鄭得坤，李 凌

(1.徐州工程學(xué)院 金融學(xué)院，江蘇 徐州 221018；2.上海社會科學(xué)院 經(jīng)濟研究所，上海 200020)

一、問題提出

居民消費不足是發(fā)展經(jīng)濟學(xué)關(guān)注的熱點問題之一。一方面，已有研究對中國居民消費率偏低形成了共識；但在另一方面，對中國居民消費率偏低原因的認識仍莫衷一是。經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中的市場扭曲，尤其是金融市場扭曲，對于解釋居民消費率偏低具有一定的解釋力[1-2]。這里的金融市場扭曲主要是指金融抑制，即以壓低利率為主要特征的金融政策[3]。然而，隨著中國金融體系的日漸成熟，利率市場化進程逐步提速，居民消費率卻沒有發(fā)生實質(zhì)性的提升。與中國快速的金融發(fā)展相比，居民消費需求的提升卻相對有限，原因何在？本文認為，除了利率之外，信貸規(guī)模和信貸方式也會對收入差距產(chǎn)生影響，進而影響到居民消費率。本文將從金融發(fā)展的集約效應(yīng)和擴展效應(yīng)視角入手，分析金融發(fā)展對于居民消費率的影響。如果金融發(fā)展的集約效應(yīng)強于擴展效應(yīng)，那么低收入者仍然因受困于流動性約束而無法實現(xiàn)消費的財務(wù)自由，金融發(fā)展將只會使得一部分高收入者受益，但高收入者流動性約束的改善對于消費而言并不起作用，從而表現(xiàn)為金融發(fā)展較快的同時，居民消費率的變化并不大；反之，如果金融發(fā)展的擴展效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，那么金融發(fā)展就帶有普惠性質(zhì)，更多的低收入者將受益于流動性約束的改善而提升消費水平，從而提升整個社會的消費率。

本文將構(gòu)建一個跨期的連續(xù)時間效用函數(shù)模型，聚焦于“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的傳導(dǎo)鏈條，從理論層面上分析不同效應(yīng)主導(dǎo)下金融發(fā)展與居民消費之間的邏輯關(guān)系。之后，運用中國省級平衡面板數(shù)據(jù)檢驗金融發(fā)展與居民消費之間是否存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)，以及效應(yīng)的具體表現(xiàn)形式。本文可能的邊際貢獻在于：(1)在一個統(tǒng)一的理論框架內(nèi)，分析金融發(fā)展、收入分配與居民消費三者之間的傳導(dǎo)機制；(2)證實收入分配在金融發(fā)展與居民消費之間的中介效應(yīng)，具體表現(xiàn)為過大的收入差距遮掩了金融發(fā)展對居民消費的促進作用，金融發(fā)展與居民消費之間存在效應(yīng)更大的正向機制尚未納入研究視野，這不僅豐富了金融發(fā)展和居民消費的相關(guān)文獻，也為以后金融發(fā)展與居民消費的研究提供一個全新的方向；(3)從不同時期、不同區(qū)域和不同的收入分配方式三個視角探究中介效應(yīng)是否有所不同，豐富和加深了對金融發(fā)展與居民消費之間直接效應(yīng)與間接效應(yīng)發(fā)生機制的理解與認識，為后續(xù)探索性研究的深化提供一個全新的研究視角，也為政府制定擴大消費的政策措施提供參考。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻回顧與理論邏輯，在述評已有研究的基礎(chǔ)上，提出金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費的邏輯框架；第三部分是理論分析，構(gòu)建理論模型分析不同效應(yīng)主導(dǎo)下金融發(fā)展與居民消費之間的關(guān)系；第四部分是實證檢驗，利用省級平衡面板數(shù)據(jù)檢驗金融發(fā)展與居民消費之間是否存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)；第五部分是進一步深化研究，檢驗在不同時期、不同地區(qū)，以及不同分配方式情形下研究結(jié)論是否有所不同；最后是結(jié)論與啟示部分。

二、文獻回顧與理論邏輯

金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費的邏輯框架由以下三個相對獨立的部分所構(gòu)成：金融發(fā)展與收入分配、收入分配與居民消費，以及金融發(fā)展與居民消費。

(一)金融發(fā)展與收入分配：廣泛的邊際與集約效應(yīng)

金融發(fā)展對于收入差距具有雙重效應(yīng)：縮小收入差距的廣泛邊際效應(yīng)和拉大收入差距的集約邊際效應(yīng)。前者指所有社會成員無差別地受益于金融發(fā)展，后者指只有少部分人(通常是擁有更多資本的富人)才能受益于金融發(fā)展。金融發(fā)展能否縮小收入差距，取決于這兩種效應(yīng)中哪個占主導(dǎo)性地位：如果第一種效應(yīng)占優(yōu)，就會表現(xiàn)為金融發(fā)展有助于縮小收入差距；反之，則會拉大收入差距。而當(dāng)這兩種效應(yīng)勢均力敵時，還會表現(xiàn)為金融發(fā)展對收入差距變化影響的不顯著性。

