收入不平等、普惠金融与居民消费——基于中国家庭金融调查的经验证据

杨碧云，叶雅优，易行健,2，李家山

（1.广东外语外贸大学金融学院，广东 广州 510006；2.广东金融学院，广东 广州 510521）

一、引言

加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局是今后一个时期经济社会发展的重要战略导向。2023 年7 月28 日发布的《国务院办公厅转发国家发展改革委关于恢复和扩大消费措施的通知》提出“加快构建新发展格局，着力推动高质量发展，把恢复和扩大消费摆在优先位置”。从现实情形看，受多种因素影响，我国居民消费率偏低，世界银行数据显示，我国居民消费率由1978 年的48.8%大幅下降至2010 年的34.6%，而后缓慢上升到2021 年的38.1%，但仍低于世界主要国家55%的平均水平。研究如何打通制约消费增长的堵点、进一步释放消费需求潜力，对于促进经济增长、增进民生福祉具有重要的现实意义。

针对国内居民目前存在的“低消费、高储蓄”现象，相关研究主要从收入分配（Schmidt-Hebbel 等，2000）、经济增长（王弟海和龚六堂，2007）、人口结构变迁（Modigliani 等，2004）、预防性储蓄（易行健等，2008）、流动性约束（万广华等，2001）、社会网络（易行健等，2012）等角度进行阐释。从收入分配角度看，当前国内居民消费不振的一大重要因素在于居民收入在国民收入中占比较低（方福前，2009），且收入分配不平等程度较高。居民收入基尼系数由1995 年的0.34（赵人伟和李实，1997）快速上升至2018 年的0.46，收入差距在高位徘徊且存在扩大基础（罗楚亮等，2021）。如何减少收入差距对居民消费的抑制效应是当前亟待解决的重要课题。普惠金融在助力共同富裕以及拉动消费、提振内需方面可以发挥积极作用。普惠金融的发展为群众提供了高效、便捷的支付方式和便利易得、丰富多样的金融服务，降低人们接触金融产品的门槛，并对社会经济各个方面产生重要影响（郭峰等，2020）。一方面，普惠金融通过缓解流动性约束、提高人力资本投资、促进创业就业和提高居民收入等渠道，助力缓解收入不平等（张勋等，2019b；吴本健等，2022）；另一方面，普惠金融通过提升居民支付便利性、缓解居民流动性约束、扩大居民社会网络等方面增加居民消费（王勋等，2022）。

调整居民收入分配格局，缩小居民收入差距，是一项长期、复杂、艰巨的任务，而促进居民消费是当前经济工作中的一项迫切任务，是解决经济运行突出矛盾的一个关键举措。在收入不平等这一约束条件短期内难以根本改变的背景下，能否通过大力发展普惠金融来缓解收入不平等对居民消费的抑制效应？本文基于微观居民家庭调查数据，试图从普惠金融视角为缓解收入差距对居民消费的负面影响提供经验证据。本文的边际贡献主要体现在以下几点：第一，以往文献大多聚焦于普惠金融对居民收入分配和消费的影响，而本文探究普惠金融在收入不平等和居民消费关系中的调节作用，是对收入不平等影响消费方面研究的有益补充；第二，本文从流动性约束和居民社会资本两个方面，厘清普惠金融缓解作用的内在机理；第三，本文进一步结合居民家庭特征，分析普惠金融在不同居民群体之间起到的异质性影响，可望为政府部门精准施策、削弱收入不平等对居民消费的负面影响提供依据。本文研究具有鲜明的政策含义，短期内在收入不平等构成约束的背景下，可以通过进一步发展普惠金融以降低收入不平等对居民消费的负面效应，为促进消费提供经验证据。

