楊碧云 毛欽兵 易行健 尹志超

一、引言

內(nèi)需是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本動(dòng)力，中國居民消費(fèi)占GDP的比重長期偏低且一直以來難以得到有效提升，因此想要滿足中國人民日益增長的美好生活需要乃至賦能經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展均離不開居民消費(fèi)潛力的釋放。目前中國居民家庭面對的收入風(fēng)險(xiǎn)已經(jīng)成為抑制居民消費(fèi)潛力釋放的一個(gè)重要影響因素，其中部分阻礙源自近年來居民家庭所面臨的收入不確定性有所攀升。針對上述問題，普惠金融發(fā)展能夠極大地拓寬金融服務(wù)半徑，使得原本面臨較高金融排斥的家庭得以獲取到更多金融服務(wù)，這有助于提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)能力，從而能緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民家庭消費(fèi)的抑制作用，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)的跨期平滑，充分釋放居民消費(fèi)潛力。基于此，對普惠金融、收入風(fēng)險(xiǎn)與居民家庭消費(fèi)關(guān)系的深入研究能夠?yàn)橹袊M(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)循環(huán)和高質(zhì)量發(fā)展提供新的思路和依據(jù)，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。隨著中國經(jīng)濟(jì)改革的不斷推進(jìn)，居民家庭的收入不確定性也在不斷上升。尤其是近幾年持續(xù)的中美貿(mào)易摩擦以及新冠肺炎全球大流行的影響，中國相關(guān)產(chǎn)業(yè)鏈供給端受到?jīng)_擊，并進(jìn)一步傳導(dǎo)至居民就業(yè)，導(dǎo)致家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)攀升。因此，如何緩解收入風(fēng)險(xiǎn)帶來的不確定性沖擊，進(jìn)而降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，全面促進(jìn)居民消費(fèi)將成為加快構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)為主體的新發(fā)展格局中的重中之重。隨著中國普惠金融工作的不斷推進(jìn)，從早期的小額信貸以及微型金融發(fā)展到目前涵蓋儲(chǔ)蓄、支付、保險(xiǎn)、理財(cái)和信貸等金融產(chǎn)品和服務(wù)的數(shù)字普惠金融，使得居民家庭金融服務(wù)可得性大大提高。中央金融工作會(huì)議進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)推動(dòng)金融高質(zhì)量發(fā)展的重要性，普惠金融與數(shù)字金融作為未來一個(gè)時(shí)期內(nèi)金融工作“五大篇章”的重要內(nèi)容，也意味著普惠金融的數(shù)字化發(fā)展將更加深入。從CHFS問卷調(diào)查數(shù)據(jù)來看，中國居民家庭商業(yè)保險(xiǎn)參與率在2011年僅有4.79%，而在2019年達(dá)到16%，商業(yè)保險(xiǎn)的發(fā)展密度和深度伴隨著數(shù)字普惠金融發(fā)展也在穩(wěn)步提升。從消費(fèi)保險(xiǎn)角度來看，這些金融服務(wù)的獲取可能在一定程度上強(qiáng)化了居民家庭的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)能力，對于居民家庭實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑、應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)沖擊具有重要作用。基于此，本文試圖研究普惠金融在緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用上的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并對內(nèi)在的作用機(jī)制及其異質(zhì)性影響進(jìn)行深入分析。