在金融發(fā)展與收入分配的經(jīng)驗研究領(lǐng)域，根據(jù)對金融發(fā)展與收入分配測度角度的不同，存在三種代表性的觀點：

第一種觀點是金融發(fā)展有助于縮小居民收入差距?？死说?Clark et al.，2006)利用世界83個國家(地區(qū))1960—1995年的數(shù)據(jù)針對金融發(fā)展與收入不平等之間關(guān)系的實證研究表明，從長期來看，金融發(fā)展在刺激經(jīng)濟增長的同時，有助于降低收入不平等程度[4]。伯吉斯等(Burgess et al.，2005)基于印度的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，印度中央銀行的許可政策促進了農(nóng)村分支機構(gòu)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展，促使農(nóng)村家庭能夠更好地積累資本并獲得用于長期生產(chǎn)性投資的貸款，降低了農(nóng)村地區(qū)的貧困水平[5]。貝克等(Beck et al.，2008)基于1960—2005年跨國面板數(shù)據(jù)評估金融發(fā)展對收入分配和低收入群體的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展幫助了最貧窮的五分之一人口，這種影響作用有60%來自金融發(fā)展對總體經(jīng)濟增長的影響，約40%是通過減少收入不平等而起作用的。此外，金融發(fā)展也顯著降低了每天生活費不足1美元的人口比例[6]。胡德寶和蘇基溶(2015)基于中國2001—2011年省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展有利于提高低收入家庭的相對收入，且在縮小居民收入差距的貢獻中，有71.47%來自金融發(fā)展的增長效應(yīng)、28.53%可歸因于金融發(fā)展的收入分配效應(yīng)[7]。梁雙陸和劉培培(2019)則根據(jù)金融深化理論的觀察認為，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的提升通過門檻效應(yīng)、減貧效應(yīng)、排除效應(yīng)可以顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[8]。

第二種觀點是金融發(fā)展擴大了居民收入差距。葉志強等(2011)基于1978—2006年省級面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展降低了農(nóng)村居民收入增長，卻沒有顯著提高城市居民的收入水平，因此，金融發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距[9]。章奇等(2004)在分析各省份的銀行信貸和城鄉(xiāng)收入分配之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，金融機構(gòu)在向農(nóng)村和農(nóng)業(yè)配置資金方面缺乏效率，以全部國有及國有控股銀行信貸水平所衡量的金融中介發(fā)展顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距[10]。孫永強(2012)基于二元分析框架分析金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)居民收入差距之間作用機制，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距，這種影響具有一定的滯后性[11]。吉米特和拉戈爾德·塞戈特(Gimet & Lagoarde-Segot，2011)在基于1994—2002年49個國家樣本數(shù)據(jù)分析銀行、資本市場與收入不平等三者之間的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，金融部門的發(fā)展與收入不平等之間存在顯著的正向因果關(guān)系，這種關(guān)系取決于金融部門的特征而不是規(guī)模[12]。

第三種觀點是金融發(fā)展與居民收入差距之間并不是簡單的線性關(guān)系，而是存在先拉大居民收入差距，再縮小居民收入差距的倒U型關(guān)系。格林伍德和約萬諾維奇(Greenwood & Jovanovic，1990)的經(jīng)典模型表明，給定初始收入分配狀況，在經(jīng)濟發(fā)展初期，只有收入較高的人能夠支付固定費用獲得金融服務(wù)，在這一發(fā)展階段，金融發(fā)展具有不利于低收入群體的收入分配效應(yīng)；隨著經(jīng)濟發(fā)展，越來越多的人有能力支付這一成本并接觸到金融市場與金融中介，進而有機會獲得更高的投資回報、積累更多的經(jīng)濟資源，收入分配漸趨公平[13]。菲利普和帕特里克(Philippe & Patrick，1997)在構(gòu)建資本市場不完善情況下增長與收入不平等的模型分析資本積累涓滴效應(yīng)的過程中提出，借款人財富受到限制的道德風(fēng)險是資本市場缺陷和持續(xù)的收入不平等現(xiàn)象的根源。資本積累過程最初具有擴大收入不平等的作用，但在后來的階段卻減少了收入不平等，也就是說，這種模式可以產(chǎn)生倒U型的庫茲涅茨曲線[14]。高明等(2018)運用省級面板數(shù)據(jù)并引入二元體制和城鎮(zhèn)內(nèi)收入差距的實證研究認為，不論是城鄉(xiāng)之間還是城鎮(zhèn)內(nèi)部，金融發(fā)展對收入差距的影響均存在倒U型的庫茲涅茨效應(yīng)[15]。這一研究結(jié)論是對格林伍德和約萬諾維奇(1990)觀點的有力支持，即金融服務(wù)具有一定的門檻，收入差距的擴大并非因為金融發(fā)展不具有正外部性，而是因為貧困者無法享受到此類福利[13]。喬海曙和陳力(2009)基于中國縣級面板數(shù)據(jù)，運用非參數(shù)相關(guān)檢驗和分位數(shù)的思想和方法進行實證研究，也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與收入不平等之間存在較為顯著的倒U型的關(guān)系[16]。

(二)金融發(fā)展與居民消費：流動性約束與不確定性

金融發(fā)展水平的提高有助于緩解消費者面臨的流動性約束與不確定性。扎德士(Zeldes，1989)認為，持久性收入假說/生命周期假說被經(jīng)驗檢驗所拒絕的原因在于忽視了流動性約束的存在，因為無法借用未來的勞動收入會影響很大一部分人口的消費。當(dāng)居民有機會獲得適度的額外信貸時，雖然無法永久性消除(受約束的)消費對當(dāng)前資源的依賴，卻會帶來短期的消費熱潮。因此，可預(yù)測的消費信貸增長必然會帶來消費的增加[17]。

