盧慧芳

內(nèi)容摘要：消費金融進入我國的時間并不長，是在進入21世紀(jì)之后才得到較快發(fā)展的?，F(xiàn)在學(xué)術(shù)界對于消費金融是否能夠促進居民消費水平的增長也存在一定的爭議，從目前消費金融對于消費水平的促進作用來看，這一作用是呈現(xiàn)減弱的趨勢，特別是，也有學(xué)者認(rèn)為消費金融的存在對于非消費金融的發(fā)展存在一定的擠出效應(yīng)。因此，本文認(rèn)為對于消費金融對居民消費水平的促進作用應(yīng)進行深入研究，以對消費金融在我國的發(fā)展有一定準(zhǔn)確評估。

關(guān)鍵詞：消費金融? ?居民消費行為? ?影響

我國消費金融出現(xiàn)較晚，2000年后，大額不動產(chǎn)抵押貸款才陸續(xù)萌芽成長。緊隨其后，出于互相信任的基礎(chǔ)上，企業(yè)與消費者形成了小規(guī)模的消費金融。究其原因，是受到了電子商務(wù)的拉動，消費金融顯現(xiàn)了旺盛生命力。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2017年有6.8萬億短期消費貸款產(chǎn)生，比2016年上升了65.92%，之所以發(fā)生如此大的進步，與人民生活水平的提高、保守消費變?yōu)榉e極消費和科技帶來的消費金融的應(yīng)用革新有很大關(guān)系。但是，并不是所有的消費者都可以從消費金融中取得好處，與貸款余額相比，消費貸款余額不足其一成。但歐美等發(fā)達國家的這一比例約為50%。不難看出，我國與歐美國家存在巨大差距。國內(nèi)的資產(chǎn)負債率與發(fā)達國家相比相距甚遠，因此，大規(guī)模市場的建立也成為下一步的發(fā)展目標(biāo)。能讓消費者更加積極地消費是當(dāng)初發(fā)展消費金融的目標(biāo)，而現(xiàn)在需要重新思考這一問題。因為，從2000-2010年，相關(guān)數(shù)據(jù)顯示一直拉動GDP增長的消費的效用越來越低，與此形成鮮明對比的是消費金融卻在不斷的進步，有關(guān)經(jīng)濟學(xué)家也有這樣的爭論，即消費金融到底可不可以拉動經(jīng)濟以及它是不是真的會占據(jù)原來非消費金融消費的份額，關(guān)于此眾說紛紜。所以，本文從消費金融是否會影響我國消費者的消費以及影響大小展開探討，從而為我國消費金融的進一步發(fā)展提出借鑒參考。

研究方法

在開展探討之前，需要明確研究消費要從兩個方面入手：一個是額度，另一個則是結(jié)構(gòu)。因此，若要研究消費金融是否會影響消費以及影響大小，就需要從上述兩個方面展開。

單位根檢驗、協(xié)整檢驗、通過VIF值對變量間的多重共線性進行檢驗、逐步回歸分析法等是本文應(yīng)用的主要實證方法。為檢驗時間序列中是否存在單位根，則需要用到單位根檢驗?！皞位貧w”現(xiàn)象的出現(xiàn)即時間序列不平穩(wěn)，存在單位根，需要對各個變量進行單位根檢驗。據(jù)上，可以直接建立時間序列回歸模型，反之檢驗各變量是否是同階單整，下一步進行協(xié)整檢驗。對于多重共線性關(guān)系可能存在于自變量之間的問題，則應(yīng)該通過時間序列回歸模型相關(guān)參數(shù)進行預(yù)判，如果存在，就可以進行下一步的操作，即檢驗多重共線性，本文通過計算VIF值是否大于10來判斷自變量是否存在多重共線性。通過軟件得到剔除變量或加上變量AIC值的變動情況來決定是否消除多重共線性，這種方法是逐步線性回歸分析法。由此模型變得更顯著，操作方向正確的標(biāo)志是AIC值變小。