本文的貢獻(xiàn)主要有以下三點(diǎn)：一是盡管有較多文獻(xiàn)表明保險(xiǎn)、信貸等金融服務(wù)參與能夠發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)、實(shí)現(xiàn)居民消費(fèi)平滑的作用，但基于整體的普惠金融發(fā)展能否起到消費(fèi)保險(xiǎn)的作用，從而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用的相關(guān)研究比較缺乏。不同于局部的研究分析，普惠金融具有更廣泛的概念，更強(qiáng)調(diào)其“普惠性”，而保險(xiǎn)參與與正規(guī)信貸獲取在中國居民家庭中的比例仍比較低，因此不能代表整體普惠金融服務(wù)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)?；诖?，本文參考尹志超和張棟浩（2020）構(gòu)建了家庭層面的普惠金融指數(shù)，聚焦于分析普惠金融能否顯著緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，對相關(guān)研究進(jìn)行補(bǔ)充；另外，已有研究主要給出普惠金融在提高居民消費(fèi)上的直接經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但本文從消費(fèi)保險(xiǎn)角度給出了普惠金融促進(jìn)居民消費(fèi)的間接經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。二是，本文揭示了普惠金融緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用的內(nèi)在機(jī)制，為引導(dǎo)居民參與普惠金融服務(wù)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑提供了理論依據(jù)與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。三是，通過分析普惠金融的緩解效應(yīng)在不同群體以及地區(qū)中的異質(zhì)性，為提升中國居民金融素養(yǎng)，推進(jìn)中國普惠金融發(fā)展，提高金融服務(wù)的覆蓋率、可得性和滿意度的精準(zhǔn)施策提供政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說

居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論經(jīng)歷了從確定性條件假設(shè)到不確定性條件假設(shè)的演變與發(fā)展，F(xiàn)riedman（1957）和Modigliani and Brumberg（1954）基于確定性條件假設(shè)提出生命周期—持久收入假說，認(rèn)為個(gè)體將一生的收入進(jìn)行跨期配置從而實(shí)現(xiàn)生命周期的效用最大化，并且消費(fèi)主要取決于持久性收入。Leland（1968）放松了跨期最優(yōu)模型中的收入與支出的確定性假設(shè)，著重考察了不確定性對微觀主體消費(fèi)決策的影響，認(rèn)為未來收支不確定性的增加會(huì)導(dǎo)致微觀主體增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而減少當(dāng)期消費(fèi)。Zeldes（1989）、Deaton（1991）、Carroll et al.（1992）先后放松了金融市場完美假設(shè)進(jìn)而提出流動(dòng)性約束假說和緩沖存貨儲(chǔ)蓄理論，認(rèn)為當(dāng)期或預(yù)期未來可能受到流動(dòng)性約束時(shí)，消費(fèi)者將增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄從而減少當(dāng)期消費(fèi)，并且收入或支出不確定性導(dǎo)致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在流動(dòng)性約束條件下將進(jìn)一步增強(qiáng)。

伴隨著理論發(fā)展，大量研究從實(shí)證角度檢驗(yàn)收入不確定性與居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為之間的關(guān)系。其中因“中國高儲(chǔ)蓄之謎”誕生了較多從中國視角研究的相關(guān)文獻(xiàn)，認(rèn)為收入風(fēng)險(xiǎn)作為居民家庭面臨的主要不確定性之一，是造成中國居民家庭“低消費(fèi)、高儲(chǔ)蓄”現(xiàn)象的重要因素，當(dāng)收入風(fēng)險(xiǎn)或不確定性上升時(shí)，居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)會(huì)增加，進(jìn)而更多地抑制當(dāng)前消費(fèi)（羅楚亮，2004；Choi et al.，2017）。總之，無論是基于早期理論的推導(dǎo)還是后續(xù)的實(shí)證研究檢驗(yàn)，收入風(fēng)險(xiǎn)或收入不確定性與居民消費(fèi)之間的負(fù)向關(guān)系基本確定。

