楊碧云，葉雅優(yōu)，易行健,2，李家山

（1.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，廣東 廣州 510006；2.廣東金融學(xué)院，廣東 廣州 510521）

一、引言

加快構(gòu)建以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局是今后一個(gè)時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略導(dǎo)向。2023 年7 月28 日發(fā)布的《國(guó)務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)國(guó)家發(fā)展改革委關(guān)于恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)措施的通知》提出“加快構(gòu)建新發(fā)展格局，著力推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展，把恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)擺在優(yōu)先位置”。從現(xiàn)實(shí)情形看，受多種因素影響，我國(guó)居民消費(fèi)率偏低，世界銀行數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)居民消費(fèi)率由1978 年的48.8%大幅下降至2010 年的34.6%，而后緩慢上升到2021 年的38.1%，但仍低于世界主要國(guó)家55%的平均水平。研究如何打通制約消費(fèi)增長(zhǎng)的堵點(diǎn)、進(jìn)一步釋放消費(fèi)需求潛力，對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增進(jìn)民生福祉具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

針對(duì)國(guó)內(nèi)居民目前存在的“低消費(fèi)、高儲(chǔ)蓄”現(xiàn)象，相關(guān)研究主要從收入分配（Schmidt-Hebbel 等，2000）、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（王弟海和龔六堂，2007）、人口結(jié)構(gòu)變遷（Modigliani 等，2004）、預(yù)防性儲(chǔ)蓄（易行健等，2008）、流動(dòng)性約束（萬(wàn)廣華等，2001）、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（易行健等，2012）等角度進(jìn)行闡釋。從收入分配角度看，當(dāng)前國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)不振的一大重要因素在于居民收入在國(guó)民收入中占比較低（方福前，2009），且收入分配不平等程度較高。居民收入基尼系數(shù)由1995 年的0.34（趙人偉和李實(shí)，1997）快速上升至2018 年的0.46，收入差距在高位徘徊且存在擴(kuò)大基礎(chǔ)（羅楚亮等，2021）。如何減少收入差距對(duì)居民消費(fèi)的抑制效應(yīng)是當(dāng)前亟待解決的重要課題。普惠金融在助力共同富裕以及拉動(dòng)消費(fèi)、提振內(nèi)需方面可以發(fā)揮積極作用。普惠金融的發(fā)展為群眾提供了高效、便捷的支付方式和便利易得、豐富多樣的金融服務(wù)，降低人們接觸金融產(chǎn)品的門檻，并對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)各個(gè)方面產(chǎn)生重要影響（郭峰等，2020）。一方面，普惠金融通過(guò)緩解流動(dòng)性約束、提高人力資本投資、促進(jìn)創(chuàng)業(yè)就業(yè)和提高居民收入等渠道，助力緩解收入不平等（張勛等，2019b；吳本健等，2022）；另一方面，普惠金融通過(guò)提升居民支付便利性、緩解居民流動(dòng)性約束、擴(kuò)大居民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等方面增加居民消費(fèi)（王勛等，2022）。

調(diào)整居民收入分配格局，縮小居民收入差距，是一項(xiàng)長(zhǎng)期、復(fù)雜、艱巨的任務(wù)，而促進(jìn)居民消費(fèi)是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)工作中的一項(xiàng)迫切任務(wù)，是解決經(jīng)濟(jì)運(yùn)行突出矛盾的一個(gè)關(guān)鍵舉措。在收入不平等這一約束條件短期內(nèi)難以根本改變的背景下，能否通過(guò)大力發(fā)展普惠金融來(lái)緩解收入不平等對(duì)居民消費(fèi)的抑制效應(yīng)？本文基于微觀居民家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖從普惠金融視角為緩解收入差距對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面影響提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾點(diǎn)：第一，以往文獻(xiàn)大多聚焦于普惠金融對(duì)居民收入分配和消費(fèi)的影響，而本文探究普惠金融在收入不平等和居民消費(fèi)關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，是對(duì)收入不平等影響消費(fèi)方面研究的有益補(bǔ)充；第二，本文從流動(dòng)性約束和居民社會(huì)資本兩個(gè)方面，厘清普惠金融緩解作用的內(nèi)在機(jī)理；第三，本文進(jìn)一步結(jié)合居民家庭特征，分析普惠金融在不同居民群體之間起到的異質(zhì)性影響，可望為政府部門精準(zhǔn)施策、削弱收入不平等對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面影響提供依據(jù)。本文研究具有鮮明的政策含義，短期內(nèi)在收入不平等構(gòu)成約束的背景下，可以通過(guò)進(jìn)一步發(fā)展普惠金融以降低收入不平等對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面效應(yīng)，為促進(jìn)消費(fèi)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與假設(shè)

凱恩斯絕對(duì)收入假設(shè)指出居民存在邊際消費(fèi)遞減傾向，在此情形下，收入不平等加劇將抑制消費(fèi)需求?；谶呺H消費(fèi)傾向遞減假定，國(guó)內(nèi)外大多微觀層面研究均指出收入不平等嚴(yán)重制約居民的消費(fèi)增長(zhǎng)（Chu 等，2017；Dynan 等，2014；楊汝岱和朱詩(shī)娥，2007）。一方面，高收入群體邊際消費(fèi)傾向偏低，意味著其消費(fèi)意愿增長(zhǎng)有限（甘犁等，2018）；另一方面，低收入群體消費(fèi)傾向較高，但易受到流動(dòng)性約束，抑制其消費(fèi)需求增長(zhǎng)（甘犁等，2018）。收入不平等加劇使得分布在高、低收入兩端的人群占比上升，拉低平均消費(fèi)傾向，導(dǎo)致整體消費(fèi)水平下滑。

