張 明 涂先進(jìn)

一、 引言與文獻(xiàn)綜述

金融抑制是制約居民消費(fèi)提升的重要因素(Cochrane，1991；Pitt & Khandker，1998；Crossley & Low，2014)。因?yàn)樵诓话l(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)上，消費(fèi)者在面臨資金困難時(shí)，往往很難從金融市場(chǎng)獲得貸款進(jìn)行應(yīng)對(duì)，只能被迫減少當(dāng)前消費(fèi)支出(Deaton，1991；Zeldes，2000；Gross et al.，2014；Dogra & Gorbachev，2016)?，F(xiàn)有研究關(guān)注到了金融借貸影響居民消費(fèi)的兩條路徑：一是直接效應(yīng)，即通過(guò)消費(fèi)性信貸直接增加居民消費(fèi)；二是中介效應(yīng)，即通過(guò)信貸刺激生產(chǎn)、從而提高收入并增加消費(fèi)。圍繞著金融借貸對(duì)居民消費(fèi)的影響，大量學(xué)者展開(kāi)了實(shí)證研究，結(jié)果卻是混合的。Bacchetta & Gerlach(1997)、Brady(2008)等學(xué)者認(rèn)為金融借貸通過(guò)直接或中介效應(yīng)促進(jìn)了居民消費(fèi)支出，而Morduch(1999)及Attanasio et al.(2014)則指出金融借貸的增加并沒(méi)有帶來(lái)消費(fèi)的增長(zhǎng)，質(zhì)疑金融信貸增進(jìn)消費(fèi)的作用。

由于金融市場(chǎng)發(fā)展緩慢，金融供給已成為鉗制中國(guó)居民消費(fèi)的顯著制約因素(李燕橋、臧旭恒，2013)?，F(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)，金融信貸的發(fā)展是破解中國(guó)低消費(fèi)率困境的重要因素。尹學(xué)群等(2011)針對(duì)參與小額貸款項(xiàng)目農(nóng)戶(hù)家庭的實(shí)證研究顯示，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性借貸對(duì)消費(fèi)支出增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。陳東、劉金東(2013)建立不同類(lèi)型農(nóng)村借貸影響農(nóng)村居民消費(fèi)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?，發(fā)現(xiàn)無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期，消費(fèi)性信貸較之生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性信貸更能提振農(nóng)村消費(fèi)。李燕橋、臧旭恒(2013)利用我國(guó)2004-2009年的省際面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了消費(fèi)信貸對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的作用，結(jié)果表明消費(fèi)信貸在一定程度上促進(jìn)了我國(guó)城鎮(zhèn)居民的當(dāng)期消費(fèi)。黃倩、尹志超(2015)基于中國(guó)家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)(CHFS)，運(yùn)用Heckman兩步法研究了信貸約束對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響，實(shí)證分析結(jié)果一致顯示信貸約束阻礙了家庭消費(fèi)，使家庭的實(shí)際消費(fèi)低于理論上的最優(yōu)消費(fèi)。劉艷華(2016)利用面板門(mén)檻模型闡釋了農(nóng)業(yè)信貸配給對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信貸需求不被滿(mǎn)足抑制了農(nóng)民消費(fèi)。

現(xiàn)有研究主要從直接效應(yīng)和中介效應(yīng)兩個(gè)層面來(lái)關(guān)注金融借貸對(duì)居民消費(fèi)的影響，但實(shí)際上金融借貸對(duì)消費(fèi)影響的作用機(jī)制并非簡(jiǎn)單的流動(dòng)性緩解和要素中介作用。金融信貸也可以通過(guò)偽財(cái)富效應(yīng)，對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著影響。所謂偽財(cái)富，即顯著區(qū)別于社會(huì)上真實(shí)的財(cái)富，是指在總財(cái)富不變的前提下，僅是心理預(yù)期或感知財(cái)富的增加。Stiglitz(斯蒂格利茨)在第17屆國(guó)際經(jīng)濟(jì)協(xié)會(huì)上首次提出偽財(cái)富概念，Guzman & Stiglitz(2015，2016)進(jìn)一步豐富了偽財(cái)富概念及理論。他們認(rèn)為通過(guò)金融信貸，偽財(cái)富將被創(chuàng)造，即所有個(gè)人的預(yù)期財(cái)富總和將大于社會(huì)實(shí)際財(cái)富，而預(yù)期財(cái)富又會(huì)影響到居民的實(shí)際消費(fèi)，也就是金融信貸通過(guò)偽財(cái)富效應(yīng)影響了居民消費(fèi)。對(duì)于偽財(cái)富問(wèn)題已經(jīng)有部分學(xué)者展開(kāi)了進(jìn)一步的探索(Dorn，2015)，但其度量方式及影響效應(yīng)還有待進(jìn)一步探究。

