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城市化进程中消费金融对商贸流通业发展影响研究

来源:  作者:  时间:2018-05-30

 内容摘要:随着改革开放的进一步深化,城市化、消费金融和商贸流通业均得到一定程度的发展。本文在对城市化、消费金融和商贸流通业发展现状分析的基础上,实证研究城市化、消费金融对商贸流通业的影响,结果发现城市化的推进程度显著的影响商贸流通业的发展,消费金融与商贸流通业互为因果促进关系,三者之间存在长期均衡稳定的关系,并基于实证提出相关政策建议。

关键词:城市化 消费金融 商贸流通业

引言和文献综述

改革开放以来,我国逐步降低外商直接投资的地区门限和行业门限,推动实现中外合资、外资独资企业变动,追加外资企业投资的地区政策优惠与资金技术补贴,同时政府积极投资基建设施、国防设施和教育医疗公共资源设施来拉动经济增长。但我国经济具有独特的特征,地区的人均高储蓄、低消费,消费水平及人均消费增长率均不断刷新新低。2008年,美国次贷危机后,我国推行“两条腿——外资和内需”的经济政策,逐步加强金融体系对资本要素配置市场化的实施,而消费金融的深化则对提升居民消费水平和消费增长率具有一定的效果。但从商贸流通业视角而言,城市化水平、消费金融对其发展的影响又如何?是否存在协调均衡的特点?是否存在因果变动关系?值得深入研究。

有关城市化与商贸流通业的研究比较丰富,学者们基于不同视角得出不同研究结论。部分学者从理论分析的角度探究了二者的关系,认为城市化水平提升过程中可以通过城市规模的扩大来直接或间接的提升市场供求能力,而实现产业交易的商贸流通业的市场需求总量暴增,显著促进地区物流业及附属产业的发展(黄国雄,2005)。还有部分学者采用实证分析的方法探究并验证二者相关性,认为城市化与商贸流通业之间存在正向相关性,且在长期中单一城市化冲击可以显著影响商贸流通业的变动,同时东部地区的影响程度大于中、西部地区(汪洁淳,2014;方聪龙,2014),其他学者认为二者互为格兰杰因果关系(王国锋,2015)。有关消费金融与商贸流通业的研究也较多,但由于消费金融数据获取较为困难,多数学者集中于理论分析二者的影响机制,少有学者从实证的角度进行分析。郑春艳(2013)从消费需求不足产生的原因出发,深入分析了消费金融与商贸流通之间的相互影响路径,结果发现消费金融发展可以缓解居民面临的流动性约束,增加居民消费能力;反过来商贸流通的增长也有利于居民消费金融需求的形成。

既有学者研究城市化、消费金融与商贸流通业发展的相关性具有一定的借鉴意义,但仍存在如下不足:鲜有学者同时将城市化、消费金融与商贸流通业纳入同一研究框架进行分析;在探究消费金融与商贸流通业相关性时,缺乏细分研究。本文在探究城市化、消费金融与商贸流通业的发展现状的基础上,实证分析城市化和消费金融对商贸流通业发展的影响。

城市化、消费金融对商贸流通业的影响机制分析

(一)城市化对商贸流通业的影响机制

城市化发展是当下我国经济发展的引擎,主要包含城乡一体、节约集约、生态宜居、城乡统筹、和谐发展等基本特征,注重集约、生态高效、高效环保的发展模式。其对商贸流通业的影响主要从交易成本和专业化水平两个方面进行探究。就交易成本而言,城市化是全面综合的城市化,与商贸流通业的交叉项主要包含专业人才培养、市场推进、行业标准制定等方面。具体而言专业人才培养主要体现在开设商贸流通课程、企业提供相关实践岗位、政府追加财政补贴、社会监督。市场推进包含互联网信息技术研发、传播、推广与应用、云计算和大数据的推进、第三方支付的拓展。城市化快速发展的背景下,地产业、运输业、公共设施行业的发展均会提升商贸流通业的市场需求,同时商贸人才的培养、互联网信息技术的推进均会降低企业交易成本,提升流通效率,促进商贸流通业的发展。就专业化水平而言,多样化、差异化、特殊化的产品供给提升了城镇和农村居民的品质生活,间接引致专业化和细致化的消费行为,这必然需要商贸流通业自身专业化水平及优质服务的提供。基于此,本文提出如下假说,

