消费金融对我国居民消费行为的影响研究

卢慧芳

内容摘要：消费金融进入我国的时间并不长，是在进入21世纪之后才得到较快发展的。现在学术界对于消费金融是否能够促进居民消费水平的增长也存在一定的争议，从目前消费金融对于消费水平的促进作用来看，这一作用是呈现减弱的趋势，特别是，也有学者认为消费金融的存在对于非消费金融的发展存在一定的挤出效应。因此，本文认为对于消费金融对居民消费水平的促进作用应进行深入研究，以对消费金融在我国的发展有一定准确评估。

关键词：消费金融   居民消费行为   影响

我国消费金融出现较晚，2000年后，大额不动产抵押贷款才陆续萌芽成长。紧随其后，出于互相信任的基础上，企业与消费者形成了小规模的消费金融。究其原因，是受到了電子商务的拉动，消费金融显现了旺盛生命力。相关数据显示，2017年有6.8万亿短期消费贷款产生，比2016年上升了65.92%，之所以发生如此大的进步，与人民生活水平的提高、保守消费变为积极消费和科技带来的消费金融的应用革新有很大关系。但是，并不是所有的消费者都可以从消费金融中取得好处，与贷款余额相比，消费贷款余额不足其一成。但欧美等发达国家的这一比例约为50%。不难看出，我国与欧美国家存在巨大差距。国内的资产负债率与发达国家相比相距甚远，因此，大规模市场的建立也成为下一步的发展目标。能让消费者更加积极地消费是当初发展消费金融的目标，而现在需要重新思考这一问题。因为，从2000-2010年，相关数据显示一直拉动GDP增长的消费的效用越来越低，与此形成鲜明对比的是消费金融却在不断的进步，有关经济学家也有这样的争论，即消费金融到底可不可以拉动经济以及它是不是真的会占据原来非消费金融消费的份额，关于此众说纷纭。所以，本文从消费金融是否会影响我国消费者的消费以及影响大小展开探讨，从而为我国消费金融的进一步发展提出借鉴参考。

研究方法

在开展探讨之前，需要明确研究消费要从两个方面入手：一个是额度，另一个则是结构。因此，若要研究消费金融是否会影响消费以及影响大小，就需要从上述两个方面展开。

单位根检验、协整检验、通过VIF值对变量间的多重共线性进行检验、逐步回归分析法等是本文应用的主要实证方法。为检验时间序列中是否存在单位根，则需要用到单位根检验。“伪回归”现象的出现即时间序列不平稳，存在单位根，需要对各个变量进行单位根检验。据上，可以直接建立时间序列回归模型，反之检验各变量是否是同阶单整，下一步进行协整检验。对于多重共线性关系可能存在于自变量之间的问题，则应该通过时间序列回归模型相关参数进行预判，如果存在，就可以进行下一步的操作，即检验多重共线性，本文通过计算VIF值是否大于10来判断自变量是否存在多重共线性。通过软件得到剔除变量或加上变量AIC值的变动情况来决定是否消除多重共线性，这种方法是逐步线性回归分析法。由此模型变得更显著，操作方向正确的标志是AIC值变小。

消费金融对居民消费额度影响的实证分析

（一）模型的构建

一个人利用未来收入实现当前消费的情况可以通过消费信贷余额来反映，本文也持这种观点，认为影响居民消费的重要因素是信贷规模。根据莫迪利亚尼的生命周期理论，除了居民现在可用的收入会影响消费外，预期收入也会对消费产生影响。又因为预期收入在一定程度上反映了目前消费者借贷的可能性，故而，就可以把消费贷款当作是预期收入所导致的结果。基于资料可知，消费信贷不乏两种模式，一个是短期的，另一个就是中长期。故而，在接下来的研究中，所构建的模型会基于上述情况分别将变量加入到两种模式中。

结合以上各种关于消费基础理论进行的分析，不难发现无论如何表述，它们的中心都会回归到居民的收入会使消费发生变动。所以，就需要作出以下处理：模型中需要有消费这一控制变量的存在，同时，它更是自变量。

在相关研究中，一些作者得出了社会保障制度等其它因素也会影响消费的结论，其实从莫迪利亚尼的理论中不难发现，当人们有足够的钱养老时，中年这一群体的消费就会做出积极的改变。所以说，模型中也需要有养老保险这一控制变量的存在。具体模型如下：

