段輝娜 副教授 王雪梅 孫敬怡

（燕山大學經濟管理學院 河北秦皇島 066004）

文獻綜述

關于互聯(lián)網消費金融的內涵，中國互聯(lián)網消費金融市場專題研究報告提出，互聯(lián)網消費金融是通過互聯(lián)網信息技術手段，向有商品消費服務或借款需求的消費者提供服務。邵騰偉等（2017）認為互聯(lián)網消費金融是指借助互聯(lián)網手段向消費者提供的金融服務，是互聯(lián)網化的消費金融。黃小強（2015）認為互聯(lián)網消費金融是市場主體依托信息技術向個人提供除房屋汽車消費以外的消費金融商品或信用貸款，并允許分期償還的信用消費活動。

衡量消費行為的代理變量較多，但國內學者尚未達成一致。李雨虹（2019）用居民消費特征和消費方式反映消費行為。宋艷姣、王豐龍（2019）通過消費水平、消費結構、影響消費水平的因素反映消費行為。

在互聯(lián)網消費金融對居民消費行為的影響方面，馬德功等（2017）設置虛擬變量將互聯(lián)網消費金融引入模型，發(fā)現互聯(lián)網消費金融能夠正向促進城鎮(zhèn)居民消費行為。張李義、涂奔（2017）利用信息熵方法，通過面板數據研究互聯(lián)網金融及各領域發(fā)展對我國居民消費行為和結構的差異化影響，發(fā)現互聯(lián)網金融發(fā)展對居民消費結構升級有顯著影響。

綜上可見，學術界關于互聯(lián)網消費金融的內涵、互聯(lián)網消費金融對消費行為的影響已展開一定的研究，但消費金融對于消費行為的影響尚未形成一致結論。在大數據背景下，互聯(lián)網消費金融對于居民消費行為的影響如何，相關的定量分析還比較少，因此本文專門針對互聯(lián)網消費金融對居民消費行為的影響進行了定量研究，其中居民消費行為主要通過居民消費水平、消費結構和邊際消費傾向進行反映，以期能夠結合實際為經濟發(fā)展提出有價值的建議。

互聯(lián)網消費金融與居民消費行為現狀及影響路徑

（一）概念界定

互聯(lián)網消費金融的界定?；ヂ?lián)網消費金融是傳統(tǒng)消費金融與互聯(lián)網信息技術結合的產物，廣義的互聯(lián)網消費金融包括消費者在互聯(lián)網上進行的與消費有關的所有金融活動。狹義的互聯(lián)網消費金融定義目前雖尚未完全一致，但都包括互聯(lián)網消費信貸。本文所研究的互聯(lián)網消費金融是狹義的互聯(lián)網消費金融，指結合了互聯(lián)網技術的消費金融服務主體為消費者提供的滿足其消費需求的線上信用貸款業(yè)務。

居民消費行為的界定。關于消費行為，《中國大百科全書》將其定義為消費者為獲得所用的消費資料和勞務而從事的物色、選擇、購買和使用等活動。綜合現有研究成果，反映消費行為的變量主要包括消費結構、消費水平、消費方式、消費特征、平均消費傾向和邊際消費傾向幾大方面。本文選取消費水平、消費結構和邊際消費傾向來反映居民消費行為。