然而，消費(fèi)作為衡量個(gè)體福利的重要指標(biāo)，當(dāng)個(gè)體消費(fèi)在其整個(gè)生命周期內(nèi)出現(xiàn)較大波動(dòng)時(shí)，各期消費(fèi)所帶來的邊際效用也會(huì)產(chǎn)生較大差異，從而對居民家庭的整體福利造成損失，這對中國在新發(fā)展階段下實(shí)現(xiàn)共同富裕的目標(biāo)以及鞏固脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的勝利成果存在不利影響（王貂等，2021）。消費(fèi)保險(xiǎn)（Partial Insurance）作為連接收入和消費(fèi)的紐帶，衡量了收入風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)至消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的程度，既是二者內(nèi)在聯(lián)系的測度，也反映了家庭防范收入風(fēng)險(xiǎn)的能力。因此，提高家庭的消費(fèi)保險(xiǎn)能力，是穩(wěn)定居民家庭各期消費(fèi)水平的重要方式。從正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制來看，Deaton（1992）論證了信貸市場在緩解家庭流動(dòng)性約束進(jìn)而平滑消費(fèi)上的重要性，因此，為居民家庭提供信貸資金支持是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)保險(xiǎn)的一種重要途徑；Gorm ley et al.（2010）則從保險(xiǎn)參與的角度分析了居民消費(fèi)平滑的可能性，并且尹志超等（2021）的研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入波動(dòng)的上升會(huì)提高居民家庭對商業(yè)保險(xiǎn)購買的需求。而從非正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制來看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)一直是被視為居民家庭應(yīng)對不確定性沖擊、平滑消費(fèi)的有效方式（Townsend，1994），章元和黃露露（2022）基于城鎮(zhèn)家庭面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙倍差分法檢驗(yàn)了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用，認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠?yàn)榫用穹謸?dān)健康和收入風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而降低其家庭儲(chǔ)蓄率。

2013年黨的十八屆三中全會(huì)明確提出發(fā)展普惠金融，2015年12月國務(wù)院印發(fā)《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020年）》，表明黨中央和國務(wù)院對普惠金融的重視早已有之。已有文獻(xiàn)表明，普惠金融對居民家庭的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生了顯著的積極影響，表現(xiàn)為通過促進(jìn)居民創(chuàng)收能夠減少貧困（Bruhn and Love，2014）和緩解收入不平等（Kling et al.，2020；李文秀和劉俊杰，2023），通過提供儲(chǔ)蓄賬戶提高居民自身儲(chǔ)蓄但同時(shí)通過提供信貸資金支持促進(jìn)居民消費(fèi)支出（Brune et al.，2016）；另外，普惠金融中保險(xiǎn)服務(wù)的獲取以及移動(dòng)支付的使用還能夠增強(qiáng)家庭風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)水平（Jack and Suri，2014）。從國內(nèi)相關(guān)研究來看，尹志超和張棟浩（2020）基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融的減貧效果顯著，主要通過促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)以及提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理能力來實(shí)現(xiàn)，并且這一減貧效應(yīng)在低收入等弱勢群體中更大。易行健和周利（2018）研究了數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，結(jié)論表明數(shù)字普惠金融通過提供支付便利性以及滿足流動(dòng)性需求進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)，張勛等（2020）、鄒新陽和霍心如（2023）等也得出類似的結(jié)論。另外，部分文獻(xiàn)針對數(shù)字普惠金融與收入不平等的關(guān)系展開研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距（周利等，2020），從而促進(jìn)了中國的包容性增長（張勛等，2019）。

普惠金融能否實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑的經(jīng)濟(jì)效果，最直接表現(xiàn)為普惠金融是否對居民家庭的消費(fèi)保險(xiǎn)機(jī)制存在顯著地促進(jìn)作用。前文分析可知，消費(fèi)保險(xiǎn)機(jī)制中的正式的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道在很大程度上依賴于居民家庭在相關(guān)金融服務(wù)獲取上的廣度與深度，諸如保險(xiǎn)參與、信貸服務(wù)等，并且這一金融服務(wù)的獲取對于中國欠發(fā)達(dá)地區(qū)或低收入家庭來說更為重要，因?yàn)樵谶^去很長一段時(shí)間這些群體居民的金融服務(wù)很難得到滿足（馬小勇和白永秀，2009）；與此同時(shí)，金融服務(wù)的獲取在促進(jìn)居民家庭開展生產(chǎn)活動(dòng)、積累社會(huì)資本等領(lǐng)域上也發(fā)揮了重要作用（張勛等，2019），而社會(huì)資本中所帶來的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系在強(qiáng)化家庭的非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制、實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑上也同等重要。普惠金融能夠立足機(jī)會(huì)平等要求和商業(yè)可持續(xù)原則，以可負(fù)擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會(huì)各階層和群體提供適當(dāng)、有效的金融服務(wù)，其中為居民家庭開設(shè)銀行賬戶、提供合適的信用卡和正規(guī)信貸不僅可以方便居民進(jìn)行資金往來和儲(chǔ)蓄，更重要的是可以緩解流動(dòng)性約束從而平滑消費(fèi)支出，而近10年來科技發(fā)展所推動(dòng)的數(shù)字金融發(fā)展具有更強(qiáng)的普惠性（黃益平和黃卓，2018；郭峰等，2020）。因此，普惠金融可能在緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用方面存在顯著的正向效果。由此，本文提出如下假說1。

