消費(fèi)金融對我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響研究

摘 要：在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)背景下，消費(fèi)金融對居民的消費(fèi)影響越來越顯著，研究消費(fèi)金融對我國農(nóng)村居民的消費(fèi)行為的影響具有重要意義。文章選取2009—2019年數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型實(shí)證分析消費(fèi)金融對我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：與農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP相比，消費(fèi)金融的發(fā)展對農(nóng)村居民消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)率更高;消費(fèi)金融有利于擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)支出，從而推動我國農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。為增強(qiáng)消費(fèi)金融對我國農(nóng)村居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用，提出了拓展消費(fèi)金融市場、強(qiáng)化消費(fèi)金融市場的線上線下合作以及增強(qiáng)農(nóng)村居民的消費(fèi)金融知識等建議。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)金融;農(nóng)村居民;消費(fèi)支出;VAR模型

中圖分類號：F323.8;F832.4文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1005-6432（2022）14-0105-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.14.105

1 引言

我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要依靠投資、消費(fèi)和出口。改革開放以來的很長一段時間，我國的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資和出口拉動，而隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改變，這種發(fā)展模式不利于經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型時期，消費(fèi)將對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮越來越重要的作用（殷杰蘭，2018）。我國制定了一系列提升消費(fèi)水平的政策，2018年，國務(wù)院辦公廳印發(fā)《完善促進(jìn)消費(fèi)體制實(shí)施方案》，提出解決當(dāng)前制約居民消費(fèi)的障礙，激發(fā)居民消費(fèi)潛力，從而使得經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

黨的十九大報(bào)告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略以來，農(nóng)村居民的收入得到了較快的增長，促進(jìn)了消費(fèi)水平的提升。過旭東（2021）認(rèn)為助推金融發(fā)展有利于多元化風(fēng)險分散渠道的構(gòu)建，從而提升資源配置效率，降低交易成本，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。這說明消費(fèi)需求與金融發(fā)展是息息相關(guān)的，金融發(fā)展會影響居民的消費(fèi)需求，消費(fèi)金融作為現(xiàn)代金融服務(wù)方式，是指消費(fèi)金融機(jī)構(gòu)為滿足各階層消費(fèi)者的需求而提供的各種產(chǎn)品與服務(wù)（胡雪峰，2021），消費(fèi)金融的發(fā)展對優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和我國的經(jīng)濟(jì)增長具有重要的作用。

2 研究方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究方法

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型根據(jù)理論而構(gòu)建，但某些經(jīng)濟(jì)理論不能支撐現(xiàn)實(shí)中一些變量間的關(guān)系，向量自回歸（VAR）模型較好地解決了這一缺陷，它以實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)確定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的動態(tài)關(guān)系，而不用提出理論假設(shè)（李子奈和潘文卿，2015）。VAR模型由西姆斯在1980年提出，通過預(yù)測各變量對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，進(jìn)而分析各種經(jīng)濟(jì)因素對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響（任碧云和程茁倫，2015）。農(nóng)村居民消費(fèi)會受到各種經(jīng)濟(jì)因素的影響，本文引入VAR模型研究系統(tǒng)的動態(tài)變化。

一個VAR模型存在許多的變量，包括內(nèi)生變量和外生變量。內(nèi)生變量是模型所要解釋的變量，外生變量是不受模型影響，受到外部因素的變化而對模型產(chǎn)生影響。在很多情況下，外生變量與內(nèi)生變量很難辨別，VAR模型將每個變量都看作內(nèi)生變量，通過確定包含變量的個數(shù)和自回歸的最大滯后階數(shù)，進(jìn)而進(jìn)行參數(shù)估計(jì)及模型分析。

包含k個變量和p期滯后的VAR模型表示如下：

其中，Yt是k維內(nèi)生變量向量，p是滯后階數(shù)，β是k維常數(shù)向量，Zt是k維隨機(jī)擾動向量，T是樣本數(shù)目。VAR模型要求模型中每一個變量都是平穩(wěn)序列，如果時間序列不平穩(wěn)，則需要對變量進(jìn)行處理，對處理后平穩(wěn)的序列建立VAR模型，然后才能進(jìn)行分析（高鐵梅，2009）。

