金融发展与居民消费的关系研究——基于收入分配的中介效应

郑得坤，李 凌

(1.徐州工程学院 金融学院，江苏 徐州 221018；2.上海社会科学院 经济研究所，上海 200020)

一、问题提出

居民消费不足是发展经济学关注的热点问题之一。一方面，已有研究对中国居民消费率偏低形成了共识；但在另一方面，对中国居民消费率偏低原因的认识仍莫衷一是。经济转型过程中的市场扭曲，尤其是金融市场扭曲，对于解释居民消费率偏低具有一定的解释力[1-2]。这里的金融市场扭曲主要是指金融抑制，即以压低利率为主要特征的金融政策[3]。然而，随着中国金融体系的日渐成熟，利率市场化进程逐步提速，居民消费率却没有发生实质性的提升。与中国快速的金融发展相比，居民消费需求的提升却相对有限，原因何在？本文认为，除了利率之外，信贷规模和信贷方式也会对收入差距产生影响，进而影响到居民消费率。本文将从金融发展的集约效应和扩展效应视角入手，分析金融发展对于居民消费率的影响。如果金融发展的集约效应强于扩展效应，那么低收入者仍然因受困于流动性约束而无法实现消费的财务自由，金融发展将只会使得一部分高收入者受益，但高收入者流动性约束的改善对于消费而言并不起作用，从而表现为金融发展较快的同时，居民消费率的变化并不大；反之，如果金融发展的扩展效应占据主导地位，那么金融发展就带有普惠性质，更多的低收入者将受益于流动性约束的改善而提升消费水平，从而提升整个社会的消费率。

本文将构建一个跨期的连续时间效用函数模型，聚焦于“金融发展→收入分配→居民消费”的传导链条，从理论层面上分析不同效应主导下金融发展与居民消费之间的逻辑关系。之后，运用中国省级平衡面板数据检验金融发展与居民消费之间是否存在关于收入分配的中介效应，以及效应的具体表现形式。本文可能的边际贡献在于：(1)在一个统一的理论框架内，分析金融发展、收入分配与居民消费三者之间的传导机制；(2)证实收入分配在金融发展与居民消费之间的中介效应，具体表现为过大的收入差距遮掩了金融发展对居民消费的促进作用，金融发展与居民消费之间存在效应更大的正向机制尚未纳入研究视野，这不仅丰富了金融发展和居民消费的相关文献，也为以后金融发展与居民消费的研究提供一个全新的方向；(3)从不同时期、不同区域和不同的收入分配方式三个视角探究中介效应是否有所不同，丰富和加深了对金融发展与居民消费之间直接效应与间接效应发生机制的理解与认识，为后续探索性研究的深化提供一个全新的研究视角，也为政府制定扩大消费的政策措施提供参考。

本文其余部分的结构如下：第二部分是文献回顾与理论逻辑，在述评已有研究的基础上，提出金融发展通过收入分配影响居民消费的逻辑框架；第三部分是理论分析，构建理论模型分析不同效应主导下金融发展与居民消费之间的关系；第四部分是实证检验，利用省级平衡面板数据检验金融发展与居民消费之间是否存在关于收入分配的中介效应；第五部分是进一步深化研究，检验在不同时期、不同地区，以及不同分配方式情形下研究结论是否有所不同；最后是结论与启示部分。

二、文献回顾与理论逻辑

金融发展通过收入分配影响居民消费的逻辑框架由以下三个相对独立的部分所构成：金融发展与收入分配、收入分配与居民消费，以及金融发展与居民消费。

(一)金融发展与收入分配：广泛的边际与集约效应

金融发展对于收入差距具有双重效应：缩小收入差距的广泛边际效应和拉大收入差距的集约边际效应。前者指所有社会成员无差别地受益于金融发展，后者指只有少部分人(通常是拥有更多资本的富人)才能受益于金融发展。金融发展能否缩小收入差距，取决于这两种效应中哪个占主导性地位：如果第一种效应占优，就会表现为金融发展有助于缩小收入差距；反之，则会拉大收入差距。而当这两种效应势均力敌时，还会表现为金融发展对收入差距变化影响的不显著性。