二、文献综述与假设

凯恩斯绝对收入假设指出居民存在边际消费递减倾向，在此情形下，收入不平等加剧将抑制消费需求。基于边际消费倾向递减假定，国内外大多微观层面研究均指出收入不平等严重制约居民的消费增长（Chu 等，2017；Dynan 等，2014；杨汝岱和朱诗娥，2007）。一方面，高收入群体边际消费倾向偏低，意味着其消费意愿增长有限（甘犁等，2018）；另一方面，低收入群体消费倾向较高，但易受到流动性约束，抑制其消费需求增长（甘犁等，2018）。收入不平等加剧使得分布在高、低收入两端的人群占比上升，拉低平均消费倾向，导致整体消费水平下滑。

随着普惠金融概念的兴起和普及，已有不少学者深入探讨了普惠金融产生的经济效应及其对家庭经济行为的影响。普惠金融扩大了金融服务覆盖面，使社会各阶层的能享受到成本可负担的金融服务，特别是低收入群体获得信贷服务的可及性得到更多保障。一方面，多数研究认为发展普惠金融有利于减贫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；吴本健等，2022）。普惠金融为中小微企业和个体工商户提供资金支持，市场主体获得金融支持后能够扩大生产经营规模，进而创造更多就业机会，增加居民收入；能通过缓解居民的金融约束，激发居民创业行为以增加财富，增加低收入群体的经济机会，进而缩小收入差距（Becker 和Tomes，1979；Galor 和Moav，2004；尹志超等，2023）。另一方面，普惠金融通过缓解居民消费时面临的流动性约束推动当期消费的提升（Li等，2020；孙玉环等，2021），并且这种促进作用在中低收入群体中更加明显（易行健和周利，2018）。王勋和王雪（2022）研究指出普惠金融的发展有助于居民家庭利用以至拓宽社会关系网络，提高自身风险平滑能力，进而增加居民消费。上述研究表明收入不平等将会显著抑制居民消费，而普惠金融在促进居民消费尤其是提升低收入人群消费中发挥着重要作用，基于此，提出本文第一个研究假设：

假设1：普惠金融可以缓解收入不平等对居民消费的抑制作用。

消费和储蓄理论中的流动性约束假设指出，在不完全的金融市场上，居民难以获得信贷时其基于生命周期的最优消费平滑路径（Zeldes，1989），居民囿于流动性约束被迫减少消费（Carvalho 等，2016）。基于国内数据的分析表明流动性约束人数占比上升是造成居民消费不足的重要原因（万广华等，2001b）。一方面，收入差距扩大将会增加居民受到流动性约束的概率。金融发展可以合理、有效分配资源，通过缓解流动性约束释放被压抑的消费需求（Campbell 和Mankiw，1991）。传统金融服务具有“嫌贫爱富”的特性，金融机构将金融服务提供给低收入群体的成本高而收益低，因此对低收入群体的信贷支持或将有限（Deaton，1992）。甘犁等（2018）发现我国中低收入家庭更加容易受到流动性约束，收入差距扩大提高了居民家庭面临流动性约束的可能性。另一方面，普惠金融的重点服务对象是低收入人群，致力于减少金融服务方面的非公平对待，可缓解收入差距扩张对于居民受到流动性约束的影响。普惠金融的发展扩大了金融服务覆盖范围，更多居民能够合理利用金融服务和产品，满足日益增长的信贷需求，尤其是被传统金融所排斥的长尾群体（王颖和陆磊，2012）；拓宽了低收入群体的资金获取渠道，降低了金融服务门槛；大幅提升了传统金融服务的可得性和便利性，缓解了弱势群体的信贷约束（张勋等，2019b）。综上，流动性约束是消费平滑难以进行的梗阻，低收入人群相较之下更易面临流动性约束，而普惠金融在改善低收入群体流动性约束方面发挥着重要作用。基于此，提出本文第二个研究假设：

