司 鈺,孫英雋
(上海理工大學 管理學院,上海 200093)
伴隨我國經濟結構持續調整和轉型推進,經濟增長方式開始由過去的政府主導、投資密集、出口導向,逐漸向依靠消費驅動轉型。刺激消費潛力,完善消費市場,通過消費帶動經濟的高質量增長已成為政府工作的重中之重。促進消費的重要手段之一便是發展消費金融。消費金融可理解為與居民消費有關的一切經濟活動(王江等,2010)[1]。Tufano(2009)[2]基于功能角度,認為消費金融包含支付、信貸、風險管理,儲蓄與投資四個方面。目前國內消費金融分為兩種:第一種是傳統的消費金融,主要包括商業銀行及消費金融公司以房貸、車貸、線下購物分期等形式提供的金融服務;第二種是互聯網消費金融,主要是指獨立的互聯網金融平臺以及電商公司憑借著大數據技術,開展線上購物分期、純信用貸款等業務,包括早期的P2P 模式以及之后線上線下相結合的020 模式。互聯網消費金融依托于大數據、云計算等新興互聯網信息技術,在傳統消費金融的基礎之上有所改造升級和創新優化,憑借技術優勢,彌補了傳統消費金融的弱勢所在在經濟新常態的形勢下,互聯網消費金融快速發展,對于釋放國民消費潛力、促進經濟結構轉型升級、提升經濟發展質量均發揮著重要作用。為更好地把握消費金融的發展方向以契合新時代經濟轉型及經濟高質量發展的要求,系統考察消費金融對經濟增長的影響具有重要研究價值。
基于對現有文獻的整理分析,當前對消費金融的研究主要集中在消費金融影響居民消費需求變化、消費結構調整、經濟增長三大方面。
目前國內研究消費金融對消費需求變化的文獻較多。孫文章等(2014)[3]通過構建雙重差分模型,運用HP 濾波和面板數據回歸等方法,發現消費金融公司對居民的消費影響具有空間和時間上的差異。馬德功等(2017)[4],建立了動態GMM 回歸模型,研究得出互聯網消費金融對我國城鎮居民的消費行為具有顯著促進作用,并且不同地區的互聯網消費金融對居民消費的影響程度也不同。張李義和涂奔(2017)[5],基于消費金融的功能性視角,通過信息熵方法和面板數據模型實證表明,互聯網消費金融對城鎮居民消費程度的影響遠大于農村。
關于消費金融和消費結構相關的文獻。田長海和劉銳(2013)[6]研究發現消費貸款、風險管理工具以及金融資產的增長對第三次消費升級代表性產品的消費增長有拉動作用,消費金融是影響我國居民消費升級的重要因素。王平和王琴梅(2018)[7]認為消費金融通過配置效應、融通效應、財富效應、流動效應促進了消費結構的轉變與消費質量的提升。趙保國和蓋念(2020)[8]基于VAR 模型,研究發現相較于基本生存性消費支出,互聯網消費金融對居民發展享受性消費支出的作用更為顯著,從而推動國內消費結構的優化升級。
目前國內對消費金融和經濟增長之間關系的研究多為定性分析。沈健美和齊雪松(2007)[9]通過規范分析,認為消費信貸主要通過兩條途徑促進經濟增長,其一是通過刺激消費需求的擴大從而促進經濟的發展,另一途徑通過提升經濟運行的效率來促進經濟增長。丁寧(2014)[10]認為中國消費信貸與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系,但由于客觀環境的影響,消費信貸對經濟增長的作用較弱。馬利軍(2017)[11]基于VECM 模型,認為消費信貸對經濟增長的作用機制表現在,一方面對消費和投資具有促進作用;另一方面會對儲蓄和部分工業部門發展產生擠出效應,因而能否帶來經濟的擴張效應不能一概而論。