隨著普惠金融概念的興起和普及，已有不少學(xué)者深入探討了普惠金融產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及其對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為的影響。普惠金融擴(kuò)大了金融服務(wù)覆蓋面，使社會(huì)各階層的能享受到成本可負(fù)擔(dān)的金融服務(wù)，特別是低收入群體獲得信貸服務(wù)的可及性得到更多保障。一方面，多數(shù)研究認(rèn)為發(fā)展普惠金融有利于減貧和提升低收入人群收入，直接作用于降低收入不平等（Easterly，2006；Kling 等，2022；吳本健等，2022）。普惠金融為中小微企業(yè)和個(gè)體工商戶提供資金支持，市場(chǎng)主體獲得金融支持后能夠擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，進(jìn)而創(chuàng)造更多就業(yè)機(jī)會(huì)，增加居民收入；能通過(guò)緩解居民的金融約束，激發(fā)居民創(chuàng)業(yè)行為以增加財(cái)富，增加低收入群體的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，進(jìn)而縮小收入差距（Becker 和Tomes，1979；Galor 和Moav，2004；尹志超等，2023）。另一方面，普惠金融通過(guò)緩解居民消費(fèi)時(shí)面臨的流動(dòng)性約束推動(dòng)當(dāng)期消費(fèi)的提升（Li等，2020；孫玉環(huán)等，2021），并且這種促進(jìn)作用在中低收入群體中更加明顯（易行健和周利，2018）。王勛和王雪（2022）研究指出普惠金融的發(fā)展有助于居民家庭利用以至拓寬社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，提高自身風(fēng)險(xiǎn)平滑能力，進(jìn)而增加居民消費(fèi)。上述研究表明收入不平等將會(huì)顯著抑制居民消費(fèi)，而普惠金融在促進(jìn)居民消費(fèi)尤其是提升低收入人群消費(fèi)中發(fā)揮著重要作用，基于此，提出本文第一個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：普惠金融可以緩解收入不平等對(duì)居民消費(fèi)的抑制作用。

消費(fèi)和儲(chǔ)蓄理論中的流動(dòng)性約束假設(shè)指出，在不完全的金融市場(chǎng)上，居民難以獲得信貸時(shí)其基于生命周期的最優(yōu)消費(fèi)平滑路徑（Zeldes，1989），居民囿于流動(dòng)性約束被迫減少消費(fèi)（Carvalho 等，2016）。基于國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)的分析表明流動(dòng)性約束人數(shù)占比上升是造成居民消費(fèi)不足的重要原因（萬(wàn)廣華等，2001b）。一方面，收入差距擴(kuò)大將會(huì)增加居民受到流動(dòng)性約束的概率。金融發(fā)展可以合理、有效分配資源，通過(guò)緩解流動(dòng)性約束釋放被壓抑的消費(fèi)需求（Campbell 和Mankiw，1991）。傳統(tǒng)金融服務(wù)具有“嫌貧愛(ài)富”的特性，金融機(jī)構(gòu)將金融服務(wù)提供給低收入群體的成本高而收益低，因此對(duì)低收入群體的信貸支持或?qū)⒂邢蓿―eaton，1992）。甘犁等（2018）發(fā)現(xiàn)我國(guó)中低收入家庭更加容易受到流動(dòng)性約束，收入差距擴(kuò)大提高了居民家庭面臨流動(dòng)性約束的可能性。另一方面，普惠金融的重點(diǎn)服務(wù)對(duì)象是低收入人群，致力于減少金融服務(wù)方面的非公平對(duì)待，可緩解收入差距擴(kuò)張對(duì)于居民受到流動(dòng)性約束的影響。普惠金融的發(fā)展擴(kuò)大了金融服務(wù)覆蓋范圍，更多居民能夠合理利用金融服務(wù)和產(chǎn)品，滿足日益增長(zhǎng)的信貸需求，尤其是被傳統(tǒng)金融所排斥的長(zhǎng)尾群體（王穎和陸磊，2012）；拓寬了低收入群體的資金獲取渠道，降低了金融服務(wù)門檻；大幅提升了傳統(tǒng)金融服務(wù)的可得性和便利性，緩解了弱勢(shì)群體的信貸約束（張勛等，2019b）。綜上，流動(dòng)性約束是消費(fèi)平滑難以進(jìn)行的梗阻，低收入人群相較之下更易面臨流動(dòng)性約束，而普惠金融在改善低收入群體流動(dòng)性約束方面發(fā)揮著重要作用。基于此，提出本文第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：普惠金融能夠減緩收入不平等所造成的居民流動(dòng)性約束，進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是指人們?cè)诨?dòng)中形成相對(duì)穩(wěn)定的關(guān)系，是人們利用社會(huì)關(guān)系獲得稀缺資源的能力，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)制等同屬社會(huì)資本的范疇（Putnam 等，1993）。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為一種非正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制，在降低居民流動(dòng)性約束、減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為和促進(jìn)居民消費(fèi)平滑方面具有重要作用（易行健等，2012；黃露露，2022）。但一方面，收入不平等對(duì)居民社會(huì)資本積累具有負(fù)面影響。居民社會(huì)資本的積累與收入水平分布相關(guān)，低收入群體的社會(huì)資本量和社會(huì)資本回報(bào)率都較低（周曄馨，2012）。申廣軍和張川川（2016）研究發(fā)現(xiàn)收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致社會(huì)地位分布兩端人數(shù)增加，即社會(huì)分化加重，進(jìn)而降低社會(huì)信任程度，負(fù)向影響社會(huì)資本積累。另一方面，普惠金融的發(fā)展能夠促進(jìn)居民的經(jīng)濟(jì)互動(dòng)行為，或?qū)⒕徑馐杖氩罹鄶U(kuò)張對(duì)于社會(huì)資本積累的負(fù)面影響。邊燕杰（2004）指出社會(huì)資本源于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的信息傳遞、資源交換、信任交易和信號(hào)傳遞。普惠金融的發(fā)展旨在兼顧公平與效率，將更多被排斥的群體納入到金融服務(wù)范圍之中，賦予弱勢(shì)群體增信支持，降低信息不對(duì)稱現(xiàn)象，增加居民的金融市場(chǎng)參與行為，使居民能夠通過(guò)經(jīng)濟(jì)行為互動(dòng)拓展和鞏固社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，在網(wǎng)絡(luò)中進(jìn)行資源交換和傳遞個(gè)人信用信號(hào)，從而積極作用于居民的社會(huì)資本積累。王勛和王雪（2022）研究表明普惠金融發(fā)展可以使得家庭獲得低成本、高效率的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，利于鞏固和拓寬社會(huì)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而提高家庭通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)平滑風(fēng)險(xiǎn)的能力。綜上所述，社會(huì)資本是平滑居民消費(fèi)的重要渠道，而收入差距會(huì)負(fù)面影響居民社會(huì)資本積累；普惠金融有利于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的維系和擴(kuò)大，這一作用對(duì)于弱勢(shì)群體來(lái)說(shuō)尤為明顯?；谏鲜龇治?，提出本文第三個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)3：普惠金融能夠緩解收入不平等對(duì)居民社會(huì)資本的抑制作用，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