式中，ct代表消费，α1 代表常数项，Yt代表收入，β1代表随着收入的不断变动所造成的消费变动的敏感系数，SDt代表短时间内的消费信贷，γ1代表随着短时间内消费信贷的变动所造成消费变动的敏感系数，LDt所表示中长期消费信贷，δ1表示随着中长期消费信贷的变动所造成的消费变动的敏感系数，At代表养老保险，ε1表示随着养老保险的变动所造成的消费变动的敏感系数，μt表示随机干扰项，它所包含的影响因素大多都是不被考虑的。

（二）数据的选择与处理

选择变量见表1所示。2007年后，消费信贷余额这一数据才被公布，为了避免缺少数据样本的问题，本次实证分析所采用的数据均为季度数据。由于目前我国消费金融的规模还没有官方公布的准确数据，所以本文选用消费信贷余额来表示消费金融的规模。本文认为，对消费的影响而言，新兴消费信贷与传统消费信贷本质上并没有太大的区别。可以先把消费信贷余额季度数据与平滑至季度的全国年末人口数量之比算出来，它们的差值就是消费信贷季度的发生值。通过中华人民共和国人力资源和社会保障部官方网站的公开数据可以得到人均城乡居民基本养老保险基金支出，剔除掉价格及季节对消费的影响，才可以进行下一步研究。第一步，把价格因素剔除，所选数据的基期是2007年第一季度的价格，接着，采用Moving Average Method方法消除季节因素影响，即用软件对数据做处理。

（三）实证过程

1.单位根检验。表2展示了各变量的ADF值。通过单位根检验，可以发现在1%的显著水平下，CSA、YSA、SDSA、LDSA具有相同的单整阶数，且服从一阶单整，即它们都是平稳的，故进行协整检验。

2.协整检验。协整检验可以处理同为同阶单整的时间序列变量，从而可以确定作为时间序列的变量它们的关系是不是长期存在并保持稳定的，在对其残差序列进行单位根检验之前，需要进行如下操作：建立一个OLS回归方程，方程的自变量是SDSA、LDSA、YSA、ASA，因变量则是CSA。表3展示了残差序列ADF 值。根据检验结果可以得出，回归结果是真实存在的，也就是说残差序列是稳定的，基于10%水平下显著。自变量与因变量的均衡关系在长时间来看是比较稳定的。

3.多元线性回归。如图1所示，消费C与收入Y的相关关系是线性的，同理短期消费信贷SDt、中长期消费信贷LDt 及养老保险A皆是如此。所以进行OLS 回归分析。表4展示了OLS初步的回归值，其中Multiple R-squared：0.9955，Adjusted R-squared：0.995，p-value：<2.2e-16，拟合优度良好。由此可得，即使变量中长期消费信贷和养老保险显著性低，但不会对回归方程拟合优度产生影响。那么方程中存在多重共线性吗？如果存在，则需要剔除多重共线性因素才能使模型具有较高的可信度。

4.多重共线性检验。通过对方差膨胀因子VIF进行检验能够发现多重共线性是不是真的存在。若存在多重共线性，则满足VIF>10。表5 是VIF检验的结果。据表5可知，多重共线性出现在该模型中。

5.多重共线性的消除。为了消除多重共线性问题，本文采用逐步回归分析法。为使得变量增加或减少，需要进行如下处理：基于AIC信息统计量的准则得出最小的AIC信息统计量，见表6所示。经过上述处理后，可以得到最小的AIC值，ASA被删除，回归方程处于最优化状态，见表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%的显著水平下，YSA、SDSA、LDSA 回归系数具有较高的显著性和拟合度，可得：

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

对于该回归方程的一般形式来说，一种表示γ1 和δ1 的方式为：

其中，利用现有数据，将自变量SD、LD分别对其他所有自变量进行回归，可以得到和。首先另外两个自变量Y、LD关于SD进行回归可以得到残差，然后再把 关于c进行回归可以得到γ1=0.0365.由于残差中SD排除了LD和Y的影响之后的部分可以用表示，故而排除LD和Y两个变量的影响后用来衡量。由此及彼，就LD对因变量C的影响而言得到的δ1 =0.01216，排除SD和Y两个变量的影响后可以用δ1 来表示。据上可得：居民人均可支配收入可拉动居民人均消费支出;人均消费信贷可促进居民人均消费支出增加;短期消费信贷更能拉动居民人均消费增加。