假說1：普惠金融能夠顯著地緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

為更清晰了解普惠金融緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用的內(nèi)在機(jī)理，本文從流動(dòng)性約束、風(fēng)險(xiǎn)管理能力與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等三個(gè)方面進(jìn)行討論并對應(yīng)地提出三個(gè)待驗(yàn)證假說。Deaton（1991）的理論研究表明，在不確定性條件下，受到流動(dòng)性約束的居民家庭相對于不受流動(dòng)性約束的居民家庭，具有更強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，并且流動(dòng)性約束越強(qiáng)，居民消費(fèi)的跨期平滑能力就越差，由此產(chǎn)生更多的謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄（萬廣華等，2001）。因此，通過降低家庭的流動(dòng)性約束有助于弱化居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。普惠金融發(fā)展的總體目標(biāo)包括提高金融服務(wù)的覆蓋率、可得性與滿意度，其中申貸獲得率的提高是一個(gè)很重要指標(biāo)，包括信用卡等均為居民家庭提供更廣泛的正規(guī)借貸渠道，而傅秋子和黃益平（2018）研究表明，數(shù)字普惠金融能夠顯著地提高居民的消費(fèi)性正規(guī)信貸需求，能夠?yàn)榫用窦彝ヌ峁┙鹑谫Y產(chǎn)交易的便利渠道，從而提高居民家庭對金融資產(chǎn)的持有，而金融資產(chǎn)的強(qiáng)變現(xiàn)能力能夠滿足家庭的流動(dòng)性需求，尹志超等（2019）研究認(rèn)為，普惠金融在提高居民的風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與上具有顯著的正向作用。由此，本文提出如下假說2。

假說2：普惠金融能夠通過降低家庭的流動(dòng)性約束緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

Urrea and Maldonado（2011）認(rèn)為，普惠金融通過金融服務(wù)所提供的風(fēng)險(xiǎn)管理渠道，能夠有效地降低居民家庭的收入波動(dòng)，改善家庭福利。一般來說，家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理能力越強(qiáng)，對未來風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知以及預(yù)期也會(huì)更準(zhǔn)確，越能夠更早地通過風(fēng)險(xiǎn)管理手段進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)防范，對未來不確定性事件可能導(dǎo)致的負(fù)向影響形成對沖，比如說購買商業(yè)保險(xiǎn)、制定養(yǎng)老計(jì)劃等。從對沖家庭風(fēng)險(xiǎn)或家庭風(fēng)險(xiǎn)管理這一角度來說，商業(yè)保險(xiǎn)更為靈活有效（易行健等，2019）。尹志超和張棟浩（2020）以及李建軍和李俊成（2020）的研究認(rèn)為，具有商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)計(jì)劃的家庭其風(fēng)險(xiǎn)管理能力更強(qiáng)。因此，家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理能力越強(qiáng)，收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的負(fù)向沖擊可能相對更小。而普惠金融中所涵蓋的商業(yè)保險(xiǎn)業(yè)務(wù)，其作為家庭對沖不確定性事件的一種經(jīng)濟(jì)手段，能夠降低風(fēng)險(xiǎn)沖擊所帶來的短期效用下降，提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。由此，本文提出如下假說3。

