劉榮茂 教授 李亞茹（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 南京 210095）

引言

新常態(tài)下，我國經(jīng)濟從高速增長轉(zhuǎn)為中高速增長，表現(xiàn)在：近四年來我國GDP增長率平均值已從10.4%降至7.4%。針對此種情形，國家領(lǐng)導(dǎo)人習(xí)近平2014年在河南考察工作時；首次提出“以平常心適應(yīng)經(jīng)濟的新常態(tài)”，要求穩(wěn)步地推進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級，并針對供給側(cè)改革的國家戰(zhàn)略，提出“三去一降一補”的任務(wù)要求。以上方面說明我國經(jīng)濟正處于經(jīng)濟增速換擋期，結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期，前期調(diào)整政策消化期的“三期疊加”階段。然而縱觀拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，出口方面：全球經(jīng)濟的不景氣，出口對我國經(jīng)濟的拉動力度不斷下降，近幾年內(nèi)對GDP保持個位數(shù)甚至負數(shù)的貢獻率；投資方面：長期以來國內(nèi)各級政府主導(dǎo)的粗放投資，繁育出大批僵尸企業(yè)，投資對經(jīng)濟的帶動地位也不斷下降；消費方面：2008年之后消費對GDP的貢獻率幾乎維持在50%左右的水平，2015年甚至突破為66.4%。可見，刺激居民消費成為當(dāng)下重振我國經(jīng)濟的重要舉措，消費信貸作為刺激消費，進而拉動國內(nèi)經(jīng)濟增長的有力工具變得尤為重要，國家層面為此對消費信貸刺激經(jīng)濟增長的作用高度重視，李克強總理在2016年政府工作報告中，明確鼓勵金融機構(gòu)創(chuàng)新消費信貸產(chǎn)品，同時在利率市場化改革不斷深入，傳統(tǒng)的利息差難以維持金融市場環(huán)境，消費信貸業(yè)務(wù)自身較強抗周期能力、輕資本、效用水平高等特點，備受各類金融機構(gòu)的青睞。艾瑞咨詢報告指出，2015年我國消費信貸規(guī)模達到19萬億元，同比增長23.3%，預(yù)計2019年將達到41.1萬億元。

基于此，本文提出以下幾個問題：消費信貸于1998年的初步發(fā)展，到最近幾年的大力提倡，其對經(jīng)濟增長是否真的有促進作用?如果有，作用強度多大? 各區(qū)域又有何表現(xiàn)？以上問題是本文研究的主要內(nèi)容，此外，本文的研究也將為各部門作出發(fā)展消費信貸，促進經(jīng)濟增長的科學(xué)決策，提供理論上的參考和政策上的個人意見。

相關(guān)文獻綜述

國外多從家庭視角研究消費信貸與經(jīng)濟增長的關(guān)系，Jappelli and Pagano（1994）選用25個國家的樣本實證發(fā)現(xiàn)，家庭信貸與GDP負相關(guān)。De Gregorio（1996）運用OECD的20個成員國數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)家庭信貸與經(jīng)濟增長不顯著相關(guān)。Beck et al.（2012）首次區(qū)分家庭信貸和企業(yè)信貸對經(jīng)濟增長的影響，選取1994-2005年45個發(fā)達國家和發(fā)展中國家的樣本，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)信貸促進經(jīng)濟增長，家庭信貸無顯著影響。類似的有，IM Banu（2013）使用SAS軟件對羅馬尼亞的信貸和經(jīng)濟增長進行分析，得出家庭信貸相對于企業(yè)信貸對經(jīng)濟增長的影響較弱。

國內(nèi)方面，蔡浩儀和徐忠（2005）從居民儲蓄率和中小企業(yè)貸款渠道研究消費信貸與經(jīng)濟增長，通過選取2000-2003年的省際數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)消費信貸不利于經(jīng)濟增長。張鳳元等（2012）則基于全國2001-2010年季度數(shù)據(jù)，運用VAR模型論證發(fā)現(xiàn)，消費信貸有限促進經(jīng)濟增長。張愛蓮和劉柏（2012）選取2007-2010年月度數(shù)據(jù)，運用離散選擇模型實證檢驗得出，長期消費信貸相較短期消費信貸更能促進經(jīng)濟增長。