本研究在厘清偽財(cái)富概念及度量方法基礎(chǔ)上，基于2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，考察了金融借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，尤其是這種影響的城鄉(xiāng)及區(qū)域差異。余文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為偽財(cái)富及度量，在界定偽財(cái)富概念基礎(chǔ)上，借鑒Guzman & Stiglitz(2016)的方法基于CFPS數(shù)據(jù)對(duì)偽財(cái)富進(jìn)行度量；第三部分為數(shù)據(jù)與方法，說(shuō)明偽財(cái)富效應(yīng)影響消費(fèi)實(shí)證檢驗(yàn)采用的樣本數(shù)據(jù)，并介紹計(jì)量分析所采用的半?yún)?shù)有序Probit模型；第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析，檢驗(yàn)金融借貸的偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的影響及城鄉(xiāng)和區(qū)域差異，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為簡(jiǎn)短的結(jié)論。

二、 偽財(cái)富及度量

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中包括資本市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)，消費(fèi)者A在t期消費(fèi)量為ct。為滿(mǎn)足消費(fèi)需求，消費(fèi)者可以在資本市場(chǎng)進(jìn)行借貸。Guzman & Stiglitz(2016)指出由于在借貸過(guò)程中，借款者獲得融資，貸款者獲得回報(bào)，每方都認(rèn)為他更富有。因此，感知的總財(cái)富超過(guò)總的真實(shí)財(cái)富，這就是偽財(cái)富。本研究所指的偽財(cái)富是指伴隨金融借貸行為發(fā)生，在家庭收入或財(cái)富未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化的前提下，借款者心理上感知到的財(cái)富凈增加值或者期望財(cái)富凈增加值。伴隨著每期借貸行為的完成，創(chuàng)造的偽財(cái)富被摧毀。雖然偽財(cái)富的創(chuàng)造過(guò)程是短暫的，并沒(méi)有導(dǎo)致個(gè)人財(cái)富的實(shí)際增加，但卻給借款者心理上帶來(lái)積極的預(yù)期，從而會(huì)帶來(lái)居民消費(fèi)等行為的變化。把借貸結(jié)束后可能發(fā)生的狀態(tài)記為zt，zt=0代表消費(fèi)者如期還貸，概率為1-λA;zt=1代表消費(fèi)者違約并不還貸，概率為λA。令pt為A支付的借款單位成本，假定違約成本與借貸成本相同都為pt，則消費(fèi)者A借款凈回報(bào)ψti表示如下：

(1)

對(duì)于消費(fèi)者A而言，每單位借款的期望財(cái)富凈增加值可表示為：

Eψt=(-pt)·λA+(1-pt)·(1-λA)=1-λA-pt

(2)

當(dāng)借貸額為bt時(shí)，A在t時(shí)期金融借貸的期望財(cái)富凈增加值pwt可表示為：

pwt=(1-λA-pt)bt

(3)

在這里，將金融借貸的期望財(cái)富凈增加值pwt稱(chēng)為偽財(cái)富，λA為個(gè)體i違約事件發(fā)生的可能性，1-λA則為履約的概率，pt為借貸單位成本，bt為消費(fèi)者A的借款額。

