普惠金融、流動(dòng)性約束與家庭消費(fèi)

姚健 臧旭恒

摘 要：采用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）四期面板數(shù)據(jù)和北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)分析了普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響。研究表明，普惠金融顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)支出，且對(duì)處在中低分位數(shù)的家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用更強(qiáng)。進(jìn)一步機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，普惠金融對(duì)高流動(dòng)性資產(chǎn)不足的家庭消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用，而對(duì)高流動(dòng)性資產(chǎn)充足的家庭而言，普惠金融對(duì)其消費(fèi)的促進(jìn)作用并不穩(wěn)健，即普惠金融在一定程度上緩減了家庭面臨的流動(dòng)性約束進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)。

關(guān)鍵詞： 普惠金融;家庭消費(fèi);異質(zhì)性消費(fèi)者;流動(dòng)性約束;家庭資產(chǎn)

中圖分類號(hào)：F063.2 ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A ? ?文章編號(hào)：1003-7217（2021）04-0002-08

一、引 言

當(dāng)前，面對(duì)國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的復(fù)雜變化，激發(fā)國(guó)內(nèi)消費(fèi)潛力成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要舉措。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2019年，我國(guó)最終消費(fèi)支出增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到57.8%。2020年最終消費(fèi)支出占GDP的比重達(dá)到54.3%?？梢?jiàn)，消費(fèi)依然是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。盡管2020年以來(lái)受到新冠肺炎疫情的影響，但隨著國(guó)內(nèi)疫情防控向好形勢(shì)持續(xù)鞏固，居民生活秩序明顯恢復(fù)，特別是在擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)消費(fèi)等多項(xiàng)政策促進(jìn)下，居民消費(fèi)水平逐漸恢復(fù)。消費(fèi)的逐步恢復(fù)和平穩(wěn)增長(zhǎng)與消費(fèi)環(huán)境的持續(xù)改善是分不開(kāi)的。其中，金融市場(chǎng)環(huán)境的完善，尤其是普惠金融的發(fā)展勢(shì)必會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響。本文重點(diǎn)研究普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響，并從家庭資產(chǎn)配置的視角識(shí)別異質(zhì)性消費(fèi)者，實(shí)證分析普惠金融對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者的影響。這對(duì)于促進(jìn)國(guó)內(nèi)大循環(huán)，加快構(gòu)建完整的內(nèi)需體系，完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

作為金融發(fā)展的一部分，普惠金融是當(dāng)下中國(guó)金融體制改革的重要工作，是完善中國(guó)金融市場(chǎng)的重要內(nèi)容[1]。普惠金融對(duì)消費(fèi)的影響也越來(lái)越受到學(xué)者們的關(guān)注。普惠金融的廣泛深入推行，不僅提高了金融服務(wù)的可得性，使得更多家庭獲得了正規(guī)的金融服務(wù)，還降低了信貸門檻，使得更多家庭可以享受信貸支持，擁有跨期資源配置的可能性。同時(shí)，還有利于家庭通過(guò)金融投資優(yōu)化資產(chǎn)配置，提高家庭固定資產(chǎn)的可變現(xiàn)性[2]。這在一定程度上緩解了流動(dòng)性約束、便利了居民支付，進(jìn)而對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響[3]。一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融的發(fā)展有效地促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高，尤其對(duì)中西部地區(qū)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用[4，5]。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，普惠金融不僅提升了居民消費(fèi)水平，而且優(yōu)化了消費(fèi)結(jié)構(gòu)[6]。還有學(xué)者認(rèn)為，普惠金融通過(guò)降低收入不確定性促進(jìn)了低收入和高收入家庭消費(fèi)，而通過(guò)緩解流動(dòng)性約束促進(jìn)了中等收入家庭消費(fèi)[2]。

