家庭收入、金融約束與消費結構升級—基于中介效應模型的實證

李 艷

（四川大學錦城學院 四川成都 610059）

收入是決定消費的基礎，金融體系對平滑居民收入、刺激消費起著重要的調節作用。由于我國當前區域之間以及城鄉之間無論是在家庭人均收入還是金融發展上都存在顯著差異，因此其對居民消費產生了較大影響。對此本文基于中介效應模型，實證檢驗了家庭收入對居民消費結構升級的影響。

研究假設

收入是消費的基礎和前提，在傳統的經濟學理論中，由于邊際消費遞減現象的存在，因此實現消費升級最主要的兩條途徑便是提高居民收入水平和降低居民收入差距。劉悅（2019）基于跨國數據實證檢驗了收入不平等對消費升級的影響，其結果顯示收入不平等會顯著抑制奢侈品消費，并得出了降低收入差距能夠促進消費升級的結論；袁瑞彩（2019）實證檢驗了居民收入增長對消費升級的正向促進作用；李亞娟（2019）指出目前制約我國中西部農村地區消費升級的主要原因還是農村居民收入較低，收入來源較為單一；魏勇和楊孟禹（2017）認為收入結構的優化以及社會保障的完善有利于促進消費升級，因此政府應該從保障居民收入的角度出發為實現消費升級進行政策指引。因此本文在已有研究的基礎上提出假設：

表1 變量的定義、表示及描述性統計

H1：家庭收入增加有利于擴大消費規模，從而促進消費規模升級。

H2：家庭收入增加有利于擴大高檔消費，從而促進消費結構性升級。

在現有的金融制度下，金融對普通居民的服務意識較為淡薄，普通居民獲得貸款的難度較大，這一現象也稱為金融約束。陳靚秋（2019）在研究中發現，在金融約束的條件下，消費對經濟增長的促進作用被大大削弱；張兵和金穎（2018）基于江蘇農村地區調研數據證實了金融約束對農戶收入增長存在負向作用，其不利于居民消費規模的增加；黃倩和尹志超（2015）基于中國家庭金融調查數據實證檢驗了信貸約束對居民消費的影響，其得出信貸約束阻礙了家庭消費規模增加的結論。由于金融體系在社會發展過程中承擔著獨特的中介角色，而我國長期以來存在著明顯的“金融排斥”現象，對于低收入群體而言，低收入會為其帶來更為嚴重的金融約束，這進一步抑制了消費升級。因此基于這種現象，本文提出假設：

H3：收入會影響金融約束，并通過金融約束間接作用于消費升級。

表2 基準回歸結果表

表3 金融約束作用機制檢驗

研究方案設計

（一）樣本選取與數據來源

目前我國只有省級單位公布了城鄉居民的消費結構數據，因此本文使用省級數據檢驗二者對居民消費結構性升級的影響，并采用城市級別數據進行消費規模的檢驗。在時間上基于數據的連續性，本文選擇2004～2018年共15年作為此次研究周期，其中共包括30個省級單元及280個城市單元。本文所有的數據均來源于歷年《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》、Wind數據庫以及銀監會網站等。

（二）變量的選擇

消費升級包括結構性升級及規模性升級，其中結構性升級常用的衡量方法為恩格爾系數，而規模性升級則是指人均消費規模的增加。本文在省級數據上采用結構性升級指標，在城市級別數據采用規模性升級指標。在收入指標的選擇上，本文采用了家庭人均可支配收入指標；在金融約束指標的選擇上，本文借鑒陳靚秋（2019）的做法，以金融發展水平作為金融約束的衡量標準。此外考慮到傳統金融發展與數字普惠金融發展的差異性，本文也采用了數字普惠金融發展水平這一變量進行穩健性檢驗；其它控制變量。本文參考袁瑞彩（2019）的做法，將城鄉收入差距、經濟發展水平、產業結構、固定資產投資、對外開放以及基礎設施完備程度作為控制變量。變量的表示及描述性統計如表1所示。

（三）模型的構建

由于本文使用省級以及市級共計15年的面板數據，理論上仍然屬于短面板，因此為了減少不以時間而變動的非可觀測因素帶來的估計偏誤，本文采用雙向固定效應模型作為基準模型：

在式（1）、式（2）中，STC表示區域居民消費結構，SAC表示人均消費規模。βi是各個變量的擬合參數；其中β1表示居民收入與消費結構性升級之間的關聯性；λ1表示居民收入與消費規模性升級之間的關系；βi和λ1是各個控制變量的擬合參數；μi為個體固定效應；τt為時間固定效應；β0表示截距項；ε為誤差項。