基于上述公式，本研究對(duì)居民金融借貸的偽財(cái)富進(jìn)行測(cè)度，由于本研究旨在研究微觀個(gè)體借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富效應(yīng)，所以研究采用北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心公布的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進(jìn)行分析。居民的借款額直接取自CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)，居民借款主要涉及到兩個(gè)部分：一部分是從信用社、銀行等正規(guī)金融部門(mén)的貸款，另一部分是從親友、民間等非正規(guī)金融渠道獲得的融資額*根據(jù)2014年CFPS數(shù)據(jù)，在有借貸行為的調(diào)查對(duì)象中，平均借款額為5.976萬(wàn)元，但正規(guī)金融借款額(2.359萬(wàn)元)低于非正規(guī)金融(3.618萬(wàn)元)，折射出我國(guó)金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)及比較依賴(lài)非正規(guī)金融借貸的現(xiàn)狀。另外，在非正規(guī)金融統(tǒng)計(jì)時(shí)，將購(gòu)房及裝修貸款排除在外，因?yàn)橘?gòu)房及裝修貸款既非用于生產(chǎn)，也非直接用于消費(fèi)，并不影響消費(fèi)支出。。由于兩部分借貸利率差別較大，所以需要分別度量?jī)深?lèi)渠道借貸的偽財(cái)富效應(yīng)，再進(jìn)行加總求得總偽財(cái)富。對(duì)于借貸成本pi，正規(guī)金融借貸直接用國(guó)家一年定期基準(zhǔn)貸款利率來(lái)表示；由于居民之間的民間非正規(guī)金融借貸大多無(wú)息，所以認(rèn)為其借貸成本為0。居民履約率的衡量，參照企業(yè)用資產(chǎn)負(fù)債比法來(lái)確定企業(yè)信用的方法，從CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)獲取居民收入數(shù)據(jù)，用居民收入與總借款額的比值作為履約概率的代理變量，并規(guī)定如果比值大于1，則取值為1。我們認(rèn)為借款者的不良信用將會(huì)成為其再次在金融市場(chǎng)上融資的絆腳石，因此違約并非借款者的最優(yōu)選擇，一旦有支付借貸的收入能力，個(gè)體定會(huì)竭力阻止違約事件發(fā)生。

圖1報(bào)告了基于公式(3)，根據(jù)2014年CFPS數(shù)據(jù)測(cè)度的居民借貸偽財(cái)富值的kernel分布圖。圖1顯示，大多數(shù)居民借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富值都為正，也就是說(shuō)借貸帶來(lái)了心理上預(yù)期財(cái)富的增加。為對(duì)居民借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富分布進(jìn)行更為全面的了解，圖2進(jìn)一步報(bào)告了城市和農(nóng)村居民的借貸偽財(cái)富值，圖3報(bào)告了東部、中部和西部居民的借貸偽財(cái)富值*在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選的基礎(chǔ)上，最終從2014年CFPS數(shù)據(jù)中選取了1604個(gè)樣本，城市和農(nóng)村樣本分別有576和1028個(gè)，東部、中部和西部樣本分別有484、483、637個(gè)。。圖2顯示，由于城市居民相對(duì)較大的借款規(guī)模，城市居民借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富大于農(nóng)村居民。圖3的結(jié)果表明，東部地區(qū)借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富值最大，中部次之，西部最低，這主要也是由于不同區(qū)域居民借貸規(guī)模差異產(chǎn)生的*根據(jù)2014年CFPS公布的數(shù)據(jù)，城市和農(nóng)村居民平均借款額分別為8.362和4.669萬(wàn)元，東部、中部和西部居民平均借款額分別為7.306、5.720和5.133萬(wàn)元。。