假设2：普惠金融能够减缓收入不平等所造成的居民流动性约束，进而促进消费增长。

社会网络是指人们在互动中形成相对稳定的关系，是人们利用社会关系获得稀缺资源的能力，社会网络、社会信任和社会规制等同属社会资本的范畴（Putnam 等，1993）。社会网络作为一种非正规风险分担机制，在降低居民流动性约束、减少预防性储蓄行为和促进居民消费平滑方面具有重要作用（易行健等，2012；黄露露，2022）。但一方面，收入不平等对居民社会资本积累具有负面影响。居民社会资本的积累与收入水平分布相关，低收入群体的社会资本量和社会资本回报率都较低（周晔馨，2012）。申广军和张川川（2016）研究发现收入差距扩大导致社会地位分布两端人数增加，即社会分化加重，进而降低社会信任程度，负向影响社会资本积累。另一方面，普惠金融的发展能够促进居民的经济互动行为，或将缓解收入差距扩张对于社会资本积累的负面影响。边燕杰（2004）指出社会资本源于社会网络中的信息传递、资源交换、信任交易和信号传递。普惠金融的发展旨在兼顾公平与效率，将更多被排斥的群体纳入到金融服务范围之中，赋予弱势群体增信支持，降低信息不对称现象，增加居民的金融市场参与行为，使居民能够通过经济行为互动拓展和巩固社会网络，在网络中进行资源交换和传递个人信用信号，从而积极作用于居民的社会资本积累。王勋和王雪（2022）研究表明普惠金融发展可以使得家庭获得低成本、高效率的经济联系，利于巩固和拓宽社会经济网络，进而提高家庭通过社会网络平滑风险的能力。综上所述，社会资本是平滑居民消费的重要渠道，而收入差距会负面影响居民社会资本积累；普惠金融有利于社会网络的维系和扩大，这一作用对于弱势群体来说尤为明显。基于上述分析，提出本文第三个研究假设：

假设3：普惠金融能够缓解收入不平等对居民社会资本的抑制作用，进而促进居民消费增长。

三、研究设计

（一）模型设定

1.收入不平等对居民消费影响模型设定

聚焦于普惠金融是否缓解了收入不平等对于消费的抑制作用，本文首先验证收入不平等对居民消费的抑制作用，构建如下模型：

模型（1）中被解释变量ln（Cijk）代表居民家庭总体消费支出，其中下标i、j、k分别表示省份、区县、家庭；核心解释变量IEij表示收入不平等程度，基于区县层面家庭收入计算基尼系数和泰尔指数进行衡量；Xijk为户主、家庭和城市层面的控制变量；考虑到每个省份经济发展状况具有差异性，可能存在非时变的遗漏变量对估计结果造成影响，因此加入省份固定效应ωi；εijk为随机误差项。考虑到误差项可能存在一定的相关性，导致估计系数存在偏误，因此在回归中将标准误差聚到区县层面。α1为本文关注的估计系数，据上述分析预期α1显著为负，表明收入不平等将会显著抑制居民消费。

2.普惠金融缓解效应模型设定

接着引入收入不平等与普惠金融指数的交互项，考察普惠金融是否能够缓解收入不平等对于消费的抑制作用，实证模型设定如下：

在模型（2）中DIijk表示居民普惠金融程度指数，其余变量与模型（1）保持一致。模型中交互项IEij×DIijk的估计系数β1则是本文主要关注的估计系数，依据假设1，预期β1显著为正，表明普惠金融能够显著缓解收入不平等对于消费的抑制作用。

（二）数据来源与处理

本文使用的样本数据来自于由西南财经大学中国家庭调查与研究中心在全国范围内开展的家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS）2019 年数据，覆盖全国29 个省(自治区、直辖市)、343 个区县、1360 个村(居)委会，包含34643 户家庭、107008 个家庭成员的信息，数据具有全国及省级代表性。地区层面的数据则来自于对应年份的《中国统计年鉴》。在数据处理方面，仅保留身份为户主的样本、户主年龄为18 岁以上且在65 岁以下的家庭样本；剔除家庭人口大于10 人的数据；剔除家庭总消费支出、总收入、净资产以及总负债小于零且存在缺失值的样本，并剔除总消费、总收入、净资产以及负债的异常极端值。最终得到观测家庭23167 户。