在探索中國居民消費率偏低問題的文獻中，流動性約束和不確定性增強被認為是20世紀90年代以來造成中國居民消費傾向下降的主要原因[18-20]。流動性約束和不確定性之間的相互作用則進一步強化了兩者對居民消費的影響，導(dǎo)致了居民消費水平和消費增長率的同時下降[21]。趙霞和劉彥平(2006)針對城鎮(zhèn)居民消費和流動性約束之間關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，個人消費信貸業(yè)務(wù)的發(fā)展在一定程度上緩解了流動性約束程度，促進了居民消費增長率的提高[22]。葉耀明和王勝(2007)基于擴展的生命周期-永久收入假說以及歐拉方程模型，利用1979—2004年中國省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融市場化通過各種渠道降低了消費者面臨的流動性約束，釋放了消費需求[23]。李坤明和方麗婷(2012)基于半?yún)?shù)可加模型研究發(fā)現(xiàn)，金融系統(tǒng)的規(guī)模擴張與居民消費存在顯著的正向線性關(guān)系，而金融系統(tǒng)效率的改善對居民消費則主要表現(xiàn)為倒U型的非線性影響[24]。因此，金融發(fā)展對居民消費增長具有正向促進作用[25-26]。

(三)“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的邏輯框架

從金融發(fā)展、收入分配與消費需求三者之間的關(guān)聯(lián)出發(fā)，伊云和歐文(Iyigun & Owen，2004)構(gòu)建了基于收入分配、金融供給和消費需求三者之間關(guān)系的理論模型，論證收入分配不平等情形下金融供給因素對于消費需求穩(wěn)定增長的作用，并指出金融發(fā)展水平的不同可能是收入分配對消費和產(chǎn)出短期可變性在不同收入水平國家之間產(chǎn)生不同影響的重要原因之一[27]?？唆敻窈团謇?Krurger & Perri ，2010)基于美國消費者支出調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究表明，由于消費信貸的發(fā)展，美國的收入不平等并沒有伴隨消費不平等的大幅增加[28]。鞏師恩和范從來(2012)基于中國樣本數(shù)據(jù)的實證研究表明，在經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低時期，收入不平等與消費波動呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系；在經(jīng)濟發(fā)展水平較高時期，收入不平等程度與消費波動之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。改善收入分配不平等狀況和促進金融發(fā)展，特別是向低收入階層提供更多的金融服務(wù)，是穩(wěn)定消費增長的必要措施[29]。

近年來，一些研究開始關(guān)注經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型期內(nèi)金融發(fā)展、收入分配和居民消費三者之間的內(nèi)在機制。一方面，金融發(fā)展與收入分配之間可能存在著正相關(guān)、負相關(guān)和倒U型的關(guān)系，金融發(fā)展能否縮小收入差距，取決于金融發(fā)展的擴展邊際效應(yīng)和集約邊際效應(yīng)的比較；另一方面，基于不同理論的消費函數(shù)所蘊含的邏輯框架也存在著差異，各種消費理論未能對收入分配與居民消費之間的關(guān)系給出明確結(jié)論。此外，從金融發(fā)展到居民消費的直接影響機制看，也是通過緩解流動性約束和不確定性，進而實現(xiàn)擴大居民消費的目的，而是否受制于流動性約束也與收入水平和收入差距密切相關(guān)。由此可見，文獻中隱藏著“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的間接影響機制(見圖1)。從邏輯上判斷，金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費的間接路徑可能會以中介效應(yīng)的方式，強化金融發(fā)展對居民消費的直接效應(yīng)；也可能會以遮掩效應(yīng)(另一種中介效應(yīng))弱化金融發(fā)展對居民消費的直接效應(yīng)。

圖1 金融發(fā)展、收入分配與居民消費三者之間的邏輯關(guān)系

20世紀90年代中期啟動的金融體制改革為實現(xiàn)資本要素的市場化配置開辟了道路，同時也為“先富起來的一部分人”創(chuàng)造了條件。然而，正如中國共產(chǎn)黨十九屆五中全會所指出的，國內(nèi)高質(zhì)量發(fā)展所面臨的挑戰(zhàn)之一是“不平衡不充分問題仍然突出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大”。為增強消費對經(jīng)濟增長的拉動作用，實現(xiàn)2035年高質(zhì)量發(fā)展的遠景目標(biāo)——“城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和居民生活水平差距顯著縮小”，需要思考以下問題：中國金融發(fā)展水平的提升究竟是縮小了還是拉大了居民收入差距？中國的金融發(fā)展是如何改變收入分配進而影響居民消費的？怎樣才能實現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高伴隨著居民消費率的提升？由于理論框架、假設(shè)前提、樣本數(shù)據(jù)、指標(biāo)選取等方面的差異，現(xiàn)有文獻關(guān)于金融發(fā)展影響居民消費的間接方式尚存爭議。深入分析“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的傳導(dǎo)鏈條，有助于豐富和發(fā)展對金融發(fā)展助益居民消費的理解，同時也應(yīng)當(dāng)看到，這一傳導(dǎo)機制并不是唯一的，比如投資規(guī)模、投資效率、資源稟賦等，但從需求側(cè)來看，以收入分配為中介，顯然是其中一個值得深入研究的視角。

三、理論分析：一個跨期效用函數(shù)模型

(一)經(jīng)濟活動的環(huán)境設(shè)定

借鑒鞏師恩和范從來(2012)[29]提出的模型，本文構(gòu)建一個跨期的連續(xù)時間效用函數(shù)模型：代表性行為人(居民)的效用水平取決于各個時期的消費水平，消費水平又受到收入的制約。模型的具體表達式為：

(1)