圖1 全國(guó)居民金融借貸偽財(cái)富kernel分布圖

圖2 城鄉(xiāng)居民金融借貸偽財(cái)富均值

圖3 分區(qū)域居民金融借貸偽財(cái)富均值

三、 數(shù)據(jù)與方法

1.樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

為實(shí)證考察金融借貸偽財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，采用2014年北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心公布的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進(jìn)行分析。這一數(shù)據(jù)囊括25個(gè)省級(jí)單位，調(diào)查樣本總戶(hù)數(shù)為16000，詳細(xì)調(diào)查了家庭社會(huì)、財(cái)經(jīng)、人口、健康等狀況，針對(duì)不同性質(zhì)家庭成員采用長(zhǎng)問(wèn)卷、短問(wèn)卷、代答問(wèn)卷、電訪問(wèn)卷等多種問(wèn)卷類(lèi)型，并采用計(jì)算機(jī)輔助調(diào)查技術(shù)開(kāi)展訪問(wèn)，從而保證了數(shù)據(jù)質(zhì)量。本研究首先刪除了數(shù)據(jù)庫(kù)中存在數(shù)據(jù)缺失或不完整的調(diào)查對(duì)象，進(jìn)一步考慮到本文重點(diǎn)考察偽財(cái)富對(duì)于家庭消費(fèi)支出的影響，而偽財(cái)富產(chǎn)生的前提是要有融資行為，因此進(jìn)一步排除了融資額為0的數(shù)據(jù)。最終本文選取了1604個(gè)樣本，其中，城市和農(nóng)村分別有576和1028個(gè)，東部、中部和西部樣本分別有484、483和637個(gè)。

對(duì)于研究所要考察的因變量即居民消費(fèi)(consume)，采用居民家庭總消費(fèi)支出衡量。家庭總消費(fèi)支出，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑并結(jié)合問(wèn)卷，主要通過(guò)加總食品、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂(lè)、醫(yī)療保健以及其他消費(fèi)性支出八大類(lèi)獲得。為計(jì)量檢驗(yàn)借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響，我們還控制了其他變量，如家庭純收入(income)、家庭總資產(chǎn)(asset)、家庭人口規(guī)模(scale)和文化程度(education)等。根據(jù)CFPS問(wèn)卷，家庭純收入(income)由經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入和其他收入加總而得；家庭總資產(chǎn)(asset)，指家庭實(shí)際擁有的財(cái)富水平，包括房子當(dāng)前市價(jià)、其他房產(chǎn)市價(jià)、現(xiàn)金及存款總額、定期存款總額、金融產(chǎn)品總價(jià)；文化程度(education)，用家庭藏書(shū)量來(lái)表示，依據(jù)問(wèn)卷問(wèn)題“目前，您家大概有多少本書(shū)(不包括報(bào)紙、雜志、電子書(shū))？”，當(dāng)訪問(wèn)者回答“沒(méi)有(0本)”、“1-10本”、“11-20 本”、“21-50本”、“51-100本”、“101-500本”、“501-1000本”、“1001本以上”，依次將文化程度賦值為0-7；家庭規(guī)模(scale)用同灶吃飯人員的數(shù)量反映，不包括不住在家中、而且不供養(yǎng)這個(gè)家庭、同時(shí)家庭也不供養(yǎng)他的人員。

2.計(jì)量方法介紹

本文重點(diǎn)探究金融借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響，首先參照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于收入的低、中、高劃分方式，將家庭消費(fèi)consume分為低(低于20%)、中(20%-80%)、高(80%(含)以上)三類(lèi)消費(fèi)群體：

(4)

這樣，通過(guò)式(4)，便將consume重新劃分成三個(gè)互不重疊的區(qū)間consume*。進(jìn)一步對(duì)因變量進(jìn)行正態(tài)化處理得到新變量consume′，建立如下關(guān)系式：

(5)

進(jìn)一步可以得到，對(duì)應(yīng)于consume*取某個(gè)特定值的概率為：

(6)