綜上，國外有關(guān)消費信貸對經(jīng)濟增長的研究較為成熟，而國內(nèi)尚未成體系。然而由于樣本選取、研究方法不同，國內(nèi)外結(jié)論不統(tǒng)一，并且現(xiàn)有研究多用時間序列研究消費在二者之間的中介效應(yīng)。基于此，本文構(gòu)建PVAR模型研究消費信貸對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。

模型設(shè)定與變量選取

（一）模型設(shè)定

VAR模型要求數(shù)據(jù)集足夠長，而我國消費信貸統(tǒng)計始于2004年，本文利用Holtz-Eakin（1988）提出的放寬了樣本量的PVAR模型進行分析，分別就消費信貸對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的消費路徑和儲蓄路徑建立如下模型：

式（1）中，y有兩種表達方式，方式一為{lngdp,lnsl,lncl}，分別為經(jīng)濟增長、社會消費與消費信貸；方式二為{llngdp,sav,lncl}，分別是經(jīng)濟增長、國民儲蓄與消費信貸；i表示省份，t表示年份，vi指代個體效應(yīng)，θt指代時點效應(yīng)，k為滯后階數(shù)，μit表示誤差項。

（二）變量選取

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟增長，社會消費品零售總額表示社會消費，消費信貸余額表示消費信貸，儲蓄率表示國民儲蓄，其通過消費率來測算。

結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性和我國消費信貸發(fā)展現(xiàn)狀，本文選定2003-2015年我國31個省的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行官網(wǎng)和國家統(tǒng)計局，并以2003年為基期對各變量進行調(diào)整并取對數(shù)。數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

實證分析

（一）單方根檢驗

針對面板數(shù)據(jù)，需要對各變量進行單方根檢驗，以防止“偽回歸”問題的出現(xiàn)。由于本文的面板數(shù)據(jù)為“短面板”，在此選用LLC檢驗和IPS檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2表明，變量lngdp在1%的顯著性水平下通過檢驗，該原始序列平穩(wěn)，lncl、lnsl、sav變量本身存在單方根，而在對其進行一階差分后，都拒絕原假設(shè)，即變量lncl、lns和sav為一階單整序列。

（二）協(xié)整檢驗

在對變量進行單方根檢驗后，還需進行協(xié)整關(guān)系檢驗。Hamilton（1994）認(rèn)為向量誤差修正模型是包含協(xié)整約束條件的向量自回歸模型，對于存在協(xié)整關(guān)系的序列，VEC模型適用，反之則適合建立

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 單方根檢驗

注： ???、??、?分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下拒絕存在單方根的原假設(shè)；Δ指對變量取一階差分。VAR模型。本文選用Westerhund的方法分別對消費路徑和儲蓄路徑進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3和表4所示。兩組協(xié)整檢驗絕大部分統(tǒng)計量接受原假設(shè)，各變量不存在協(xié)整關(guān)系，本文選用PVAR模型合理。

圖1 消費途徑的脈沖響應(yīng)圖

圖2 儲蓄路徑的脈沖響應(yīng)圖

（三）滯后階數(shù)選擇

在進行PVAR分析之前，還需確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。本文參考虞曉雯和雷明（2014）的做法，分別對消費路徑和儲蓄路徑的變量滯后四階，結(jié)果如表5和表6所示。

表5表明，三個準(zhǔn)則對消費路徑均選擇滯后4階；表6結(jié)果表明，AIC準(zhǔn)則選定滯后3階，其余選定滯后1階，此時參考Lu..tkepoh的意見，BIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則適用于趨于無窮大的樣本，因此本文對儲蓄路徑模型滯后1階。