在金融发展与收入分配的经验研究领域，根据对金融发展与收入分配测度角度的不同，存在三种代表性的观点：

第一种观点是金融发展有助于缩小居民收入差距。克拉克等(Clark et al.，2006)利用世界83个国家(地区)1960—1995年的数据针对金融发展与收入不平等之间关系的实证研究表明，从长期来看，金融发展在刺激经济增长的同时，有助于降低收入不平等程度[4]。伯吉斯等(Burgess et al.，2005)基于印度的数据研究发现，印度中央银行的许可政策促进了农村分支机构网络的发展，促使农村家庭能够更好地积累资本并获得用于长期生产性投资的贷款，降低了农村地区的贫困水平[5]。贝克等(Beck et al.，2008)基于1960—2005年跨国面板数据评估金融发展对收入分配和低收入群体的影响，发现金融发展帮助了最贫穷的五分之一人口，这种影响作用有60%来自金融发展对总体经济增长的影响，约40%是通过减少收入不平等而起作用的。此外，金融发展也显著降低了每天生活费不足1美元的人口比例[6]。胡德宝和苏基溶(2015)基于中国2001—2011年省级面板数据研究发现，金融发展有利于提高低收入家庭的相对收入，且在缩小居民收入差距的贡献中，有71.47%来自金融发展的增长效应、28.53%可归因于金融发展的收入分配效应[7]。梁双陆和刘培培(2019)则根据金融深化理论的观察认为，数字普惠金融发展水平的提升通过门槛效应、减贫效应、排除效应可以显著缩小城乡居民收入差距[8]。

第二种观点是金融发展扩大了居民收入差距。叶志强等(2011)基于1978—2006年省级面板数据的研究发现，金融发展降低了农村居民收入增长，却没有显著提高城市居民的收入水平，因此，金融发展扩大了城乡居民收入差距[9]。章奇等(2004)在分析各省份的银行信贷和城乡收入分配之间的关系时发现，金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率，以全部国有及国有控股银行信贷水平所衡量的金融中介发展显著拉大了城乡收入差距[10]。孙永强(2012)基于二元分析框架分析金融发展、城市化与城乡居民收入差距之间作用机制，发现金融发展水平的提高会扩大城乡居民收入差距，这种影响具有一定的滞后性[11]。吉米特和拉戈尔德·塞戈特(Gimet & Lagoarde-Segot，2011)在基于1994—2002年49个国家样本数据分析银行、资本市场与收入不平等三者之间的关系时发现，金融部门的发展与收入不平等之间存在显著的正向因果关系，这种关系取决于金融部门的特征而不是规模[12]。

第三种观点是金融发展与居民收入差距之间并不是简单的线性关系，而是存在先拉大居民收入差距，再缩小居民收入差距的倒U型关系。格林伍德和约万诺维奇(Greenwood & Jovanovic，1990)的经典模型表明，给定初始收入分配状况，在经济发展初期，只有收入较高的人能够支付固定费用获得金融服务，在这一发展阶段，金融发展具有不利于低收入群体的收入分配效应；随着经济发展，越来越多的人有能力支付这一成本并接触到金融市场与金融中介，进而有机会获得更高的投资回报、积累更多的经济资源，收入分配渐趋公平[13]。菲利普和帕特里克(Philippe & Patrick，1997)在构建资本市场不完善情况下增长与收入不平等的模型分析资本积累涓滴效应的过程中提出，借款人财富受到限制的道德风险是资本市场缺陷和持续的收入不平等现象的根源。资本积累过程最初具有扩大收入不平等的作用，但在后来的阶段却减少了收入不平等，也就是说，这种模式可以产生倒U型的库兹涅茨曲线[14]。高明等(2018)运用省级面板数据并引入二元体制和城镇内收入差距的实证研究认为，不论是城乡之间还是城镇内部，金融发展对收入差距的影响均存在倒U型的库兹涅茨效应[15]。这一研究结论是对格林伍德和约万诺维奇(1990)观点的有力支持，即金融服务具有一定的门槛，收入差距的扩大并非因为金融发展不具有正外部性，而是因为贫困者无法享受到此类福利[13]。乔海曙和陈力(2009)基于中国县级面板数据，运用非参数相关检验和分位数的思想和方法进行实证研究，也发现金融发展与收入不平等之间存在较为显著的倒U型的关系[16]。

(二)金融发展与居民消费：流动性约束与不确定性

金融发展水平的提高有助于缓解消费者面临的流动性约束与不确定性。扎德士(Zeldes，1989)认为，持久性收入假说/生命周期假说被经验检验所拒绝的原因在于忽视了流动性约束的存在，因为无法借用未来的劳动收入会影响很大一部分人口的消费。当居民有机会获得适度的额外信贷时，虽然无法永久性消除(受约束的)消费对当前资源的依赖，却会带来短期的消费热潮。因此，可预测的消费信贷增长必然会带来消费的增加[17]。