其中，cj表示居民在j期的消費水平，β表示主觀貼現(xiàn)率，0<β≤1；居民效用函數(shù)u(cj)是單調(diào)遞增的凹函數(shù)。

居民的消費水平取決于相應(yīng)時期的工資性收入和財產(chǎn)性收入，各期居民消費約束函數(shù)可以表示為：

cij=yj+(1+rj)Ωij-1-Ωij

(2)

式(2)指出，居民消費水平是工資性收入與當(dāng)期凈資產(chǎn)差額的總和。其中，yj表示工資性收入，(1+rj)Ωij-1表示第j-1期的資產(chǎn)性收入在第j期的現(xiàn)值，Ωij表示各期期末資產(chǎn)凈值，rj表示對應(yīng)時期的市場利率水平。

為簡化分析，本文假設(shè)不存在代際之間的遺贈行為，且在整個生命周期內(nèi)，居民的消費水平不能超過收入水平，即在整個生命周期內(nèi)居民的凈資產(chǎn)現(xiàn)值之和不能為負值：

(3)

當(dāng)不存在信貸約束時，如果當(dāng)前時期的收入水平不足以滿足消費支出，居民可借助金融信貸平滑其消費行為，只要滿足各期的凈資產(chǎn)現(xiàn)值之和為正值即可，即在約束條件式(3)的限制下，居民單一時期的期末資產(chǎn)凈值可以大于零(儲蓄)、小于零(借貸)或者等于零。在式(2)、式(3)的約束下，最大化效用函數(shù)(1)，可以得到關(guān)于居民消費效用的歐拉方程：

(4)

(二)引入流動性約束

當(dāng)面臨信貸約束時，居民各期的最高消費水平不能超過當(dāng)期的收入水平，這意味著在任何時期，居民的期末資產(chǎn)凈值均須為正值：

Ωij≥0

(5)

在式(2)、式(5)的約束下，求解效用函數(shù)(1)，得到：

u′(cit)≥βE[rt+1u′(cit+1)|t]

(6)

式(6)表明，當(dāng)面臨信貸約束時，居民在t期的邊際消費效用要高于t+1期效用水平在第t期的貼現(xiàn)值，邊際效用函數(shù)遞減。因此，居民的消費需求受到抑制，在此情況下，消費水平要低于不受流動性約束下的情形。

(三)區(qū)分兩類收入群體

為進一步分析金融發(fā)展、收入分配與居民消費行為三者之間的關(guān)聯(lián)，可以假設(shè)全體居民可分為兩大群體：不受流動性約束的高收入群體和受到流動性約束的低收入群體，高收入群體的收入水平(yh)與消費水平(ch)分別高于低收入群體yl與cl，高收入群體占總?cè)丝诘谋戎貫閝(0

經(jīng)過加權(quán)的社會單位消費水平可以表示為：

Cd=qch+(1-q)cl

(7)

從式(7)可以看出，社會消費水平由高收入群體和低收入群體的消費水平，以及兩大群體人口數(shù)量的比例關(guān)系共同決定。那么，社會單位消費水平的變動可由其方差來衡量：

Var(Cd)=Var[qch+(1-q)cl]

=q2Var(ch)+ (1-q)2Var(cl)+2q(1-q)Cov(ch，cl)

(8)

式(8)表明，社會消費水平的變動取決于高收入群體與低收入群體的人口數(shù)量比例、兩大群體各自的消費水平，以及兩大群體消費行為之間的相互影響程度(協(xié)方差)。

接下來，本文更加嚴格地假定如果居民有資格獲取金融信貸服務(wù)，則其各期的消費水平將保持不變，即方差為零，且高收入群體消費水平的波動性小于低收入群體，即Var(ch)

(9)

(三)進一步討論：擴展邊際效應(yīng)和集約邊際效應(yīng)

金融發(fā)展可能產(chǎn)生兩種效應(yīng)，擴展邊際效應(yīng)和集約邊際效應(yīng)。當(dāng)擴展邊際效應(yīng)主導(dǎo)時，低收入群體和高收入群體都受益，假定受益的主要表現(xiàn)是流動性約束的緩解以及收入水平的提高，此時有更多的低收入群體成為高收入群體，即有1-q數(shù)值下降，同時，兩類群體的收入都在提升，即yh和yl數(shù)值上升，于是他們的消費也都可能在上升，根據(jù)杜森貝利的相對收入假說，則有Cov(ch，cl)>0 ；當(dāng)集約邊際效應(yīng)主導(dǎo)時，只有高收入群體受益，此時受流動性約束的人口比例1-q可能不變，也可能增加，即原先不受流動性約束的群體由于未能受益于金融發(fā)展而成為低收入群體，低收入群體的消費水平也由于受制于流動性約束而無法提升，則有Cov(ch，cl)≤0。

情形一：擴展邊際效應(yīng)主導(dǎo)

由于低收入群體未達到金融信貸規(guī)定的收入門檻標(biāo)準，即有1-q比例的人口面臨著流動性約束，不能獲取金融信貸服務(wù)。為此，當(dāng)擴展邊際效應(yīng)占主導(dǎo)地位時，金融發(fā)展就意味著有更多的低收入者有資格獲取金融信貸服務(wù)，以及高收入群體的消費支出與低收入群體的消費支出正相關(guān)，則有：

(10)

由于00，但協(xié)方差項前面的系數(shù)為負，2(2q-1)Cov(ch，cl)<0，因此式(10)符號是不確定的。盡管如此，但卻可以說明金融發(fā)展引發(fā)的收入分配差距變動會造成全社會消費水平的變化，即金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費。

情形二：集約邊際效應(yīng)主導(dǎo)

