互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對家庭債務的影響

夏艷芳

引言

20世紀90年代中后期以來，我國家庭債務規(guī)模不斷增長，從1997年-2016年我國的家庭債務從172億元增長到18.95萬億元，家庭債務占GDP的比率也從0.23%增長到28.01%?？傮w來看，現(xiàn)今比1997年增加了18.93萬億元，年均增長速度為46.34%。同期，隨著互聯(lián)網(wǎng)在全球各地的快速擴散，互聯(lián)網(wǎng)普及率不斷提高，根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（ CNNIC）在京發(fā)布第39次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》（以下簡稱為《報告》）。截至2016年12月，中國網(wǎng)民規(guī)模達7.31億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為53.2%，較2015年底提升了2.9個百分點，超過全球平均水平3.1個百分點，超過亞洲平均水平7.6個百分點?；ヂ?lián)網(wǎng)已經(jīng)滲透到社會經(jīng)濟活動和人們生活的各個層面，成為經(jīng)濟發(fā)展、貿(mào)易往來等的新型平臺，從根本上改變生產(chǎn)過程、體驗的運作與結果。在工業(yè)經(jīng)濟時代向信息經(jīng)濟時代轉(zhuǎn)變的大背景下，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與家庭債務的關系研究是本文的主要研究內(nèi)容。

國內(nèi)外的學者都對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響因素進行多方法多角度的研究，分別得m了不同的研究結論。Kiiski和Pohjola利用60個國家1995 - 2000年的數(shù)據(jù)進行研究，得出每千人的人均互聯(lián)網(wǎng)主機數(shù)在五年內(nèi)的增長率受到人均收入、電話接人成本、平均受教育年限等因素的影響。Beilock和Dimitrova利用105個國家的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的截面數(shù)據(jù)進行分析，認為人均收入、社會的開放性以及電信基礎設施是影響互聯(lián)網(wǎng)滲透率差異的因素。Oyeyinka和Lal利用截面數(shù)據(jù)對撒哈拉以南的38個國家的互聯(lián)網(wǎng)擴散問題進行分析，認為電信基礎設施對于互聯(lián)網(wǎng)擴散具有重要作用。Chinn和Fairlie利用161個國家1999 - 2001年的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的面板數(shù)據(jù)分析，以電腦和互聯(lián)網(wǎng)的使用率為互聯(lián)網(wǎng)指標，認為經(jīng)濟變量、人口統(tǒng)計變量、基礎設施、電信價格及規(guī)制政策質(zhì)量對電腦和互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)生影響。Zhao和Kim利用39個國家1995 - 2003年的面板數(shù)據(jù)進行研究，把互聯(lián)網(wǎng)的增長率作為因變量，發(fā)現(xiàn)社會制度對互聯(lián)網(wǎng)的平均增長率產(chǎn)生影響。Vicente和Lopez對新加入及申請加入歐盟的9個國家的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展問題進行研究認為，收入水平、教育水平和人口年齡是影響互聯(lián)網(wǎng)擴散發(fā)展的影響因素。

而近年來國內(nèi)外學關于家庭債務的研究主要從二個主要方面來拓展：其一是，研究關于家庭債務的規(guī)模、結構以及影響因素（陳斌開和李濤，2011；吳衛(wèi)星等，2013）；其二是，研究家庭債務的經(jīng)濟影響，包括家庭負債對消費的影響（ Coulibaly and Li，2006）、對宏觀經(jīng)濟的影響（ Barba and Pivetti， 2009 [ 10 ]；楊攻研和劉洪鐘，2014）等。

從國內(nèi)學者的研究來看，大多數(shù)學者僅從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展（劉茂紅，2010等）或從家庭債務（郭新華，2010a， 2010b等）等單方面作了若干探討，但考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與家庭債務之間關系的文獻幾乎是空白。本文旨在于把互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和家庭債務置于同一個理論框架進行研究，并且采用1997 - 2015年的時間序列數(shù)據(jù)，實證檢驗我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與家庭債務變動的關系。

互聯(lián)網(wǎng)與家庭債務的特征事實

（1）互聯(lián)網(wǎng)的變化趨勢

1.中國網(wǎng)民的增長趨勢。根據(jù)《報告》顯示，截至2016年12月，中國網(wǎng)民規(guī)模達6.88億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為53.2%，較2015年底提升了2.9個百分點。

（2）家庭債務的變化趨勢

1.家庭債務的規(guī)模

家庭債務是指家庭為了購買住房、耐用消費品以及其他消費品和服務所產(chǎn)生的債務。中國家庭債務的主體是由住房抵押貸款和消費信用兩部分構成。我國家庭債務從1997年-2004年，家庭債務及其構成部分的增長速度很快，年均增長率為112.2%。然而隨著貸款余額的逐年增加，家庭債務的增長速度在逐漸的放緩。2005年-2006年家庭債務的增長趨勢較小，年平均增長率僅有9.7%，但從2007年起，家庭債務的規(guī)模又開始迅速增長。截止到2015年末，家庭債務總額達到18.95萬億元，是1997年的1102倍。其中住房抵押貸款為14.85萬億元，占據(jù)了家庭債務份額的78.4%，消費信用為4.1萬億元，僅占家庭債務份額的21.6%。

2.家庭債務的結構

自1997年以來，我國人民生活水平的得到極大的改善，伴隨著住房、汽車和信用卡業(yè)務的迅速發(fā)展，我國的家庭債務規(guī)模也在迅速的擴張。但在我國的家庭債務構成中，住房抵押貸款占據(jù)了絕大部分的比重。且就1997年-2015年的發(fā)展趨勢可以看出住房抵押貸款的比重大部分在80%左右。