在探索中国居民消费率偏低问题的文献中，流动性约束和不确定性增强被认为是20世纪90年代以来造成中国居民消费倾向下降的主要原因[18-20]。流动性约束和不确定性之间的相互作用则进一步强化了两者对居民消费的影响，导致了居民消费水平和消费增长率的同时下降[21]。赵霞和刘彦平(2006)针对城镇居民消费和流动性约束之间关系研究发现，个人消费信贷业务的发展在一定程度上缓解了流动性约束程度，促进了居民消费增长率的提高[22]。叶耀明和王胜(2007)基于扩展的生命周期-永久收入假说以及欧拉方程模型，利用1979—2004年中国省级面板数据研究发现，金融市场化通过各种渠道降低了消费者面临的流动性约束，释放了消费需求[23]。李坤明和方丽婷(2012)基于半参数可加模型研究发现，金融系统的规模扩张与居民消费存在显著的正向线性关系，而金融系统效率的改善对居民消费则主要表现为倒U型的非线性影响[24]。因此，金融发展对居民消费增长具有正向促进作用[25-26]。

(三)“金融发展→收入分配→居民消费”的逻辑框架

从金融发展、收入分配与消费需求三者之间的关联出发，伊云和欧文(Iyigun & Owen，2004)构建了基于收入分配、金融供给和消费需求三者之间关系的理论模型，论证收入分配不平等情形下金融供给因素对于消费需求稳定增长的作用，并指出金融发展水平的不同可能是收入分配对消费和产出短期可变性在不同收入水平国家之间产生不同影响的重要原因之一[27]。克鲁格和佩里(Krurger & Perri ，2010)基于美国消费者支出调查数据的实证研究表明，由于消费信贷的发展，美国的收入不平等并没有伴随消费不平等的大幅增加[28]。巩师恩和范从来(2012)基于中国样本数据的实证研究表明，在经济发展水平相对较低时期，收入不平等与消费波动呈现显著的负相关关系；在经济发展水平较高时期，收入不平等程度与消费波动之间呈现显著的正相关关系。改善收入分配不平等状况和促进金融发展，特别是向低收入阶层提供更多的金融服务，是稳定消费增长的必要措施[29]。

近年来，一些研究开始关注经济社会转型期内金融发展、收入分配和居民消费三者之间的内在机制。一方面，金融发展与收入分配之间可能存在着正相关、负相关和倒U型的关系，金融发展能否缩小收入差距，取决于金融发展的扩展边际效应和集约边际效应的比较；另一方面，基于不同理论的消费函数所蕴含的逻辑框架也存在着差异，各种消费理论未能对收入分配与居民消费之间的关系给出明确结论。此外，从金融发展到居民消费的直接影响机制看，也是通过缓解流动性约束和不确定性，进而实现扩大居民消费的目的，而是否受制于流动性约束也与收入水平和收入差距密切相关。由此可见，文献中隐藏着“金融发展→收入分配→居民消费”的间接影响机制(见图1)。从逻辑上判断，金融发展通过收入分配影响居民消费的间接路径可能会以中介效应的方式，强化金融发展对居民消费的直接效应；也可能会以遮掩效应(另一种中介效应)弱化金融发展对居民消费的直接效应。

图1 金融发展、收入分配与居民消费三者之间的逻辑关系

20世纪90年代中期启动的金融体制改革为实现资本要素的市场化配置开辟了道路，同时也为“先富起来的一部分人”创造了条件。然而，正如中国共产党十九届五中全会所指出的，国内高质量发展所面临的挑战之一是“不平衡不充分问题仍然突出，城乡区域发展和收入分配差距较大”。为增强消费对经济增长的拉动作用，实现2035年高质量发展的远景目标——“城乡区域发展差距和居民生活水平差距显著缩小”，需要思考以下问题：中国金融发展水平的提升究竟是缩小了还是拉大了居民收入差距？中国的金融发展是如何改变收入分配进而影响居民消费的？怎样才能实现金融发展水平的提高伴随着居民消费率的提升？由于理论框架、假设前提、样本数据、指标选取等方面的差异，现有文献关于金融发展影响居民消费的间接方式尚存争议。深入分析“金融发展→收入分配→居民消费”的传导链条，有助于丰富和发展对金融发展助益居民消费的理解，同时也应当看到，这一传导机制并不是唯一的，比如投资规模、投资效率、资源禀赋等，但从需求侧来看，以收入分配为中介，显然是其中一个值得深入研究的视角。