國內外的研究為本文提供了重要的理論基礎和可以借鑒的方法,但國內現有研究多停留在傳統消費金融的層面探究消費金融對消費需求、消費結構、經濟增長的影響,在互聯網消費金融方面的研究仍有進一步的探索空間,同時可以看到針對消費金融與經濟增長之間關系的定性研究較少。
本文的主要貢獻在于:一是在研究傳統消費金融之外,將互聯網消費金融作為定性數據處理,納入計量模型進行實證分析,使消費金融的范疇界定更為全面;二是更加注重消費金融對經濟增長的作用機制分析,為實證分析提供一些必要的理論支持。
消費金融促進經濟增長主要是通過兩條途徑,其一是直接作用于消費,通過消費的中介效應傳導至經濟增長;其二是作用于市場,通過改善整個市場的經濟運行環境,擴大乘數效應,帶來經濟的增長。
從消費金融的功能出發,支付和信貸體現了消費金融的平滑效應。互聯網消費金融通過縮短交易在時間、空間上的距離,便捷了人們的支付行為,提高了居民的支付效率。同時,消費信貸有助于緩解流動性約束,幫助消費者更好地配置資金,通過資金的有效融通,滿足對住宅、私家車等大額商品高檔耐用品以及教育等其他消費類的即時需求,提升人們當前消費所帶來的效用水平,實現連續性的消費以及跨期消費,進而提高整個生命周期的消費水平。
消費信貸儲蓄體現了消費金融的融通效應。居民的儲蓄行為,為他人的信貸行為提供了資金來源。資金在居民之間流通,各消費金融平臺提供了高效的中介服務,使各類消費類貸款滿足資金匱乏人群的有效需求,使有多余資金的人群也可以享受到一定的報酬,從而成為居民之間的一種互利行為。
消費金融的風險管理功能體現了其對消費的保障效應。除了傳統的養老保險、壽險,伴隨著互聯網的快速發展,各種新型保險從質量保障、價格保障、信用保障、售后保障等各個環節切實保障消費地順利進行,切實保障消費者的合法權益,進一步帶動消費的增長。
基于以上分析,提出如下假設:
假設1:消費金融的發展對經濟增長具有一定促進作用。
假設2:消費金融通過刺激消費進而帶動經濟的增長。
互聯網高速發展的時代,各類互聯網平臺、電商公司層出不窮,互聯網消費金融給傳統消費金融帶來了沖擊也帶來了全新的出路,使其開辟了新的業務空間,帶來了新的利潤增長點,改變了之前負債結構單一,資金面臨困難的狀況,帶動整個金融行業都煥發了新的生機。
同時,消費金融的發展更好配置了整個社會的資金,通過資金的時空配置,使其花費在最需要的地方,從而提升整個社會的經濟運行效率以帶動經濟的增長。而消費信貸流入社會的資金,通過發揮消費金融的投資效應,在乘數的作用下,帶來經濟的加倍增長。
本文所研究數據來源于2008—2017 年我國省級面板數據。被解釋變量選取人均GDP(pgdp)作為經濟增長的代理指標,數據來源于《中國統計年鑒》。由于互聯網消費金融起步較晚,尚缺乏客觀準確的相關替代指標及數據,故解釋變量選取消費信貸余額(ccb)作為消費金融的代理變量,數據來源于中國人民銀行發布的《中國區域金融運行報告》。為考慮消費金融作用于消費的直接效應,引入居民消費水平(consume)作為消費的替代指標,數據來源于中經網。
控制變量中,僅考慮宏觀經濟指標對于經濟增長的影響,故選取全社會固定資產投資完成額(inv)、政府干預程度(gov)、產業結構(indust)、城市化水平(urban)作為控制變量。政府干預程度(gov)按照各地政府一般公共預算支出占地區GDP 的比值來衡量,產業結構(indust)按第一產業增加值占GDP 的比重衡量,城市化水平(urban)用城鎮人口與常住人口的比值表示,數據來源于國泰安數據庫和中經網數據庫。