6.相关变量回归。消费信贷结构与养老保险的关系需进一步的研究，故而进行如下处理：对两种不同的消费信贷模式进行回归，均以养老金为自变量，见表8、表9所示。

根据表8和表9结果，当显著性水平为1%时，与此相对应的P值在0.05以下。由此可得，对于城乡居民而言，基本养老保险基金支出对短期消费信贷具有极大的助力，中长期消费信贷也是如此，所以，在一定程度上养老保险可以对消费起到推动作用。

消费金融对居民消费结构影响的实证分析

（一）模型基础

研究了消费金融对消费额度的影响后，需要进一步研究消费结构基于消费金融的发展是否会发生变化以及效应的大小，消费信贷与最终消费的比率、消费结构升级的比率是本研究涉及的主要变量。

由于消费者的金融行为比较复杂，因此把消费结构量化在消费金融研究中是比较困难的。在实证研究中，为了避免使模型变得复杂、模型的求解变得困难，实证结果理解变得困难，本文选择不把消费者的金融环境、状态以及知识水平等传统的经济学因素纳入到理论模型中。故而，本文通过量化消费结构的信息熵，进行关于消费金融的发展对居民消费结构的影响断定。“熵”是由Shannon于1948年在信息论中提出的状态函数，在热力学第二定律下表示系统自发演变过程中的不可逆性。

消费产品各有差异，基于此，先分解居民消费，根据有关理论，消费领域被分门归类，对应的消费金额C1、C2、…、Cn分别代表不同类别的消费，C=∑ci代表总消费，总消费中，k1=ci/C用来表示各类消费占比，又∑ki=1，故而可知，，其中居民消费结构的复杂度用CDS表示，CDS值与居民的消费结构正向关，同向变化，当CDS值变小，则居民的消费结构更为简化。

（二）数据的选择、处理及模型构建

基于统计数据，得到吃、穿、住、行、教育、文娱、医疗、生活服务等组成我国居民人均消费支出的八种类型。

本文选择国家统计局自2007年第一季度到2017年第四季度的各类消费的人均消费季度数据，通过上一节模型得到的公式，计算可得到消费结构的量化值。

基于经过消费金融渠道进行的消费与总消费量比可用来表示消费金融的发展程度，因此在本文中，人们的平均消费信贷余额与人们的平均消费支出比与消费金融的发展程度是等价的，K1表示消费金融的发展程度，K1值越大，消费金融发展程度越高。

人们的平均消费支出和人们的平均可使用收入的比值在本文中是控制变量，其用K2表示，K2值越小，表明消费支出占可支配收入越大，人们的收入水平就越低，这是因为居民收入等因素也会对消费结构有影响。消费结构的实证模型如下：

在模型中，β2代表CDS对于K1变化的敏感系数，γ2代表CDS对K2变化的敏感系数，μ2 代表其他干扰项。采取不消除价格因素影响只消除季节因素影響，是因为K1和K2是两个数据的之比，因此用Moving Average Method方法消除季节因素，CDSSA、K1SA、K2SA代表处理后的数据。

（三）实证过程

单位根检验。据表10的结果可得，CDS和K1、K2是不稳定的，但它们的单整阶数相同，是因为受到季节调整的影响，基于1%的置信水平其服从一阶单整。因此，为确定三个变量之间是否具有长期稳定的关系需要接着协整检验CDSSA 和K1SA、K2SA。

协整检验。由表11可知，具有稳定的协整关系。

多元线性回归方程：

当显著性为1%时，该方程不具有多重共线性，这是由于各个变量及截距显著性较高导致的，CDSSA和K1SA、K2SA分别呈同向变化，对CDSSA来说，K2SA 较K1SA的贡献更大。即可得出以下结论：居民的可支配收入是影响消费结构升级的关键因素，消费金融的发展也可推动消费结构的升级。

结论及建议

（一）结论

首先，消费拉动经济。从本文实证分析中可以看到，消费金融可以在一定程度上拉动消费。近几年来，我国消费金融的发展并未影响居民消费倾向。

其次，短期信贷更能拉动消费。短期消费信贷较中长期消费信贷更能促进消费。常规来说，居民选择短期消费信贷额度远远低于中长期。对于房屋装修、医疗、美容、教育等短期消费需求可通过短期消费信贷来实现，个人或家庭的大额刚性需求则通过额度较大的中长期消费贷款来满足。基于此，对当期消费来说信贷的挤出效应增大，一是因为为了偿还贷款，借款人需要增加储蓄，二是因为获得首付款的借款人需节约资金，但是由于短期消费信贷额度小，短期消费信贷相较于中长期信贷来说更少影响当期消费的挤出效应，这是基于以下两点：一是用户具有较小压力去还款，二是信贷人可预支未来的收入进行现时消费。