三、理论分析：一个跨期效用函数模型

(一)经济活动的环境设定

借鉴巩师恩和范从来(2012)[29]提出的模型，本文构建一个跨期的连续时间效用函数模型：代表性行为人(居民)的效用水平取决于各个时期的消费水平，消费水平又受到收入的制约。模型的具体表达式为：

(1)

其中，cj表示居民在j期的消费水平，β表示主观贴现率，0<β≤1；居民效用函数u(cj)是单调递增的凹函数。

居民的消费水平取决于相应时期的工资性收入和财产性收入，各期居民消费约束函数可以表示为：

cij=yj+(1+rj)Ωij-1-Ωij

(2)

式(2)指出，居民消费水平是工资性收入与当期净资产差额的总和。其中，yj表示工资性收入，(1+rj)Ωij-1表示第j-1期的资产性收入在第j期的现值，Ωij表示各期期末资产净值，rj表示对应时期的市场利率水平。

为简化分析，本文假设不存在代际之间的遗赠行为，且在整个生命周期内，居民的消费水平不能超过收入水平，即在整个生命周期内居民的净资产现值之和不能为负值：

(3)

当不存在信贷约束时，如果当前时期的收入水平不足以满足消费支出，居民可借助金融信贷平滑其消费行为，只要满足各期的净资产现值之和为正值即可，即在约束条件式(3)的限制下，居民单一时期的期末资产净值可以大于零(储蓄)、小于零(借贷)或者等于零。在式(2)、式(3)的约束下，最大化效用函数(1)，可以得到关于居民消费效用的欧拉方程：

(4)

(二)引入流动性约束

当面临信贷约束时，居民各期的最高消费水平不能超过当期的收入水平，这意味着在任何时期，居民的期末资产净值均须为正值：

Ωij≥0

(5)

在式(2)、式(5)的约束下，求解效用函数(1)，得到：

u′(cit)≥βE[rt+1u′(cit+1)|t]

(6)

式(6)表明，当面临信贷约束时，居民在t期的边际消费效用要高于t+1期效用水平在第t期的贴现值，边际效用函数递减。因此，居民的消费需求受到抑制，在此情况下，消费水平要低于不受流动性约束下的情形。

(三)区分两类收入群体

为进一步分析金融发展、收入分配与居民消费行为三者之间的关联，可以假设全体居民可分为两大群体：不受流动性约束的高收入群体和受到流动性约束的低收入群体，高收入群体的收入水平(yh)与消费水平(ch)分别高于低收入群体yl与cl，高收入群体占总人口的比重为q(0

经过加权的社会单位消费水平可以表示为：

Cd=qch+(1-q)cl

(7)

从式(7)可以看出，社会消费水平由高收入群体和低收入群体的消费水平，以及两大群体人口数量的比例关系共同决定。那么，社会单位消费水平的变动可由其方差来衡量：

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

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

(8)

式(8)表明，社会消费水平的变动取决于高收入群体与低收入群体的人口数量比例、两大群体各自的消费水平，以及两大群体消费行为之间的相互影响程度(协方差)。

接下来，本文更加严格地假定如果居民有资格获取金融信贷服务，则其各期的消费水平将保持不变，即方差为零，且高收入群体消费水平的波动性小于低收入群体，即Var(ch)

(9)

(三)进一步讨论：扩展边际效应和集约边际效应

金融发展可能产生两种效应，扩展边际效应和集约边际效应。当扩展边际效应主导时，低收入群体和高收入群体都受益，假定受益的主要表现是流动性约束的缓解以及收入水平的提高，此时有更多的低收入群体成为高收入群体，即有1-q数值下降，同时，两类群体的收入都在提升，即yh和yl数值上升，于是他们的消费也都可能在上升，根据杜森贝利的相对收入假说，则有Cov(ch，cl)>0 ；当集约边际效应主导时，只有高收入群体受益，此时受流动性约束的人口比例1-q可能不变，也可能增加，即原先不受流动性约束的群体由于未能受益于金融发展而成为低收入群体，低收入群体的消费水平也由于受制于流动性约束而无法提升，则有Cov(ch，cl)≤0。

情形一：扩展边际效应主导

由于低收入群体未达到金融信贷规定的收入门槛标准，即有1-q比例的人口面临着流动性约束，不能获取金融信贷服务。为此，当扩展边际效应占主导地位时，金融发展就意味着有更多的低收入者有资格获取金融信贷服务，以及高收入群体的消费支出与低收入群体的消费支出正相关，则有：

(10)

由于00，但协方差项前面的系数为负，2(2q-1)Cov(ch，cl)<0，因此式(10)符号是不确定的。尽管如此，但却可以说明金融发展引发的收入分配差距变动会造成全社会消费水平的变化，即金融发展通过收入分配影响居民消费。

