■崔中山，劉成杰

本文綜合運用灰色關聯(lián)模型和向量自回歸模型（VAR）實證分析了消費金融與商貿流通業(yè)之間的動態(tài)關系及消費傳導機制的問題。通過灰色關聯(lián)分析、脈沖響應函數(shù)及方差分解可以得到如下結論：我國的消費金融對商貿流通業(yè)的影響是相對快捷和短期的，影響效果明顯，經由消費的傳導機制更為順暢。而商貿流通業(yè)對消費金融的影響則相對緩慢和長期，消費的傳導機制受到一定的阻滯。本文根據研究結果從完善消費金融體系和消費環(huán)境等方面提出了具體對策建議。

一、引言

2008年金融危機以后，在拉動經濟增長的三駕馬車中，投資和出口動力明顯下降，消費對于經濟增長的拉動作用更加凸顯。與投資和出口相比，消費對經濟增長的拉動更為根本，更具備可持續(xù)性。因此，培育和發(fā)展消費經濟就成為擴大內需、實現(xiàn)我國經濟高質量發(fā)展的根本切入點，而發(fā)展消費經濟需要一定的金融保障和政策支持。發(fā)展消費金融是擴大消費需求的必然選擇，無論是從擴大內需還是從金融產品創(chuàng)新來看，消費金融發(fā)展都具有積極意義。商貿流通業(yè)是指商品流通和為商品流通提供服務的產業(yè)，商貿流通業(yè)及商品市場是聯(lián)結生產與消費的中間環(huán)節(jié)，是工農、城鄉(xiāng)和地區(qū)之間經濟聯(lián)系的橋梁和紐帶，是決定經濟運行速度和效益的引導性力量。消費金融與商貿流通業(yè)之間存在著內在的互動關系，研究消費金融與商貿流通業(yè)之間的動態(tài)互動關系對于暢通消費渠道、提升消費層次、促進經濟新動能培育具有重要意義。

二、文獻回顧

國內對于商貿流通業(yè)發(fā)展的研究比較全面，有關消費金融和商貿流通業(yè)互動關系的研究主要沿著消費金融發(fā)展及其與商貿流通業(yè)發(fā)展關系的路徑展開。在消費金融發(fā)展方面，主要圍繞發(fā)展多元化消費金融服務體系、建立豐富的消費金融產品體系、防范過度膨脹的風險、完善相關法規(guī)制度、進一步完善征信體系、完善擔保與保險機制等方面展開。如孫開釗（2016）提出要推動消費金融產品創(chuàng)新，要根據不同地區(qū)的消費水平細分服務群體，針對不同收入水平、教育背景的消費者提供不同消費金融業(yè)務品種，最大限度地滿足消費者個性化的需求，提供較好的服務體驗。朱新苗（2017）指出信用卡作為集支付結算與小額信貸功能于一身的金融產品，具有發(fā)展消費金融的天然基礎。發(fā)卡行可在組織架構、業(yè)務模式上進行改革和創(chuàng)新，進一步發(fā)揮出信用卡在小額信貸方面的作用，開拓消費金融業(yè)務。王文娟和趙夢珂（2018）指出，消費金融具有廣闊的發(fā)展空間，互聯(lián)網金融監(jiān)管逐步趨嚴，行業(yè)分化加劇，大數(shù)據風控將成為互聯(lián)網金融的核心競爭力。

關于消費金融和商貿流通業(yè)互動關系的研究，主要包括消費金融對商貿流通業(yè)發(fā)展的促進作用，商貿流通業(yè)對消費金融的現(xiàn)實需求以及消費金融和商貿流通業(yè)發(fā)展的互動關系研究。如魯陳豪（2015）研究發(fā)現(xiàn)，我國商貿流通業(yè)與消費性金融之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，商貿流通業(yè)的發(fā)展與消費性金融的發(fā)展兩者之間能夠形成互推力，消費金融對商貿流通業(yè)作用不僅在于短期，其長期正向促進作用也非常顯著。何凡（2016）利用2011年第1季度至2014年第3季度的數(shù)據，利用協(xié)整分析和格蘭杰因果關系檢驗方法，也驗證了我國的消費金融與商貿流通具有長期穩(wěn)定的均衡關系，消費金融與商貿流通之間能夠形成相互的推動力，并強調了消費金融對于提升公眾消費能力的作用。