1.收入不平等對(duì)居民消費(fèi)影響模型設(shè)定

聚焦于普惠金融是否緩解了收入不平等對(duì)于消費(fèi)的抑制作用，本文首先驗(yàn)證收入不平等對(duì)居民消費(fèi)的抑制作用，構(gòu)建如下模型：

模型（1）中被解釋變量ln（Cijk）代表居民家庭總體消費(fèi)支出，其中下標(biāo)i、j、k分別表示省份、區(qū)縣、家庭；核心解釋變量IEij表示收入不平等程度，基于區(qū)縣層面家庭收入計(jì)算基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)進(jìn)行衡量；Xijk為戶主、家庭和城市層面的控制變量；考慮到每個(gè)省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r具有差異性，可能存在非時(shí)變的遺漏變量對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響，因此加入省份固定效應(yīng)ωi；εijk為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到誤差項(xiàng)可能存在一定的相關(guān)性，導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)存在偏誤，因此在回歸中將標(biāo)準(zhǔn)誤差聚到區(qū)縣層面。α1為本文關(guān)注的估計(jì)系數(shù)，據(jù)上述分析預(yù)期α1顯著為負(fù)，表明收入不平等將會(huì)顯著抑制居民消費(fèi)。

2.普惠金融緩解效應(yīng)模型設(shè)定

接著引入收入不平等與普惠金融指數(shù)的交互項(xiàng)，考察普惠金融是否能夠緩解收入不平等對(duì)于消費(fèi)的抑制作用，實(shí)證模型設(shè)定如下：

在模型（2）中DIijk表示居民普惠金融程度指數(shù)，其余變量與模型（1）保持一致。模型中交互項(xiàng)IEij×DIijk的估計(jì)系數(shù)β1則是本文主要關(guān)注的估計(jì)系數(shù)，依據(jù)假設(shè)1，預(yù)期β1顯著為正，表明普惠金融能夠顯著緩解收入不平等對(duì)于消費(fèi)的抑制作用。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文使用的樣本數(shù)據(jù)來(lái)自于由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開展的家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）2019 年數(shù)據(jù)，覆蓋全國(guó)29 個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)、343 個(gè)區(qū)縣、1360 個(gè)村(居)委會(huì)，包含34643 戶家庭、107008 個(gè)家庭成員的信息，數(shù)據(jù)具有全國(guó)及省級(jí)代表性。地區(qū)層面的數(shù)據(jù)則來(lái)自于對(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。在數(shù)據(jù)處理方面，僅保留身份為戶主的樣本、戶主年齡為18 歲以上且在65 歲以下的家庭樣本；剔除家庭人口大于10 人的數(shù)據(jù)；剔除家庭總消費(fèi)支出、總收入、凈資產(chǎn)以及總負(fù)債小于零且存在缺失值的樣本，并剔除總消費(fèi)、總收入、凈資產(chǎn)以及負(fù)債的異常極端值。最終得到觀測(cè)家庭23167 戶。