（二）互聯(lián)網消費金融與居民消費行為現狀

互聯(lián)網消費金融現狀。隨著年輕一代消費群體的購買力逐漸加強與互聯(lián)網的迅速普及，互聯(lián)網消費金融迎來了更加廣闊的市場。受中國傳統(tǒng)觀念的影響，中國人習慣用儲蓄量來增加生活安全感，限制了人們的消費能力，而對于年輕消費群體，消費能力有限與消費需求旺盛的矛盾使他們逐漸接受了西方提前消費的習慣并成為互聯(lián)網消費金融產品的主要消費者。據國家統(tǒng)計局數據，2013至2017年我國互聯(lián)網商品的銷售額以平均每年35%的增長率逐年遞增，截至2017年，我國互聯(lián)網平臺總銷售額高達7.2萬億元。由于網絡信貸丑聞頻頻爆出，國家陸續(xù)出臺相關政策加強互聯(lián)網監(jiān)管，預計互聯(lián)網消費金融發(fā)展速度將略放緩。據艾瑞咨詢數據統(tǒng)計，2012年中國互聯(lián)網消費金融放貸規(guī)模飛速增長，2017年超過4.38萬億元，增速達904.0%，2018年增速降至122.9%，預計2021年增速將降至48%。蘇寧金融研究院數據顯示，2018年末我國P2P網貸月成交量及待還余額分別從年初的2082億元和10000億元降至1060億元和8000億元，保守估計我國互聯(lián)網消費金融的市場規(guī)模2022年能超過9.5萬億元。根據國家金融與發(fā)展實驗室數據，2017年我國互聯(lián)網消費金融的滲透率為30%。據MobData數據顯示，消費信貸滲透率（消費信貸滲透率=除按揭貸款的居民消費信貸余額/社會消費品零售總額，來源：CEIC、美聯(lián)儲）從2011年的9%逐年遞增，2017年已達25%。互聯(lián)網消費金融的發(fā)展速度驚人，并以同樣驚人的速度滲透于消費行為，走進越來越多的消費群體。

居民消費行為現狀。自2012年以來，我國經濟增速放緩，伴隨互聯(lián)網消費金融的發(fā)展，居民收入支出水平亦進入新的增長階段。2013年我國居民人均可支配收入為18311元，近五年來持續(xù)穩(wěn)定增長，2018年人均可支配收入水平達28228元，相比于2013年凈增長將近一萬元，增長率超過54%。人均消費支出亦呈現平穩(wěn)增長趨勢，2013年人均消費支出13220元，2018年人均消費支出19853元，增長率超過50%。

從居民消費結構來看，如表1所示，近六年來，居民生存型消費支出在總消費支出中占比逐年降低，發(fā)展型和享受型消費支出占比總體略有提高，居民的消費結構逐漸升級。2018年生存型消費支出占總消費支出的58.26%，發(fā)展型消費支出占比19.63%，享受型消費支出占比19.70%。生存型消費支出占總消費支出的絕大部分，發(fā)展型和享受型消費支出比例相近占總消費支出的較小部分。

從居民邊際消費傾向來看，自2013年以來居民消費傾向呈現總體平穩(wěn)，略微下降的趨勢。表明居民每增加一單位收入，所增加的支出略微減少，但整體消費傾向較為平穩(wěn)。

（三）互聯(lián)網消費金融影響居民消費行為的路徑

互聯(lián)網消費金融依托網絡技術，打破傳統(tǒng)消費金融的客戶群體限制、信息不對稱限制以及地域限制等束縛，將商品、服務和信貸融合為一體，提升了消費支付效率與頻率，并弱化了流動性約束與預算約束，對居民消費行為起到支付平滑和預算平滑的作用。

支付平滑。支付平滑是互聯(lián)網消費金融打破傳統(tǒng)消費支付面臨的限制，從而平滑支付行為?；ヂ?lián)網消費金融對居民消費行為的支付平滑效應主要體現在三方面：一是支付方便，互聯(lián)網消費金融的支付平臺眾多，可以適應不同的電子設備，尤其是移動端設備。消費者可以隨時隨地進行消費支付，不必因支付時間或地點等障礙而抑制消費，從而保證理性消費，同時也增加沖動性和意外性消費行為；二是用戶體驗，互聯(lián)網消費金融給消費者帶來的網上消費體驗發(fā)掘了更多的潛在客戶，如出行不便的老人和殘疾人，時間有限的上班族和偏愛“宅居”人士等等，從而促進居民整體消費行為；三是心理賬戶作用，理查德·塞勒提出消費者會由于心理賬戶原因做出一些違背簡單經濟運算法則的非理性消費行為，即非替代心理效應?；ヂ?lián)網支付與傳統(tǒng)現金支付在消費者的心理賬戶中具有非替代效應，網上支付對心理賬戶造成的損失感程度遠低于現金支付對消費者心理賬戶所造成的損失感。因此，互聯(lián)網消費金融帶來的支付工具提升了消費者進行消費決策的速度和活躍度，又通過提升消費體驗擴充了消費群體，從而對居民消費行為起到平滑作用。

