消費金融對居民消費影響的實證研究

程玉佳

（蘇州科技大學商學院，江蘇蘇州215011）

一、引言

改革開放以來相當長一段時間，我國推行出口導向戰略并取得了巨大的成功。然而，出口導向型經濟是以國際市場為依托的“外循環”發展。該發展模式雖在短期帶來巨大成功，但長期來看，存在著一系列隱患。例如，過度關注國外市場而忽視對國內市場的開發；過分依賴國際環境，受外部環境影響較大，風險較大。近年來，面對投資和出口的巨大不確定性，消費成為拉動我國經濟增長最重要的一環。作為拉動國內消費的一項重要舉措，消費金融在我國經濟中扮演著越來越重要的角色。現階段研究消費金融對居民消費的影響對提振消費，擴大內需，促進國內大循環具有重要的現實意義。

二、實證研究

（一）模型設定與數據選取

1.模型設定。本文選擇面板向量自回歸模型研究消費金融對居民消費支出的影響。PVAR模型表達式如下：

其中，i代表不同省份，t代表不同時間，j表示滯后階數，ε代表擾動項。

2.變量選取與數據來源。選用2013年第一季度至2018年第四季度31個省、自治區和直轄市的面板數據進行分析，用個人消費貸款余額（CCL）反映消費信貸情況，用城鎮居民消費支出（CZC）和農村居民消費支出（NCC）分別反映城鄉居民消費的實際情況，用人均可支配收入（Y）反映居民收入情況。數據來源于wind數據庫。為避免異方差問題，所有變量均取對數，模型所用變量變為LNCCL、LNCZC、LNNCC、LNY。

（二）實證分析

1.單位根檢驗。為了避免偽回歸現象，首先要對各變量進行單位根檢驗。結果顯示，在5%的顯著性水平下，各變量均通過了LLC檢驗和IPS檢驗，即各變量的水平值均為不存在單位根的平穩序列，滿足后續建模的條件。

2.最優滯后階數的確定。結合LR、FPE、AIC、SBIC、HQIC這五個信息準則進行綜合考慮。在0—3階滯后期這五個指標的具體數值如表1所示。可以看到，LR、FPE、AIC、SBIC和HQIC均選擇滯后3階為最優滯后階數，因此選擇的最優滯后階數為3。

3.格蘭杰因果關系檢驗。對各變量間的關系進行格蘭杰因果檢驗，結果見表2。可以看到消費信貸余額是城鎮居民消費支出的格蘭杰原因，但城鎮居民消費支出不是消費信貸余額的格蘭杰原因。人均可支配收入與城鎮居民消費支出互為格蘭杰因果關系，即二者間存在顯著的相互影響關系。同樣，消費信貸余額與農村居民消費支出互為格蘭杰因果關系，說明消費信貸余額影響農村居民消費支出，農村居民消費支出反過來也會對消費信貸余額產生影響。人均可支配收入與農村居民消費支出互為格蘭杰因果關系，即人均可支配收入與農村居民消費支出相互影響。

表1 模型各個滯后期的結果

表2 格蘭杰因果關系檢驗結果

4.估計PVAR模型。為使后文分析結果有效，本文對模型做了穩定性檢驗，從圖1可以看出構建的PVAR模型所有根模的倒數均在單位圓內，模型是穩定的。

圖1 模型的穩定性檢驗結果

在檢驗了模型的穩定性后，本文對PVAR模型進行估計，估計結果見表3。

表3 PVAR模型估計結果

VAR模型是一種非理論性模型，其變量系數的意義難于解釋，部分參數的顯著性不能通過檢驗，因此這里并不對系數意義進行分析，而是進一步利用脈沖響應函數進行分析。

5.脈沖響應函數分析。城鎮居民消費支出（CZC）、農村居民消費支出（NCC）受消費信貸余額（CCL）和人均可支配收入（Y）沖擊的響應結果如圖2所示。由圖2（1）、（3）知，城鎮居民消費支出對消費信貸余額的沖擊呈現正向響應，且在第三期達到峰值（0.033772），說明消費信貸余額的增長會促進城鎮居民消費支出的增加，且這種促進作用在第三期達到最大，第三期之后這種促進作用開始遞減。農村居民消費支出對消費信貸余額的沖擊同樣呈現正向的響應，并在第三期達到最大值（0.035704），說明消費信貸余額的增長對農村居民消費支出具有正向影響，這種影響作用在第三期達到峰值之后開始減弱。對比發現消費信貸余額對農村居民消費支出的影響更大，且隨著時間的推移，消費信貸余額對農村居民消費支出的影響程度減弱的幅度更小，即農村居民消費支出對消費信貸余額的依賴性更強，黏性更大。可能的原因是長期以來農村居民面臨著較高的融資約束，其對消費信貸有著更強的敏感性，由消費信貸引起的信貸環境的改善能夠釋放更大的消費支出。由圖2（2）、（4）知，城鎮居民消費支出和農村居民消費支出對人均可支配收入的沖擊呈現正向響應，且均在第2期達到峰值，即人均可支配收入的增長會促進城鎮居民消費支出和農村居民消費支出的增加。