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

1.金融借貸偽財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的總體影響及城鄉(xiāng)比較

基于2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，使用有序Probit模型的半?yún)?shù)估計(jì)方法探究借貸偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響。鑒于半?yún)?shù)估計(jì)對(duì)參數(shù)估計(jì)的嵌套性質(zhì)，首先使用似然比檢驗(yàn)(LR)判斷進(jìn)行半?yún)?shù)估計(jì)的必要性。OP模型的LR檢驗(yàn)結(jié)果(表1)顯示：針對(duì)全國(guó)總體樣本而言，k=3，4，5時(shí)擴(kuò)展逼近模型顯著異于k=2時(shí)的普通有序模型；對(duì)城市居民樣本而言，k=3，4，5時(shí)，擴(kuò)展逼近模型顯著異于k=2的普通有序模型；就農(nóng)村居民樣本而言，也是如此。因此，無(wú)論是對(duì)于全國(guó)還是城市及農(nóng)村地區(qū)樣本，采用半?yún)?shù)有序Probit模型估計(jì)更為合適。半?yún)?shù)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要確定滯后階數(shù)k，在這里我們都將k設(shè)定為3*實(shí)際上k取值為4、5時(shí)，估計(jì)表現(xiàn)并沒(méi)有太大變化。。

表1 OP模型的LR檢驗(yàn)

注：LR檢驗(yàn)的原假設(shè)是k=2，備擇假設(shè)分別是k=3、4、5階擴(kuò)展模型。

為對(duì)不同模型得到的結(jié)果進(jìn)行比較，表2同時(shí)報(bào)告了參數(shù)估計(jì)(k=2)以及半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果。模型(1)和(2)針對(duì)全國(guó)樣本的估計(jì)結(jié)果，模型(3)和(4)是針對(duì)城市居民樣本，模型(5)和(6)是針對(duì)農(nóng)村居民樣本的估計(jì)結(jié)果。對(duì)比全國(guó)、城市和農(nóng)村地區(qū)的參數(shù)估計(jì)與半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，雖然采用不同方法各變量的估計(jì)系數(shù)方向和顯著性沒(méi)有明顯變化，但各變量的估計(jì)系數(shù)大小出現(xiàn)了顯著變化，說(shuō)明有必要采用半?yún)?shù)估計(jì)方法得到更為準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。模型(2)針對(duì)全國(guó)樣本的半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果顯示，pw的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明金融借貸的偽財(cái)富效應(yīng)顯著增加了居民消費(fèi)支出。這是因?yàn)椋用裨谙M(fèi)決策時(shí)，會(huì)在心理上把獲得財(cái)富的困難程度與財(cái)富使用進(jìn)行匹配，將意外之財(cái)歸入更容易消費(fèi)的臨時(shí)收入賬戶(hù)里(Arkes，1994)。意外之財(cái)和消費(fèi)支出的聯(lián)結(jié)更緊密，而辛苦所得與不易消費(fèi)的聯(lián)結(jié)更緊密(李?lèi)?ài)梅等，2014)。居民通過(guò)金融借貸認(rèn)為自己將變得更加“富有”，這不勞而獲的意外之財(cái)提振了居民消費(fèi)意愿。因此，金融借貸通過(guò)偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生了積極的影響。家庭純收入(income)和總資產(chǎn)(asset)兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，這與絕對(duì)收入、持久收入、生命周期等經(jīng)典消費(fèi)理論相吻合，說(shuō)明收入水平對(duì)居民消費(fèi)具有重要影響。家庭規(guī)模變量(scale)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這也易于理解，因?yàn)檩^大的家庭規(guī)模意味著較大的消費(fèi)需求。education變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明文化程度也顯著影響到居民家庭消費(fèi)，具有較高文化程度的家庭往往消費(fèi)支出也越大。

表2 全國(guó)和城鄉(xiāng)居民參數(shù)和半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

模型(4)和(6)分別針對(duì)城市和農(nóng)村居民樣本的半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果中，各變量的符號(hào)及顯著性與全國(guó)樣本并沒(méi)有太大差異。但對(duì)比城鄉(xiāng)樣本估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民pw變量的估計(jì)系數(shù)要大于城市居民，這說(shuō)明農(nóng)村居民偽財(cái)富效應(yīng)影響要大于城市居民，這是因?yàn)槌青l(xiāng)居民不同的借貸渠道造成的。城市居民借貸中來(lái)自正規(guī)金融渠道的比例較高，而農(nóng)村居民借貸更多采用非正規(guī)金融方式*2014年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城市居民正規(guī)金融和非正規(guī)金融比例分別為65.9%和32.9%，農(nóng)村居民正規(guī)金融和非正規(guī)金融的比例分別為27.57%和72.43%。。與借貸程序繁瑣的正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融無(wú)論在融資易得性還是成本方面都具有優(yōu)勢(shì)，從而居民更容易將其歸于消費(fèi)賬戶(hù)中。