預算平滑。預算平滑是指互聯(lián)網消費金融能夠降低居民預算約束和流動性約束，從而起到平滑預算的作用。互聯(lián)網消費金融主要通過現金貸和消費貸為居民提供消費貸款，從而降低消費的預算約束和流動性約束。

為使分析簡化，假定消費者只消費兩種商品x1和x2，I1為消費者的預算約束線，U表示消費者對兩種商品偏好的無差異曲線（見圖1）。由消費者均衡原理可知，點E1為消費者均衡點，消費者可以實現效用最大化。但是我國消費者一生會面臨如教育、醫(yī)療、住房等幾項大額剛性消費支出，使得消費者在預算約束的條件下不得不立即縮減當前兩種消費品的支出，預算約束線由I1變?yōu)镮2，消費者效用最大化點變?yōu)镋2，生活水平降低?；ヂ?lián)網消費金融的出現可以為消費者提供小額信貸，如電商平臺推出的分期購物可以起到緩解消費者預算約束的作用，互聯(lián)網金融平臺推出的短期信用借款可以緩解消費者流動性約束，從而促進消費行為發(fā)生。

互聯(lián)網消費金融影響消費行為的實證檢驗

（一）模型設定

結合Campell &Mankiw（1989，1990，1991）提出的C-M模型和Hall（1978）的持久收入模型，得出最優(yōu)化的跨期消費方程△Ct=μ+（1-λ）εt（εt為持久收入估計值從t-1期到t期的變化，μ為一個常數），從而得出總消費變動方程△Ct=λ△Yt+μ+（1-λ）εt，系數λ的顯著性可以判斷流動性約束的存在。為了檢驗互聯(lián)網消費金融對居民消費行為的影響，將代表互聯(lián)網消費金融規(guī)模變化的變量、上期互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模的影響變量和一組控制變量加入上述模型，得到如下互聯(lián)網消費金融與居民消費支出的模型：

此模型的含義為，對于受到流動性約束的消費者，互聯(lián)網消費金融的支付平滑和預算平滑可以緩解居民受到的流動性約束，從而促進消費支出。經初步回歸，發(fā)現模型依然存在較嚴重的多重共線性，因此對上述模型做對數變換，得到如下模型：

式（2）中，ΔCitj表示t時期j省居民i類型消費水平變化，ΔInctj表示t時期j省居民人均可支配收入，ΔCretj表示t時期j省互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模，ΔCre（t-1）j表示（t-1）時期j省互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模，ΔZtj代表一組可能影響居民消費行為的控制變量，包括社會保障水平（Sec）、居民平均文化水平（Edu）和互聯(lián)網普及率（Inter）、國民經濟發(fā)展水平（GDP）、家庭負擔情況（H）等，β1、β2和β3分別代表消費對居民人均可支配收入和互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模變化的敏感程度，μ是截距項，i表示消費支出類型，t表示時間，j表示省份。在該模型中，網絡貸款成交量增量的變化可以代表互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模的變化，若該變化顯著影響居民某種類型消費的消費水平，那么可以證明互聯(lián)網消費金融可以顯著影響居民的消費行為。