圖2 城鎮居民消費支出、農村居民消費支出受各變量沖擊的響應圖

（三）進一步研究

進一步研究消費金融對居民不同種類消費的影響，探究消費金融對居住消費支出和非耐用消費品支出影響的差異性。選取的變量包括居民居住消費支出（NYC）、非耐用消費品支出（FNYC）和個人消費信貸（PCL），時間區間為2013年第一季度至2019年第四季度。其中，個人消費信貸數據來源于Wind數據庫，居住消費支出和非耐用品消費支出數據來源于國家統計局。

采用貝葉斯向量自回歸模型（BVAR）進行消費金融對居民居住消費和非耐用品消費影響的實證分析，構建的BVAR模型方程如下：

其 中，yt=YNYCt，FNYCt，PCLtYT，εt為 殘 差 向量，B1，|，Bp為被估計的系數矩陣。

表4 單位根檢驗結果

1.單位根檢驗。由表4的單位根檢驗結果，居住消費支出（NYC）、非耐用消費品支出（FNYC）和個人消費信貸（PCL）原序列的ADF檢驗值均大于5%顯著性水平下的臨界值，變量未通過平穩性檢驗，均為不平穩序列。將原序列進行差分后，所有變量的ADF檢驗值均小于1%顯著性水平下的臨界值，差分序列均為平穩序列，即所有變量服從一階單整，因此基于一階差分后DNYC、DFNYC、DPCL建立BVAR模型進行研究。

2.協整檢驗。為防止偽回歸現象，要對DNYC、DFNYC和DPCL三個變量間的關系進行協整檢驗。本文根據信息準則選擇最優滯后期為2階。Johansen協整檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下，跡統計值63.27遠大于5%時的臨界值29.80，拒絕存在0個協整向量的原假設，至少有一個協整向量，DNYC、NFNYC與DPYC之間存在長期穩定的均衡關系。

3.脈沖響應函數分析。通過格蘭杰因果關系檢驗發現，個人消費信貸是居民非耐用品支出和居住消費支出的單向格蘭杰原因。進一步進行脈沖響應函數分析，為保證脈沖響應函數結果有效性，對模型做了穩定性檢驗，模型所有根模的倒數都小于1，即模型穩定。脈沖響應函數分析結果如圖3所示。

圖3 居民非耐用消費品支出、居住消費支出受個人消費信貸沖擊的響應圖

由圖3可知，當對個人消費信貸施加一個脈沖沖擊時，居民非耐用消費品支出呈現正向響應，且在第2期達到峰值（94.55663），即個人消費信貸增加對非耐用消費品支出的影響具有正向促進作用，這種影響在第2期達到最大后快速遞減直至為0。個人消費信貸對居住消費支出的影響同樣呈現正向響應，這種正向促進作用在第2期達到峰值（49.01832），隨后快速減弱直至為0。個人消費信貸的增加會促進居民非耐用消費品支出和居住消費支出的增長，從影響程度看，個人消費信貸對居民非耐用消費品支出的影響更大。

三、結論及政策建議

個人消費信貸可以拉動居民消費，而且消費信貸對農村居民消費支出的影響更大。農村居民收入較低且資金來源較為單一，面臨較高的融資約束，對消費信貸有著更強的敏感性，由消費信貸引起的信貸環境的改善能夠釋放更大的消費支出。另外，個人消費信貸對居民非耐用消費品支出和居住消費支出都具有正向促進作用，且消費信貸對居民非耐用消費品支出的影響更大。隨著近些年互聯網金融的迅猛發展，居民更加依賴花唄和京東白條等消費信貸進行提前消費，且消費以食品、服裝和日用品等非耐用品為主，更加注重消費體驗和提升生活品質。

綜上所述提出以下建議。首先，要延伸消費金融市場，豐富并深化消費金融領域的結構性供給。目前消費金融業務主要集中在家電、汽車、住房等耐用消費品上，被用于非耐用消費品的消費信貸比例較低，存在消費金融結構性供給失衡的問題。因此要提升非耐用消費品的信貸供給比例，以適應市場需求。另外，要發展非銀行性的消費金融公司。我國消費金融規模一直在快速增長，目前已形成商業銀行、持有牌照的消費金融公司和互聯網金融平臺為主的消費金融服務體系，但絕大部分消費金融機構都是由商業銀行主導的，而傳統商業銀行消費信貸模式因授信成本過高等會制約消費金融的發展。因此要積極推動非銀行性消費金融公司的發展，豐富消費金融機構，增加市場活力，為消費者提供更多的選擇。