在這種情形下，式(10)的前兩部分加總后的符號仍然是正的，即2(1-q)Var(cl)-2qVar(ch)>0，但由于Cov(ch，cl)≤0，協(xié)方差項的系數(shù)為負，則有2(2q-1)Cov(ch，cl)≥0，于是式(10)的符號為正，即：

(11)

隨著更多的高收入群體變?yōu)榈褪杖肴后w，在Var(ch)≤Var(cl)的假定下，總體消費支出的波動性也在增加。

總之，由上述理論分析可知，金融發(fā)展水平?jīng)Q定著信貸門檻與獲取金融信貸服務(wù)的人口數(shù)量，也改變著不同收入群體的收入水平和收入分配差距，進而在一定程度上對居民消費水平產(chǎn)生影響——金融發(fā)展通過收入分配對居民消費行為產(chǎn)生影響，即金融發(fā)展與居民消費之間存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)。后文用經(jīng)驗數(shù)據(jù)對這種中介效應(yīng)進一步作定量分析。

四、實證檢驗：收入分配的中介效應(yīng)存在嗎？

本文將以1993—2017年中國的省級平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，就金融發(fā)展與居民消費之間是否存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)進行經(jīng)驗考察，以檢驗理論模型在中國的現(xiàn)實解釋力。

(一)模型設(shè)定、估計方法與數(shù)據(jù)樣本

根據(jù)前文的文獻邏輯和理論模型的關(guān)注焦點，金融發(fā)展會通過收入分配間接影響居民消費，即金融發(fā)展對居民消費的影響存在來自收入分配的中介效應(yīng)。為對前文的理論分析提供有效的驗證，本文基于中介效應(yīng)的一般檢驗思路，采用如下標(biāo)準的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ瓦M行實證考察：

RCRit=α+βFDLit+γZit+δi+ηt+ζit

(12)

GAPit=α+ηFDLit+γZit+δi+ηt+δit

(13)

RCRit=α+β′FDLit+λGAPit+γZit+δi+ηt+υit

(14)

其中，i表示第i個省份，用于代表中國30個省份(數(shù)據(jù)原因，不含西藏和港澳臺地區(qū))，t表示第t年；被解釋變量RCR為居民消費率；解釋變量GAP、FDL和Z分別表示城鄉(xiāng)居民收入差距、金融發(fā)展水平和可能影響居民消費的控制變量向量；α為個體效應(yīng)，用于反映各個地區(qū)共有的特性；δ為地區(qū)啞變量，代表不隨時間變化的年份固定效應(yīng)；η為時期啞變量，代表不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)；ζ、δ、υ是隨機誤差項。

根據(jù)巴倫和肯尼(Baron & Kenny，1999)[30]提出的中介效應(yīng)標(biāo)準檢驗思路，需要關(guān)注以下三個條件是否成立：(1)金融發(fā)展顯著影響居民消費率；(2)金融發(fā)展顯著影響城鄉(xiāng)居民收入差距；(3)控制金融發(fā)展變量后，居民收入差距顯著影響居民消費率，且可以根據(jù)金融發(fā)展系數(shù)顯著和不顯著，分別對應(yīng)于部分中介效應(yīng)和完全中介效應(yīng)兩種類型。此外，如果出現(xiàn)間接效應(yīng)(η·λ)符號與直接效應(yīng)(β′)符號相反，總效應(yīng)就出現(xiàn)了被遮掩的情況，表明金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費的間接路徑可能削弱了金融發(fā)展對居民消費影響的直接效應(yīng)，這是中介效應(yīng)模型中普遍存在的一種現(xiàn)象，被稱為“遮掩效應(yīng)”(suppressing effects)，這種現(xiàn)象的出現(xiàn)說明在金融發(fā)展與居民消費之間還有效應(yīng)更大的中間變量存在[31]。

對于上述回歸方程中的被解釋變量、解釋變量、中介變量及其度量指標(biāo)的選取，表1對變量進行了描述性統(tǒng)計，具體說明如下：

(1)被解釋變量：居民消費率是居民消費支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值，衡量社會產(chǎn)出中用于滿足居民消費需求的比重，測度居民消費支出相對于GDP的增長速度。

(2)解釋變量：金融發(fā)展水平是銀行信貸總額與GDP比值，即信貸市場相對規(guī)模，用于衡量金融深度。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文選取衡量金融寬度的指標(biāo)——戶均貸款額與人均GDP的比值作為金融發(fā)展水平的代理變量。

(3)中介變量：在既有的相關(guān)研究中，不少文獻選取城鄉(xiāng)居民收入泰爾指數(shù)或城鄉(xiāng)居民可支配(純)收入的比值衡量城鄉(xiāng)居民收入差距，本文遵循這一做法。

(4)遵照前文理論分析，并參照以往同類文獻，本文將控制變量選定為：地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開放度、投資、人力資本、資本開放度、城鎮(zhèn)化水平、經(jīng)濟增長速度和政府對經(jīng)濟的干預(yù)程度。

根據(jù)平衡面板數(shù)據(jù)的可得性，本文采用最大完整樣本的時間跨度，即1993—2017年，由此形成了來自30個省份連續(xù)25年的面板數(shù)據(jù)。其中，用于構(gòu)造變量的原始信貸數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國金融年鑒》，其他原始數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站(http://www.stats.gov.cn/)或環(huán)亞經(jīng)濟有限公司(CEIC)數(shù)據(jù)庫。