另一方面，自20世紀(jì)30年代以來(lái)，消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論從絕對(duì)收入假說(shuō)到生命周期持久收入假說(shuō)、再到流動(dòng)性約束和預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論等不斷發(fā)展。近幾年，學(xué)者們開(kāi)始關(guān)注異質(zhì)性消費(fèi)者行為。在這類文獻(xiàn)中，Kaplan和Violante（2014）依據(jù)家庭資產(chǎn)組成結(jié)構(gòu)的差異識(shí)別HtM（Hand-to-Mouth）（僅持有少量或者不持有流動(dòng)性資產(chǎn)）和非HtM消費(fèi)者（持有一定數(shù)量的流動(dòng)性資產(chǎn)）的研究被認(rèn)為是最具代表性的文獻(xiàn)[7]。在此之后，許多文獻(xiàn)對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者的研究進(jìn)行了擴(kuò)展。Kaplan等（2014）進(jìn)一步將 HtM消費(fèi)者區(qū)分為貧窮型HtM消費(fèi)者和富裕型HtM消費(fèi)者。貧窮型HtM消費(fèi)者僅持有少量或者不持有流動(dòng)性資產(chǎn)，同時(shí)也幾乎沒(méi)有非流動(dòng)性資產(chǎn)。富裕型HtM消費(fèi)者僅持有少量或者不持有流動(dòng)性資產(chǎn)，但卻擁有大量的非流動(dòng)性資產(chǎn)[8]。后續(xù)的研究分別從雙資產(chǎn)模型（低回報(bào)的高流動(dòng)性資產(chǎn)和高回報(bào)的低流動(dòng)性資產(chǎn)）[7]、相對(duì)收入和相對(duì)債務(wù)高低[9]、購(gòu)買住房獲得住房的承諾利益（commitment benefit）[10]以及預(yù)期信貸約束（信貸限額、非必需品和服務(wù)消費(fèi)、超前消費(fèi)）導(dǎo)致的流動(dòng)型HtM消費(fèi)者（liquid Hand-to-Mouth）[11]等角度來(lái)解釋富裕型HtM消費(fèi)者的存在。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，盡管一些學(xué)者研究了普惠金融對(duì)消費(fèi)的影響，但卻缺乏從異質(zhì)性消費(fèi)者角度進(jìn)行分析的文獻(xiàn)。相比已有研究，本文采用中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）2011、2013、2015、2017四期面板數(shù)據(jù)分析了普惠金融對(duì)家庭總消費(fèi)和不同類別消費(fèi)的影響;檢驗(yàn)了普惠金融對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者的影響;采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)，將其與CHFS數(shù)據(jù)匹配進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

選取中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2011、2013、2015、2017年構(gòu)造四期面板數(shù)據(jù)分析普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響。接下來(lái)，對(duì)相關(guān)變量介紹如下：

1.被解釋變量為家庭消費(fèi)支出。根據(jù)CHFS關(guān)于家庭消費(fèi)調(diào)查的項(xiàng)目，將其歸類為食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及用品、醫(yī)療保健、交通通信、文教娛樂(lè)及其他消費(fèi)支出等八大類。這八大類消費(fèi)支出的總和為家庭消費(fèi)支出。在實(shí)證分析中，將家庭消費(fèi)支出取對(duì)數(shù)處理。

2.核心解釋變量為普惠金融。關(guān)于普惠金融的度量的文獻(xiàn)大致分為兩類。第一類文獻(xiàn)是采用直接指標(biāo)進(jìn)行度量。這些指標(biāo)包括一國(guó)擁有正式金融賬戶的家庭百分比[12]，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)賬戶的使用情況（正式賬戶）、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)儲(chǔ)蓄（正式儲(chǔ)蓄）和銀行信貸（正式信貸）的使用情況等[13，14]。第二類文獻(xiàn)是通過(guò)構(gòu)建指標(biāo)體系進(jìn)行度量。這類文獻(xiàn)認(rèn)為，普惠金融衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)金融部門的包容性，構(gòu)建的普惠金融指數(shù)可以涵蓋有關(guān)普惠金融各個(gè)方面的信息。多數(shù)學(xué)者從可得性、滲透性和使用效用性等維度構(gòu)建普惠金融指數(shù)[15，16]，如以金融機(jī)構(gòu)和ATM機(jī)的覆蓋程度衡量可得性，以每千人擁有銀行賬戶數(shù)量衡量地理滲透性，以實(shí)際存貸款占GDP比重來(lái)衡量使用效用性等。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者也通過(guò)可獲得性、滲透性、使用效用性、可負(fù)擔(dān)性、便利性、滿意度等方面構(gòu)建指標(biāo)體系度量普惠金融[17，18]，但多數(shù)學(xué)者直接采用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)行研究[3-6]。