關于消費金融對居民消費行為的影響，馬德功等（2017）利用省級面板數(shù)據研究了我國互聯(lián)網消費金融對城鎮(zhèn)居民消費行為的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網消費金融模式的產生與發(fā)展能夠正向促進我國城鎮(zhèn)居民的消費行為，而且互聯(lián)網消費金融對我國城鎮(zhèn)居民消費行為的影響程度存在區(qū)域性差異?；ヂ?lián)網消費金融對東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費行為的促進作用最大，而中部次之，西部則最小。趙明慧（2018）認為，當前的消費金融體系不夠完善，消費金融產品不夠細化，應從創(chuàng)新儲蓄市場、提升客戶信任度、增加備選金融產品數(shù)量、提升支付的便利性等方面綜合施策。

已有的研究多集中于消費金融和商貿流通兩者間的相互關系，或消費金融對居民消費行為的影響，缺乏把消費引入二者間作為中介的綜合研究。本文在我國經濟進入新常態(tài)的大背景下，綜合運用灰色關聯(lián)度模型和向量自回歸模型（VAR），對消費金融和商貿流通業(yè)的動態(tài)互動關系以及經由消費的傳導機制進行全面分析，并據此提出相關建議。

三、消費金融與商貿流通業(yè)動態(tài)關系的綜合分析

（一）數(shù)據的選取及處理

本文在定量研究消費金融與商貿流通業(yè)之間相互關系時，選取全國金融機構短期消費貸款總額指標來表征消費金融變量（記為X），數(shù)據來自中國人民銀行調查統(tǒng)計司網站的“金融機構人民幣信貸收支表”，原始數(shù)據為月度數(shù)據，通過加總得到季度數(shù)據。其次，根據商務部相關文件的規(guī)定，商貿流通業(yè)包括批發(fā)業(yè)、零售業(yè)、住宿業(yè)、餐飲業(yè)、居民服務業(yè)和其他服務業(yè)六大類。鑒于數(shù)據的可得性，本文選取以上六大類統(tǒng)計中的主要部分——批發(fā)和零售業(yè)增加值及住宿和餐飲業(yè)增加值之和來表征商貿流通業(yè)發(fā)展水平（記為Y），數(shù)據來自國家統(tǒng)計局網站公布的季度數(shù)據。對于消費則選取我國社會消費品零售總額數(shù)據作為表征指標（記為Z），數(shù)據來自國家統(tǒng)計局網站公布的月度數(shù)據，通過加總后得到季度數(shù)據。由于以上數(shù)據存在明顯的季節(jié)波動，故對其進行必要的季節(jié)調整。最后，為了避免2008年金融危機的影響，這里選取2009年第一季度至2018年第四季度共40個季度的時間序列數(shù)據進行長期關系分析。

（二）變量基本走勢分析

在消費金融方面，2009～2018年我國短期消費貸款呈現(xiàn)出持續(xù)上升態(tài)勢，如圖1所示。從2009年的61257.1億元增長到2018年的934841.6億元，十二年間提升了14倍以上。即隨著我國居民人均收入水平的提高，對于消費支出及消費金融的需求程度在迅速增加。從增長率來看，2013年及以前年份短期消費貸款維持在較高水平，年增長率達到40%以上。2013年以后，雖然增速有所下降，但仍維持超過20%的增速。這種變化態(tài)勢，說明在我國消費市場規(guī)模在逐年擴大，消費金融也應勢繁榮發(fā)展。

在2009～2018年間的商貿流通業(yè)發(fā)展方面，我國商貿流通業(yè)增加值一直處在穩(wěn)步增加的狀態(tài)，如圖2所示。由2009年的35958.6億元增長到2018年的100224.3億元，十二年間共增長64265.7億元，增長了近兩倍，由此也可看出相比于消費金融的爆發(fā)式增長，作為服務實體經濟的商貿流通業(yè)的增長是緩慢的、漸進的，與國民經濟發(fā)展同步。從增長率的變化看，2014年及以前年份商貿流通業(yè)增加值均保持著超過10%的年增長速度，而在2014年以后，我國商貿流通業(yè)增加值增速有所放緩，且基本呈單邊下降態(tài)勢，年均增速持續(xù)下降到2015年的8.1%，后又小幅回升至2018年的8.5%，但總體上增長率在低位徘徊。這反映出在整體經濟轉型發(fā)展的大背景下，隨著商貿流通業(yè)規(guī)模體量的逐步擴大，產業(yè)總體進入穩(wěn)步發(fā)展階段，但后續(xù)增長發(fā)展需要優(yōu)化。商貿流通業(yè)增長率與消費金融增長率的同步升降也印證了兩者之間存在某種密切聯(lián)系。