假說3：普惠金融能夠通過提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理能力進(jìn)而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用已被相關(guān)文獻(xiàn)證明（易行健等，2012）。當(dāng)居民家庭缺乏正規(guī)的風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對機(jī)制時(shí)，通過家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的親友互助能夠緩解風(fēng)險(xiǎn)沖擊帶來的負(fù)向影響，從而平滑家庭消費(fèi)支出。Ambrus et al.（2014）認(rèn)為，家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越廣泛，家庭獲取親友幫助的可能性就越大，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)效果就越明顯，收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用可能也更小。普惠金融在擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)上可能存在積極影響，已有文獻(xiàn)表明，獲得信貸服務(wù)能夠促進(jìn)家庭更多地參與社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)進(jìn)而發(fā)展社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Zohir and Motin，2004）。與此同時(shí)，普惠金融的發(fā)展帶來金融服務(wù)覆蓋率與可得性的增加，可以使得那些由于受到金融排斥的貧困或中低收入群體更大程度上獲得經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，比如說創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)等（張勛等，2019），而這些社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的參與會(huì)進(jìn)一步影響家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，這無論是對于城鎮(zhèn)還是農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)行為均有顯著的促進(jìn)作用（胡金焱和張博，2014）。戚聿東和褚席（2021）認(rèn)為數(shù)字生活顯著降低了社交成本，從而起到拓展“關(guān)系”網(wǎng)絡(luò)、提升和維護(hù)社會(huì)資本的作用。另外，移動(dòng)支付作為普惠金融發(fā)展中的重要組成部分，能在更大程度上降低資金交易或轉(zhuǎn)移的成本，從而使得家庭在遇到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，能在更快捷、多渠道地獲取他人的轉(zhuǎn)移支付，進(jìn)而平滑消費(fèi)支出（Jack and Suri，2014）。因此，本文提出如下假說4。

假說4：普惠金融通過擴(kuò)大家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文所使用數(shù)據(jù)主要來自2015年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，簡稱CHFS）。此外，本文所使用的城市層面的宏觀經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

在數(shù)據(jù)處理上僅保留個(gè)體回答問卷時(shí)身份為戶主的家庭樣本，同時(shí)刪除了戶主年齡小于22歲以及大于65歲的家庭樣本。另外，剔除家庭總收入以及凈資產(chǎn)小于0的樣本，并對家庭總收入、凈資產(chǎn)、負(fù)債以及總消費(fèi)進(jìn)行1%的雙邊截尾處理，以消除異常值帶來的影響。最后獲得觀測值為24835個(gè)。

（二）變量選取與家庭普惠金融指數(shù)構(gòu)建

1.被解釋變量。本文以家庭總消費(fèi)支出額作為被解釋變量，具體根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局公布的《居民消費(fèi)支出分類（2013）》文件，定義了食品煙酒消費(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)、文教娛樂消費(fèi)、其它消費(fèi)等八大類消費(fèi)分項(xiàng)，然后對這八類的消費(fèi)額進(jìn)行加總得到“家庭總消費(fèi)”變量。下文描述性統(tǒng)計(jì)中匯報(bào)了家庭總消費(fèi)支出額的原始數(shù)據(jù)，但在回歸中對總消費(fèi)進(jìn)行了對數(shù)化處理。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為收入風(fēng)險(xiǎn)。關(guān)于收入風(fēng)險(xiǎn)的測度，本文參考Carroll and Samwick（1997）、羅楚亮（2004）等的做法，選取戶主年齡、受教育年限、工作單位類型、就業(yè)性質(zhì)、所在行業(yè)、所在城市進(jìn)行分組，分別計(jì)算家庭收入對數(shù)值的組內(nèi)方差，最后連乘得到“家庭收入風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)”。具體來說，假設(shè)戶主年齡為l，受教育年限為h，工作單位類型為m，就業(yè)性質(zhì)為n，所在行業(yè)為k，所在城市為g，家庭總收入為income，則可構(gòu)建如下收入風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)為：