本文采用直接指標(biāo)度量普惠金融。從已有文獻(xiàn)來(lái)看，Demirguc-Kunt和Klapper（2013）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的金融排斥主要是由于缺乏正式信貸[19]。Fungacova和Weill（2015）證實(shí)了這一結(jié)論[14]。因此，使用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)度量正規(guī)信貸市場(chǎng)中的金融包容性：是否使用信用卡（credit）和是否從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款（floan）。同時(shí)，還采用了第三個(gè)指標(biāo)，即是否擁有正式銀行存款賬戶（account），這一指標(biāo)也被廣泛用于普惠金融的度量[13，14，20]。最后，以上述三種正式金融服務(wù)中任何一種的使用（擁有）情況衡量金融普惠性（inclusion）。即利用四個(gè)指標(biāo)度量普惠金融：是否使用信用卡、是否擁有銀行貸款、是否擁有銀行存款賬戶以及是否擁有上述三種金融服務(wù)中的任何一種。

在CHFS調(diào)查問(wèn)卷中，每個(gè)受訪者被問(wèn)到以下三組問(wèn)題。第一組涉及信用卡（credit），其表述如下：“您家使用信用卡嗎？未激活的信用卡不包括在內(nèi)”?；卮稹笆恰钡募彝?，變量credit取值1?；卮稹胺瘛钡募彝ィ兞縞redit取值0。第二組問(wèn)題涉及正規(guī)銀行貸款（floan），調(diào)查問(wèn)卷包括以下問(wèn)題：“為了農(nóng)業(yè)/工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，目前您家有銀行貸款嗎”、“您家為購(gòu)買/維修/改建/擴(kuò)建/裝修這套房屋，還有沒(méi)有銀行貸款”、“您的家人是否通過(guò)銀行貸款購(gòu)買汽車”以及“您家是否因家庭成員教育有銀行貸款”。以上問(wèn)題中，至少有一個(gè)回答“是”的家庭被確定為有正式的銀行貸款。此時(shí)，變量floan取值1，否則取值0。第三組問(wèn)題涉及正式銀行存款賬戶（account），調(diào)查涉及以下問(wèn)題：“您家是否有人民幣活期存款賬戶”和“您家有未到期的人民幣定期存款嗎”。對(duì)以上至少一個(gè)問(wèn)題回答“是”的家庭被確定為擁有正式銀行存款賬戶。此時(shí)，變量account取值1，否則取值0。最后，根據(jù)以上提到的三個(gè)指標(biāo)生成衡量普惠金融的綜合指標(biāo)inclusion。若家庭擁有上述三種金融服務(wù)中的至少一種，則變量inclusion取值1，否則為0。

同時(shí)，還分別從個(gè)體層面和家庭層面選取控制變量。個(gè)體層面控制了戶主年齡、年齡平方/100、受教育程度、健康狀況、工作情況和婚姻狀況。其中，受教育程度為虛擬變量，大專及以上賦值為1，大專以下賦值為0;健康狀況為虛擬變量，將健康和一般賦值為1，其他賦值為0;工作情況為虛擬變量，有工作賦值為1，其他賦值為0;對(duì)于婚姻狀況，將在婚賦值為1，其他賦值為0。家庭層面控制了家庭收入、家庭資產(chǎn)、家庭規(guī)模等反映家庭狀況的特征變量。關(guān)于家庭資產(chǎn)，將其分為高流動(dòng)性資產(chǎn)和低流動(dòng)性資產(chǎn)兩類。借鑒臧旭恒和張欣（2018）的做法[21]，使用家庭金融資產(chǎn)凈值（包括儲(chǔ)蓄存款、基金、股票和債券等）度量高流動(dòng)性資產(chǎn)，即家庭擁有的金融資產(chǎn)與非住房金融負(fù)債之差。使用家庭擁有的住房資產(chǎn)和車輛資產(chǎn)凈值度量低流動(dòng)性資產(chǎn)，即家庭總住房和車輛資產(chǎn)與家庭總住房和車輛貸款之差。此外，還控制了家庭對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度。根據(jù)受訪者對(duì)“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目”的回答來(lái)反映家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為分類變量，分別為風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)厭惡和風(fēng)險(xiǎn)中性。