（二）數據選取

互聯(lián)網消費金融發(fā)展元年為2014年，起步較晚，統(tǒng)計資料較少，筆者通過大量數據搜集發(fā)現廣東、北京、浙江、上海、江蘇、山東、湖北和四川共八個地區(qū)的數據較為全面，因此模型選定以上八個地區(qū)2014-2017年間互聯(lián)網消費信貸規(guī)模發(fā)展年度數據進行實證檢驗。為研究居民消費結構的變化，因變量分別選取城鎮(zhèn)居民生存型消費支出、發(fā)展型消費支出和享受型消費支出的變化作為消費（ΔCon）的代理變量，數據來源于各省統(tǒng)計年鑒（生存型消費支出包括食品及煙酒、衣著、居??；發(fā)展型消費支出包括生活用品及服務、交通通信；享受型消費支出包括教育文化娛樂、醫(yī)療保?。?；城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入增量作為收入變動（ΔInc）的代理指標，數據來源于國家統(tǒng)計局官方數據庫。使用網貸行業(yè)年末貸款成交量增量作為互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模變化（ΔCre）的代理變量，數據根據網貸之家網貸行業(yè)區(qū)域分布月度數據整理得到。用各省固定互聯(lián)網使用戶數增量代表互聯(lián)網普及率（Inter）變化，數據來自各省份經濟統(tǒng)計公報；在控制變量中，居民文化水平（Edu）用人均受教育年限表示，是以現行學制為受教育年數與不同學歷畢業(yè)生或在校生人數加權平均，數據來自中國統(tǒng)計年鑒；社會保障水平（Sec）以社會保障性支出占財政支出的比重來衡量，數據來自各省統(tǒng)計年鑒；經濟發(fā)展水平用各省份年度GDP增量來表示，家庭負擔情況用人口撫養(yǎng)比（H）表示，數據來自國家統(tǒng)計局分省年度人口數據。為消除各個變量之間量綱差別的影響，并盡量控制異方差性對結果準確性的破壞，分析時對以上除社會保障以外指標均取自然對數。

圖1 預算約束曲線

表1 2013-2018年居民各消費類型占比

（三）模型估計

首先用計量軟件對八個省級地區(qū)2014-2017年的面板數據進行總體回歸，以驗證互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模變化是否對居民各類型消費水平變化有顯著影響。由于在模型中加入了上期變量等原因，模型會存在較強的序列相關性，因此進行回歸時采用廣義差分法估計模型，在LS命令中加入AR（1）項，并對AR（1）進行D-W檢驗，結果顯示基本消除自相關性問題。

如表2所示，從實證結果可以看出：四個模型的擬合優(yōu)度都在0.99以上，F值都很大，通過DW檢驗，且P值很小，模型總體擬合效果很好?；ヂ?lián)網消費金融對于當期總體消費支出、生存型消費支出、發(fā)展型消費支出的影響均不顯著，對于享受型消費支出的影響系數在1%的顯著水平下為-0.0051。對于滯后一期的總體消費支出、生存型消費支出和發(fā)展型消費支出的影響系數在1%的顯著水平下分別為0.0034、0.0034和0.0076，對于滯后一期的享受型消費支出影響不顯著。收入是顯著促進消費支出的最主要影響因素，在顯著水平為1%的情況下，對總體支出模型的影響系數是1.1837，對其他三類支出的影響系數分別為1.1156、1.2598和1.4819。社會保障水平對居民消費支出的影響較為顯著，在5%的顯著水平下，總體消費模型中社會保障水平的系數為-0.0101，享受型消費支出的系數為0.0241；在1%的顯著水平下生存型和發(fā)展型消費支出模型中社會保障水平的系數分別為-0.0143和-0.0186。經濟發(fā)展水平對各類型消費支出水平均影響顯著，在1%的顯著水平下，在總體支出、生存型、發(fā)展型和享受型消費支出的影響系數依次為0.2123、0.1648、0.2157和0.3682。家庭負擔情況在享受型支出模型中在5%的顯著性水平下系數為-0.1492，在其他模型中影響均不顯著，剩余其他因素對支出水平影響均不顯著。

（四）結果分析

總體消費水平模型結果表明，當期互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模對總體消費水平的影響并不顯著，反而上期的互聯(lián)網消費金融的發(fā)展規(guī)模對當期的消費水平在1%的顯著水平下具有顯著促進作用，互聯(lián)網消費金融每單位的變化會引起居民整體消費水平提升0.34%單位，產生這樣的結果與居民消費行為的滯后性有關，即居民消費行為對于互聯(lián)網消費信貸的敏感性具有滯后性。而互聯(lián)網消費金融規(guī)模的擴大會緩解居民的外在流動性約束，從而促進消費。盡管相較于收入對于消費的影響程度，互聯(lián)網消費金融的影響還很小，但是互聯(lián)網消費金融的確在1%的顯著水平下對居民消費行為產生了促進作用。社會保障水平與居民消費水平具有負相關關系，這表明在社會保障水平較高的情況下，居民會減少消費支出，原因應是居民原本有關社會保障方面支出較多，當社會保障水平較高時，自己需要負擔的部分自然減少。從t檢驗結果來看，居民文化水平、互聯(lián)網普及率和人口負擔系數對于居民總體消費水平的影響均不顯著。另外社會總體經濟發(fā)展水平對于居民消費水平有顯著促進作用，說明當社會經濟發(fā)展水平提高時，居民的總體消費水平也會明顯提高。