從其他變量對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響對(duì)比來(lái)看，農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)income更為敏感，education也對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響更大，這主要是由于農(nóng)村居民存在嚴(yán)重的流動(dòng)性不足和消費(fèi)層次偏低等問(wèn)題，因此收入與文化程度能顯著增進(jìn)消費(fèi)?？傎Y產(chǎn)(asset)和家庭規(guī)模(scale)對(duì)城市居民消費(fèi)有更大的影響，這主要是由于城市居民更加重視和依賴(lài)資產(chǎn)價(jià)值體現(xiàn)的收入變化，而在消費(fèi)層次較高的情況下城市居民家庭規(guī)模增加帶來(lái)的消費(fèi)支出增長(zhǎng)更為明顯。

2.金融借貸偽財(cái)富影響居民消費(fèi)的區(qū)域比較

考慮到中國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的異質(zhì)性，下面區(qū)分東部、中部和西部樣本，探討金融借貸偽財(cái)富影響居民家庭消費(fèi)支出的區(qū)域差異。首先，采用LR檢驗(yàn)判斷半?yún)?shù)估計(jì)的有效性。表3的結(jié)果顯示，無(wú)論是對(duì)于東部，抑或中部和西部地區(qū)，半?yún)?shù)估計(jì)都要顯著異于參數(shù)估計(jì)結(jié)果。因此，依然選擇k=3，對(duì)東部、中部、西部樣本進(jìn)行半?yún)?shù)估計(jì)。

表4報(bào)告了分區(qū)域樣本的估計(jì)結(jié)果。模型(7)和(8)是針對(duì)東部樣本的參數(shù)與半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果，模型(9)和(10)是針對(duì)中部樣本、模型(11)和(12)是針對(duì)西部樣本的參數(shù)與半?yún)?shù)模型估計(jì)結(jié)果。對(duì)比參數(shù)與半?yún)?shù)模型估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，各變量的估計(jì)系數(shù)顯著性與方向并沒(méi)有顯著改變，但系數(shù)大小有一定變化。模型(8)、(10)和(12)的半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果中，偽財(cái)富pw的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明偽財(cái)富帶來(lái)的預(yù)期財(cái)富增加確實(shí)提高了居民消費(fèi)支出水平。只不過(guò)對(duì)比東部、中部和西部的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)pw變量的估計(jì)系數(shù)要大于中部和西部，這可能是由于東部地區(qū)的城市化水平較高而中西部城市化水平相對(duì)較低，從而東部地區(qū)金融借貸有相當(dāng)一部分來(lái)自正規(guī)金融渠道，而中西部金融借貸更主要依賴(lài)非正規(guī)金融渠道，正如前文分析所示，由于非正規(guī)金融融資相對(duì)于正規(guī)金融渠道更為容易獲取且成本也更低，所以偽財(cái)富對(duì)消費(fèi)的刺激也更為明顯。收入、總資產(chǎn)、家庭規(guī)模、文化程度等變量的估計(jì)系數(shù)與前文基本一致，這里不再贅述。

表3 分區(qū)域居民OP模型的LR檢驗(yàn)

注：LR檢驗(yàn)的原假設(shè)是k=2，備擇假設(shè)分別是k=3、4、5階擴(kuò)展模型。

表4 分區(qū)域居民參數(shù)和半?yún)?shù)估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)：正規(guī)金融渠道和非正規(guī)金融渠道借貸的比較