消費金融對居民消費額度影響的實證分析

（一）模型的構(gòu)建

一個人利用未來收入實現(xiàn)當(dāng)前消費的情況可以通過消費信貸余額來反映，本文也持這種觀點，認(rèn)為影響居民消費的重要因素是信貸規(guī)模。根據(jù)莫迪利亞尼的生命周期理論，除了居民現(xiàn)在可用的收入會影響消費外，預(yù)期收入也會對消費產(chǎn)生影響。又因為預(yù)期收入在一定程度上反映了目前消費者借貸的可能性，故而，就可以把消費貸款當(dāng)作是預(yù)期收入所導(dǎo)致的結(jié)果。基于資料可知，消費信貸不乏兩種模式，一個是短期的，另一個就是中長期。故而，在接下來的研究中，所構(gòu)建的模型會基于上述情況分別將變量加入到兩種模式中。

結(jié)合以上各種關(guān)于消費基礎(chǔ)理論進行的分析，不難發(fā)現(xiàn)無論如何表述，它們的中心都會回歸到居民的收入會使消費發(fā)生變動。所以，就需要作出以下處理：模型中需要有消費這一控制變量的存在，同時，它更是自變量。

在相關(guān)研究中，一些作者得出了社會保障制度等其它因素也會影響消費的結(jié)論，其實從莫迪利亞尼的理論中不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人們有足夠的錢養(yǎng)老時，中年這一群體的消費就會做出積極的改變。所以說，模型中也需要有養(yǎng)老保險這一控制變量的存在。具體模型如下：

式中，ct代表消費，α1 代表常數(shù)項，Yt代表收入，β1代表隨著收入的不斷變動所造成的消費變動的敏感系數(shù)，SDt代表短時間內(nèi)的消費信貸，γ1代表隨著短時間內(nèi)消費信貸的變動所造成消費變動的敏感系數(shù)，LDt所表示中長期消費信貸，δ1表示隨著中長期消費信貸的變動所造成的消費變動的敏感系數(shù)，At代表養(yǎng)老保險，ε1表示隨著養(yǎng)老保險的變動所造成的消費變動的敏感系數(shù)，μt表示隨機干擾項，它所包含的影響因素大多都是不被考慮的。

（二）數(shù)據(jù)的選擇與處理

選擇變量見表1所示。2007年后，消費信貸余額這一數(shù)據(jù)才被公布，為了避免缺少數(shù)據(jù)樣本的問題，本次實證分析所采用的數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)。由于目前我國消費金融的規(guī)模還沒有官方公布的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)，所以本文選用消費信貸余額來表示消費金融的規(guī)模。本文認(rèn)為，對消費的影響而言，新興消費信貸與傳統(tǒng)消費信貸本質(zhì)上并沒有太大的區(qū)別?？梢韵劝严M信貸余額季度數(shù)據(jù)與平滑至季度的全國年末人口數(shù)量之比算出來，它們的差值就是消費信貸季度的發(fā)生值。通過中華人民共和國人力資源和社會保障部官方網(wǎng)站的公開數(shù)據(jù)可以得到人均城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險基金支出，剔除掉價格及季節(jié)對消費的影響，才可以進行下一步研究。第一步，把價格因素剔除，所選數(shù)據(jù)的基期是2007年第一季度的價格，接著，采用Moving Average Method方法消除季節(jié)因素影響，即用軟件對數(shù)據(jù)做處理。

（三）實證過程

1.單位根檢驗。表2展示了各變量的ADF值。通過單位根檢驗，可以發(fā)現(xiàn)在1%的顯著水平下，CSA、YSA、SDSA、LDSA具有相同的單整階數(shù)，且服從一階單整，即它們都是平穩(wěn)的，故進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗可以處理同為同階單整的時間序列變量，從而可以確定作為時間序列的變量它們的關(guān)系是不是長期存在并保持穩(wěn)定的，在對其殘差序列進行單位根檢驗之前，需要進行如下操作：建立一個OLS回歸方程，方程的自變量是SDSA、LDSA、YSA、ASA，因變量則是CSA。表3展示了殘差序列ADF 值。根據(jù)檢驗結(jié)果可以得出，回歸結(jié)果是真實存在的，也就是說殘差序列是穩(wěn)定的，基于10%水平下顯著。自變量與因變量的均衡關(guān)系在長時間來看是比較穩(wěn)定的。