情形二：集约边际效应主导

在这种情形下，式(10)的前两部分加总后的符号仍然是正的，即2(1-q)Var(cl)-2qVar(ch)>0，但由于Cov(ch，cl)≤0，协方差项的系数为负，则有2(2q-1)Cov(ch，cl)≥0，于是式(10)的符号为正，即：

(11)

随着更多的高收入群体变为低收入群体，在Var(ch)≤Var(cl)的假定下，总体消费支出的波动性也在增加。

总之，由上述理论分析可知，金融发展水平决定着信贷门槛与获取金融信贷服务的人口数量，也改变着不同收入群体的收入水平和收入分配差距，进而在一定程度上对居民消费水平产生影响——金融发展通过收入分配对居民消费行为产生影响，即金融发展与居民消费之间存在关于收入分配的中介效应。后文用经验数据对这种中介效应进一步作定量分析。

四、实证检验：收入分配的中介效应存在吗？

本文将以1993—2017年中国的省级平衡面板数据为研究样本，就金融发展与居民消费之间是否存在关于收入分配的中介效应进行经验考察，以检验理论模型在中国的现实解释力。

(一)模型设定、估计方法与数据样本

根据前文的文献逻辑和理论模型的关注焦点，金融发展会通过收入分配间接影响居民消费，即金融发展对居民消费的影响存在来自收入分配的中介效应。为对前文的理论分析提供有效的验证，本文基于中介效应的一般检验思路，采用如下标准的中介效应检验模型进行实证考察：

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个省份，用于代表中国30个省份(数据原因，不含西藏和港澳台地区)，t表示第t年；被解释变量RCR为居民消费率；解释变量GAP、FDL和Z分别表示城乡居民收入差距、金融发展水平和可能影响居民消费的控制变量向量；α为个体效应，用于反映各个地区共有的特性；δ为地区哑变量，代表不随时间变化的年份固定效应；η为时期哑变量，代表不随时间变化的地区固定效应；ζ、δ、υ是随机误差项。

根据巴伦和肯尼(Baron & Kenny，1999)[30]提出的中介效应标准检验思路，需要关注以下三个条件是否成立：(1)金融发展显著影响居民消费率；(2)金融发展显著影响城乡居民收入差距；(3)控制金融发展变量后，居民收入差距显著影响居民消费率，且可以根据金融发展系数显著和不显著，分别对应于部分中介效应和完全中介效应两种类型。此外，如果出现间接效应(η·λ)符号与直接效应(β′)符号相反，总效应就出现了被遮掩的情况，表明金融发展通过收入分配影响居民消费的间接路径可能削弱了金融发展对居民消费影响的直接效应，这是中介效应模型中普遍存在的一种现象，被称为“遮掩效应”(suppressing effects)，这种现象的出现说明在金融发展与居民消费之间还有效应更大的中间变量存在[31]。

对于上述回归方程中的被解释变量、解释变量、中介变量及其度量指标的选取，表1对变量进行了描述性统计，具体说明如下：

(1)被解释变量：居民消费率是居民消费支出与国内生产总值(GDP)的比值，衡量社会产出中用于满足居民消费需求的比重，测度居民消费支出相对于GDP的增长速度。

(2)解释变量：金融发展水平是银行信贷总额与GDP比值，即信贷市场相对规模，用于衡量金融深度。在稳健性检验部分，本文选取衡量金融宽度的指标——户均贷款额与人均GDP的比值作为金融发展水平的代理变量。

(3)中介变量：在既有的相关研究中，不少文献选取城乡居民收入泰尔指数或城乡居民可支配(纯)收入的比值衡量城乡居民收入差距，本文遵循这一做法。

(4)遵照前文理论分析，并参照以往同类文献，本文将控制变量选定为：地区产业结构、贸易开放度、投资、人力资本、资本开放度、城镇化水平、经济增长速度和政府对经济的干预程度。

根据平衡面板数据的可得性，本文采用最大完整样本的时间跨度，即1993—2017年，由此形成了来自30个省份连续25年的面板数据。其中，用于构造变量的原始信贷数据来源于相应年份的《中国金融年鉴》，其他原始数据来自相应年份的《中国统计年鉴》、国家统计局网站(http://www.stats.gov.cn/)或环亚经济有限公司(CEIC)数据库。