（三）变量选取与说明

1.被解释变量：家庭总消费支出

以家庭总消费自然对数作为被解释变量。根据中华人民共和国国家统计局公布的《居民消费支出分类（2013）》文件定义的食品烟酒消费、衣着消费、居住消费、生活用品及服务消费、医疗保健消费、交通通讯消费、文教娱乐消费、其他消费等八大类消费分项，对分项消费进行加总得到“家庭总消费”变量。

2.核心解释变量：基尼系数和泰尔指数

根据同一区县内的居民收入分布情况计算基尼系数，衡量收入不平等程度。考虑到基尼系数对富人观测值的敏感性，富人收入数据误差过大会导致基尼系数存在较大的偏误（万广华，2009），故而计算区县层面收入时以泰尔指数进行补充。

3.调节变量：家庭普惠金融指数

以往文献中常用的侧重体现宏观方面的数字普惠金融指数可能难以反映金融资源在微观个体之间的配置，对于个体经济福利效益难以评估。本文基于微观家庭需求层面，从是否购买商业保险①具体而言，将家庭人寿保险费、健康保险费以及其他保险费用大于0 的家庭表示为购买商业保险的家庭，赋值为1。、是否持有银行账户、是否持有信用卡、是否获得正规信贷以及是否使用数字金融服务②其中数字金融服务包括互联网支付、理财及融资。参考尹志超和仇化（2019）将互联网金融细分为互联网理财和网络借贷、互联网投资行为和互联网融资行为，又根据问卷设置将参与互联网理财，或通过网络借贷平台将资金有偿借出定义为互联网投资行为；将通过网络借贷平台有偿借入资金用于消费等定义为互联网融资行为，由此构建家庭“是否使用数字金融服务”变量。等五方面，采用因子分析法构建家庭普惠金融指数（尹志超和张栋浩，2020）。表1汇报了因子分析的结果，KMO 检验整体值是0.7973，表明所选取的五个指标适合采用因子分析法构建指数变量。根据特征值大于1 以及累计解释大于75%的常用准则保留第一个有效公共因子，表明该因子能够从整体上反映居民家庭的普惠金融水平。然后采用Bartlett 因子得分法构建家庭普惠金融指数，最后将该指数进行标准化处理。

表1 因子分析结果

为尽可能缓解遗漏变量导致的回归偏差问题，控制了尽量多影响家庭消费支出的相关变量，包括家庭层面的总收入、净资产、总负债、家庭规模、少儿人口占比和老年人口占比③本文定义家庭0-16 岁小孩与家庭人口比值为少儿人口占比，定义60 岁以上老年人口与家庭个人口之比为老年人口占比。、是否经营工商业；户主层面的性别、年龄、年龄的平方/100、受教育程度④受教育年限（年）赋值：未上过学=0，小学=6，初中=9，高中、职校、中专=12，大专=15，本科=16，硕士=18，博士=22。、是否党员、是否已婚⑤在CHFS2019 问卷中询问了家庭成员的婚姻状态，本文将选择“已婚”赋值为1，视为已婚；其他选项赋值为0，视为未婚。、是否健康⑥在CHFS 的问卷中使用五点量表法提问了个人相比同龄人的身体健康状况，本文将前两项回答“1.非常好”和“2.好”定义为健康赋值为1；将后三项回答“3.一般”“4.不好”“5.非常不好”定义为不健康，赋值为0。、是否农业户口⑦依据CHFS 问卷中询问户口类型的问题，将选择“1.农业”的视为农业户口并赋值为1，否则赋值为0。、是否风险规避以及是否风险偏好⑧参考尹志超（2015），风险规避和风险偏好通过CHFS 问卷中如下问题测度：“如果您有一笔钱，您愿意选择哪种投资项目?”将选择“1.高风险、高回报的项目”和“2.略高风险、略高回报的项目”定义为风险偏好者；将选择“3.平均风险、平均回报的项目”定义为风险中性者；将选择“4.略低风险、略低回报的项目”和“5.不愿意承担任何风险”定义为风险规避者。；宏观层面的家庭所在城市的人均GDP 和传统金融发展水平⑨以城市金融机构人民币贷款余额占GDP 的比重进行衡量。。