3.多元線性回歸。如圖1所示，消費C與收入Y的相關(guān)關(guān)系是線性的，同理短期消費信貸SDt、中長期消費信貸LDt 及養(yǎng)老保險A皆是如此。所以進行OLS 回歸分析。表4展示了OLS初步的回歸值，其中Multiple R-squared：0.9955，Adjusted R-squared：0.995，p-value：<2.2e-16，擬合優(yōu)度良好。由此可得，即使變量中長期消費信貸和養(yǎng)老保險顯著性低，但不會對回歸方程擬合優(yōu)度產(chǎn)生影響。那么方程中存在多重共線性嗎？如果存在，則需要剔除多重共線性因素才能使模型具有較高的可信度。

4.多重共線性檢驗。通過對方差膨脹因子VIF進行檢驗?zāi)軌虬l(fā)現(xiàn)多重共線性是不是真的存在。若存在多重共線性，則滿足VIF>10。表5 是VIF檢驗的結(jié)果。據(jù)表5可知，多重共線性出現(xiàn)在該模型中。

5.多重共線性的消除。為了消除多重共線性問題，本文采用逐步回歸分析法。為使得變量增加或減少，需要進行如下處理：基于AIC信息統(tǒng)計量的準(zhǔn)則得出最小的AIC信息統(tǒng)計量，見表6所示。經(jīng)過上述處理后，可以得到最小的AIC值，ASA被刪除，回歸方程處于最優(yōu)化狀態(tài)，見表7所示。表7中，Multiple R-squared：0.9954，Adjusted R-squared：0.9953，p-value：<2.2e-16，在1%、10%、10%的顯著水平下，YSA、SDSA、LDSA 回歸系數(shù)具有較高的顯著性和擬合度，可得：

CSA=0.5878+0.8931*YSA+0.0365*SDSA+0.01216*LDSA

對于該回歸方程的一般形式來說，一種表示γ1 和δ1 的方式為：

其中，利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)，將自變量SD、LD分別對其他所有自變量進行回歸，可以得到和。首先另外兩個自變量Y、LD關(guān)于SD進行回歸可以得到殘差，然后再把 關(guān)于c進行回歸可以得到γ1=0.0365.由于殘差中SD排除了LD和Y的影響之后的部分可以用表示，故而排除LD和Y兩個變量的影響后用來衡量。由此及彼，就LD對因變量C的影響而言得到的δ1 =0.01216，排除SD和Y兩個變量的影響后可以用δ1 來表示。據(jù)上可得：居民人均可支配收入可拉動居民人均消費支出;人均消費信貸可促進居民人均消費支出增加;短期消費信貸更能拉動居民人均消費增加。

6.相關(guān)變量回歸。消費信貸結(jié)構(gòu)與養(yǎng)老保險的關(guān)系需進一步的研究，故而進行如下處理：對兩種不同的消費信貸模式進行回歸，均以養(yǎng)老金為自變量，見表8、表9所示。

根據(jù)表8和表9結(jié)果，當(dāng)顯著性水平為1%時，與此相對應(yīng)的P值在0.05以下。由此可得，對于城鄉(xiāng)居民而言，基本養(yǎng)老保險基金支出對短期消費信貸具有極大的助力，中長期消費信貸也是如此，所以，在一定程度上養(yǎng)老保險可以對消費起到推動作用。

消費金融對居民消費結(jié)構(gòu)影響的實證分析

（一）模型基礎(chǔ)

研究了消費金融對消費額度的影響后，需要進一步研究消費結(jié)構(gòu)基于消費金融的發(fā)展是否會發(fā)生變化以及效應(yīng)的大小，消費信貸與最終消費的比率、消費結(jié)構(gòu)升級的比率是本研究涉及的主要變量。

由于消費者的金融行為比較復(fù)雜，因此把消費結(jié)構(gòu)量化在消費金融研究中是比較困難的。在實證研究中，為了避免使模型變得復(fù)雜、模型的求解變得困難，實證結(jié)果理解變得困難，本文選擇不把消費者的金融環(huán)境、狀態(tài)以及知識水平等傳統(tǒng)的經(jīng)濟學(xué)因素納入到理論模型中。故而，本文通過量化消費結(jié)構(gòu)的信息熵，進行關(guān)于消費金融的發(fā)展對居民消費結(jié)構(gòu)的影響斷定?！办亍笔怯蒘hannon于1948年在信息論中提出的狀態(tài)函數(shù)，在熱力學(xué)第二定律下表示系統(tǒng)自發(fā)演變過程中的不可逆性。