圖2 2009～2018年商貿流通業(yè)增加值變化態(tài)勢圖

如圖3所示，在消費水平方面，2009～2018年我國消費水平均呈現(xiàn)出持續(xù)上升狀態(tài)勢。從年度加總值來看，由2009年的125342.7億元增長到2018年的380987億元，十年間實際消費水平提升了兩倍以上。隨著我國居民人均收入水平的提高，消費支出水平也在不斷增長，但人們收入的增長是長期積累的，故消費的增長也是長期而緩慢的。從增長率來看，呈持續(xù)下降趨勢，2012年及以前年份消費增長維持在較高水平，年均增長率均超過13%。2013年以后，增速呈不斷下降趨勢，到2018年增速降至6.9%。這種變化趨勢，說明在我國經濟進入新常態(tài)的情況下，消費動力不足的問題開始凸顯。

圖3 2009～2018年社會消費品零售總額變化態(tài)勢圖

（三）基于灰色關聯(lián)度的雙向關聯(lián)分析

為了精確地分析引入消費作為中介后我國消費金融和商貿流通業(yè)間的互動關系，本文首先運用灰色關聯(lián)分析方法（劉思峰，2014）進行分析，其優(yōu)勢在于能夠從有限的數(shù)據中提取有價值的信息，并且在計算兩個以上序列的灰色關聯(lián)度時，可以區(qū)分序列間灰色關聯(lián)度的非對稱性。其基本原理和計算步驟如下：

設X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n））為系統(tǒng)特征行為序列，且X1=（x1（1），x1（2），…，x1（n）），…，Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n）），…，Xm=（xm（1），xm（2），…，xm（n））為相關因素序列。對于ξ∈（0，1），令

滿足：（1）規(guī)范性，即0＜γ（X0，X）i≤1，γ（X0，X）i=；（2）接近性，即越小，γ（x0（k），x（ik））越大。則稱γ（X0，X）i為Xi與X0的灰色關聯(lián)度。其計算步驟如下：

第一，序列的初值像（或均值像）。令

第二，求X0與Xi的初值像（或均值像）對應分量之差的絕對值序列。

第三，求△i（k），k=1，2，…，n，i=1，2，…，m的最大值與最小值。

第四，計算關聯(lián)系數(shù)。

第五，計算灰色關聯(lián)度（求出關聯(lián)系數(shù)的平均值）。

此處，γ0i表示序列0對序列i的影響。反之，γi0則表示序列i對序列0的影響。顯然，在一般情況下二者并不相等。

通過計算消費金融、消費和商貿流通業(yè)兩兩之間的雙向鄧氏灰色關聯(lián)度，可以反映出消費金融、消費和商貿流通之間相互影響關系的方向和大小，如表1所示。

表1 消費金融、消費和商貿流通業(yè)的鄧氏關聯(lián)度

表1列示的數(shù)據表明，消費金融、商貿流通業(yè)和消費三者兩兩間的灰色關聯(lián)度的大小在方向上并不對稱。消費和商貿流通業(yè)之間的灰色關聯(lián)度最大（兩者聯(lián)系最為緊密），而且消費對商貿流通業(yè)的影響要比商貿流通業(yè)對消費的影響大（分別為0.9719和0.8024）。消費和消費金融之間的灰色關聯(lián)度居第二位（在方向上消費金融對消費的影響要大些）。消費金融和商貿流通業(yè)間的灰色關聯(lián)度最小，這也印證了消費在消費金融和商貿流通業(yè)之間的重要中介作用，或者說消費金融和商貿流通業(yè)間的關聯(lián)受到消費和消費金融間傳導機制不暢的阻滯，消費金融須通過釋放人們的消費潛力才能夠持續(xù)且有效地刺激商貿流通的增長，而商貿流通業(yè)的發(fā)展通過提供人們實際生活需要的商品來繁榮市場并催生需求，最后通過突破預算約束來促進消費金融的發(fā)展。