再次，消费金融水平与社保制度的完善與否存在关联。完善的社会保障制度有利于居民的消费，有利于经过消费金融渠道来消费，反之，则会增加储蓄。一方面就收入而言，我国城乡贫富差距较大，各地区分布不均，另一方面我国社保体系不完善，使人们需通过增加储蓄来防御突发意外、疾病、养老等不时之需。

最后、消费信贷可以促进消费结构升级。本文的实证结果显示，对消费结构升级来说，消费金融发展水平以及收入对消费的覆盖程度都可起到正向拉动作用。一旦消费金融发展水平提高，居民就会采取各种手段得到更多消费金融的资金支持。此外，经过消费金融渠道进行支付也可应用到更多的消费范围，总的来说，消费金融使人们的消费变得更快捷，流动性约束对人们的消费意愿影响更小，居民可以满足自身的消费需求，进而形成消费热点，消费结构因而改善。

（二）政策建议

首先，消费金融产品越多越好。过去消费金融的使用仅仅局限在房贷、车贷等大额刚性需求方面，但其实它还可应用于网购、教育、医疗、美容、房屋装修等日常生活中。就当前而言，虽然消费金融较以往其应用场景丰富了不少，但其进步空间仍然很大，产品和服务可以更加丰富，理想状态是人们可以随时随地根据自己的爱好消费，不再受限于各种各样的限制，人们的需求得到极大满足，生活质量得到极大提升。

其次，非银行消费金融越多越好。现时可以提供消费金融服务的金融机构几乎全部是银行，这是一种垄断行为，阻碍了消费者获取丰富、便利、优惠的金融服务。在消费金融的发展中，不能忽视每一种消费金融业务的开展主体，这是因为不同消费金融主体背后有其不同支撑力量。此外，我国的消费金融需求具有极大的潜力，日益增长的消费金融需求仅仅依靠银行等传统金融机构是无法满足的。而且，那些消费信用良好但由于缺乏信用记录的消费者因为没有使用过信用卡在进行消费金融行为时，会遭到审核严格的传统金融机构的拒绝。然而，对于新兴的消费金融开展主体来说，它们可以通过采取较为先进的风控系统以及较为丰富风控方式规避风险，它们也敢于利用科技来推动自身的发展。多个供给者可促进消费金融市场的良性竞争，成为推动消费金融市场进步的一大助力。所以，需要构架一个多样化的消费金融市场，以促进各个消费金融主体得到长足发展。

最后，完善社会保障制度。发达国家的社会保障体系可以给予人们足够的安全感，在发达国家居民更愿意消费。然而，我国现行的社会保障制度并不完善，一方面许多人的生活水平并不高，另一方面，收入低下的人们无法像发达国家的人们一样拥有足够的安全感，进而害怕将仅有的钱来消费，收入较高的人们也可能会担心意外的发生会使他们的生活质量大打折扣而愿意储蓄。所以对于我国绝大多数的人来说，由于害怕意外的发生，所以往往会有很强的预防性储蓄意愿，并且缺乏消费的勇气。在凯恩斯的绝对收入假设中提到当收入不变时，伴随着储蓄的增加也会降低消费水平。许多居民有足够的资金，但却缺乏消费的勇气，所以只有很小的可能他们会选择通过金融渠道进行超前消费，也就是说，只有社会保障制度足够完善，才能够基本保证消费金融的发展。所以，完善的社会保障制度是促进消费金融发展、刺激消费的必然选择。

参考文献：

1.李燕桥，臧旭恒.消费信贷影响我国城镇居民消费行为的作用渠道及检验[J].经济学动态，2013（1）

2.马德功.互联网消费金融对我国城镇居民消费行为的促进作用研究[J].现代财经，2017（9）

3.宋明月.国内消费金融最新研究综述[J].当代经济管理，2015（37）

4.何一通.消费金融的多元化发展探讨[J].商业经济研究，2018（14）