表1 变量的描述性统计与简要说明 单位：%

在数据处理方面还需要说明：

第一，有效样本数据涵盖30个省份，最终样本观察值为750个。

第二，逐步回归检验系数法和Sobel检验法的原假设基于正态分布的假定，为提高检验效力，本文对所有变量进行中心化预处理，得到均值为0、标准差为1的服从标准正态分布的研究样本。

第三，利用相应年份的人民币兑美元汇率平均值，将外商直接投资(FDI)折算为人民币金额，计算外商直接投资占GDP的比重。

第四，自2012年第四季度起，国家统计局开展了城乡一体化住户收支与生活状况调查，2013年及以后数据来源于此项调查。与2013年前的分城镇和农村住户调查的调查范围、调查方法、指标口径有所不同。为确保2013年前后数据的连贯性与可比性，本文利用2013年农村居民人均可支配收入与2013年农村居民人均纯收入的比值作为调整系数，对2013年之后的数据进行相应调整。

(二)检验结果及讨论

鉴于目前学术界对几种主流的中介效应检验计量方法的检验效力存在不同观点，本文认为，在多种计量方法各具优缺点时，通过不同计量方法得到类似的结论即认为在一定程度上是稳健的。因此，为确保研究结论的可靠性，本文分别采用逐步检验回归系数法、Sobel检验法和Bootstrapping检验法对金融发展与居民消费之间是否存在关于收入分配的中介效应进行实证检验，检验结果见表2和表3。其中，表2回归(1)—回归(3)汇报的是利用逐步检验回归系数法的估计结果，回归(4)汇报的是利用Sobel检验法的估计结果，回归(5)—回归(7)回报的是利用Sobel检验法在替换收入分配变量或金融发展水平指标后的估计结果。表3汇报的是与表2回归(4)—回归(7)相对应的利用Bootstrapping检验方法的估计结果。

表2 金融发展与居民消费的中介效应回归结果(1993—2017年)

表2回归(1)汇报的是基于计量模型(12)检验金融发展水平对居民消费率的总效应的估计结果。金融发展水平系数为正，且在1%水平上高度显著，这表明，金融发展水平与居民消费率之间呈显著的正相关关系，金融发展水平的提高有助于扩大居民消费需求。

表2回归(2)汇报的是基于计量模型(13)的检验金融发展水平对城乡居民收入差距影响的估计结果。金融发展水平系数为负，且在1%水平上高度显著。这表明，金融发展水平与收入泰尔指数之间呈显著的负相关关系，金融发展水平的提高有助于缩小城乡居民收入差距。

表2回归(3)汇报的是基于计量模型(14)检验，在控制了金融发展水平之后，中介变量收入泰尔指数对居民消费率影响的估计结果：金融发展水平与收入泰尔指数的系数均在1%水平上高度显著，这表明，金融发展水平与居民消费率之间存在关于收入泰尔指数的部分中介效应。进一步，关于收入泰尔指数在金融发展与居民消费率之间的中介效应，本文在参考温忠麟和叶宝娟(2014)[31]提出的中介效应判断程序进行检验：金融发展水平通过收入泰尔指数对居民消费率产生影响的间接效应为-0.009 4，在1%水平上高度显著，且偏差矫正95%的置信区间为[-0.022 1，-0.009 9]，置信区间不包括零值(表3)，这表明间接效应显著。但是，由于间接效应(-0.009 4)符号与直接效应(0.041 6)符号相反，说明收入泰尔指数在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应具体表现为“遮掩效应”。

表2回归(4)基于Sobel检验法的估计结果和表3利用Bootstrapping检验法的估计结果均表明收入泰尔指数在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应表现为“遮掩效应”。具体而言，金融发展对居民消费的总效应是0.040 6，直接效应是0.055 9，金融发展借助收入分配对居民消费率影响的间接效应是-0.015 3，间接效应占总效应的比重是37.64%，即金融发展水平提高1个单位，居民消费率上升0.055 9个单位，但由于间接效应的系数为负，金融发展通过收入分配对居民消费率产生的间接性影响“遮掩”了金融发展对居民消费的直接性影响，致使总效应有所下降：由0.056下降至0.040 6。也就是说，如果没有收入分配的影响，金融发展对居民消费率的影响力将提升37.64%。

表3 Bootstrapping检验结果(1993—2017年)

表3(续)

(三)稳健性检验

前文的分析表明，金融发展与居民消费之间存在关于收入分配的中介效应，且具体表现为“遮掩效应”，即金融发展通过收入分配的间接路径可能削弱了金融发展对居民消费影响的直接效应，最终表现为一种“遮掩效应”。为提升研究结论的可靠性，本文从替代中介变量和金融发展变量的角度对上述结论进行稳健性检验。