（三）變量選取與說(shuō)明

1.被解釋變量：家庭總消費(fèi)支出

以家庭總消費(fèi)自然對(duì)數(shù)作為被解釋變量。根據(jù)中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的《居民消費(fèi)支出分類（2013）》文件定義的食品煙酒消費(fèi)、衣著消費(fèi)、居住消費(fèi)、生活用品及服務(wù)消費(fèi)、醫(yī)療保健消費(fèi)、交通通訊消費(fèi)、文教娛樂(lè)消費(fèi)、其他消費(fèi)等八大類消費(fèi)分項(xiàng)，對(duì)分項(xiàng)消費(fèi)進(jìn)行加總得到“家庭總消費(fèi)”變量。

2.核心解釋變量：基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)

根據(jù)同一區(qū)縣內(nèi)的居民收入分布情況計(jì)算基尼系數(shù)，衡量收入不平等程度。考慮到基尼系數(shù)對(duì)富人觀測(cè)值的敏感性，富人收入數(shù)據(jù)誤差過(guò)大會(huì)導(dǎo)致基尼系數(shù)存在較大的偏誤（萬(wàn)廣華，2009），故而計(jì)算區(qū)縣層面收入時(shí)以泰爾指數(shù)進(jìn)行補(bǔ)充。

3.調(diào)節(jié)變量：家庭普惠金融指數(shù)

以往文獻(xiàn)中常用的側(cè)重體現(xiàn)宏觀方面的數(shù)字普惠金融指數(shù)可能難以反映金融資源在微觀個(gè)體之間的配置，對(duì)于個(gè)體經(jīng)濟(jì)福利效益難以評(píng)估。本文基于微觀家庭需求層面，從是否購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)①具體而言，將家庭人壽保險(xiǎn)費(fèi)、健康保險(xiǎn)費(fèi)以及其他保險(xiǎn)費(fèi)用大于0 的家庭表示為購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)的家庭，賦值為1。、是否持有銀行賬戶、是否持有信用卡、是否獲得正規(guī)信貸以及是否使用數(shù)字金融服務(wù)②其中數(shù)字金融服務(wù)包括互聯(lián)網(wǎng)支付、理財(cái)及融資。參考尹志超和仇化（2019）將互聯(lián)網(wǎng)金融細(xì)分為互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)和網(wǎng)絡(luò)借貸、互聯(lián)網(wǎng)投資行為和互聯(lián)網(wǎng)融資行為，又根據(jù)問(wèn)卷設(shè)置將參與互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)，或通過(guò)網(wǎng)絡(luò)借貸平臺(tái)將資金有償借出定義為互聯(lián)網(wǎng)投資行為；將通過(guò)網(wǎng)絡(luò)借貸平臺(tái)有償借入資金用于消費(fèi)等定義為互聯(lián)網(wǎng)融資行為，由此構(gòu)建家庭“是否使用數(shù)字金融服務(wù)”變量。等五方面，采用因子分析法構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)（尹志超和張棟浩，2020）。表1匯報(bào)了因子分析的結(jié)果，KMO 檢驗(yàn)整體值是0.7973，表明所選取的五個(gè)指標(biāo)適合采用因子分析法構(gòu)建指數(shù)變量。根據(jù)特征值大于1 以及累計(jì)解釋大于75%的常用準(zhǔn)則保留第一個(gè)有效公共因子，表明該因子能夠從整體上反映居民家庭的普惠金融水平。然后采用Bartlett 因子得分法構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)，最后將該指數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表1 因子分析結(jié)果

為盡可能緩解遺漏變量導(dǎo)致的回歸偏差問(wèn)題，控制了盡量多影響家庭消費(fèi)支出的相關(guān)變量，包括家庭層面的總收入、凈資產(chǎn)、總負(fù)債、家庭規(guī)模、少兒人口占比和老年人口占比③本文定義家庭0-16 歲小孩與家庭人口比值為少兒人口占比，定義60 歲以上老年人口與家庭個(gè)人口之比為老年人口占比。、是否經(jīng)營(yíng)工商業(yè)；戶主層面的性別、年齡、年齡的平方/100、受教育程度④受教育年限（年）賦值：未上過(guò)學(xué)=0，小學(xué)=6，初中=9，高中、職校、中專=12，大專=15，本科=16，碩士=18，博士=22。、是否黨員、是否已婚⑤在CHFS2019 問(wèn)卷中詢問(wèn)了家庭成員的婚姻狀態(tài)，本文將選擇“已婚”賦值為1，視為已婚；其他選項(xiàng)賦值為0，視為未婚。、是否健康⑥在CHFS 的問(wèn)卷中使用五點(diǎn)量表法提問(wèn)了個(gè)人相比同齡人的身體健康狀況，本文將前兩項(xiàng)回答“1.非常好”和“2.好”定義為健康賦值為1；將后三項(xiàng)回答“3.一般”“4.不好”“5.非常不好”定義為不健康，賦值為0。、是否農(nóng)業(yè)戶口⑦依據(jù)CHFS 問(wèn)卷中詢問(wèn)戶口類型的問(wèn)題，將選擇“1.農(nóng)業(yè)”的視為農(nóng)業(yè)戶口并賦值為1，否則賦值為0。、是否風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避以及是否風(fēng)險(xiǎn)偏好⑧參考尹志超（2015），風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和風(fēng)險(xiǎn)偏好通過(guò)CHFS 問(wèn)卷中如下問(wèn)題測(cè)度：“如果您有一筆錢，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目?”將選擇“1.高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目”和“2.略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目”定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好者；將選擇“3.平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目”定義為風(fēng)險(xiǎn)中性者；將選擇“4.略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目”和“5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”定義為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者。；宏觀層面的家庭所在城市的人均GDP 和傳統(tǒng)金融發(fā)展水平⑨以城市金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占GDP 的比重進(jìn)行衡量。。