四、实证分析

（一）描述统计分析

本文所使用的相关变量符号及其描述性统计如表2 所示。从被解释变量看，家庭总消费支出对数均值为10.708。核心解释变量收入基尼系数和泰尔指数均值分别为0.484 和0.426，可见家庭收入差距较大。从调节变量看，普惠金融指数均值为0.442。总体来看，数据初步处理后，得到所需变量的描述性结果较为合理。

表2 变量的描述性统计结果

（二）收入不平等对居民消费支出的影响分析

表3 报告了收入不平等对居民消费影响的实证回归结果。表3 的（1）（4）列仅引入收入不平等指标，收入基尼系数和泰尔指数估计系数分别为-2.513 和-1.202，皆在1%显著性水平下显著为负，表明收入不平等显著负向影响家庭消费；表3 的（2）（3）列和（5）（6）为分别加入家庭、户主和宏观层面特征回归结果，在加入所有控制变量之后基尼系数和泰尔指数的估计系数分别为-0.632 和-0.290，均在1%显著性水平下显著为负，基尼系数和泰尔指数每上升0.1 个单位，家庭总消费支出均值将下降6.32%和2.90%。实证结果表明收入不平等显著抑制消费，且从系数结果上看经济效应显著，结论与前述理论分析相一致。

表3 收入不平等对居民消费支出的影响

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%显著水平下显著;括号内为区县层面聚类稳健标准误。下同。

（三）普惠金融的缓解作用分析

根据模型（2）分析普惠金融是否缓解了收入差距对于消费支出的抑制作用。表4 第（1）列报告了普惠金融对居民消费的影响，普惠金融估计系数在1%显著性水平下显著为正，证实普惠金融显著促进家庭消费增长。表4 第（2）列使用家庭总消费对普惠金融与基尼系数交互项、交互项子项进行回归，交互项估计系数为0.718，在1%显著性水平下显著为负，回归结果验证了普惠金融的正向缓解作用；表4 第（3）列中普惠金融和泰尔指数估计结果亦显著为正。实证结果表明普惠金融确实缓解了收入差距对于消费的抑制作用，且估计系数的经济意义显著，假设1 得到验证。

表4 普惠金融的缓解作用

五、进一步分析

（一）普惠金融缓解效应的内在机制分析

1.缓解居民流动性约束

流动性约束是限制居民消费增长的重要因素（Zeldes，1989），收入差距扩张将会加剧居民受到的流动性约束（甘犁等，2018）。接下来分析收入差距对居民受到流动性约束概率的影响，并探究普惠金融是如何发挥调节作用的。选用以下两个指标来衡量居民面临的流动性约束：一是将流动性资产小于两个月永久性收入⑩永久性收入的计算是以家庭总收入作为因变量，对家庭、户主和城市层面特征变量，并且加入省份虚拟变量进行OLS 回归，得到该方程的预测值作为家庭的永久性收入（沈坤荣等，2012）。的消费者界定为受到流动性约束（甘犁等，2018；Zeldes，1989），变量赋值为1，否则为0。二是将家庭流动性资产小于平均三个月支出视为受到流动性约束（尹志超等，2021），变量赋值为1，否则为0。根据家庭收入排名进行五等分组，将最高收入组作为参照组，分别以两个流动性约束衡量指标为被解释变量，估算各收入阶层面临的流动性约束概率。从表5 第（1）列中可以看到随着收入阶层的提高，居民受到流动性约束的概率呈单调递减；表5 第（2）列的实证结果呈现出相同趋势特征。由此可见，居民面临流动性约束概率随着收入阶层上升而递减，收入差距将通过作用于加重居民的流动性约束进而抑制消费支出增长。