2.2 變量的選取與數(shù)據(jù)來源

凱恩斯在1936年提出絕對收入假設(shè)，用于描述消費(fèi)支出與收入之間的關(guān)系。該假說認(rèn)為，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，隨著收入的增加消費(fèi)也將增加，但消費(fèi)所占的比重越來越小。崔海燕（2016）認(rèn)為消費(fèi)者在一定的預(yù)算約束下，將收入在消費(fèi)支出中進(jìn)行最優(yōu)分配，使其達(dá)到效用最大化。本文選擇農(nóng)村居民人均可支配收入來表示收入水平。孫國峰 （2010） 認(rèn)為消費(fèi)金融有利于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，從而促進(jìn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。在未來，我國將進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需，構(gòu)建國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)，激發(fā)消費(fèi)潛力仍需發(fā)展消費(fèi)金融（儲俊，2021）。為了研究消費(fèi)金融對我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響，本文選擇消費(fèi)信貸余額來表示消費(fèi)金融發(fā)展水平。宋少青（2017）在研究中國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響因素時，通過建立多元線性回歸模型進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著十分密切的聯(lián)系。人均GDP是一個衡量國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)，隨著人均GDP 的增長，農(nóng)村居民的消費(fèi)行為也會發(fā)生變化。

選取2009—2019年度的農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)來源于2010—2020年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和2009—2019年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。為了消除價格的影響，將農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP數(shù)據(jù)以居民消費(fèi)價格指數(shù)（2009年=100）為定基價格指數(shù)進(jìn)行折算。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，由于以上數(shù)據(jù)都帶有時間趨勢，而時間趨勢會影響模型的正確度，可能得出錯誤的結(jié)論。因此，本文對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，以減少時間趨勢的影響，對經(jīng)過對數(shù)處理后的數(shù)據(jù)運(yùn)用EViews 10進(jìn)行分析。先對各個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再進(jìn)行模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)及參數(shù)估計(jì)、建立脈沖響應(yīng)函數(shù)、進(jìn)行方差分解，從而分別分析消費(fèi)信貸余額（CCL）、農(nóng)村居民人均可支配收入（NY）以及人均GDP（PGDP）對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（NCC）沖擊的動態(tài)影響。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）

VAR模型是多個時間序列，而采用時間序列數(shù)據(jù)建立的模型，首先必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果非平穩(wěn)時間序列進(jìn)入模型，進(jìn)行的參數(shù)估計(jì)和統(tǒng)計(jì)推斷都是不可靠的。本文在建模前，先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表 1。

由表1可知，NCC的ADF統(tǒng)計(jì)量為-5.754299，CCL的ADF統(tǒng)計(jì)量為-43.46823，NY的ADF統(tǒng)計(jì)量為-10.61180，PGDP的ADF統(tǒng)計(jì)量為-3.024019，都小于10%臨界值，因此序列都是平穩(wěn)序列，符合VAR建模模型的建模條件。

3.2 確定最大滯后階數(shù)

VAR模型需要確定最優(yōu)的最后階數(shù)，本文運(yùn)用LR、FPE、AIC、SC、HQ等準(zhǔn)則來選擇VAR模型的滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表 2REF_Ref1217＼h。通過檢驗(yàn)結(jié)果，可以得出模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為一階。

3.3 模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)及參數(shù)估計(jì)

在進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析之前，需要對VAR模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，通過單位根檢驗(yàn)表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，結(jié)果見表3。該VAR模型的所有特征根的倒數(shù)的模都小于1，即所有特征根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，所以可以判定模型是穩(wěn)定的。

確定最大滯后階數(shù)為1，將常數(shù)項(xiàng)作為外生變量，關(guān)于因變量NCC的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

該結(jié)果表明，消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP會正向提高農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出，作用系數(shù)分別為0.3740、0.3446和0.2491。與農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP相比，消費(fèi)信貸余額的增加對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的增加作用系數(shù)更大，這表明消費(fèi)金融對農(nóng)村居民消費(fèi)支出的拉動作用明顯。

3.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的是該系統(tǒng)受到某種沖擊時對系統(tǒng)中各變量的影響。為了研究農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出在受到?jīng)_擊后的影響，分別給消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入、人均GDP一個正向單位的沖擊，觀察農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的脈沖響應(yīng)程度，如圖1所示。當(dāng)給消費(fèi)信貸余額一個正向沖擊，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出先上升后下降，最后逐漸趨近平穩(wěn)。當(dāng)給農(nóng)村居民人均可支配收入一個正向沖擊，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出先上升后下降，然后繼續(xù)上升，最后變得相對平穩(wěn)。當(dāng)給人均GDP一個正向沖擊，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出先上升后下降，然后再上升，最后趨近于0。