四、實(shí)證分析

（一）描述統(tǒng)計(jì)分析

本文所使用的相關(guān)變量符號(hào)及其描述性統(tǒng)計(jì)如表2 所示。從被解釋變量看，家庭總消費(fèi)支出對(duì)數(shù)均值為10.708。核心解釋變量收入基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)均值分別為0.484 和0.426，可見(jiàn)家庭收入差距較大。從調(diào)節(jié)變量看，普惠金融指數(shù)均值為0.442?？傮w來(lái)看，數(shù)據(jù)初步處理后，得到所需變量的描述性結(jié)果較為合理。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）收入不平等對(duì)居民消費(fèi)支出的影響分析

表3 報(bào)告了收入不平等對(duì)居民消費(fèi)影響的實(shí)證回歸結(jié)果。表3 的（1）（4）列僅引入收入不平等指標(biāo)，收入基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)估計(jì)系數(shù)分別為-2.513 和-1.202，皆在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明收入不平等顯著負(fù)向影響家庭消費(fèi)；表3 的（2）（3）列和（5）（6）為分別加入家庭、戶主和宏觀層面特征回歸結(jié)果，在加入所有控制變量之后基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)的估計(jì)系數(shù)分別為-0.632 和-0.290，均在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)每上升0.1 個(gè)單位，家庭總消費(fèi)支出均值將下降6.32%和2.90%。實(shí)證結(jié)果表明收入不平等顯著抑制消費(fèi)，且從系數(shù)結(jié)果上看經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著，結(jié)論與前述理論分析相一致。

表3 收入不平等對(duì)居民消費(fèi)支出的影響

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著水平下顯著;括號(hào)內(nèi)為區(qū)縣層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

（三）普惠金融的緩解作用分析

根據(jù)模型（2）分析普惠金融是否緩解了收入差距對(duì)于消費(fèi)支出的抑制作用。表4 第（1）列報(bào)告了普惠金融對(duì)居民消費(fèi)的影響，普惠金融估計(jì)系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為正，證實(shí)普惠金融顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)增長(zhǎng)。表4 第（2）列使用家庭總消費(fèi)對(duì)普惠金融與基尼系數(shù)交互項(xiàng)、交互項(xiàng)子項(xiàng)進(jìn)行回歸，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為0.718，在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，回歸結(jié)果驗(yàn)證了普惠金融的正向緩解作用；表4 第（3）列中普惠金融和泰爾指數(shù)估計(jì)結(jié)果亦顯著為正。實(shí)證結(jié)果表明普惠金融確實(shí)緩解了收入差距對(duì)于消費(fèi)的抑制作用，且估計(jì)系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義顯著，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表4 普惠金融的緩解作用

五、進(jìn)一步分析

（一）普惠金融緩解效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制分析

1.緩解居民流動(dòng)性約束

流動(dòng)性約束是限制居民消費(fèi)增長(zhǎng)的重要因素（Zeldes，1989），收入差距擴(kuò)張將會(huì)加劇居民受到的流動(dòng)性約束（甘犁等，2018）。接下來(lái)分析收入差距對(duì)居民受到流動(dòng)性約束概率的影響，并探究普惠金融是如何發(fā)揮調(diào)節(jié)作用的。選用以下兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量居民面臨的流動(dòng)性約束：一是將流動(dòng)性資產(chǎn)小于兩個(gè)月永久性收入⑩永久性收入的計(jì)算是以家庭總收入作為因變量，對(duì)家庭、戶主和城市層面特征變量，并且加入省份虛擬變量進(jìn)行OLS 回歸，得到該方程的預(yù)測(cè)值作為家庭的永久性收入（沈坤榮等，2012）。的消費(fèi)者界定為受到流動(dòng)性約束（甘犁等，2018；Zeldes，1989），變量賦值為1，否則為0。二是將家庭流動(dòng)性資產(chǎn)小于平均三個(gè)月支出視為受到流動(dòng)性約束（尹志超等，2021），變量賦值為1，否則為0。根據(jù)家庭收入排名進(jìn)行五等分組，將最高收入組作為參照組，分別以兩個(gè)流動(dòng)性約束衡量指標(biāo)為被解釋變量，估算各收入階層面臨的流動(dòng)性約束概率。從表5 第（1）列中可以看到隨著收入階層的提高，居民受到流動(dòng)性約束的概率呈單調(diào)遞減；表5 第（2）列的實(shí)證結(jié)果呈現(xiàn)出相同趨勢(shì)特征。由此可見(jiàn)，居民面臨流動(dòng)性約束概率隨著收入階層上升而遞減，收入差距將通過(guò)作用于加重居民的流動(dòng)性約束進(jìn)而抑制消費(fèi)支出增長(zhǎng)。