1.稳健性检验Ⅰ：替换中介变量

用城乡收入比代替中介变量收入泰尔指数，原因在于两者都是衡量地区间收入差距的常用指标。表2回归(5)基于Sobel检验法的回归结果和表3利用Bootstrapping检验方法的估计结果均表明，在1%的显著性水平上，城乡居民收入比在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应表现为“遮掩效应”，这说明回归结果是稳健的。

2.稳健性检验Ⅱ：更换金融发展水平指标

用户均贷款额与人均GDP的比值代替信贷总额与GDP的比值进行稳健性检验。信贷总额与GDP的比值是规模性金融指标，户均贷款额与人均GDP的比值是普惠性金融指标，两者都是衡量金融发展水平的常用指标。表2回归(6)和表3利用Bootstrapping检验方法均表明，在1%的显著性水平上，收入泰尔指数在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应表现为“遮掩效应”，也说明了回归结果是稳健的。

(四)内生性讨论

中国金融系统的发展，特别是银行业的发展受到政策因素影响很大，金融体系改革的主要目的是提高金融配制资本的效率和解除金融体系的政策性负担，因此金融发展受到城乡收入差距和居民消费影响的可能性很小。其他一些变量也主要是与政策有关的外生变量，例如城市化水平、地区产业结构、贸易开放度、投资率、人力资本、财政支出占GDP的比重等，且所有解释变量之间最大的VIF值远低于10，不必担心存在多重共线性问题，估计结果的准确性、无偏性还是有一定保证的。经济增长率在理论上不排除与收入不平等互为因果，但前者是短期变动因素，后者是中长期因素，这种可能性不大[25]。

五、进一步研究：按时期、地区分类以及使用收入分配的不同度量方式

在表2和表3的所有回归方程中，金融发展与居民消费之间存在关于收入分配的中介效应，且具体表现为“遮掩效应”。为了进一步深入探索中介效应的表现形式，结合下述情况：第一，2008年国际金融危机前后中国的财政政策与货币政策发生较大转变；第二，国内不同地区市场化改革、金融发展程度与收入分配状况存在很大差异；第三，收入分配不同的度量方式(功能性收入分配和规模性收入分配)可能会对居民消费产生差异性影响等，需要回答三个问题。一是，2008年全球金融危机爆发后，中国财政政策与货币政策的转变是否致使上述效应发生改变？二是，在中国不同地区，金融发展水平和城乡收入差距不尽相同，上述研究结论是否存在区域差异性？三是，前文研究结论在不同的分配方式下是否依然成立？为此，进一步分析包含以下内容：首先，把样本期间划分为金融危机爆发前(1993—2008年)和金融危机爆发后(2009—2018年)两个子样本；其次，按照省份所属区域，参照王全景和郝增慧(2018)[33]的划分方法，把30个省份划分为东部、中部和西部三个子样本(1)东部地区包括北京、福建、广东、江苏、河北、辽宁、山东、上海、浙江、海南和天津 11 个省份；中部地区包括山西、黑龙江、吉林、安徽、河南、江西、湖北和湖南8个省份；西部地区包括陕西、甘肃、宁夏、青海、四川、内蒙古、新疆、广西、重庆、贵州和云南 12个省份。；最后，选用功能性收入分配指标劳动者报酬占GDP的比重代替前文规模性收入分配指标，开展实证检验。表4报告了Sobel法检验结果，限于篇幅，Bootstrapping法检验结果略。

表4 金融发展与居民消费的中介效应：Sobel检验法

表4上半部分汇报的是两个不同时期，城乡居民收入差距在金融发展水平与居民消费率之间中介效应的检验结果：

在1993—2008年期间，金融发展水平通过城乡收入差距对居民消费率产生影响的间接效应为-0.020 5，在1%水平上高度显著，且偏差与矫正95%置信区间[-0.028 7，-0.013 1]不包括零值，表明间接效应显著。但由于其间接效应符号(-0.020 5)与直接效应符号(0.061 2)相反，说明城乡收入差距在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应表现为“遮掩效应”。

在2009—2018年期间，金融发展水平通过城乡收入差距对居民消费率产生影响的间接效应为0.009 8，在5%水平上高度显著，且偏差与矫正95%置信区间[0.000 2，0.020 2]不包括零值，表明间接效应显著。但由于其间接效应(0.009 8)符号与直接效应(0.044 2)符号一致，且金融发展水平系数在1%水平上高度显著，说明城乡居民收入差距在金融发展水平与居民消费率之间表现为部分中介效应。