消費產(chǎn)品各有差異，基于此，先分解居民消費，根據(jù)有關(guān)理論，消費領(lǐng)域被分門歸類，對應(yīng)的消費金額C1、C2、…、Cn分別代表不同類別的消費，C=∑ci代表總消費，總消費中，k1=ci/C用來表示各類消費占比，又∑ki=1，故而可知，，其中居民消費結(jié)構(gòu)的復(fù)雜度用CDS表示，CDS值與居民的消費結(jié)構(gòu)正向關(guān)，同向變化，當(dāng)CDS值變小，則居民的消費結(jié)構(gòu)更為簡化。

（二）數(shù)據(jù)的選擇、處理及模型構(gòu)建

基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)，得到吃、穿、住、行、教育、文娛、醫(yī)療、生活服務(wù)等組成我國居民人均消費支出的八種類型。

本文選擇國家統(tǒng)計局自2007年第一季度到2017年第四季度的各類消費的人均消費季度數(shù)據(jù)，通過上一節(jié)模型得到的公式，計算可得到消費結(jié)構(gòu)的量化值。

基于經(jīng)過消費金融渠道進行的消費與總消費量比可用來表示消費金融的發(fā)展程度，因此在本文中，人們的平均消費信貸余額與人們的平均消費支出比與消費金融的發(fā)展程度是等價的，K1表示消費金融的發(fā)展程度，K1值越大，消費金融發(fā)展程度越高。

人們的平均消費支出和人們的平均可使用收入的比值在本文中是控制變量，其用K2表示，K2值越小，表明消費支出占可支配收入越大，人們的收入水平就越低，這是因為居民收入等因素也會對消費結(jié)構(gòu)有影響。消費結(jié)構(gòu)的實證模型如下：

在模型中，β2代表CDS對于K1變化的敏感系數(shù)，γ2代表CDS對K2變化的敏感系數(shù)，μ2 代表其他干擾項。采取不消除價格因素影響只消除季節(jié)因素影響，是因為K1和K2是兩個數(shù)據(jù)的之比，因此用Moving Average Method方法消除季節(jié)因素，CDSSA、K1SA、K2SA代表處理后的數(shù)據(jù)。

（三）實證過程

單位根檢驗。據(jù)表10的結(jié)果可得，CDS和K1、K2是不穩(wěn)定的，但它們的單整階數(shù)相同，是因為受到季節(jié)調(diào)整的影響，基于1%的置信水平其服從一階單整。因此，為確定三個變量之間是否具有長期穩(wěn)定的關(guān)系需要接著協(xié)整檢驗CDSSA 和K1SA、K2SA。

協(xié)整檢驗。由表11可知，具有穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

多元線性回歸方程：

當(dāng)顯著性為1%時，該方程不具有多重共線性，這是由于各個變量及截距顯著性較高導(dǎo)致的，CDSSA和K1SA、K2SA分別呈同向變化，對CDSSA來說，K2SA 較K1SA的貢獻更大。即可得出以下結(jié)論：居民的可支配收入是影響消費結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵因素，消費金融的發(fā)展也可推動消費結(jié)構(gòu)的升級。

結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

首先，消費拉動經(jīng)濟。從本文實證分析中可以看到，消費金融可以在一定程度上拉動消費。近幾年來，我國消費金融的發(fā)展并未影響居民消費傾向。

其次，短期信貸更能拉動消費。短期消費信貸較中長期消費信貸更能促進消費。常規(guī)來說，居民選擇短期消費信貸額度遠遠低于中長期。對于房屋裝修、醫(yī)療、美容、教育等短期消費需求可通過短期消費信貸來實現(xiàn)，個人或家庭的大額剛性需求則通過額度較大的中長期消費貸款來滿足?；诖耍瑢Ξ?dāng)期消費來說信貸的擠出效應(yīng)增大，一是因為為了償還貸款，借款人需要增加儲蓄，二是因為獲得首付款的借款人需節(jié)約資金，但是由于短期消費信貸額度小，短期消費信貸相較于中長期信貸來說更少影響當(dāng)期消費的擠出效應(yīng)，這是基于以下兩點：一是用戶具有較小壓力去還款，二是信貸人可預(yù)支未來的收入進行現(xiàn)時消費。