表5 各收入階層面臨流動(dòng)性約束的概率

進(jìn)一步，以流動(dòng)性約束作為被解釋變量對(duì)收入不平等進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6 第（1）-（4）列所示，（1）（2）列為以“流動(dòng)資產(chǎn)小于兩個(gè)月永久收入”為流動(dòng)性衡量指標(biāo)作被解釋變量的回歸結(jié)果，（3）（4）列為以“流動(dòng)資產(chǎn)小于三個(gè)月支出”為流動(dòng)性衡量指標(biāo)作被解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正，實(shí)證結(jié)果再次表明收入差距加劇了居民受到的流動(dòng)性約束。隨著收入差距的擴(kuò)大，收入進(jìn)一步集中于少數(shù)群體中，面臨流動(dòng)性約束的家庭將會(huì)增加，低收入群體即使有較高的消費(fèi)傾向，流動(dòng)性約束的限制也將導(dǎo)致居民消費(fèi)難以上升。

表6 收入不平等、普惠金融對(duì)居民流動(dòng)性約束的影響

繼而分析普惠金融是否能夠緩解收入差距帶來(lái)的流動(dòng)性約束概率增加，構(gòu)建普惠金融和收入差距指標(biāo)的交互項(xiàng)，將構(gòu)建的兩個(gè)流動(dòng)性約束指標(biāo)分別作為被解釋變量進(jìn)行OLS 回歸，實(shí)證結(jié)果如表6 第（5）-（8）列所示，（5）（6）列為以“流動(dòng)資產(chǎn)小于兩個(gè)月永久收入”為流動(dòng)性衡量指標(biāo)作被解釋變量的回歸結(jié)果，（7）（8）列為以“流動(dòng)資產(chǎn)小于三個(gè)月支出”為流動(dòng)性衡量指標(biāo)作被解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示普惠金融和基尼系數(shù)、普惠金融和泰爾指數(shù)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，即實(shí)證結(jié)果表明普惠金融確實(shí)緩解了收入差距對(duì)居民流動(dòng)性約束的提升，普惠金融的包容性特征提供給低收入群體獲得金融資源的能力，在一定程度上緩解了收入差距對(duì)于居民流動(dòng)性約束的影響。由此，假設(shè)2 得到驗(yàn)證。

2.提高居民社會(huì)資本

社會(huì)資本作為非正規(guī)金融保險(xiǎn)制度，是居民進(jìn)行借貸的重要方式，利于居民進(jìn)行消費(fèi)平滑（易行健等，2012），而收入不平等降低了居民間的社會(huì)信任水平，阻礙了社會(huì)資本積累（申廣軍等，2016）。低收入群體在滿足自身需求后缺乏資金進(jìn)行社會(huì)網(wǎng)絡(luò)維護(hù)和拓展，社會(huì)資本積累受阻（Shoji 等，2012）。為進(jìn)一步探究社會(huì)資本的渠道效應(yīng)，選用受訪家庭支付給非家庭成員的人情禮金支出的自然對(duì)數(shù)（易行健等，2012），以及家庭全年的交通通訊支出自然對(duì)數(shù)（何翠香和晏冰，2015）作為社會(huì)資本的衡量指標(biāo)。首先考慮收入不平等對(duì)于社會(huì)資本的影響，回歸結(jié)果如表8 所示。表7 第（1）-（4）列回歸結(jié)果顯示基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)估計(jì)系數(shù)皆在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，實(shí)證結(jié)果表明收入不平等顯著抑制了居民社會(huì)資本積累。

表7 收入不平等、普惠金融對(duì)居民社會(huì)資本的影響

表8 基于戶主受教育程度的異質(zhì)性分析

隨后探究普惠金融是否能夠緩解收入差距對(duì)社會(huì)資本積累的負(fù)面作用，構(gòu)建普惠金融和收入差距指標(biāo)的交互項(xiàng)，將社會(huì)資本衡量指標(biāo)作為被解釋變量進(jìn)行OLS 回歸，實(shí)證結(jié)果如表7 第（5）-（8）列所示。結(jié)果顯示普惠金融和基尼系數(shù)、普惠金融和泰爾指數(shù)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，表明了普惠金融確實(shí)能夠緩解收入差距對(duì)于社會(huì)資本的負(fù)面作用。普惠金融以較低的交易成本、便捷的移動(dòng)支付方式拓寬了居民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，提高了風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)能力，實(shí)現(xiàn)了其消費(fèi)平滑行為（王勛等，2022），有助于改善由于收入差距導(dǎo)致的社會(huì)資本積累受阻問(wèn)題，進(jìn)而在收入不平等負(fù)向影響消費(fèi)的過(guò)程中起到緩解作用。由此，假設(shè)3 得以驗(yàn)證。