（四）基于協(xié)整關系的考察

1.序列的平穩(wěn)性分析

為了降低數(shù)據的波動性，本文先對現(xiàn)有數(shù)據進行對數(shù)化處理，再進行各階ADF檢驗，得到的檢驗結果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，lnX、lnY和lnZ的ADF檢驗值均大于各顯著性水平下的10%的臨界值，而一階差分dlnX、dlnY和dlnZ的ADF檢驗值均小于各顯著性水平下的臨界值，表明一階差分序列是平穩(wěn)的，即lnX、lnY和lnZ均為一階單整時間序列I（1）。

表2 各變量序列ADF檢驗結果

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗可以考察變量之間是否具有統(tǒng)計上的長期穩(wěn)定均衡關系，對于多變量之間的協(xié)整關系檢驗通常采用Johansen協(xié)整檢驗。為了保證協(xié)整檢驗的準確性，首先要在以lnX，lnY和lnZ為內生變量構建的不含常數(shù)項的VAR模型中，確定滯后項的最優(yōu)階數(shù)，根據最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗的信息準則，確定檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為5。根據各變量間的變化趨勢，選取方程有截距項和線性趨勢的假設進行協(xié)整檢驗，檢驗結果①限于篇幅，留存?zhèn)渌?。顯示：在5%的顯著性水平下，均拒絕“沒有一個協(xié)整方程”和“最多有一個協(xié)整方程”的原假設，接受“最多兩個協(xié)整方程”的原假設，故三個時間序列之間存在兩個協(xié)整關系，協(xié)整方程如式（5）和式（6）所示：

式（5）和式（6）列示的協(xié)整方程表明lnX、lnY分別與lnZ存在長期均衡關系?？梢娤M作為一種傳導機制，其在消費金融和商貿流通業(yè)發(fā)展之間的中介作用可以反映為具體的實證關系。長期中，消費水平每增加1%，分別引起消費金融和商貿流通業(yè)2.6%和0.65%的增長。即在當前我國金融業(yè)不斷向消費領域滲透的背景下，消費對于消費金融發(fā)展的拉動非常強勢。另外，消費對于商貿流通業(yè)的拉動也超過了自身的增長水平的50%，即消費對于國民經濟發(fā)展的具有重要作用。

（五）基于VAR模型的動態(tài)關系分析

雖為非平穩(wěn)時間序列，但消費金融、消費和商貿流通業(yè)三者同階單整，所以可以直接建立VAR模型。鑒于現(xiàn)有經濟理論缺乏消費金融與商貿流通業(yè)之間嚴格的動態(tài)關系定義，用建立結構模型的方法很難精確刻畫兩者的關系。而向量自回歸（VAR）模型是具有非結構化特點的多方程模型，對于時間序列系統(tǒng)的預測，以及隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響研究方面具有優(yōu)勢?？紤]到消費的中介作用，此處用消費金融、消費和商貿流通業(yè)發(fā)展水平三個變量構建VAR模型以綜合考察消費金融和商貿流通業(yè)之間的相互關系。因此，先運用向量自回歸（VAR）模型進行擬合（雖然VAR模型中要估計的參數(shù)較多，但這不是本文關注的主要對象），然后通過脈沖響應函數(shù)來刻畫兩變量間的動態(tài)影響。最后，對各變量的變化進行方差分解，以厘清消費金融、消費和商貿流通業(yè)相互之間的貢獻率。

1.VAR模型的建立與估計

VAR模型的一般形式為：

其中，yt是k維時間序列向量，xt為d維外省變量，p為滯后階數(shù)，Φ1…Φp是k×k維系數(shù)矩陣，B為k×d維系數(shù)矩陣，t為數(shù)據期數(shù)，εt是k維擾動向量。

表3 VAR模型滯后階數(shù)選取準則

根據lnX，lnY和lnZ間存在的協(xié)整關系，使用原序列構建VAR模型。構建VAR模型前先需要確定模型滯后階數(shù)，由于本模型比協(xié)整檢驗方程只多了常數(shù)項，所以最優(yōu)滯后階數(shù)仍然為5階，選取準則見表3。