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對家庭債務影響實證分析

（1）變量選擇、數(shù)據(jù)來源與模型設定

考慮到數(shù)據(jù)的可獲性以及研究的可行性，本文最終選取的被解釋變量為家庭債務占GDP的比值，解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)普及率。

1.家庭債務/GDP（ HouseholdDebt/GDP.HD/GDP），家庭債務是家庭為了購買住房、耐用消費品、其他消費品和服務所產(chǎn)生的借貸債務?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文用銀行和非銀行正規(guī)金融機構向家庭發(fā)放的消費信貸。本文選用消費信貸總量占GDP的比值（HD/GDP，%）作為家庭債務變動的衡量指標。

2.因變量為互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平，衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的因素很多，如域名、網(wǎng)民、網(wǎng)站數(shù)量等，綜合參考其它文獻以及數(shù)據(jù)的可獲性，在樣本期間內(nèi)從目前我國的情況來看，采用互聯(lián)網(wǎng)普及率即網(wǎng)民總量與全國人口總量的比率（ INT，%）這一衡量指標作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的主要指標是最合適的。

樣本期為1997 - 2015年。1997 -1999年家庭消費信貸的數(shù)據(jù)根據(jù)楊大楷和俞艷的研究整理所得，其余消費信貸數(shù)據(jù)由《中華人民共和國統(tǒng)計公報》（ 2000 - 2015）整理計算所得。網(wǎng)民的數(shù)據(jù)是根據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》（ 1997-2015）整理所得。全國人口總量數(shù)據(jù)由《中華人民共和國統(tǒng)計公報》（ 1997 - 2015）整理所得。對于以上變量的數(shù)據(jù)，均為名義值。

參考相關文獻，本文建立建立互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與家庭債務之間回歸數(shù)據(jù)模型，即公式（1）：

DEBT=c₁+β₁×INP+ε₁- （1）

其中c₁為常數(shù)；β₁為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對家庭債務的彈性系數(shù)，能反映互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的變動對家庭債務的直接效應；ε₁為殘差。

（2）回歸過程

1.單位根檢驗

表1的檢驗結果表明，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務的ADF統(tǒng)計值明顯大于各顯著水平的臨界值，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務的原序列是非平穩(wěn)序列。但當兩變量經(jīng)過二階差分后，兩序列在1%顯著水平下平穩(wěn)，即互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務的時間序列是二階單整序列，且互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平與家庭債務的規(guī)模的升降具有一定的聯(lián)動性。從圖中可以看出互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平與家庭債務之間很有可能存在長期均衡關系。在此基礎上繼而進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

采用EG檢驗法來驗證互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務之間是否存在協(xié)整關系。結果見公式（ 2）： DEBT - 0.048+0.406* INP（2）

對公式（2）保留殘差序列E，并對殘差序列E進行單位根檢驗，檢驗結果顯示見表2：殘差序列E的原序列在5%的顯著水平下為平穩(wěn)的，即接受“互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與家庭債務之間存在協(xié)整關系”的原假設。因此，公式（2）說明互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平和家庭債務之間存在反向關系的長期均衡。

3.格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗的結果如表2所示，反應了互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平與家庭債務之間存在長期均衡關系。后續(xù)將對兩者進行格蘭杰因果檢驗，結果見表3所示。

從表3格蘭杰因果檢驗的結果可以得出以下結論：當滯后期為1時，拒絕零假設INP不是DEBT的格蘭杰原因的概率很低，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平是引起家庭債務發(fā)生變動的原因；同理，拒絕DEBT不是INP的格蘭杰原因的概率相對會比較高，因此家庭債務不是引起互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平變動的原因。

（3）回歸結果及討論

從回歸過程中我得出：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務的時間序列是二階單整序列，且互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平每增加1單位，會促使家庭債務增加0.406個單位。這可能的解釋是：從微觀上來說，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與家庭債務成正相關；從宏觀上來講，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高可以通過家庭債務的變動來影響宏觀經(jīng)濟。本文的協(xié)整檢驗中，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對家庭債務的彈性系數(shù)為0.406，這表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對家庭債務的宏觀效應顯著于微觀效應。R2值偏低（R2= 0.752）可能是由于我國市場機制還不夠發(fā)達，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的變動對家庭債務影響的傳導機制沒有有效形成等原因造成的。

結論與建議

本文利用1997 - 2015年互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平和家庭債務的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用單位根、協(xié)整與格蘭杰因果檢驗方法，考察了我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與家庭債務變動的關系。實證研究的結果表明：我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與家庭債務的變動存在非一致性關系，且互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平是引起家庭債務變動的格蘭杰原因，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平每增加1個單位，會促使家庭債務增加0.406個單位。

基于上述研究結果，本文提出的政策建議為：一是政府及相關機構應制定相關政策完善互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展體系，加強對互聯(lián)網(wǎng)的合理監(jiān)管，從而控制家庭債務的合理增長，以防出現(xiàn)家庭債務對宏觀經(jīng)濟增長的負面效應。二是政府和金融機構協(xié)力加快互聯(lián)網(wǎng)消費金融市場建設，加快研究并開發(fā)互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品跟服務的步伐，保持家庭債務規(guī)模的合理增長，達到擴大內(nèi)需與實現(xiàn)經(jīng)濟增長的目的。三是居民應合理配置家庭資產(chǎn)結構，提高抵御互聯(lián)網(wǎng)風險的能力，實現(xiàn)家庭債務的效用最大化。