即使有以上的控制變量,還會有其他因素導致經濟增長趨勢發生變化,而這一變化本身可能和消費金融無關,故為識別消費金融對經濟增長的影響時可能存在遺漏變量導致的內生性問題,本文依據經驗選擇消費信貸余額(ccb)的滯后兩期(ccb1 ccb2)作為工具變量。
對于其他因素也會影響到經濟增長這點,本文從以下方面來處理相應影響。第一,本文考慮使用固定效應模型以控制短期內不隨時間變化的因素。第二,考慮到互聯網消費金融在我國快速發展于2012 年,借鑒馬德功等(2017)[4]的做法,將互聯網消費金融視作技術進步在消費金融領域所帶來的新型的金融制度,將其作為定性數據進行處理,將互聯網消費金融這一變量設置為虛擬變量(ICF)納入模型中,2013—2017 年賦值為1,其他年份為0,通過實證分析互聯網出現即2013 年前后消費金融對于經濟增長的影響。第三,為消除各變量間的量綱差別與變量間的異方差,本文將ccb、pgdp、inv、ccb1、ccb2 均采取了取自然對數處理。

表1 變量描述性統計
本文首先分析消費金融發展對經濟增長的影響。回歸模型如式(1)所示:

式(1)中:變量的下標i、t 分別表示省份和年份。被解釋變量pgdpit是經濟增長變量,解釋變量ccbit是消費金融變量。controlit為各控制變量。
為進一步檢驗消費金融是否通過刺激消費而對經濟增長起到促進作用的,參照溫忠麟和葉寶娟(2014)[12]所提出來的中介效應程序進行檢驗:

模型(1)反映的是消費金融對于經濟增長的總效應,α1、α2代表了總效應的大小;模型(2)用來驗證消費金融刺激消費的作用機制,系數β1、β2反映了傳統消費金融和互聯網消費金融對消費的影響程度;模型(3)中的γ1、γ3反映了消費金融對經濟增長的直接效應,其分別與β1、β2的乘積反映了消費的中介效應。預期γ2顯著為正,即刺激消費會帶動經濟的增長;γ1、γ3絕對值取值均小于α1、α2,即消費水平在消費金融促進經濟增長過程中所發揮的中介效應。
本文通過固定效應、隨機效應、兩階段最小二乘法三種方法估計模型(1),具體選擇哪種模型,需要對面板數據進行Hausman 檢驗,因為模型(1)中的數據結果最終拒絕了原假設,所以在本文中應考慮使用固定效應分析。為避免遺漏變量造成的內生性問題,本文選取滯后兩期變量作為工具變量,運用兩階段最小二乘法進行了對比分析。此外,進行過度識別約束檢驗,將原假設設定為工具變量有效,結果顯示不能拒絕原假設,表明工具變量整體有效,所有實證過程均用Stata 16 完成。
如表2 所示,無論是哪種估計方法,傳統消費金融和互聯網消費金融的估計系數符號為正,且均在1%的水平上顯著為正,表明消費金融對經濟增長起到促進作用這一結論是穩健的。驗證了假設1。考察其他控制變量,除個別數值外,均在1%水平上顯著。其中,城市化水平、政府干預程度、固定資產投資系數符號均為正。一方面城市化水平越高,人們消費和投資的需求大幅度增加,從而影響決定性的要素帶動了經濟的增長;另一方面,城市化水平提高的過程中,勞動力成本大大縮減,進而降低經濟成本和交易成本,通過集聚和擴散效應,最終帶動經濟的增長。政府對消費金融的干預包括,完善相關的法律法規、健全消費金融交易市場、加強交易全過程的監督機制、構建多元化的征信體系、培育從事消費金融的專業人才從而促進整個金融市場高效運行,帶動經濟增長。整個社會固定資產投資的增加,豐富了生產資料,通過生產要素的積累帶動GDP 的增長。產業結構即第一產業增加值占GDP的比重估計系數符號為負,可理解為現如今第一產業發展對于經濟增長的作用已不再突出,國家應通過創新為經濟插上騰飛的翅膀。