2.格蘭杰因果檢驗

雖然變量lnX、lnY和lnZ間存在協(xié)整關系，可以構建VAR（5）模型，但變量間是否存在因果關系，還需進一步檢驗。表4為對lnX，lnY和lnZ進行格蘭杰因果關系檢驗的結果。由表4結果可知，在10%的顯著性水平下，消費金融、商貿流通業(yè)和消費之間兩兩互為格蘭杰原因。且商貿流通業(yè)（lnY）可解釋消費金融（lnX）近96%的部分，消費金融則可解釋商貿流通業(yè)超過98%的部分，消費金融的歷史數(shù)據對商貿流通業(yè)的解釋度大于商貿流通業(yè)的歷史數(shù)據對消費金融的解釋度。

表4 消費金融、商貿流通業(yè)和消費之間的格蘭杰因果關系檢驗

3.脈沖響應函數(shù)分析

在向量自回歸（VAR）模型估計的基礎上，可以運用脈沖響應函數(shù)進一步檢驗分析在其擾動項上加上一次性（一個標準差）沖擊，對于內生變量當前值及未來值所產生的影響和程度。脈沖響應曲線如圖4所示，第一行是消費金融（lnX）對三個內生變量沖擊的反應，第二行是商貿流通（lnY）對三個內生變量沖擊的反應，第三行是消費（lnZ）對三個內生變量沖擊的反應。

首先，消費金融對其自身的一個標準差沖擊（第一行第一圖）的響應程度較強烈，且一直到第10期一直呈現(xiàn)正向響應，在第三期左右達到最大，然后緩慢下降。消費金融對商貿流通和消費的一個標準差沖擊的響應（第一行第二圖和第三圖）呈相似形態(tài)，即在沖擊的初始階段，其呈現(xiàn)較小幅度負向響應，但從第七期開始，消費金融對消費沖擊的響應轉為正向響應且響應程度不斷提升，而對商貿流通的響應卻一直為負，可能的原因是商貿流通業(yè)和消費對消費金融的影響是長期的、緩慢的，尤其是商貿流通業(yè)發(fā)展的對消費金融的影響是間接的，因此傳導較慢。也可能是消費的傳導機制受阻（灰色關聯(lián)分析的結論），這需要進一步驗證。

第二，商貿流通對自身一個標準差沖擊的反應（第二行第二圖）呈現(xiàn)明顯的大幅季節(jié)性波動，這與商貿流通業(yè)隨消費季節(jié)變動而變動的規(guī)律相一致。商貿流通業(yè)對消費金融一個標準差的沖擊（第二行第一圖）呈現(xiàn)明顯的正向響應，雖然也呈現(xiàn)季節(jié)性波動，但波動比較緩慢，體現(xiàn)了消費金融對商貿流通的影響雖然顯著，但是作用比較平緩，其原因可能是消費金融間接地通過消費傳導，作用有所減弱，這與灰色關聯(lián)度測量結果和格蘭杰因果關系檢驗的結果相吻合。商貿流通對消費一個標準差的沖擊（第二行第三圖）呈現(xiàn)出在零附近不斷波動的趨勢，在第九期開始轉為正向響應并開始上升，表明消費的變化對商貿流通的影響也具有時滯但作用明顯。

第三，消費對其自身一個標準差沖擊（第三行第三圖）在第一期有一個即時且較大幅度的響應，之后快速下降并趨于平穩(wěn)。受消費金融和商貿流通一個標準差沖擊的影響（第三行第一和第二幅圖），消費均呈波動態(tài)勢，但對商貿流通業(yè)沖擊的反應波動性更大，更為強烈，表明消費受商貿流通業(yè)的影響是非常大的。

綜合以上可知，消費金融對商貿流通業(yè)沖擊的響應為負且不斷波動，對消費的響應存在時滯，但最終為正且不斷上升。另外，商貿流通對消費金融沖擊的響應顯著為正且不斷波動，即消費金融對商貿流通業(yè)的影響要更加顯著。商貿流通對于消費的沖擊響應在前期圍繞0波動，后期顯著為正。最后，消費對商貿流通業(yè)沖擊的響應相比于消費金融沖擊更加強烈，表明消費受商貿流通業(yè)沖擊的影響更直接和及時。

4.方差分解

本文根據已經建立的VAR（5）模型，對變量進行方差分解，分解結果見表5和圖5。表5為方程分解表，表中共有10期方差分解，每一個內生變量每一期的方差都可以分解為其自身和其他內生變量的貢獻，貢獻之和為100%，圖5為方差分解圖，是根據表6的數(shù)據制作而成。