假说 1:城市化水平的提高有利于商贸流通业的快速发展。

(二)消费金融与商贸流通业的相互影响机制

就消费金融对于商贸流通业的影响效应而言,主要体现在正向促进效应和负向抑制效应两方面。当前我国社会保障体系不完善、收入分配制度的缺陷、居民人均收入水平较低且缺乏稳定性、消费节约的传统观念和习惯,均不利于扩大居民消费支出。再加上时代观念和号召力引致的个人价值观的趋异,父母辈需要承担子女嫁娶过程中的购房支出、结婚支出等,同时个人投资理财观念落后,居民更倾向于储蓄。最终引致当下高储蓄率和低消费率。本文将基于金融机构的视角探究消费金融对商贸流通业的影响,两个主要的因素是流动性约束和金融市场的不完善。流动性约束是指个人通过银行等金融机构借贷用于消费的流动性受到金融市场制度及发展的约束,且这种约束力较大。

就商贸流通业对消费金融的影响效应而言,主要体现在直接效应和间接效应两个方面。直接效应方面,基于商贸流通业的金融消费,可以透过活动增强消费者对金融知识、金融服务的了解,进而转变消费观念和消费模式,激发潜在的消费潜力,推动消费金融的快速发展。同时,卞咏梅和王品之(2015)研究发现商贸流通业可以开辟更多消费金融的应用渠道,倒逼金融机构的优化升级,可以有效推广消费金融的服务理念、业务内容、服务态度,使消费者切实感知消费金融在其消费过程中所能提供的便利和所具有的保障。间接效应层面,商贸流通企业极大的激发消费者消费层级的变动,提升居民生活质量,通过电子商务平台、线下体验店和移动通信支付平台来保证居民消费需求的提升,有效保证移动支付平台的金融业务与线下金融机构植入的消费金融业务的实现。基于此,本文提出如下假说,假说 2:消费金融与商贸流通业相互作用,影响效果取决于单一变量的变动趋势,且这种影响行为是协调均衡的。

实证分析

(一)计量模型的构建与指标选取

本文将分别采用 1998-2015 年的年度数据和 2011 年第三季度至 2015 年第四季度共 18 个季度的我国整体的时间序列数据进行分析,数据来源于中国人民银行网站、《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》。计量模型中,商贸流通业作为被解释变量,城市化与消费金融作为解释变量,同时模型中添加时间虚拟变量以提升模型拟合效果和控制年度政策变动的影响,所构建的计量模型如下,(1)(2

1)式中采用年度数据进行回归分析,(2)式中采用季度数据进行分析。为减少数据波动性,各变量进行取自然对数处理。LnSCON 表示商贸流通业,采用社会消费品零售总额表示;LnURB 表征城市化水平,采用城镇人口与年末总人口比重测度;LnCFIN表示下消费金融水平,采用居民消费信贷余额(年度数据)和居民消费信贷总额(季度数据)度量。

(二)城市化、消费金融及商贸流通业的单位根与协整检验

平稳的时间序列数据是进行回归分析的保证,表 1 给出 SIC 准则下的 ADFAugmented Dickey-Fuller)检验结果和 Bartlett kernel 估算方法下的 PPPhilips-Perron)检验结果,其原假设同为存在单位根。当变量的水平序列下的检验统计量拒绝原假设或者其一阶差分序列检验 P 值低于 10%,则表明时间序列变量是连续平稳的。据表可知,变量 LnSCONALnSCONB LnCFINB 水平序列均未通过显著性检验,无法拒绝原假设,但其一阶差分序列均通过显著性水平为 5% 的假设检验。LnURB LnCFINA 水平序列和一阶差分序列均平稳,意味着变量同为一阶单整 I1),可以进行协整检验和回归分析。

城市化、消费金融与商贸流通业之间是否存在长期均衡稳定关系需要进行协整检验,表 2 给出了基于残差单位根检验的 KAO 协整检验,其原假设为变量之间不存在协整关系,据表可知模型(1)和模型(2)的 ADF 数值均高度显著大于 1% 显著性水平下的置信区间值,即在 1%的显著性水平下拒绝原假设,表征城市化和消费金融的变动与商贸流通业存在长期协整均衡调整的相关关系。

(三)城市化、消费金融与商贸流通业互动的因果关系检验

本文采用 Eviews7.0 软件对模型(1)和模型(2)进行回归,根据假说 2 及理论分析,商贸流通业的发展在改变金融需求者的消费偏好具有一定的作用,为对其进行验证,本文通过 Eviews7.0 软件对模型(2)进行估算。具体的计量结果为 LnSCON=-1.8688+1.0120LnCFIN,修正的拟合优度数值为 0.8418,似然函数检验值为 16.6635,且F-statistic 数值为 91.4710p=0.0000)相对较大,AIC SC 数值均较小,表示消费金融及常数项的变动可以解释商贸流通业 84.18% 的变动,数值小于模型(1),侧面印证了城市化对商贸流通业的正向促进效应。