（三）數(shù)據(jù)篩選與描述性統(tǒng)計(jì)

首先，使用CHFS四期調(diào)查數(shù)據(jù)，將各年家庭樣本和成人樣本進(jìn)行匹配后共得到25789個(gè)樣本量;鑒于數(shù)據(jù)完整性，剔除了存在缺失值的樣本，得到23494個(gè)樣本量;為避免異常值的影響，剔除家庭收入、消費(fèi)支出、家庭低流動(dòng)資產(chǎn)和高流動(dòng)性資產(chǎn)最高和最低1%的樣本，得到22161個(gè)樣本量;最后，取四期平衡面板得到12060個(gè)樣本量，共3015戶家庭。

表1給出了變量的描述性統(tǒng)計(jì)。是否使用信用卡和是否擁有銀行貸款的均值分別為0.090和0.100，意味著大約有10%的家庭使用/擁有信用卡和銀行貸款;是否擁有銀行存款賬戶的均值為0.720，即有72%的家庭擁有銀行存款賬戶;戶主的平均年齡為54.46歲;有10%的家庭戶主接受過(guò)大專及以上教育;戶主婚姻狀況均值為0.900，即有90%的在婚樣本;有74%的家庭戶主是有工作的;有82%的戶主身體健康狀況良好;有46%的樣本來(lái)自農(nóng)村，54%的樣本來(lái)自城鎮(zhèn);家庭收入、消費(fèi)支出、高流動(dòng)性資產(chǎn)和低流動(dòng)性資產(chǎn)的最小值和最大值也表明樣本存在變異性。

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

依據(jù)前文的分析，首先估計(jì)普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響。表2報(bào)告了固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。第（1）～（4）列分別為是否使用信用卡、是否擁有銀行貸款、是否擁有銀行存款賬戶以及是否擁有上述三種金融服務(wù)的任一種對(duì)家庭消費(fèi)支出影響的估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，是否使用信用卡的估計(jì)系數(shù)為0.079，是否擁有銀行貸款的估計(jì)系數(shù)為0.110，是否擁有銀行存款賬戶的估計(jì)系數(shù)為0.065，且均在1%的水平上顯著，是否擁有以上任一種金融服務(wù)的回歸系數(shù)為0.073，在1%的水平上顯著。這表明普惠金融顯著促進(jìn)了家庭消費(fèi)支出。第（5）列是將是否使用信用卡、是否擁有銀行貸款、是否擁有銀行存款賬戶對(duì)家庭消費(fèi)支出進(jìn)行回歸。三者的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，進(jìn)一步表明普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)支出具有顯著的促進(jìn)作用。

從控制變量來(lái)看，相比未婚戶主的家庭，在婚戶主的家庭消費(fèi)支出更多。是否有工作對(duì)家庭消費(fèi)的影響顯著為負(fù)，這可以理解為工作時(shí)間對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的替代作用。相比風(fēng)險(xiǎn)中性的家庭，風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭消費(fèi)支出更少，可能原因是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭為預(yù)防未來(lái)不確定性而進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄[22]，進(jìn)而減少了其當(dāng)期消費(fèi)支出。家庭規(guī)模、家庭收入和家庭總資產(chǎn)對(duì)家庭消費(fèi)均有顯著的正向影響。

進(jìn)一步地，討論普惠金融對(duì)家庭不同類別消費(fèi)的影響。表3報(bào)告了是否擁有三種金融服務(wù)的任一種對(duì)不同類別消費(fèi)影響的估計(jì)結(jié)果。可知，普惠金融對(duì)家庭食品、衣著、醫(yī)療保健、交通通信及其他消費(fèi)均具有顯著正向影響，但對(duì)居住、家庭設(shè)備及日用品、文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響并不顯著。由于居住、家庭設(shè)備及日用品、文教娛樂(lè)中的教育和培訓(xùn)支出可以歸類為耐用品大類，這在一定程度上說(shuō)明，普惠金融對(duì)家庭非耐用品消費(fèi)的促進(jìn)作用是顯著的，而對(duì)耐用品消費(fèi)支出的影響并不顯著。