表5 各收入阶层面临流动性约束的概率

进一步，以流动性约束作为被解释变量对收入不平等进行回归，结果如表6 第（1）-（4）列所示，（1）（2）列为以“流动资产小于两个月永久收入”为流动性衡量指标作被解释变量的回归结果，（3）（4）列为以“流动资产小于三个月支出”为流动性衡量指标作被解释变量的回归结果，结果显示基尼系数和泰尔指数估计系数均在1%的显著性水平下显著为正，实证结果再次表明收入差距加剧了居民受到的流动性约束。随着收入差距的扩大，收入进一步集中于少数群体中，面临流动性约束的家庭将会增加，低收入群体即使有较高的消费倾向，流动性约束的限制也将导致居民消费难以上升。

表6 收入不平等、普惠金融对居民流动性约束的影响

继而分析普惠金融是否能够缓解收入差距带来的流动性约束概率增加，构建普惠金融和收入差距指标的交互项，将构建的两个流动性约束指标分别作为被解释变量进行OLS 回归，实证结果如表6 第（5）-（8）列所示，（5）（6）列为以“流动资产小于两个月永久收入”为流动性衡量指标作被解释变量的回归结果，（7）（8）列为以“流动资产小于三个月支出”为流动性衡量指标作被解释变量的回归结果。结果显示普惠金融和基尼系数、普惠金融和泰尔指数的交互项估计系数均显著为负，即实证结果表明普惠金融确实缓解了收入差距对居民流动性约束的提升，普惠金融的包容性特征提供给低收入群体获得金融资源的能力，在一定程度上缓解了收入差距对于居民流动性约束的影响。由此，假设2 得到验证。

2.提高居民社会资本

社会资本作为非正规金融保险制度，是居民进行借贷的重要方式，利于居民进行消费平滑（易行健等，2012），而收入不平等降低了居民间的社会信任水平，阻碍了社会资本积累（申广军等，2016）。低收入群体在满足自身需求后缺乏资金进行社会网络维护和拓展，社会资本积累受阻（Shoji 等，2012）。为进一步探究社会资本的渠道效应，选用受访家庭支付给非家庭成员的人情礼金支出的自然对数（易行健等，2012），以及家庭全年的交通通讯支出自然对数（何翠香和晏冰，2015）作为社会资本的衡量指标。首先考虑收入不平等对于社会资本的影响，回归结果如表8 所示。表7 第（1）-（4）列回归结果显示基尼系数和泰尔指数估计系数皆在1%的显著性水平下显著为负，实证结果表明收入不平等显著抑制了居民社会资本积累。

表7 收入不平等、普惠金融对居民社会资本的影响

表8 基于户主受教育程度的异质性分析

随后探究普惠金融是否能够缓解收入差距对社会资本积累的负面作用，构建普惠金融和收入差距指标的交互项，将社会资本衡量指标作为被解释变量进行OLS 回归，实证结果如表7 第（5）-（8）列所示。结果显示普惠金融和基尼系数、普惠金融和泰尔指数的交互项估计系数均在1%显著性水平下显著为正，表明了普惠金融确实能够缓解收入差距对于社会资本的负面作用。普惠金融以较低的交易成本、便捷的移动支付方式拓宽了居民的社会网络，提高了风险分担能力，实现了其消费平滑行为（王勋等，2022），有助于改善由于收入差距导致的社会资本积累受阻问题，进而在收入不平等负向影响消费的过程中起到缓解作用。由此，假设3 得以验证。