圖4 消費金融、商貿流通業(yè)和消費之間的脈沖響應趨勢圖

表5 lnX，lnY和lnZ方差分解表單位：%

圖5 消費金融、商貿流通業(yè)和消費的方差分解圖

根據表5和圖5顯示的結果分析發(fā)現(xiàn)：消費金融（lnX）受其自身的影響最大，受其自身影響的貢獻一直在75%以上，其次是受商貿流通業(yè)的影響，第二期為9.57%，此后一直持續(xù)在10%以上。消費金融（lnX）受消費的影響最小，一直保持在10%以下。商貿流通（lnY）仍是受其自身影響最大，雖然這種影響呈下降趨勢，但始終保持在70%以上，其次是受消費金融的影響較明顯，隨著期數(shù)的累積，其受消費金融影響的程度達到20%以上。最后商貿流通受消費的影響較小，雖呈現(xiàn)上升趨勢，但始終保持在10%以下，反映出當前新常態(tài)下我國消費的疲軟態(tài)勢。消費（lnZ）在初始階段受其自身影響非常大，在第四期之前，其對自身變動的貢獻達到了60%以上，第四期之后，其對自身其變動的貢獻持續(xù)下降，一直到第10期的38.6%。其次，消費受商貿流通的影響較大，從第一期到第十期，商貿流通對消費變動的貢獻率在波動中不斷上升，最高接近50%，表明商貿流通業(yè)發(fā)展對消費的重要意義。

綜合以上分析可知：第一，消費金融和商貿流通業(yè)相互影響的力度是不對稱的。長期中，消費金融對商貿流通業(yè)的影響始終超過商貿流通業(yè)對消費金融的影響（與方差分解一致），且兩個方向的影響都呈上升態(tài)勢；第二，從長遠看，消費金融和商貿流通業(yè)的變化，其主要來源都是其自身（其貢獻率都超過70%），而消費的變化主要來源是其自身和商貿流通；第三，從消費的中介作用看，消費金融對消費變化的貢獻度最高達到了15%左右，消費對商貿流通業(yè)變化的貢獻最高達7.5%左右，消費金融對商貿流通業(yè)變化的貢獻度最高達到了約23%，可見消費金融對商貿流通的直接影響以及通過消費傳導的間接影響的綜合效果明顯。而商貿流通業(yè)對消費變化的影響最高達到將近50%，消費對消費金融變化的影響最高達12%，但商貿流通業(yè)對消費金融的影響卻最高達16%，說明商貿流通業(yè)對消費金融的直接影響以及通過消費傳導的間接影響綜合效果不明顯，傳導渠道阻塞。

四、結論與建議

基于歷史數(shù)據的分析發(fā)現(xiàn)，相比商貿流通業(yè)對消費金融的影響機制，消費金融對商貿流通業(yè)的影響機制更為順暢、短期和直接，數(shù)據表征的影響比較明顯，但商貿流通業(yè)對消費金融的影響更為長期，數(shù)據表征的影響不太明顯。商貿流通業(yè)對消費的影響比較大，消費對消費金融的影響卻較小，原因之一可能是當前消費金融體系不健全，風險較高，導致消費對消費金融的影響渠道阻塞。原因之二可能在于經濟新常態(tài)下，市場不能夠提供多樣的滿足人們日益增長的物質文化需求的產品，進而導致人們的消費欲望不強，因此消費金融業(yè)受到了影響。

本文認為，首先必須加快完善消費金融體系建設，加快金融創(chuàng)新步伐，加強金融風險防范力度。其次，構建完善的社會信用體系，運用互聯(lián)網等現(xiàn)代信息技術加快構建新型消費性金融平臺，體現(xiàn)消費者風險自負與經營者風險有責同等重要，為消費者提供有效保障，促進形成良好的消費環(huán)境。再次，加強城市治理，完善城市服務保障體系，促進商貿流通業(yè)的健康有序發(fā)展。從就業(yè)、教育、醫(yī)療等方面著力提升城市公共服務和社會保障能力，加快城市化進程，構建暢通、高效、便捷的物流體系，促進商貿流通業(yè)的發(fā)展。最后，在服務消費、信息消費、綠色消費、時尚消費等促進消費升級的重點領域和方向部署金融產品創(chuàng)新，改善傳統(tǒng)銀行業(yè)務覆蓋面，積極培育專業(yè)化個人消費金融機構。