表1 變量的描述性統(tǒng)計與簡要說明 單位：%

在數(shù)據(jù)處理方面還需要說明：

第一，有效樣本數(shù)據(jù)涵蓋30個省份，最終樣本觀察值為750個。

第二，逐步回歸檢驗系數(shù)法和Sobel檢驗法的原假設(shè)基于正態(tài)分布的假定，為提高檢驗效力，本文對所有變量進行中心化預(yù)處理，得到均值為0、標(biāo)準差為1的服從標(biāo)準正態(tài)分布的研究樣本。

第三，利用相應(yīng)年份的人民幣兌美元匯率平均值，將外商直接投資(FDI)折算為人民幣金額，計算外商直接投資占GDP的比重。

第四，自2012年第四季度起，國家統(tǒng)計局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，2013年及以后數(shù)據(jù)來源于此項調(diào)查。與2013年前的分城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶調(diào)查的調(diào)查范圍、調(diào)查方法、指標(biāo)口徑有所不同。為確保2013年前后數(shù)據(jù)的連貫性與可比性，本文利用2013年農(nóng)村居民人均可支配收入與2013年農(nóng)村居民人均純收入的比值作為調(diào)整系數(shù)，對2013年之后的數(shù)據(jù)進行相應(yīng)調(diào)整。

(二)檢驗結(jié)果及討論

鑒于目前學(xué)術(shù)界對幾種主流的中介效應(yīng)檢驗計量方法的檢驗效力存在不同觀點，本文認為，在多種計量方法各具優(yōu)缺點時，通過不同計量方法得到類似的結(jié)論即認為在一定程度上是穩(wěn)健的。因此，為確保研究結(jié)論的可靠性，本文分別采用逐步檢驗回歸系數(shù)法、Sobel檢驗法和Bootstrapping檢驗法對金融發(fā)展與居民消費之間是否存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)進行實證檢驗，檢驗結(jié)果見表2和表3。其中，表2回歸(1)—回歸(3)匯報的是利用逐步檢驗回歸系數(shù)法的估計結(jié)果，回歸(4)匯報的是利用Sobel檢驗法的估計結(jié)果，回歸(5)—回歸(7)回報的是利用Sobel檢驗法在替換收入分配變量或金融發(fā)展水平指標(biāo)后的估計結(jié)果。表3匯報的是與表2回歸(4)—回歸(7)相對應(yīng)的利用Bootstrapping檢驗方法的估計結(jié)果。

表2 金融發(fā)展與居民消費的中介效應(yīng)回歸結(jié)果(1993—2017年)

表2回歸(1)匯報的是基于計量模型(12)檢驗金融發(fā)展水平對居民消費率的總效應(yīng)的估計結(jié)果。金融發(fā)展水平系數(shù)為正，且在1%水平上高度顯著，這表明，金融發(fā)展水平與居民消費率之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展水平的提高有助于擴大居民消費需求。

表2回歸(2)匯報的是基于計量模型(13)的檢驗金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)居民收入差距影響的估計結(jié)果。金融發(fā)展水平系數(shù)為負，且在1%水平上高度顯著。這表明，金融發(fā)展水平與收入泰爾指數(shù)之間呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展水平的提高有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

表2回歸(3)匯報的是基于計量模型(14)檢驗，在控制了金融發(fā)展水平之后，中介變量收入泰爾指數(shù)對居民消費率影響的估計結(jié)果：金融發(fā)展水平與收入泰爾指數(shù)的系數(shù)均在1%水平上高度顯著，這表明，金融發(fā)展水平與居民消費率之間存在關(guān)于收入泰爾指數(shù)的部分中介效應(yīng)。進一步，關(guān)于收入泰爾指數(shù)在金融發(fā)展與居民消費率之間的中介效應(yīng)，本文在參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[31]提出的中介效應(yīng)判斷程序進行檢驗：金融發(fā)展水平通過收入泰爾指數(shù)對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為-0.009 4，在1%水平上高度顯著，且偏差矯正95%的置信區(qū)間為[-0.022 1，-0.009 9]，置信區(qū)間不包括零值(表3)，這表明間接效應(yīng)顯著。但是，由于間接效應(yīng)(-0.009 4)符號與直接效應(yīng)(0.041 6)符號相反，說明收入泰爾指數(shù)在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)具體表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。

表2回歸(4)基于Sobel檢驗法的估計結(jié)果和表3利用Bootstrapping檢驗法的估計結(jié)果均表明收入泰爾指數(shù)在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。具體而言，金融發(fā)展對居民消費的總效應(yīng)是0.040 6，直接效應(yīng)是0.055 9，金融發(fā)展借助收入分配對居民消費率影響的間接效應(yīng)是-0.015 3，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比重是37.64%，即金融發(fā)展水平提高1個單位，居民消費率上升0.055 9個單位，但由于間接效應(yīng)的系數(shù)為負，金融發(fā)展通過收入分配對居民消費率產(chǎn)生的間接性影響“遮掩”了金融發(fā)展對居民消費的直接性影響，致使總效應(yīng)有所下降：由0.056下降至0.040 6。也就是說，如果沒有收入分配的影響，金融發(fā)展對居民消費率的影響力將提升37.64%。

表3 Bootstrapping檢驗結(jié)果(1993—2017年)

表3(續(xù))

(三)穩(wěn)健性檢驗

前文的分析表明，金融發(fā)展與居民消費之間存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)，且具體表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，即金融發(fā)展通過收入分配的間接路徑可能削弱了金融發(fā)展對居民消費影響的直接效應(yīng)，最終表現(xiàn)為一種“遮掩效應(yīng)”。為提升研究結(jié)論的可靠性，本文從替代中介變量和金融發(fā)展變量的角度對上述結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。