（二）异质性分析

进一步从户主受教育程度、家庭收入水平和区域正规金融发展程度分析普惠金融的异质性缓解作用效果大小。

1.基于户主受教育程度的异质性分析

根据户主受教育程度将样本进行分组，将样本分为高中及以下、高中（或中专）以上（包括大专）两个样本，探究普惠金融在户主受教育程度上的作用效果差异。表8 的回归结果显示，户主受教育程度为高中及以下群体的交互项估计系数显著为正，而高中以上学历样本的估计系数为负且不显著。采用自抽样法分别检验不同样本组间系数差异的显著性，经验p 值分别为0.080 和0.040，证实了组间系数差异性。实证结果表明普惠金融在户主受教育程度为高中及以下群体中的缓解作用更强，对此的解释为，低学历人群可能收入较低，受到的流动性约束和社会资本积累抑制作用可能更强，因而普惠金融具有更大的作用发挥空间。

R2 0.398 0.359 0.398 0.359经验p值 0.080 0.040

2.基于家庭收入水平的异质性分析

将全体家庭样本分为高、低收入组，探究普惠金融的缓解作用在不同收入组别的异质性结果。表9 回归结果显示，在低收入组中交互项估计系数显著为正，在高收入组中估计系数结果为正但不显著。自抽样法检验组间系数差异的显著性的经验p 值分别为0.085 和0.090，回归结果存在显著差异。实证结果表明普惠金融对低收入组的缓解作用更加明显。对此的解释是，在收入不平等约束下低收入阶层面临更强的流动性约束（甘犁等，2018）、更低的社会资本水平（Shoji 等，2012）。普惠金融减少了传统信贷风险评估的盲点，向低收入人群提供便捷的金融服务（黄益平和陶坤玉，2019），能够在一定程度上减少低收入群体的流动性约束（易行健和周利，2018）。普惠金融还通过数字经济活动例如移动支付等增强社会互动水平（戚聿东和褚席，2021），进而在更大程度上缓解这部分群体受到的消费抑制。

表9 基于家庭收入水平的异质性分析

3.基于区域正规金融发展程度的异质性分析

基于贷款余额除以GDP 均值划分金融发展程度高、低组别，探究普惠金融在不同正规金融发展程度水平下的异质性缓解作用。表10 列示了按照金融发展程度进行分组的回归结果，可见正规金融发展程度较低地区的交互项估计系数显著为正，而金融发展程度较高地区交互项估计系数为正数但不显著。自抽样法检验组间系数差异的显著性的经验p 值分别为0.060和0.080，结果显示组间系数存在显著差异。实证结果表明普惠金融的缓解作用在正规金融发展程度较低的地区中效应更强。对此的解释为，传统金融面临着设置机构网点成本高且对于偏远地区的尾部人群金融服务覆盖难的问题，数字技术与金融服务跨界融合能够通过线上平台丰富普惠金融产品和服务形式，从而提升了金融服务的可得性（黄益平等，2018；郭峰等，2020），令正规金融发展程度较低地区的居民流动性约束得以缓解，进而对于收入不平等抑制消费起到了更为明显的缓解作用。

表10 基于区域金融发展程度的异质性分析

（三）内生性讨论和稳健性分析

1.内生性讨论

尽管在基准回归模型中加入了尽可能多的控制变量以避免遗漏变量偏误问题，但仍可能存在一些无法观测的变量影响普惠金融和居民消费支出，进而导致估计偏误，产生内生性问题。其次，收入不平等的衡量可能存在测量误差，亦会使得估计结果产生偏误。此外，家庭普惠金融指数是基于家庭是否享有一系列金融服务构建的指数，可能存在自选择问题与反向因果关系。因此，使用控制函数法来缓解可能出现的内生性问题。相较于传统工具变量法，控制函数法是将内生性变量对工具变量回归的残差项作为额外的控制变量引入到原回归方程中，能有效解决交叉项变量的内生性（Wooldridge，2015）。以同一社区内其他家庭金融普惠指数的均值作为工具变量（Fu 等，2016），社区内家庭的普惠金融水平会影响该家庭的普惠金融水平状况，但是并不会直接影响该家庭的消费支出水平（尹志超和张栋浩，2020），满足工具变量的相关性和外生性的要求。基于内生性处理模型的估计结果如表11 所示，第一阶段回归残差在1%显著性水平下显著，表明上述实证分析存在内生性问题，而从二阶段结果来看，交互项仍显著为正，结果与前述分析一致，验证了本文结果的稳健性。