（二）機(jī)制分析

從家庭資產(chǎn)配置的視角識(shí)別家庭面臨的流動(dòng)性約束。Kaplan等（2014）將由于高流動(dòng)性資產(chǎn)不足而受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者界定為 HtM消費(fèi)者[8]。借鑒Kaplan等（2014）、臧旭恒和張欣（2018）的做法[8，21]，根據(jù)高流動(dòng)性資產(chǎn)與收入的比例關(guān)系，對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者進(jìn)行界定，考察普惠金融對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者的影響，以此檢驗(yàn)普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制——緩減家庭面臨的流動(dòng)性約束。

假設(shè)家庭在每期的期末收到當(dāng)期收入，且在每期內(nèi)以均勻的速率消費(fèi)，那么在該期期中家庭的流動(dòng)性較高的資產(chǎn)的平均值應(yīng)為當(dāng)期收入的一半，即y/2。如果高流動(dòng)性資產(chǎn)水平（m）滿足m

表4分別給出了以y/2、y/4、3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)的HtM消費(fèi)者與非HtM消費(fèi)者的比例。如果以y/2為判別標(biāo)準(zhǔn)，那么HtM消費(fèi)者占比達(dá)到65.37%，非HtM消費(fèi)者占比為34.63%。其中，貧窮型HtM消費(fèi)者占比為5.27%，富裕型HtM消費(fèi)者占比為60.10%，貧窮型非HtM消費(fèi)者占比為2.24%，富裕型非HtM消費(fèi)者占比為32.39%。隨著判別標(biāo)準(zhǔn)門檻值的提高，HtM消費(fèi)者的占比越來(lái)越高。如果以y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)，那么HtM消費(fèi)者的比例為53.10%。如果以3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)，那么HtM消費(fèi)者的比例高達(dá)72.28%。也就是說(shuō)，我國(guó)有超過(guò)一半的家庭面臨著高流動(dòng)性資產(chǎn)不足的困境。Kaplan 等（2014）研究表明，由于高流動(dòng)性資產(chǎn)不足而受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者通常表現(xiàn)出較高的邊際消費(fèi)傾向，即這部分消費(fèi)者對(duì)于收入變動(dòng)有著較高的敏感性[8]。

在測(cè)算了HtM消費(fèi)者與非HtM消費(fèi)者比例的基礎(chǔ)上，分析普惠金融對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者的影響。表5給出了是否使用信用卡、是否擁有銀行貸款、是否擁有銀行存款賬戶對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者影響的估計(jì)結(jié)果以及是否擁有三種金融服務(wù)的任一種對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者影響的估計(jì)結(jié)果。其中，第（1）（3）（5）列分別為以y/2、y/4、3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)的HtM消費(fèi)者回歸結(jié)果。第（2）（4）（6）列分別為以y/2、y/4、3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)的非HtM消費(fèi)者回歸結(jié)果。

表5結(jié)果顯示，是否使用信用卡、是否擁有銀行貸款對(duì)HtM消費(fèi)者和非HtM消費(fèi)者的消費(fèi)支出均有顯著正向影響。是否擁有銀行存款賬戶對(duì)HtM消費(fèi)者消費(fèi)有顯著正向影響，但是對(duì)非HtM消費(fèi)者的正向顯著影響并不穩(wěn)健。然后，以是否擁有三種金融服務(wù)的任一種即普惠金融綜合指標(biāo)為解釋變量對(duì)異質(zhì)性消費(fèi)者進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，普惠金融對(duì)HtM消費(fèi)者有顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)非HtM 消費(fèi)者的影響并不穩(wěn)健。從資產(chǎn)流動(dòng)性的角度可以解釋為，在控制了其他變量的情況下，相對(duì)于非HtM 消費(fèi)者而言，HtM 消費(fèi)者由于高流動(dòng)性資產(chǎn)不足更容易受到流動(dòng)性約束，普惠金融在一定程度上緩減了這部分消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束，進(jìn)而顯著促進(jìn)了HtM消費(fèi)者的支出。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）采用不同數(shù)據(jù)庫(kù)的檢驗(yàn)