3.家庭普惠金融指數(shù)的構(gòu)建。本文參考尹志超和張棟浩（2020）的做法，基于微觀家庭層面，從商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋、擁有銀行賬戶、擁有信用卡、獲得正規(guī)信貸以及使用數(shù)字金融服務(wù)五個(gè)方面使用因子分析法來構(gòu)建家庭普惠金融指數(shù)?？紤]到上述五個(gè)變量均為二值變量，而常規(guī)的因子分析中在使用Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣估計(jì)時(shí)要求變量為連續(xù)型變量，本文使用多分格相關(guān)系數(shù)矩陣（Polychoric Correlation Matrix）的因子分析法來構(gòu)建普惠金融指標(biāo)。該研究方法能夠在一定程度上對二值變量的因子分析進(jìn)行糾偏。表1匯報(bào)了因子分析的結(jié)果，KMO檢驗(yàn)整體值是0.7375，表明所選取的五個(gè)指標(biāo)適合采用因子分析法構(gòu)建普惠金融指數(shù)變量。根據(jù)特征值大于1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，整體有效反映居民家庭的普惠金融水平。采用Bartlett因子得分法構(gòu)建普惠金融指數(shù)，然后將該普惠金融指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，使取值介于［0，1］之間。

表1 因子分析結(jié)果

4.其他控制變量。為了讓實(shí)證結(jié)果更具說服力，同時(shí)盡可能規(guī)避因遺漏變量所導(dǎo)致的回歸結(jié)果偏差，本文參考易行健等（2018）的研究經(jīng)驗(yàn)，控制影響家庭消費(fèi)支出的相關(guān)變量。首先，控制家庭特征變量，包括家庭總收入、總負(fù)債、凈資產(chǎn)、是否經(jīng)營工商業(yè)、家庭規(guī)模、家庭少兒人口占比以及老年人口占比。其次，控制戶主特征變量，包括戶主性別、年齡、受教育程度、戶籍、是否已婚、身體是否健康、金融素養(yǎng)以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。另外，考慮到社會(huì)保障在降低不確定性沖擊上的作用，本文進(jìn)一步控制社會(huì)保障體制變量，包括家庭是否購買社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及失業(yè)保險(xiǎn)。最后，用家庭所在地級(jí)市金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額與城市GDP之比來控制宏觀層面的經(jīng)濟(jì)金融水平。另外，參照尹志超和張棟浩（2020）以及甘犁等（2018）的做法進(jìn)一步控制城市固定效應(yīng)。

（三）模型設(shè)定

本文用Consumptionij代表第i個(gè)省份第j個(gè)家庭的總消費(fèi)，并取對數(shù)，設(shè)定實(shí)證模型如下：

在模型（2）中，V_incomeij表示第i個(gè)省份第j個(gè)家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)，Xij表示一系列控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量等，ωi為城市固定效應(yīng)，εij為殘差項(xiàng)。根據(jù)前文分析，預(yù)期核心解釋變量V_incomeij的估計(jì)系數(shù)βij顯著為負(fù)，表明收入風(fēng)險(xiǎn)與居民消費(fèi)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。在驗(yàn)證收入風(fēng)險(xiǎn)顯著地抑制居民消費(fèi)之后，進(jìn)一步引入收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)，來考察普惠金融是否有助于緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，實(shí)證模型設(shè)定如下：

模型（3）中的fin_indexij代表第i個(gè)省份第j個(gè)家庭的普惠金融指數(shù)，而關(guān)鍵解釋變量為收入風(fēng)險(xiǎn)V_incomeij以及收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)V_incomeij*fin_indexij。預(yù)期模型（3）中收入風(fēng)險(xiǎn)變量的估計(jì)系數(shù)βij依然顯著為負(fù)，而交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)φij顯著為正，從而表明普惠金融能夠有效緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。需要說明的是，在模型（3）中的控制變量Xij與模型（2）一致。

在假說1成立的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)分析普惠金融緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用的內(nèi)在機(jī)制，普惠金融可能通過降低家庭流動(dòng)性約束、提高家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。由此，本文在模型（2）的基礎(chǔ)上分別單獨(dú)引入流動(dòng)性約束、風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量與收入風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)，得到如下實(shí)證模型：