生存型消費支出模型中，反映的是互聯(lián)網消費金融對居民在食品、煙酒、衣著及住房方面生活必需品支出的影響。根據檢驗結果，互聯(lián)網消費金融的發(fā)展依然會促進生存型消費支出，只是具有顯著促進作用的仍然是上期互聯(lián)網消費金融發(fā)展規(guī)模，當期影響依然不顯著。關于支出行為敏感性滯后，可能的原因是，對于生活必須品消費的生存型消費支出，消費者往往有很強的計劃性，另外加上保守心理，消費者很有可能在上期進行網上貸款，當期發(fā)生消費行為，貸款和消費兩個行為由此出現了時間上的差異性，從而表現出互聯(lián)網消費金融對消費行為影響的滯后現象?；ヂ?lián)網消費金融的發(fā)展通過網絡信貸的途徑弱化了居民所受到的流動性約束，在必需品支出方面起到正向促進作用。關于其他影響因素的檢驗結果與總體消費支出模型結果大體相同。

發(fā)展型消費支出模型中，反映的是互聯(lián)網消費金融對居民在生活用品及服務和交通通信方面支出的影響。根據檢驗結果，互聯(lián)網消費金融對發(fā)展型消費支出的影響仍具有顯著的滯后促進作用，且影響系數大于生存型消費支出模型中系數的兩倍，說明發(fā)展型消費支出水平對于互聯(lián)網消費金融的敏感性更強。換句話說，互聯(lián)網消費信貸的出現弱化了居民受到的流動性約束后，居民的發(fā)展型消費支出增加最為明顯。此外，收入依然是促進發(fā)展型消費支出的最重要因素。在居民可支配收入增加時，居民在生活用品及服務和交通通信方面的支出明顯增多。社會保障水平越高，居民的生活用品及服務方面需要負擔的部分就越少，因此這方面支出會隨之降低。其他影響因素的檢驗結果與總體支出模型的檢驗結果大體相同，均不顯著。

在享受型消費支出模型中，反映的是互聯(lián)網消費金融對居民在教育文化娛樂，醫(yī)療保健方面支出的影響。根據檢驗結果，互聯(lián)網消費金融的發(fā)展規(guī)模對于享受型消費具有顯著的負向抑制作用，且影響效果不存在像總體消費支出、生存型和發(fā)展型消費支出那樣的滯后性，表現出當期即時性影響效果。分析原因是在進行享受型支出之前，居民已經在生存型和發(fā)展型支出方面得到基本滿足，而總體消費能力不變的條件下，當生存型消費支出和發(fā)展型消費支出已經顯著增加時，不可避免的要弱化掉消費者能夠進行其他類型消費支出的能力。而且，相對于生活用品，交通通信等借助電子商務平臺與消費者零距離接觸增加了大量消費機會，教育文化娛樂和醫(yī)療保健等相對大額的消費在沒有過多線上平臺營銷策略的條件下，市場份額還較小是可以理解的。另外，家庭負擔情況對享受型消費支出也具有顯著的負向影響，因為家庭負擔越重，能夠進行享受型消費支出的能力就越弱。其他方面影響因素的檢驗結果與總體消費支出模型的檢驗結果大體一致，并未出現明顯差異。