再次，消費金融水平與社保制度的完善與否存在關(guān)聯(lián)。完善的社會保障制度有利于居民的消費，有利于經(jīng)過消費金融渠道來消費，反之，則會增加儲蓄。一方面就收入而言，我國城鄉(xiāng)貧富差距較大，各地區(qū)分布不均，另一方面我國社保體系不完善，使人們需通過增加儲蓄來防御突發(fā)意外、疾病、養(yǎng)老等不時之需。

最后、消費信貸可以促進消費結(jié)構(gòu)升級。本文的實證結(jié)果顯示，對消費結(jié)構(gòu)升級來說，消費金融發(fā)展水平以及收入對消費的覆蓋程度都可起到正向拉動作用。一旦消費金融發(fā)展水平提高，居民就會采取各種手段得到更多消費金融的資金支持。此外，經(jīng)過消費金融渠道進行支付也可應(yīng)用到更多的消費范圍，總的來說，消費金融使人們的消費變得更快捷，流動性約束對人們的消費意愿影響更小，居民可以滿足自身的消費需求，進而形成消費熱點，消費結(jié)構(gòu)因而改善。

（二）政策建議

首先，消費金融產(chǎn)品越多越好。過去消費金融的使用僅僅局限在房貸、車貸等大額剛性需求方面，但其實它還可應(yīng)用于網(wǎng)購、教育、醫(yī)療、美容、房屋裝修等日常生活中。就當(dāng)前而言，雖然消費金融較以往其應(yīng)用場景豐富了不少，但其進步空間仍然很大，產(chǎn)品和服務(wù)可以更加豐富，理想狀態(tài)是人們可以隨時隨地根據(jù)自己的愛好消費，不再受限于各種各樣的限制，人們的需求得到極大滿足，生活質(zhì)量得到極大提升。

其次，非銀行消費金融越多越好?，F(xiàn)時可以提供消費金融服務(wù)的金融機構(gòu)幾乎全部是銀行，這是一種壟斷行為，阻礙了消費者獲取豐富、便利、優(yōu)惠的金融服務(wù)。在消費金融的發(fā)展中，不能忽視每一種消費金融業(yè)務(wù)的開展主體，這是因為不同消費金融主體背后有其不同支撐力量。此外，我國的消費金融需求具有極大的潛力，日益增長的消費金融需求僅僅依靠銀行等傳統(tǒng)金融機構(gòu)是無法滿足的。而且，那些消費信用良好但由于缺乏信用記錄的消費者因為沒有使用過信用卡在進行消費金融行為時，會遭到審核嚴(yán)格的傳統(tǒng)金融機構(gòu)的拒絕。然而，對于新興的消費金融開展主體來說，它們可以通過采取較為先進的風(fēng)控系統(tǒng)以及較為豐富風(fēng)控方式規(guī)避風(fēng)險，它們也敢于利用科技來推動自身的發(fā)展。多個供給者可促進消費金融市場的良性競爭，成為推動消費金融市場進步的一大助力。所以，需要構(gòu)架一個多樣化的消費金融市場，以促進各個消費金融主體得到長足發(fā)展。

最后，完善社會保障制度。發(fā)達國家的社會保障體系可以給予人們足夠的安全感，在發(fā)達國家居民更愿意消費。然而，我國現(xiàn)行的社會保障制度并不完善，一方面許多人的生活水平并不高，另一方面，收入低下的人們無法像發(fā)達國家的人們一樣擁有足夠的安全感，進而害怕將僅有的錢來消費，收入較高的人們也可能會擔(dān)心意外的發(fā)生會使他們的生活質(zhì)量大打折扣而愿意儲蓄。所以對于我國絕大多數(shù)的人來說，由于害怕意外的發(fā)生，所以往往會有很強的預(yù)防性儲蓄意愿，并且缺乏消費的勇氣。在凱恩斯的絕對收入假設(shè)中提到當(dāng)收入不變時，伴隨著儲蓄的增加也會降低消費水平。許多居民有足夠的資金，但卻缺乏消費的勇氣，所以只有很小的可能他們會選擇通過金融渠道進行超前消費，也就是說，只有社會保障制度足夠完善，才能夠基本保證消費金融的發(fā)展。所以，完善的社會保障制度是促進消費金融發(fā)展、刺激消費的必然選擇。

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