表11 内生性处理后回归结果

2.稳健性检验

首先，替换解释变量。为进一步验证普惠金融的缓解效应，将核心解释变量替换为省份层面的收入差距指标，包括省份基尼系数（Gini_pro）和泰尔指数（Theil_pro）。表12 第（1）（2）列报告了替换解释变量后的回归结果，交互项估计系数仍显著为正，再次证实普惠金融缓解了收入不平等对于消费的负向影响。其次，替换被解释变量。为进一步检验结果的稳健性，使用家庭人均消费支出对数和剔除教育支出后的家庭消费支出对数作为被解释变量。表12 第（3）-（6）列报告了替换被解释变量的回归结果，交互项估计系数仍显著为正，证实了普惠金融在缓解收入不平等抑制消费作用上的稳定性。

六、结论与启示

本文利用中国家庭金融调查（CHFS）2019 年的数据，探究了收入不平等、普惠金融及其交互作用对于居民消费的影响，主要得出了以下结论：第一，收入不平等显著抑制居民消费，而普惠金融能够显著缓解收入不平等对于消费的抑制作用。第二，收入不平等通过加重居民流动性约束以及降低社会资本水平进而影响居民消费水平，普惠金融通过减缓由于收入不平等所导致的居民流动性约束以及重构社会关系网络、提高居民社会资本两条路径，对于收入不平等负向影响居民消费起到“缓冲剂”作用。第三，普惠金融的缓解作用在户主受教育水平较低、家庭收入水平较低以及所处区域正规金融发展程度较低的居民群体中效应较大，其主要原因是普惠金融对这些居民家庭的流动性约束缓解作用和社会网络形成、发展的影响作用更强。总结而言，普惠金融对收入不平等负向影响消费具有重要缓解作用，缓解作用主要通过减弱流动性约束和提高社会资本渠道产生效果，且缓解作用更多体现在受教育程度较低、低收入家庭、居住于低正规金融发展程度区域的人群之中。

上述研究结论带来的启示：第一，鉴于普惠金融在缓解收入差距对居民消费负向影响当中发挥着积极作用，要进一步完善普惠金融体系，持续推进普惠金融发展，提升金融服务包容性，降低金融服务门槛和服务成本，扩大金融服务覆盖面。要将普惠金融服务进一步落实到小微企业、农民、新市民、城镇低收入人群和残疾人等特殊群体，保障中低收入群体共享普惠金融发展成果的权利，逐步改变金融发展不平衡、服务不充分现象。第二，鉴于普惠金融在减缓居民流动性约束、降低金融排斥以及增加居民社会经济互动、促进社会资本积累等方面的重要作用，要进一步拓展普惠金融服务的广度和深度，以拓宽居民资金来源渠道、提供更有效流动性支持为目标，通过为居民家庭提供包括支付、信贷、保险、理财在内的全面、多层次的金融服务，在适当降低金融服务价格的同时提高金融服务便捷性，支持中低收入群体拓宽社会网络、提高风险抵御能力。第三，鉴于普惠金融在低学历、低收入和低传统金融发展水平地区有较大的作用发挥空间，要引导普惠金融服务机构借助互联网等现代信息技术手段，实现对服务对象的精准触达，加大对经济欠发达地区、中低收入人群的金融支持力度，深入开展金融素养提升活动，更好地发挥金融服务作用，促进实现共同富裕。