分城鄉(xiāng)及區(qū)域樣本的估計(jì)結(jié)果表明，由于對(duì)正規(guī)金融與非正規(guī)金融依賴(lài)偏向不同，造成了偽財(cái)富影響居民消費(fèi)支出的城鄉(xiāng)與區(qū)域差異。下面進(jìn)一步按融資來(lái)源，在模型中同時(shí)引入正規(guī)金融和非正規(guī)金融的偽財(cái)富值這兩個(gè)變量(分別記為pw1和pw2)，考察兩者對(duì)于居民消費(fèi)支出的影響。分別對(duì)全國(guó)、城市、農(nóng)村、東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行半?yún)?shù)估計(jì)，相應(yīng)估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表5。表5的結(jié)果顯示，無(wú)論是在全國(guó)、城鄉(xiāng)還是分區(qū)域樣本中，pw1和pw2的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，且pw2的估計(jì)系數(shù)都要大于pw1，說(shuō)明非正規(guī)金融偽財(cái)富對(duì)于居民消費(fèi)增加的影響都要大于正規(guī)金融，這也驗(yàn)證了我們前文的觀點(diǎn)，由于非正規(guī)金融融資難度和成本低，所以非正規(guī)金融借貸的偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)消費(fèi)影響更為明顯。另外，income、asset、scale和education變量的估計(jì)系數(shù)和前文基本一致，這也說(shuō)明本文實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性和可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；半?yún)?shù)估計(jì)的階數(shù)k=3。

五、 結(jié)論和政策含義

本研究在厘清偽財(cái)富概念及度量方法基礎(chǔ)上，基于2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，采用半?yún)?shù)有序Probit模型估計(jì)方法，實(shí)證考察了金融借貸的偽財(cái)富效應(yīng)對(duì)于居民消費(fèi)支出的影響，尤其是這種影響的城鄉(xiāng)及區(qū)域差異。結(jié)果表明，無(wú)論從總體、還是城鄉(xiāng)及各區(qū)域，金融借貸產(chǎn)生的偽財(cái)富效應(yīng)都顯著刺激了居民消費(fèi)支出，但農(nóng)村居民金融借貸偽財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響相較于城市居民更明顯，中部和西部區(qū)域偽財(cái)富影響也相較于東部地區(qū)更為明顯。這主要是由于城市地區(qū)及東部地區(qū)金融借貸有相當(dāng)一部分來(lái)自正規(guī)金融渠道，而農(nóng)村地區(qū)和中西部區(qū)域金融借貸更主要依賴(lài)非正規(guī)金融渠道，由于非正規(guī)金融借貸相較于正規(guī)金融渠道更為容易獲取且成本也更低，所以其產(chǎn)生的偽財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響也更為明顯。進(jìn)一步區(qū)分正規(guī)金融和非正規(guī)金融產(chǎn)生的偽財(cái)富進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

本研究揭示了金融借貸影響居民消費(fèi)的偽財(cái)富效應(yīng)，也有利于更加清晰地認(rèn)識(shí)金融與消費(fèi)兩者之間關(guān)系。由于金融借貸帶來(lái)了心理預(yù)期財(cái)富凈增加，因此會(huì)顯著刺激居民增加消費(fèi)支出，這為大力發(fā)展金融提振消費(fèi)提供了新的政策依據(jù)。當(dāng)然，研究發(fā)現(xiàn)金融借貸的成本和易得性顯著影響偽財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮，正規(guī)金融的偽財(cái)富效應(yīng)相較于非正規(guī)金融還具有較大的挖掘空間。因此，在合理引導(dǎo)非正規(guī)金融發(fā)展基礎(chǔ)上，著實(shí)降低正規(guī)金融融資成本和可得性門(mén)檻，才能更充分有效發(fā)揮金融借貸的偽財(cái)富效應(yīng)拉動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)。需要指出的是，在通過(guò)各種渠道緩解居民金融排斥困境的同時(shí)，也要注意金融信貸風(fēng)險(xiǎn)的控制，這更是合理釋放偽財(cái)富效應(yīng)的基礎(chǔ)。

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