表2 消費金融對經濟增長影響的回歸結果
如表3 所示,以下實證結果均采取TSLS 方法估計。按照中介效應檢驗程序,第一步應該檢驗消費金融和經濟增長之間的關系。表3 第(1)列結果表明,在1%的顯著性水平上,消費金融的發展能顯著促進經濟增長。第二步,加入居民消費水平對模型(2)進行回歸。表3 第(2)列檢驗結果顯示,消費金融在1%顯著性水平上可以刺激消費。第三步,檢驗消費是否在消費金融促進經濟增長的過程中起到了中介作用。表3 的第(1)列~(3)列結果表明,α1、β1、γ1的估計系數均顯著為正,說明消費作為中介變量是顯著的。由表3 的第(3)列可知,消費信貸余額ccb 和互聯網消費金融icf 的估計系數均在5%的水平上顯著,但有所減少,說明消費在消費金融促進經濟增長的渠道中起到部分中介作用,驗證了假設1。

表3 消費金融、消費與經濟增長
本文以消費信貸余額作為傳統消費金融的替代變量,將互聯網消費金融作為技術進步帶來的制度變遷,運用2008—2017 年省級面板數據,從刺激消費這一傳導機制出發研究了消費金融對經濟增長的作用。研究過程中的實證結果如下:
總體檢驗結果顯示,消費金融對經濟增長具有一定的促進作用。基于TSLS 方法實證得出,傳統消費金融對經濟變動的影響系數為0.112,互聯網消費金融對經濟變動的影響系數為0.057,表明在其他條件不變的情況下,傳統消費金融通過消費信貸的功能可以促進經濟增長提升11.2%;互聯網消費金融模式的產生可以促進經濟增長提升5.7%。按照本文實證分析結果表明,互聯網消費金融對經濟增長的影響程度不如傳統消費金融,可能有以下兩點原因:一是互聯網消費金融在我國起步較晚,雖市場潛力巨大且發展勢頭迅猛但受傳統消費觀念的影響,互聯網消費金融的理念在國內并未深入人心;二是我國消費金融市場仍在發展的初期階段,互聯網消費金融不僅面臨著來自外部的金融市場風險,消費金融公司內部還面臨著技術及管理方面的諸多風險。但同時因目前缺乏有關互聯網消費金融準確的統計數據,對互聯網消費金融的定量分析未來仍有很大的探討空間。
通過中介效應檢驗程序表明,在消費金融促進經濟增長的作用機制中,消費確實起到了一部分中介作用。為推進構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局,要更加注重消費對經濟增長的拉動作用,加快我國經濟增長方式由投資主導向消費主導轉移,進一步加快消費金融創新,改善消費信貸環境,提高居民消費信貸體驗,以消費金融創新服務于居民消費增長。
結合上文的分析討論,本文的政策建議如下:第一,政府層面應在政策上支持互聯網基礎設施建設及電商平臺、物流服務的發展。鼓勵商業銀行成立專門的消費金融事業部,事項精細化經營,突破傳統業務組織模式,提升消費金融業務運行的專業性和效率性;積極推進互聯網企業與消費金融的深度結合,給小額信貸公司、網上支付公司等平臺賦權,使得消費和金融相互促進,形成良好的發展格局。第二,金融機構層面應加強消費金融產品及服務創新,以用戶為中心,不斷提升用戶體驗,滿足消費需求個性化的特點,更加注重服務的細節及產品與消費者需求的貼合度,進行差異化創新,從產品設計、技術手段、客戶結構、營銷模式、售后服務等各個環節展開創新,將產品和服務全面、自然、流暢地用于各種消費場景中。第三,應充分發揮新聞媒體的輿論導向作用,加強消費金融知識的宣傳和普及,引導居民消費觀念與時俱進,使居民逐步改變傳統消費理念,了解并接受消費金融,區別“超前消費”和“信用消費”,從觀念到行動上接受信貸消費,用消費帶動經濟的增長。