（二）異質(zhì)性分析

進(jìn)一步從戶主受教育程度、家庭收入水平和區(qū)域正規(guī)金融發(fā)展程度分析普惠金融的異質(zhì)性緩解作用效果大小。

1.基于戶主受教育程度的異質(zhì)性分析

根據(jù)戶主受教育程度將樣本進(jìn)行分組，將樣本分為高中及以下、高中（或中專）以上（包括大專）兩個(gè)樣本，探究普惠金融在戶主受教育程度上的作用效果差異。表8 的回歸結(jié)果顯示，戶主受教育程度為高中及以下群體的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，而高中以上學(xué)歷樣本的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且不顯著。采用自抽樣法分別檢驗(yàn)不同樣本組間系數(shù)差異的顯著性，經(jīng)驗(yàn)p 值分別為0.080 和0.040，證實(shí)了組間系數(shù)差異性。實(shí)證結(jié)果表明普惠金融在戶主受教育程度為高中及以下群體中的緩解作用更強(qiáng)，對(duì)此的解釋為，低學(xué)歷人群可能收入較低，受到的流動(dòng)性約束和社會(huì)資本積累抑制作用可能更強(qiáng)，因而普惠金融具有更大的作用發(fā)揮空間。

R2 0.398 0.359 0.398 0.359經(jīng)驗(yàn)p值 0.080 0.040

2.基于家庭收入水平的異質(zhì)性分析

將全體家庭樣本分為高、低收入組，探究普惠金融的緩解作用在不同收入組別的異質(zhì)性結(jié)果。表9 回歸結(jié)果顯示，在低收入組中交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，在高收入組中估計(jì)系數(shù)結(jié)果為正但不顯著。自抽樣法檢驗(yàn)組間系數(shù)差異的顯著性的經(jīng)驗(yàn)p 值分別為0.085 和0.090，回歸結(jié)果存在顯著差異。實(shí)證結(jié)果表明普惠金融對(duì)低收入組的緩解作用更加明顯。對(duì)此的解釋是，在收入不平等約束下低收入階層面臨更強(qiáng)的流動(dòng)性約束（甘犁等，2018）、更低的社會(huì)資本水平（Shoji 等，2012）。普惠金融減少了傳統(tǒng)信貸風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的盲點(diǎn)，向低收入人群提供便捷的金融服務(wù)（黃益平和陶坤玉，2019），能夠在一定程度上減少低收入群體的流動(dòng)性約束（易行健和周利，2018）。普惠金融還通過(guò)數(shù)字經(jīng)濟(jì)活動(dòng)例如移動(dòng)支付等增強(qiáng)社會(huì)互動(dòng)水平（戚聿東和褚席，2021），進(jìn)而在更大程度上緩解這部分群體受到的消費(fèi)抑制。

表9 基于家庭收入水平的異質(zhì)性分析

3.基于區(qū)域正規(guī)金融發(fā)展程度的異質(zhì)性分析

基于貸款余額除以GDP 均值劃分金融發(fā)展程度高、低組別，探究普惠金融在不同正規(guī)金融發(fā)展程度水平下的異質(zhì)性緩解作用。表10 列示了按照金融發(fā)展程度進(jìn)行分組的回歸結(jié)果，可見(jiàn)正規(guī)金融發(fā)展程度較低地區(qū)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，而金融發(fā)展程度較高地區(qū)交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為正數(shù)但不顯著。自抽樣法檢驗(yàn)組間系數(shù)差異的顯著性的經(jīng)驗(yàn)p 值分別為0.060和0.080，結(jié)果顯示組間系數(shù)存在顯著差異。實(shí)證結(jié)果表明普惠金融的緩解作用在正規(guī)金融發(fā)展程度較低的地區(qū)中效應(yīng)更強(qiáng)。對(duì)此的解釋為，傳統(tǒng)金融面臨著設(shè)置機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)成本高且對(duì)于偏遠(yuǎn)地區(qū)的尾部人群金融服務(wù)覆蓋難的問(wèn)題，數(shù)字技術(shù)與金融服務(wù)跨界融合能夠通過(guò)線上平臺(tái)豐富普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)形式，從而提升了金融服務(wù)的可得性（黃益平等，2018；郭峰等，2020），令正規(guī)金融發(fā)展程度較低地區(qū)的居民流動(dòng)性約束得以緩解，進(jìn)而對(duì)于收入不平等抑制消費(fèi)起到了更為明顯的緩解作用。