這部分采用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)替換核心解釋變量，將其與CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)包括數(shù)字普惠金融指數(shù)（index）、數(shù)字金融覆蓋廣度（breadth）、數(shù)字金融使用深度（depth）等[23]。表6報(bào)告了采用這套數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。其中，第（1）（2）（3）列分別為數(shù)字普惠金融指數(shù)、數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度對(duì)家庭消費(fèi)影響的回歸結(jié)果。估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致，表明普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用是穩(wěn)健的。當(dāng)然，估計(jì)結(jié)果也表明普惠金融覆蓋廣度和使用深度對(duì)家庭消費(fèi)也具有顯著的促進(jìn)作用。

表7報(bào)告了采用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)HtM和非HtM消費(fèi)者影響的回歸結(jié)果。同樣，第（1）（3）（5）列分別為以y/2、y/4、3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)的HtM消費(fèi)者回歸結(jié)果。第（2）（4）（6）列分別為以y/2、y/4、3y/4為判別標(biāo)準(zhǔn)的非HtM消費(fèi)者回歸結(jié)果。結(jié)果表明，普惠金融對(duì)HtM消費(fèi)者消費(fèi)有顯著正向的影響。隨著普惠金融制度的深入推行，降低了信貸門檻，使得HtM消費(fèi)者可以享受信貸待遇，進(jìn)而有效緩解當(dāng)期流動(dòng)性約束。然而，盡管普惠金融對(duì)非HtM消費(fèi)者也具有顯著促進(jìn)作用，但并不穩(wěn)健。這與前文的估計(jì)結(jié)果是一致的。

（二）分位數(shù)回歸

前文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響，但這僅僅是均值回歸，容易受到數(shù)據(jù)總體分布等的影響。為了更加全面地考察條件分布的相關(guān)信息，接下來(lái)，采用面板分位數(shù)回歸方法檢驗(yàn)普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)在不同分位數(shù)的影響，分別選擇 10%、25%、50%、75%、90%五個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)進(jìn)行了估計(jì)。結(jié)果如表8所示。

表8分別報(bào)告了僅使用CHFS數(shù)據(jù)，以及CHFS匹配了北京大學(xué)數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)進(jìn)行分位數(shù)回歸的估計(jì)結(jié)果。普惠金融的估計(jì)系數(shù)在所有分位點(diǎn)處均顯著為正，表明普惠金融促進(jìn)家庭消費(fèi)的結(jié)論是穩(wěn)健的。其中，50%分位數(shù)回歸系數(shù)與面板固定效應(yīng)基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)相等，兩種指標(biāo)分別為0.073和0.180。隨著分位數(shù)的增加，普惠金融的回歸系數(shù)不斷下降。普惠金融帶來(lái)最大影響的分位數(shù)是下十分位數(shù)。這表明，普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的條件分布在較高分位數(shù)處的影響低于在較低分位數(shù)處的影響，即相對(duì)于處在高分位數(shù)處的家庭，普惠金融對(duì)處在中低分位數(shù)處的家庭消費(fèi)有更顯著的促進(jìn)作用。

（三）內(nèi)生性處理

普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)的影響可能由于雙向因果及遺漏變量等原因?qū)е聝?nèi)生性問(wèn)題。首先，普惠金融的發(fā)展對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響。反過(guò)來(lái)，普惠金融的創(chuàng)新和發(fā)展也可能受到家庭消費(fèi)需求不斷擴(kuò)大的影響;其次，普惠金融可能與地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)狀況相關(guān)，普惠金融的發(fā)展程度可能反映了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速的地區(qū)，居民家庭消費(fèi)水平隨之提升。基于上述兩點(diǎn)，普惠金融與家庭消費(fèi)之間可能存在循環(huán)累積的雙向因果關(guān)系;最后，由于影響家庭消費(fèi)的因素有很多，其中包括地區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)差異等不可觀測(cè)的因素，因而可能存在遺漏變量的情況。