表4中间部分汇报的是国内不同地区之间，金融发展水平与居民消费率之间是否存在关于收入分配中介效应的检验结果：

在东部地区，金融发展水平通过城乡收入差距对居民消费率产生影响的间接效应为-0.008 9，在5%水平上高度显著，且偏差与矫正95%置信区间[-0.017 0，-0.002 3]不包括零值，表明间接效应显著。但由于其间接效应(-0.008 9)符号与直接效应(0.041 3)符号相反，说明城乡收入差距在金融发展水平与居民消费率之间的中介效应表现为“遮掩效应”。

在中部地区，金融发展对居民消费的总效应在10%水平上仍不显著，根据巴伦和肯尼(1999)[30]、温忠麟和叶宝娟(2014)[31]的定义，引申到本文，收入分配中介效应的存在是以金融发展对居民消费产生显著影响为前提的。如果金融发展的系数不显著，就说明金融发展对居民消费不能产生影响，在此情形下，再讨论中介效应意义不大。因此，从汇报的结果来看，在中部地区金融发展对居民消费的影响并不显著，更不存在关于收入分配的中介效应。

在西部地区，金融发展水平通过城乡居民收入差距对居民消费率产生影响的间接效应为0.000 0，在10%的显著性水平上仍不显著，且偏差与矫正95%置信区间[-0.011 5，0.010 5]包括零值，表明间接效应不显著。这说明，在西部地区，金融发展与居民消费之间不存在关于居民收入差距的中介效应。

表4最后一列汇报的是以功能性收入分配指标——劳动者报酬占GDP比重为收入分配代理变量的估计结果。金融发展通过劳动者报酬占GDP的比重对居民消费率产生影响的间接效应为0.002 7，在10%的显著性水平上仍不显著，且偏差与矫正95%置信区间[-0.001 3，0.006 9]包括零值，表明间接效应不显著。这说明，金融发展与居民消费之间不存在关于功能性收入分配的中介效应。

六、结论与启示

本文聚焦于“金融发展→收入分配→居民消费”的传导路径，构建了收入分配情形下金融发展对居民消费影响的微观机制模型，就金融发展通过收入分配影响居民消费的作用机制进行了理论分析。基于1993—2017年省级面板数据，本文采用中介效应模型对提出的理论机制进行实证检验和政策讨论。研究结果表明：金融发展与居民消费之间存在关于功能性收入分配的中介效应，且具体表现为“遮掩效应”。在进行了变量替换的稳健性检验和考虑内生性问题之后，这一结论仍能成立。金融发展通过收入分配对居民消费率产生的影响“遮掩”了金融发展对居民消费率的直接效应，致使总效应有所下降：由0.055 9下降至0.040 6。也就是说，如果没有国内过大的收入差距的影响，金融发展对居民消费率的影响将提升37.64%。其中，2008年金融危机爆发之前的中介效应表现为“遮掩效应”，之后则表现为部分中介效应，表明2008年之前金融发展更多地表现为集约边际效应，收入分配差距扩大抑制了居民消费率的提升，而2008年之后，金融发展更多地表现为扩展边际效应，收入分配差距缩小促进了居民消费率的提升。在东部地区，中介效应表现为“遮掩效应”，而在中部地区和西部地区，中介效应不显著；使用劳动报酬占比指标后重新回归，中介效应不显著。由此表明，金融发展通过规模性收入分配而不是功能性收入分配影响居民消费。需要指出的是，这里的“遮掩效应”是指，金融发展水平与居民消费之间的总效应为正，但通过收入差距的间接效应为负，说明收入分配的确是金融发展影响居民消费的中介变量之一，但在金融发展与居民消费之间还存在更大的正向机制未被纳入研究视野。

本文的研究结论充分支持金融发展水平会通过改变居民收入分配差距而对居民消费行为产生影响。因此，在推动金融发展，促进资本要素的市场化配置时，相关部门应当重视并遵循“金融发展→收入分配→居民消费”的传导路径，以金融发展缓解低收入群体的流动性约束，由此缩小收入差距这个中介变量，充分发挥金融发展对居民消费的扩大作用。本文的研究也暗含着从扩大内需的视角看，金融发展的广泛边际效应比集约边际效应更重要。此外，鉴于不同区域子样本的估计结果存在差异性，相关部门还应加大对中部地区和西部地区经济、金融发展的支持力度，降低金融服务门槛，确保更多的居民能够跨越“信贷供给”门槛，享受到金融信贷服务，由此实现人均收入的增加和消费水平的提升。