表2 回歸結果

比較各類型消費支出的邊際消費傾向，生存型消費支出、發(fā)展型消費支出和享受型消費支出的邊際消費傾向分別為1.12、1.26和1.48，可以看出在互聯(lián)網消費金融的作用下，三類消費支出對收入的敏感程度依次遞增。這比較符合常規(guī)，互聯(lián)網消費金融帶來的支付快捷、支付安全和緩解流動性約束和心理賬戶等優(yōu)勢都可以增強人們消費支出對收入的敏感性，從而促進消費。生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費依次遞增可以在一定程度上反映消費結構的升級，互聯(lián)網消費金融對邊際消費傾向的作用恰好體現出了三類消費的依次遞增效果，說明互聯(lián)網消費金融的發(fā)展可以促進居民消費結構的升級。

綜上所述，互聯(lián)網消費金融對居民消費行為具有顯著促進作用。表現為促進居民總體消費水平提升，促進生存型消費支出和發(fā)展型消費支出增加，抑制享受型消費支出，且對生存型、發(fā)展型和享受型邊際消費傾向起到依次遞增的提升作用。

政策建議

（一）完善法律體系，加強金融監(jiān)管

一是要建立較為系統(tǒng)的互聯(lián)網消費金融法律體系?，F有的關于互聯(lián)網消費金融的法律法規(guī)較少，且針對性較差，不利于公平性競爭，阻礙互聯(lián)網消費金融的快速發(fā)展。二是要形成嚴謹高效的金融監(jiān)管機制。傳統(tǒng)的政府監(jiān)管機制已不能適應現代科技技術發(fā)展的步伐，監(jiān)管主體需要從單一的政府主體擴展為包括資金方、服務商和消費群體的多維監(jiān)管主體群體。

（二）優(yōu)化產品設計，拓寬產品布局

一要對現有互聯(lián)網消費金融產品進行優(yōu)化升級，提高用戶體驗；二要擴展互聯(lián)網消費金融產品布局，將生活用品及服務和交通通信等產品升級為新的互聯(lián)網消費金融產品，提高互聯(lián)網消費金融市場的覆蓋范圍，更加全面的將互聯(lián)網消費金融模式推廣到具有不同需求的消費者群體中。拓展互聯(lián)網消費金融產品及服務范圍，發(fā)掘潛在的用戶需求。

（三）完善征信體系，發(fā)揮信用功能

互聯(lián)網消費金融產品消費的本質是信用消費，征信體系的完善是互聯(lián)網消費金融市場能夠穩(wěn)健運行的前提?，F有的互聯(lián)網征信體系主要由央行和少數民營企業(yè)構成，但二者還未能達到信用信息的融合共享，沒有充分利用各方優(yōu)勢，取長補短，存在很大程度上的資源浪費。因此，需要互聯(lián)網消費金融企業(yè)借助客戶群體龐大、客戶種類豐富的天然優(yōu)勢，利用云計算、大數據等現代科技手段抓取客戶信息，并通過量化模型等建立信用評價體系，并與政府征信體系配合建立一套完善的個人征信系統(tǒng)。在廣泛收集信用信息的同時還要注意保護客戶隱私，防治不法機構倒賣客戶信息斂財。進一步明確網絡安全技術標準，開發(fā)保密隱私功能更強的反入侵技術，對軟件尤其是移動端軟件上市進行嚴格的把關，監(jiān)督運行，預防非法盜取等情況的發(fā)生。

（四）提升居民消費能力，激發(fā)潛在消費意愿

一要提高居民可支配收入。收入依然是影響居民消費行為的最主要因素，因此要促進消費拉動經濟增長，最重要的前提還是要提高居民的可支配收入，可支配收入提高，才有能力進行消費；二要完善社會保障體系，實證結果表明，越完善的社會保障體系越能增加居民的消費支出，說明人們在社會保障方面的負擔比較重，這樣就限制了居民在其他方面的消費能力，而且在享受型消費支出模型中，社會保障體系越完善，居民在有關醫(yī)療保健方面的支出也會提升，說明有消費能力的居民會在互聯(lián)網消費金融市場逐漸成熟之后愿意為教育文化娛樂和醫(yī)療保健等產品買單；三要幫助居民轉變消費觀念，鼓勵提前消費，明確提前消費不是過度消費，并加強宣傳誠信價值，信用不僅是品質也已經成為財富。