在短期，當(dāng)消費(fèi)信貸余額增加時，農(nóng)村居民的資金擁有量增加，從而使得居民的消費(fèi)支出增加;當(dāng)居民的收入不變時，上一期的消費(fèi)增加會使得居民在下一期減少消費(fèi)支出，從而減少消費(fèi)貸款的壓力。在長期，居民會逐漸償還消費(fèi)貸款，消費(fèi)支出在長期會變得相對穩(wěn)定，隨消費(fèi)信貸余額的增加緩慢上升。在短期，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入增加時，居民會增加消費(fèi)支出，而隨著時間的推移，居民會減少下一期的消費(fèi)支出，以維持收支平衡。在長期，由于收入與支出將處于相對平衡的狀態(tài)，所以，農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增長變得緩慢。人均GDP對農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響與人均可支配收入的影響在本質(zhì)上是相似的，只是影響的程度不同。從圖 1可以看出，NCC對CCL、NY、PGDP的脈沖響應(yīng)與實(shí)際情況相符。

3.5 方差分解

方差分解分析每一個沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，從而評價各變量的重要程度。VAR模型跨期為10的方差分解結(jié)果如圖2所示。

根據(jù)圖 2可以看出，消費(fèi)信貸余額對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)度先上升后下降，最后穩(wěn)定在60%左右。農(nóng)村居民人均可支配收入對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)度一直緩慢上升，最后趨近于20%左右。人均GDP對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)度先上升再緩慢下降，最后穩(wěn)定在20%左右。比較消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)度可以看出，消費(fèi)信貸余額在經(jīng)過一段時間后，消費(fèi)信貸余額的貢獻(xiàn)度更高，而且反應(yīng)靈敏，農(nóng)村居民人均可支配收入的反應(yīng)則比較遲緩。

4 結(jié)論與建議

本文通過2009—2019年農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP的樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型實(shí)證分析了消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的影響，進(jìn)而分析對農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響。結(jié)果表明：其一，與農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP相比，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的增長對消費(fèi)信貸余額的增加更加敏感;其二，從貢獻(xiàn)度看，與農(nóng)村居民人均可支配收入和人均GDP相比，消費(fèi)信貸余額對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的最終貢獻(xiàn)度更高;其三，從周期上看，消費(fèi)信貸余額、農(nóng)村居民人均可支配收入以及人均GDP對農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出存在不同程度的影響，且影響的持續(xù)時間基本相同。

根據(jù)以上研究結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，隨著時間的推移，消費(fèi)金融規(guī)模的增長有利于農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增加，因此，擴(kuò)大消費(fèi)信貸規(guī)模能夠刺激農(nóng)村居民消費(fèi)需求的提升。根據(jù)本文的研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)金融的發(fā)展對農(nóng)村居民消費(fèi)支出有正向促進(jìn)作用，可利用消費(fèi)金融激發(fā)農(nóng)村居民消費(fèi)需求潛力，從而促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。因此，為更好地實(shí)現(xiàn)消費(fèi)金融的發(fā)展，提出如下三點(diǎn)建議。

第一，拓展消費(fèi)金融市場。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村居民消費(fèi)需求范圍延伸，用于消費(fèi)支出的類型增加，城鎮(zhèn)化的進(jìn)程加速，使得農(nóng)村居民在教育、旅游、醫(yī)療等領(lǐng)域的消費(fèi)支出增加。因此，為了更好地滿足農(nóng)村居民消費(fèi)需求，消費(fèi)金融應(yīng)該向這些領(lǐng)域發(fā)展，推動消費(fèi)金融市場的發(fā)展，為經(jīng)濟(jì)增長提供動力。

第二，強(qiáng)化消費(fèi)金融市場的線上線下合作。消費(fèi)金融市場有線上和線下兩種模式，近些年，隨著我國互聯(lián)網(wǎng)的不斷發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)金融迅速發(fā)展，消費(fèi)信貸規(guī)模擴(kuò)大，因此，需要更好地利用互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，將消費(fèi)金融的線上模式與傳統(tǒng)的線下模式結(jié)合起來，優(yōu)化消費(fèi)金融市場結(jié)構(gòu)，從而使消費(fèi)金融的發(fā)展更加全面。

第三，增強(qiáng)農(nóng)村居民的消費(fèi)金融知識。由于農(nóng)村居民在教育水平上相對于城市居民落后，對消費(fèi)金融知識了解不夠，而消費(fèi)金融作為現(xiàn)代金融的服務(wù)方式，已經(jīng)對農(nóng)村居民產(chǎn)生了重要的影響，農(nóng)村居民也會越來越多地參與消費(fèi)金融市場。因此，需要加強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)金融知識教育，增強(qiáng)對消費(fèi)金融的了解程度，從而在參與消費(fèi)金融市場時能夠規(guī)避更多的風(fēng)險。

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[作者簡介]趙鵬（1997—），男，貴州銅仁人，碩士研究生，研究方向：金融學(xué)。