表10 基于區(qū)域金融發(fā)展程度的異質(zhì)性分析

（三）內(nèi)生性討論和穩(wěn)健性分析

1.內(nèi)生性討論

盡管在基準(zhǔn)回歸模型中加入了盡可能多的控制變量以避免遺漏變量偏誤問(wèn)題，但仍可能存在一些無(wú)法觀測(cè)的變量影響普惠金融和居民消費(fèi)支出，進(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)偏誤，產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。其次，收入不平等的衡量可能存在測(cè)量誤差，亦會(huì)使得估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤。此外，家庭普惠金融指數(shù)是基于家庭是否享有一系列金融服務(wù)構(gòu)建的指數(shù)，可能存在自選擇問(wèn)題與反向因果關(guān)系。因此，使用控制函數(shù)法來(lái)緩解可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問(wèn)題。相較于傳統(tǒng)工具變量法，控制函數(shù)法是將內(nèi)生性變量對(duì)工具變量回歸的殘差項(xiàng)作為額外的控制變量引入到原回歸方程中，能有效解決交叉項(xiàng)變量的內(nèi)生性（Wooldridge，2015）。以同一社區(qū)內(nèi)其他家庭金融普惠指數(shù)的均值作為工具變量（Fu 等，2016），社區(qū)內(nèi)家庭的普惠金融水平會(huì)影響該家庭的普惠金融水平狀況，但是并不會(huì)直接影響該家庭的消費(fèi)支出水平（尹志超和張棟浩，2020），滿足工具變量的相關(guān)性和外生性的要求?；趦?nèi)生性處理模型的估計(jì)結(jié)果如表11 所示，第一階段回歸殘差在1%顯著性水平下顯著，表明上述實(shí)證分析存在內(nèi)生性問(wèn)題，而從二階段結(jié)果來(lái)看，交互項(xiàng)仍顯著為正，結(jié)果與前述分析一致，驗(yàn)證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表11 內(nèi)生性處理后回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，替換解釋變量。為進(jìn)一步驗(yàn)證普惠金融的緩解效應(yīng)，將核心解釋變量替換為省份層面的收入差距指標(biāo)，包括省份基尼系數(shù)（Gini_pro）和泰爾指數(shù)（Theil_pro）。表12 第（1）（2）列報(bào)告了替換解釋變量后的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，再次證實(shí)普惠金融緩解了收入不平等對(duì)于消費(fèi)的負(fù)向影響。其次，替換被解釋變量。為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，使用家庭人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)和剔除教育支出后的家庭消費(fèi)支出對(duì)數(shù)作為被解釋變量。表12 第（3）-（6）列報(bào)告了替換被解釋變量的回歸結(jié)果，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，證實(shí)了普惠金融在緩解收入不平等抑制消費(fèi)作用上的穩(wěn)定性。

六、結(jié)論與啟示

本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2019 年的數(shù)據(jù)，探究了收入不平等、普惠金融及其交互作用對(duì)于居民消費(fèi)的影響，主要得出了以下結(jié)論：第一，收入不平等顯著抑制居民消費(fèi)，而普惠金融能夠顯著緩解收入不平等對(duì)于消費(fèi)的抑制作用。第二，收入不平等通過(guò)加重居民流動(dòng)性約束以及降低社會(huì)資本水平進(jìn)而影響居民消費(fèi)水平，普惠金融通過(guò)減緩由于收入不平等所導(dǎo)致的居民流動(dòng)性約束以及重構(gòu)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、提高居民社會(huì)資本兩條路徑，對(duì)于收入不平等負(fù)向影響居民消費(fèi)起到“緩沖劑”作用。第三，普惠金融的緩解作用在戶主受教育水平較低、家庭收入水平較低以及所處區(qū)域正規(guī)金融發(fā)展程度較低的居民群體中效應(yīng)較大，其主要原因是普惠金融對(duì)這些居民家庭的流動(dòng)性約束緩解作用和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形成、發(fā)展的影響作用更強(qiáng)。總結(jié)而言，普惠金融對(duì)收入不平等負(fù)向影響消費(fèi)具有重要緩解作用，緩解作用主要通過(guò)減弱流動(dòng)性約束和提高社會(huì)資本渠道產(chǎn)生效果，且緩解作用更多體現(xiàn)在受教育程度較低、低收入家庭、居住于低正規(guī)金融發(fā)展程度區(qū)域的人群之中。

上述研究結(jié)論帶來(lái)的啟示：第一，鑒于普惠金融在緩解收入差距對(duì)居民消費(fèi)負(fù)向影響當(dāng)中發(fā)揮著積極作用，要進(jìn)一步完善普惠金融體系，持續(xù)推進(jìn)普惠金融發(fā)展，提升金融服務(wù)包容性，降低金融服務(wù)門檻和服務(wù)成本，擴(kuò)大金融服務(wù)覆蓋面。要將普惠金融服務(wù)進(jìn)一步落實(shí)到小微企業(yè)、農(nóng)民、新市民、城鎮(zhèn)低收入人群和殘疾人等特殊群體，保障中低收入群體共享普惠金融發(fā)展成果的權(quán)利，逐步改變金融發(fā)展不平衡、服務(wù)不充分現(xiàn)象。第二，鑒于普惠金融在減緩居民流動(dòng)性約束、降低金融排斥以及增加居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)互動(dòng)、促進(jìn)社會(huì)資本積累等方面的重要作用，要進(jìn)一步拓展普惠金融服務(wù)的廣度和深度，以拓寬居民資金來(lái)源渠道、提供更有效流動(dòng)性支持為目標(biāo)，通過(guò)為居民家庭提供包括支付、信貸、保險(xiǎn)、理財(cái)在內(nèi)的全面、多層次的金融服務(wù)，在適當(dāng)降低金融服務(wù)價(jià)格的同時(shí)提高金融服務(wù)便捷性，支持中低收入群體拓寬社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、提高風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。第三，鑒于普惠金融在低學(xué)歷、低收入和低傳統(tǒng)金融發(fā)展水平地區(qū)有較大的作用發(fā)揮空間，要引導(dǎo)普惠金融服務(wù)機(jī)構(gòu)借助互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)手段，實(shí)現(xiàn)對(duì)服務(wù)對(duì)象的精準(zhǔn)觸達(dá)，加大對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)、中低收入人群的金融支持力度，深入開展金融素養(yǎng)提升活動(dòng)，更好地發(fā)揮金融服務(wù)作用，促進(jìn)實(shí)現(xiàn)共同富裕。