模型(1)得到如下参数估算结果,LnSCON=2.6830*LnURB+0.1275*LnCFIN,对应的系数 t-Statistic 分别是29.6184 3.7419p 值分别为 0.0000 0.0018,也即在1% 的显著性水平下拒绝检验的原假设。同时修正的拟合优度值(Adjusted R-squared)为 0.9222,似然函数(Loglikelihood)是 3.7539,同时 AICAkaike info criterion)准则和SCSchwarz criterion)准则值偏小,表征模型构造合理,城市化与消费金融的变动可以在 92.22% 的程度上解释商贸流通业的变动。具体来看,LnURB 回归系数高度为正,表示城市化与商贸流通业之间存在高度显著的正相关促进关系,这也符合假说 1 的内容。主要是因为城市化的提升为商贸流通业发展带来了保障,城市化建设中所需要的生产要素的运输,城市人民生活品的物流布局,依托互联网信息技术构建的物联网体系,均需要商贸流通业的协作支持。LnCFIN 系数同样高度显著为正,这与假说 2 中消费金融对于商贸流通业影响的促进效应相符合,居民消费信贷余额总量每提升 1%,将直接促进社会消费品零售总额提升 0.1275%。主要是因为金融机构会基于消费者的资金分布和资金总量来设计不同时间段不同模式下的消费信贷产品,就周期长短来看分为短期、中长期和长期三类,针对包含旅游消费、家电消费、汽车消费、住宅房屋消费等。随着经济社会的发展促使个人就业、创业的机会增多,个人资本存量的不断攀升和企业高质量、高水平、差异化的产品供给,引发显著的竞争效应和示范效应,个人消费需求量呈指数递增,直接或间接提升商贸流通业的市场需求,衍生更多相关行业发展。

那么商贸流通业的变动是否会影响消费金融呢?下面通过格兰杰(Granger)因果关系来进行检验,数据选取年度数据。由 SC 信息准则可知,消费金融与商贸流通业的因果关系模型最佳滞后期为 3。表 3 给出年度数据下消费金融与商贸流通业的 Granger 因果关系检验值,可以发现二者均在 10% 的显著性水平下拒绝原假设,表示消费金融与商贸流通业互为因果,相互促进,相互抑制。主要是因为消费水平的提升可以降低金融机构针对小额消费金融资金的约束,提升资金流动性,从而提升居民消费能力,进而对商贸流通业的发展提供发展市场和改进动力。反过来,商贸流通业的发展将伴随着消费金融市场持续性改革推进,有助于进一步扩大其市场需求,通过金融市场监管体系改革和市场条例的规范,为国内消费金融发展提供一定的市场保障。

结论与政策建议

第一,研究表明城市化水平的扩大有利于提升商贸流通业发展,启示政府应基于当下城市化发展模式与水平,从经济、人口、文化和环境多个视角提升城市化和加强城市治理,吸引更多农村人口转移至城市,同时保障已经转移至城市的农村人口在公共资源(教育、医疗、公共交通、文化馆等)方面和“土著”城市人口持有相同权利。而商贸流通业的发展需要不断对其优化,相关人才的培养,国家层面物联网体系的布局,地方性物流基站的建设,金融机构提供的优惠借贷均需要加快实施。第二,研究表明消费金融的发展有利于商贸流通业的发展,但当前消费金融体系不够完善,消费金融产品不够细化。启示政府和金融机构当局在供给侧结构性改革下,切实推进金融市场改革。具体而言,创新储蓄市场,提供存款保证,降低居民储蓄意愿,提高其消费需求。就金融机构而言,差异化银行间存款定价,创新存款工具,提升客户信任度和备选项数量;在服务方面应增加额外无偿附加服务,提高客户满意度。如江苏银行和江苏联通公司联合提出的“沃联赢”个人存款担保优惠购机服务,金融消费者仅需将与手机售价相同的存款存入江苏银行进行担保,则可迅速获取各类智能手机。第三,研究发现高效的支付系统和熟练的支付人员是推进消费金融和商贸流通业相互促进的前提。当前中国移动客户端支付多为网上银行支付、第三方支付两类,但银行之间的竞争、互联网金融公司之间的竞争显著提升支付流程中的交易成本,混乱支付市场。因此,建议监管当局应追加并加大对移动客户端支付的管理条例的制定与实施。

参考文献:

1. 黄国雄 . 论流通产业是基础产业 [J]. 财贸经济,20054

2. 汪洁淳 . 城市化与商贸流通业发展关系的统计分析[J]. 商业现代化,201413

3. 方聪龙 . 新型城镇化进程中我国流通体系的调整与优化 [D]. 厦门大学,2014.

4. 王国锋,刘小娟,邱虹 . 商贸流通业发展与城市化进程关系实证分析 [J]. 商业经济研究,201527

5. 郑春艳 . 关于消费金融与商业流通互动关系的思考[J]. 哈尔滨金融学院学报,20133

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