1.穩(wěn)健性檢驗Ⅰ：替換中介變量

用城鄉(xiāng)收入比代替中介變量收入泰爾指數(shù)，原因在于兩者都是衡量地區(qū)間收入差距的常用指標(biāo)。表2回歸(5)基于Sobel檢驗法的回歸結(jié)果和表3利用Bootstrapping檢驗方法的估計結(jié)果均表明，在1%的顯著性水平上，城鄉(xiāng)居民收入比在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，這說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.穩(wěn)健性檢驗Ⅱ：更換金融發(fā)展水平指標(biāo)

用戶均貸款額與人均GDP的比值代替信貸總額與GDP的比值進行穩(wěn)健性檢驗。信貸總額與GDP的比值是規(guī)模性金融指標(biāo)，戶均貸款額與人均GDP的比值是普惠性金融指標(biāo)，兩者都是衡量金融發(fā)展水平的常用指標(biāo)。表2回歸(6)和表3利用Bootstrapping檢驗方法均表明，在1%的顯著性水平上，收入泰爾指數(shù)在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，也說明了回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

(四)內(nèi)生性討論

中國金融系統(tǒng)的發(fā)展，特別是銀行業(yè)的發(fā)展受到政策因素影響很大，金融體系改革的主要目的是提高金融配制資本的效率和解除金融體系的政策性負擔(dān)，因此金融發(fā)展受到城鄉(xiāng)收入差距和居民消費影響的可能性很小。其他一些變量也主要是與政策有關(guān)的外生變量，例如城市化水平、地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開放度、投資率、人力資本、財政支出占GDP的比重等，且所有解釋變量之間最大的VIF值遠低于10，不必擔(dān)心存在多重共線性問題，估計結(jié)果的準確性、無偏性還是有一定保證的。經(jīng)濟增長率在理論上不排除與收入不平等互為因果，但前者是短期變動因素，后者是中長期因素，這種可能性不大[25]。

五、進一步研究：按時期、地區(qū)分類以及使用收入分配的不同度量方式

在表2和表3的所有回歸方程中，金融發(fā)展與居民消費之間存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)，且具體表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。為了進一步深入探索中介效應(yīng)的表現(xiàn)形式，結(jié)合下述情況：第一，2008年國際金融危機前后中國的財政政策與貨幣政策發(fā)生較大轉(zhuǎn)變；第二，國內(nèi)不同地區(qū)市場化改革、金融發(fā)展程度與收入分配狀況存在很大差異；第三，收入分配不同的度量方式(功能性收入分配和規(guī)模性收入分配)可能會對居民消費產(chǎn)生差異性影響等，需要回答三個問題。一是，2008年全球金融危機爆發(fā)后，中國財政政策與貨幣政策的轉(zhuǎn)變是否致使上述效應(yīng)發(fā)生改變？二是，在中國不同地區(qū)，金融發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距不盡相同，上述研究結(jié)論是否存在區(qū)域差異性？三是，前文研究結(jié)論在不同的分配方式下是否依然成立？為此，進一步分析包含以下內(nèi)容：首先，把樣本期間劃分為金融危機爆發(fā)前(1993—2008年)和金融危機爆發(fā)后(2009—2018年)兩個子樣本；其次，按照省份所屬區(qū)域，參照王全景和郝增慧(2018)[33]的劃分方法，把30個省份劃分為東部、中部和西部三個子樣本(1)東部地區(qū)包括北京、福建、廣東、江蘇、河北、遼寧、山東、上海、浙江、海南和天津 11 個省份；中部地區(qū)包括山西、黑龍江、吉林、安徽、河南、江西、湖北和湖南8個省份；西部地區(qū)包括陜西、甘肅、寧夏、青海、四川、內(nèi)蒙古、新疆、廣西、重慶、貴州和云南 12個省份。；最后，選用功能性收入分配指標(biāo)勞動者報酬占GDP的比重代替前文規(guī)模性收入分配指標(biāo)，開展實證檢驗。表4報告了Sobel法檢驗結(jié)果，限于篇幅，Bootstrapping法檢驗結(jié)果略。

表4 金融發(fā)展與居民消費的中介效應(yīng)：Sobel檢驗法

表4上半部分匯報的是兩個不同時期，城鄉(xiāng)居民收入差距在金融發(fā)展水平與居民消費率之間中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果：

在1993—2008年期間，金融發(fā)展水平通過城鄉(xiāng)收入差距對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為-0.020 5，在1%水平上高度顯著，且偏差與矯正95%置信區(qū)間[-0.028 7，-0.013 1]不包括零值，表明間接效應(yīng)顯著。但由于其間接效應(yīng)符號(-0.020 5)與直接效應(yīng)符號(0.061 2)相反，說明城鄉(xiāng)收入差距在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。

在2009—2018年期間，金融發(fā)展水平通過城鄉(xiāng)收入差距對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為0.009 8，在5%水平上高度顯著，且偏差與矯正95%置信區(qū)間[0.000 2，0.020 2]不包括零值，表明間接效應(yīng)顯著。但由于其間接效應(yīng)(0.009 8)符號與直接效應(yīng)(0.044 2)符號一致，且金融發(fā)展水平系數(shù)在1%水平上高度顯著，說明城鄉(xiāng)居民收入差距在金融發(fā)展水平與居民消費率之間表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。

表4中間部分匯報的是國內(nèi)不同地區(qū)之間，金融發(fā)展水平與居民消費率之間是否存在關(guān)于收入分配中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果：