為了克服內(nèi)生性，采用工具變量（IV）策略，參考傅秋子和黃益平（2018）、張勛等（2019）的研究[24，25]，選取“家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離”作為普惠金融的工具變量。然而，由于家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離是不隨時(shí)間變化的，故采用“家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離與普惠金融的交互項(xiàng)”作為工具變量。從工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性來(lái)看，家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離與城市的普惠金融發(fā)展水平高度相關(guān)。從外生性角度看，家庭消費(fèi)并不會(huì)受到家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離的影響。因而，有理由認(rèn)為“家庭所在省份的省會(huì)城市到杭州的距離與普惠金融的交互項(xiàng)”符合工具變量的選取原則。

表9報(bào)告了采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。其中，第（1）（2）列為CHFS度量的普惠金融（inclusion）對(duì)家庭消費(fèi)的工具變量估計(jì)結(jié)果，第（3）（4）列為北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（ln index）對(duì)家庭消費(fèi)的工具變量回歸結(jié)果。通過(guò)第（2）（4）列的2SLS第一階段估計(jì)結(jié)果可得，所選工具變量與解釋變量均在1%水平上顯著正相關(guān)。因此，該工具變量滿足相關(guān)性要求。另一方面，工具變量一階段估計(jì)F統(tǒng)計(jì)量的值均大于10，可以認(rèn)為弱工具變量的問(wèn)題在回歸中并不存在。表9的第（1）（3）列報(bào)告了2SLS的第二階段估計(jì)結(jié)果。普惠金融的估計(jì)系數(shù)無(wú)論顯著性還是大小方向均與前文基本一致，表明普惠金融顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)的結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

通過(guò)中國(guó)家庭金融調(diào)查CHFS四期面板數(shù)據(jù)，首先分析了普惠金融對(duì)家庭總消費(fèi)和分類消費(fèi)支出的影響;然后，在識(shí)別異質(zhì)性消費(fèi)者并測(cè)算其比例的基礎(chǔ)上，分析了普惠金融對(duì)HtM消費(fèi)者和非HtM消費(fèi)者的異質(zhì)性影響;最后，分別采用更換核心解釋變量、分位數(shù)回歸以及工具變量法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究表明：（1）普惠金融對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用，且促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在家庭食品、衣著、醫(yī)療保健、交通通信和其他商品及服務(wù)等方面，而對(duì)于居住、家庭設(shè)備及用品、文教娛樂(lè)等方面的影響并不顯著;（2）隨著分位數(shù)從10%～90%的提高，普惠金融的估計(jì)系數(shù)越來(lái)越小，即相對(duì)于高分位數(shù)處的家庭，普惠金融對(duì)處在中低分位數(shù)的家庭消費(fèi)支出的促進(jìn)作用更強(qiáng);（3）對(duì)高流動(dòng)性資產(chǎn)不足的家庭而言，普惠金融對(duì)其消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用，而對(duì)高流動(dòng)性資產(chǎn)充足的家庭而言，普惠金融對(duì)其消費(fèi)的促進(jìn)作用并不穩(wěn)健。

為此，提出政策建議：（1）以服務(wù)人民生活為落腳點(diǎn)發(fā)展普惠金融，提高金融機(jī)構(gòu)滲透率，提升正規(guī)金融服務(wù)的覆蓋率，將更多經(jīng)濟(jì)主體納入金融服務(wù)體系，享受普惠金融帶來(lái)的紅利，滿足人民群眾日益增長(zhǎng)的金融服務(wù)需求，進(jìn)而緩減居民面臨的流動(dòng)性約束，釋放HtM消費(fèi)者的消費(fèi)潛力;（2）充分發(fā)揮普惠金融對(duì)家庭醫(yī)療保健、交通通信等消費(fèi)的顯著促進(jìn)作用，以滿足家庭對(duì)于發(fā)展和享受型消費(fèi)的需求，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí);（3）推動(dòng)普惠金融發(fā)展的深度，均衡地提供普惠金融服務(wù)，尤其提升中低收入居民普惠金融的可得性，充分發(fā)揮普惠金融顯著促進(jìn)中低分位數(shù)處家庭消費(fèi)的作用，進(jìn)一步提升金融對(duì)促進(jìn)消費(fèi)的支持作用，從而完善促進(jìn)消費(fèi)體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。同時(shí)，這也為擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)國(guó)內(nèi)大循環(huán)提供了一種可行的思路。

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