實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表2為本文的基準回歸結果，可以發現在加入控制變量并考慮到時間和個體固定效應以后，居民收入的增加有利于促進消費結構以及消費規模升級，且估計系數均通過了1%水平上的穩健性檢驗，這與H1、H2相吻合。在其它控制變量上，收入差距的擴大不利于消費升級，而對外投資、社會保障水平、產業結構升級以及經濟增長有利于促進消費升級。

（二）作用機制檢驗

中介效應模型被廣泛的應用在機制檢驗的實證研究中，為了厘清收入增長是否會通過金融約束對居民消費產生影響，本文構建中介效應模型：

其中firit為中介變量，即金融約束，本文以金融發展作為衡量金融約束的代理變量。在機制檢驗過程中，一般應當將檢驗過程分為四個步驟。第一步，檢驗回歸系數β1是否顯著，若顯著，則存在中介效應的可能，若不顯著，則不存在中介效應；第二步，依次檢驗α1以及γ2，若兩個估計參數均通過了顯著性檢驗，則中介效應必然存在，可進入第三步，如果至少存在一個變量不顯著，則進入第四步；第三步，基于上述檢驗結果，如果γ1不顯著，則說明是完全中介效應，家庭收入變量完全要經過中介變量金融約束來影響居民消費升級。如果γ1顯著，則意味著屬于部分中介效應，則家庭收入變量有一部分要經過中介變量金融約束來影響居民消費升級；第四步，進行Sobel檢驗。

表3為金融約束作用機制的檢驗結果。可以發現在添加中介效應以后，以居民消費結構升級為被解釋變量，家庭收入變量的估計參數由0.027下降為0.022，并且其顯著性程度有所降低，而中介變量仍然顯著為正，這說明存在部分中介效應，即收入增加會減少金融約束，從而促進居民消費結構升級；以居民消費規模升級為被解釋變量，可以看出家庭收入變量的估計參數由0.1037下降為0.087，并且顯著性程度有所降低，而中介變量仍然顯著為正，這說明存在部分中介效應，收入增加會減少金融約束，從而促進居民消費規模升級。中介效應模型檢驗結果與H3相吻合。

表4 收入分層穩健性檢驗

表5 數字普惠金融穩健性檢驗

（三）穩健性檢驗

在穩健性檢驗中，本文主要采用兩種方法，第一是基于分層思想，以研究期內家庭收入的中位數將樣本分為高收入地區以及低收入地區，檢驗兩者之間的差異；第二是以數字普惠金融替代金融發展進行作用機制穩健性檢驗，具體結果如表4、表5所示。

表4為收入分層下進行的份樣本估計，結果顯示，雖然收入增加會促進居民消費規模升級與結構升級，但對于不同收入樣本，收入對消費升級的促進效應存在差異。具體而言，收入增加對低收入樣本的消費升級促進效應要大于高收入樣本。

表5為數字普惠金融穩健性檢驗。數字普惠金融的發展在一定程度上抑制了金融約束，實證結果顯示，收入的增加會減少金融約束，加入金融約束變量后，收入變量的估計參數絕對值要小于基準回歸結果，而中介變量仍然顯著為正，這進一步驗證了本文在機制檢驗部分結果的穩健性，從而進一步支撐了H3。

結論與建議

轉變經濟發展方式，將改革開放成果惠及全體居民是我國經濟新常態下需要進行的轉變，因此實現消費升級更加具有迫切性。收入是消費的基礎，而金融則在其中扮演著重要的作用。本文基于省級及城市級別面板數據實證檢驗了家庭收入增加、金融約束與消費升級之間的關系。研究結果表明：第一，收入增加能夠促進消費結構性與規模性升級，且在低收入地區效果更為明顯；第二，收入增加會促進金融發展，緩解金融約束，并以此間接促進消費結構性與規模性升級。

綜上所述，本文提出以下建議：第一，提高居民收入水平，同時要在國民分配中進一步提高居民的收入增長比例，使居民收入增長幅度快于同期GDP增速。這就要求要進一步擴寬居民的收入渠道、完善稅收制度，對此可通過基建、農業補貼、鄉村振興等渠道提高農民收入，降低城鄉居民收入差距。此外要建立和完善城鄉醫療保障、社會保險制度；第二，大力發展普惠金融，降低金融約束。金融歧視現象的存在極大的降低了金融體系配置資金的效率，實證結果顯示，金融發展有利于促進居民消費，家庭收入的增長能在一定程度上通過緩解金融約束來促進消費升級。這就要求在現有技術條件下，不斷進行金融創新，發揮金融配置信貸資金的作用，使其共同服務于居民消費升級；第三，加強供給側結構性改革，通過制度創新、結構創新提高產業發展活力，進一步激發群眾消費的動力。對此可通過對外開放、調整產業結構在供給側為居民提供更為優質健康的消費選擇。