在東部地區(qū)，金融發(fā)展水平通過城鄉(xiāng)收入差距對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為-0.008 9，在5%水平上高度顯著，且偏差與矯正95%置信區(qū)間[-0.017 0，-0.002 3]不包括零值，表明間接效應(yīng)顯著。但由于其間接效應(yīng)(-0.008 9)符號與直接效應(yīng)(0.041 3)符號相反，說明城鄉(xiāng)收入差距在金融發(fā)展水平與居民消費率之間的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。

在中部地區(qū)，金融發(fā)展對居民消費的總效應(yīng)在10%水平上仍不顯著，根據(jù)巴倫和肯尼(1999)[30]、溫忠麟和葉寶娟(2014)[31]的定義，引申到本文，收入分配中介效應(yīng)的存在是以金融發(fā)展對居民消費產(chǎn)生顯著影響為前提的。如果金融發(fā)展的系數(shù)不顯著，就說明金融發(fā)展對居民消費不能產(chǎn)生影響，在此情形下，再討論中介效應(yīng)意義不大。因此，從匯報的結(jié)果來看，在中部地區(qū)金融發(fā)展對居民消費的影響并不顯著，更不存在關(guān)于收入分配的中介效應(yīng)。

在西部地區(qū)，金融發(fā)展水平通過城鄉(xiāng)居民收入差距對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為0.000 0，在10%的顯著性水平上仍不顯著，且偏差與矯正95%置信區(qū)間[-0.011 5，0.010 5]包括零值，表明間接效應(yīng)不顯著。這說明，在西部地區(qū)，金融發(fā)展與居民消費之間不存在關(guān)于居民收入差距的中介效應(yīng)。

表4最后一列匯報的是以功能性收入分配指標(biāo)——勞動者報酬占GDP比重為收入分配代理變量的估計結(jié)果。金融發(fā)展通過勞動者報酬占GDP的比重對居民消費率產(chǎn)生影響的間接效應(yīng)為0.002 7，在10%的顯著性水平上仍不顯著，且偏差與矯正95%置信區(qū)間[-0.001 3，0.006 9]包括零值，表明間接效應(yīng)不顯著。這說明，金融發(fā)展與居民消費之間不存在關(guān)于功能性收入分配的中介效應(yīng)。

六、結(jié)論與啟示

本文聚焦于“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的傳導(dǎo)路徑，構(gòu)建了收入分配情形下金融發(fā)展對居民消費影響的微觀機制模型，就金融發(fā)展通過收入分配影響居民消費的作用機制進行了理論分析?；?993—2017年省級面板數(shù)據(jù)，本文采用中介效應(yīng)模型對提出的理論機制進行實證檢驗和政策討論。研究結(jié)果表明：金融發(fā)展與居民消費之間存在關(guān)于功能性收入分配的中介效應(yīng)，且具體表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”。在進行了變量替換的穩(wěn)健性檢驗和考慮內(nèi)生性問題之后，這一結(jié)論仍能成立。金融發(fā)展通過收入分配對居民消費率產(chǎn)生的影響“遮掩”了金融發(fā)展對居民消費率的直接效應(yīng)，致使總效應(yīng)有所下降：由0.055 9下降至0.040 6。也就是說，如果沒有國內(nèi)過大的收入差距的影響，金融發(fā)展對居民消費率的影響將提升37.64%。其中，2008年金融危機爆發(fā)之前的中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，之后則表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，表明2008年之前金融發(fā)展更多地表現(xiàn)為集約邊際效應(yīng)，收入分配差距擴大抑制了居民消費率的提升，而2008年之后，金融發(fā)展更多地表現(xiàn)為擴展邊際效應(yīng)，收入分配差距縮小促進了居民消費率的提升。在東部地區(qū)，中介效應(yīng)表現(xiàn)為“遮掩效應(yīng)”，而在中部地區(qū)和西部地區(qū)，中介效應(yīng)不顯著；使用勞動報酬占比指標(biāo)后重新回歸，中介效應(yīng)不顯著。由此表明，金融發(fā)展通過規(guī)模性收入分配而不是功能性收入分配影響居民消費。需要指出的是，這里的“遮掩效應(yīng)”是指，金融發(fā)展水平與居民消費之間的總效應(yīng)為正，但通過收入差距的間接效應(yīng)為負，說明收入分配的確是金融發(fā)展影響居民消費的中介變量之一，但在金融發(fā)展與居民消費之間還存在更大的正向機制未被納入研究視野。

本文的研究結(jié)論充分支持金融發(fā)展水平會通過改變居民收入分配差距而對居民消費行為產(chǎn)生影響。因此，在推動金融發(fā)展，促進資本要素的市場化配置時，相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)重視并遵循“金融發(fā)展→收入分配→居民消費”的傳導(dǎo)路徑，以金融發(fā)展緩解低收入群體的流動性約束，由此縮小收入差距這個中介變量，充分發(fā)揮金融發(fā)展對居民消費的擴大作用。本文的研究也暗含著從擴大內(nèi)需的視角看，金融發(fā)展的廣泛邊際效應(yīng)比集約邊際效應(yīng)更重要。此外，鑒于不同區(qū)域子樣本的估計結(jié)果存在差異性，相關(guān)部門還應(yīng)加大對中部地區(qū)和西部地區(qū)經(jīng)濟、金融發(fā)展的支持力度，降低金融服務(wù)門檻，確保更多的居民能夠跨越“信貸供給”門檻，享受到金融信貸服務(wù)，由此實現(xiàn)人均收入的增加和消費水平的提升。