表3 消費路徑的協(xié)整檢驗

表4 儲蓄路徑的協(xié)整檢驗

表5 消費路徑滯后四階結(jié)果

表6 儲蓄路徑滯后四階結(jié)果

表7 消費路徑和儲蓄路徑的方差分解結(jié)果

（四）脈沖響應(yīng)結(jié)果

本文使用嚴(yán)格變量次序的Cholesky分解方法。理論上，消費信貸通過影響居民的流動性約束和預(yù)防儲蓄動機影響消費和儲蓄，進而影響經(jīng)濟增長。因而本文排序為：消費信貸、消費或儲蓄、經(jīng)濟增長。本文給設(shè)定次序的內(nèi)生變量一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，通過蒙特卡洛模擬500次得出圖1和圖2，橫軸表示滯后期，縱軸表示各被解釋變量的響應(yīng)值。

消費途徑的脈沖響應(yīng)函數(shù)。主要對設(shè)定次序的變量滯后4階建立PVAR模型，通過蒙特卡洛模擬來刻畫變量的相互影響。

如圖1所示，首先是消費信貸對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響（第三行第一列）。給定消費信貸一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，經(jīng)濟增長同期為弱負向反應(yīng)，此后逐漸上升，并在滯后2期達到峰值，此后各期為長時間下滑，但仍為正向反應(yīng)。表明消費信貸受到外部沖擊當(dāng)期拖累經(jīng)濟增長，短期內(nèi)消費信貸持續(xù)促進經(jīng)濟增長，隨著到達頂峰后轉(zhuǎn)為持續(xù)下滑，整體上為非穩(wěn)態(tài)的促進作用。

其次是消費信貸對消費的動態(tài)影響（第二行第一列）。給定消費信貸一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，消費同期為正向反應(yīng)，此后大體上持續(xù)下降，直至滯后4期到達谷底，隨后收斂于很小的負向反應(yīng)，并且總體響應(yīng)值很小。說明消費信貸受到外部沖擊短期促進消費，但長期消費信貸持續(xù)抑制消費。

最后按照“消費信貸—消費—經(jīng)濟增長”的次序分析消費信貸對經(jīng)濟增長的影響。從消費信貸對消費的作用以及消費對經(jīng)濟增長的作用（第三行第二列）來看，消費信貸對消費產(chǎn)生總體上強度較小且由正變負的影響，消費對經(jīng)濟增長產(chǎn)生總體上較為強勁的非穩(wěn)態(tài)促進作用，說明消費信貸對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的間接路徑中，消費信貸對消費產(chǎn)生的影響經(jīng)過消費對經(jīng)濟增長作用的牽動，使得消費信貸對經(jīng)濟增長的促進作用，表現(xiàn)為短期內(nèi)上升，后持續(xù)下降。

儲蓄途徑的脈沖響應(yīng)函數(shù)。主要對設(shè)定次序的變量滯后1階建立PVAR模型，通過蒙特卡洛模擬來刻畫變量之間的相互影響。

首先是消費信貸對經(jīng)濟增長的影響（第三行第一列）。給定消費信貸一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，經(jīng)濟增長同期趨于0的正向反應(yīng)，此后上升至滯后一期的峰值，隨后持續(xù)下降，最后接近于0，說明經(jīng)濟增長對消費信貸的反應(yīng)存在時滯性。消費信貸持續(xù)促進經(jīng)濟增長，但并非穩(wěn)態(tài)。

其次分析消費信貸對儲蓄的影響（第二行第一列）。給定消費信貸一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，儲蓄同期為負向反應(yīng)，隨后上升至一期的峰值，此后急速下滑后接近于0，說明消費信貸受到外部沖擊，同期降低儲蓄率，滯后一期和二期提高儲蓄率，此后各期持續(xù)小幅降低儲蓄率。

最后按照“消費信貸—儲蓄—經(jīng)濟增長”的次序分析消費信貸對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。從消費信貸對儲蓄的作用（第二行第一列）以及儲蓄對經(jīng)濟增長的作用（第三行第二列）來看，后期較長時間內(nèi)消費信貸小幅降低儲蓄率，并經(jīng)過后期長時間儲蓄率小幅降低經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)，使得后期消費信貸持續(xù)促進經(jīng)濟增長的作用下滑。

