增长的Granger因果关系分析J.经济探讨导刊，2023(08):141-142.2张越，李琪.互联网对我国各省区经济发展的影响J.山西财经高校学报，2023，30(06):38-43.作者简介：赵晓云（1988-），女，安徽宿州人，安徽高校2023级金融硕士，探讨方向：金融学。（责任编辑：刘晶晶）