對于以上結(jié)果，本文解釋如下：第一，消費信貸短期促進消費，長期為持續(xù)弱負影響，原因在于消費信貸能夠緩解居民面臨的流動性約束和預(yù)防性儲蓄動機，從而帶動社會消費。但居民保守的消費觀念，領(lǐng)域內(nèi)不良問題的時常發(fā)生，使得消費信貸弱抑制消費。第二，消費信貸對儲蓄同期為負影響，隨后短期為正影響，長期為持續(xù)的較弱負影響。原因是消費信貸可以促進消費。但現(xiàn)實中消費信貸客觀強化了居民的預(yù)防性儲蓄動機，表現(xiàn)在住房抵押貸款籌集首付款和即將到期還款的壓力，但隨著各項補貼政策的落實，消費信貸持續(xù)降低儲蓄率。第三，無論是消費路徑還是儲蓄路徑，長期消費信貸促進經(jīng)濟增長的作用下滑，表明我國發(fā)展消費信貸的方式仍然較為粗放。

（五）方差分解結(jié)果

方差分解驗證每種隨機沖擊對內(nèi)生變量的貢獻程度大小，本文采用該方法，能夠更精確地展現(xiàn)消費途徑和儲蓄途徑的各變量相互響應(yīng)程度。具體結(jié)果如表7所示。由表7可見，消費路徑和儲蓄路徑下絕大部分變量第10期和第20期的結(jié)果基本一致，說明系統(tǒng)在第10個預(yù)測期后基本穩(wěn)定；消費路徑下經(jīng)濟增長受自身沖擊的影響力度最大，其次是消費信貸，最后是消費；儲蓄路徑下經(jīng)濟增長受自身沖擊的影響力度最大，其次是消費信貸，最后是儲蓄；在第20期，消費信貸對經(jīng)濟增長的解釋力度有所增強；消費信貸對儲蓄的解釋力度有限。

結(jié)論與建議

本文利用我國31個省2003-2015年相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建面板VAR模型，分別從消費路徑和儲蓄路徑分析消費信貸對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。實證結(jié)果表明：消費信貸對經(jīng)濟增長為非穩(wěn)態(tài)的正向影響。從直接效應(yīng)來看，無論是消費路徑還是儲蓄路徑，消費信貸對經(jīng)濟增長的影響亦然；從間接效應(yīng)來看，消費信貸長期對消費的較弱負向作用被消費對經(jīng)濟增長較強的促進作用所牽動，消費信貸長期對儲蓄率較弱的負向作用被儲蓄率對經(jīng)濟增長較弱的負向作用所強化，使得消費信貸對經(jīng)濟增長的促進作用持續(xù)下滑。

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出了以下建議：第一，科學(xué)發(fā)展消費信貸，有效揮發(fā)其對經(jīng)濟增長的積極影響。針對各地區(qū)消費文化、經(jīng)濟等主客觀方面的差異，各地政府應(yīng)因地制宜地制定相關(guān)方針和政策；對于東部地區(qū)，創(chuàng)新消費信貸產(chǎn)品和業(yè)務(wù)，同時加強對消費信貸市場的監(jiān)管和規(guī)范；而對于相對落后的中西部地區(qū)，需完善相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施，健全消費信貸市場運行機制。第二，完善相關(guān)機制，協(xié)調(diào)消費信貸與經(jīng)濟增長。針對居民消費觀念保守，對消費信貸認(rèn)知不足的情況，加大消費信貸宣傳力度；面對我國居民征信信息的缺失，政府部門應(yīng)積極建設(shè)征信體制，同時可實現(xiàn)與其他機構(gòu)合作；國家在積極倡導(dǎo)消費信貸發(fā)展的同時，健全相關(guān)風(fēng)控機制。各金融機構(gòu)也應(yīng)強化自身風(fēng)險管理能力，實現(xiàn)自身可持續(xù)發(fā)展。

參考文獻：

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2.張鳳元，符建華，黃倩.消費信貸對經(jīng)濟發(fā)展的影響分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012（ 4）

3.張艾蓮，劉柏.消費信貸與經(jīng)濟增長的協(xié)動關(guān)系研究[J].稅務(wù)與經(jīng)濟，2012（1）