模型（4）中的Mij代表流動(dòng)性約束、家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三個(gè)機(jī)制變量。預(yù)期收入風(fēng)險(xiǎn)變量的估計(jì)系數(shù)βij如果為負(fù)，而流動(dòng)性約束與收入風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)也為負(fù)，家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力與收入風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)以及家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與收入風(fēng)險(xiǎn)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均為正，即γij的估計(jì)結(jié)果為負(fù)或?yàn)檎?，表明家庭受到流?dòng)性約束會(huì)強(qiáng)化收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，而家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)降低了收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

在模型（4）交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)結(jié)果符合預(yù)期的條件下，進(jìn)一步考察普惠金融是否顯著影響了家庭的流動(dòng)性約束、風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。因此，設(shè)定實(shí)證模型：

與模型（4）一致，Mij代表機(jī)制變量，即流動(dòng)性約束、風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。其中流動(dòng)性約束與風(fēng)險(xiǎn)管理能力均為二值變量，即家庭受到流動(dòng)性約束賦值為1，否則為0；家庭有較強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)管理能力賦值為1，否則為0；而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量為連續(xù)型變量。當(dāng)模型（5）中被解釋變量為流動(dòng)性約束以及風(fēng)險(xiǎn)管理能力時(shí)，使用Logit模型進(jìn)行估計(jì)，如果被解釋變量為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，則使用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)?；谀Ｐ停?）的預(yù)期估計(jì)結(jié)果，如果在模型（5）中普惠金融能夠顯著地降低家庭流動(dòng)性約束、提高家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，即普惠金融對流動(dòng)性約束的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而普惠金融對風(fēng)險(xiǎn)管理以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，則表明普惠金融能夠通過降低家庭流動(dòng)性約束、提高家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

四、基準(zhǔn)回歸和機(jī)制分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。居民家庭平均年總消費(fèi)支出約為5.8萬元，家庭人口規(guī)模平均約為3.7人，由此可知家庭平均人均消費(fèi)支出大概為1.56萬元，雖然與2014年國家統(tǒng)計(jì)局公布的全國人均消費(fèi)支出1.44萬元存在輕微差異，但考慮到本文在數(shù)據(jù)處理時(shí)刪除了戶主年齡大于65歲的家庭樣本，而這些家庭的消費(fèi)水平相對較低，因此表2中所計(jì)算的人均消費(fèi)支出可信度相對高。另外，從家庭普惠金融指數(shù)來看，中國居民家庭普惠金融指數(shù)平均水平為0.28，表明中國2014年總體上居民獲得金融服務(wù)的程度還比較低，普惠金融還有很大的發(fā)展空間。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）基準(zhǔn)回歸

表3第（1）列報(bào)告了估計(jì)模型（2）的實(shí)證結(jié)果。在加入所有控制變量以及控制城市固定效應(yīng)后，收入風(fēng)險(xiǎn)與居民消費(fèi)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)存在抑制效應(yīng)。進(jìn)一步地，基于模型（3）來考察普惠金融是否有助于緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，表3第（2）列報(bào)告相關(guān)實(shí)證結(jié)果，表明收入風(fēng)險(xiǎn)與居民消費(fèi)的關(guān)系依然顯著為負(fù)，而收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明普惠金融能夠緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，假說1成立。

表3 基準(zhǔn)回歸分析

基于因子分析法構(gòu)建的普惠金融指數(shù)雖能夠在綜合分析上提供幫助，但其掩蓋了其它細(xì)化指標(biāo)的經(jīng)濟(jì)影響。基于此，本文具體考察各子指標(biāo)的緩解效應(yīng)是否存在。從實(shí)證結(jié)果來看，家庭擁有銀行卡、擁有信用卡以及使用正規(guī)信貸和使用數(shù)字金融服務(wù)均能夠顯著地緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，表明普惠金融的緩解效應(yīng)是多渠道的。普惠金融對居民家庭在食品、衣著、居住、日用品以及文娛教育支出等不同類型消費(fèi)方面的緩解效應(yīng)顯著存在，在衣著和文娛教育方面更為顯著，這表明普惠金融不僅能夠直接改善居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，還能通過緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對層級(jí)較高的消費(fèi)的抑制作用來實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級(jí)。

（三）機(jī)制分析

1.基于流動(dòng)性約束視角的機(jī)制檢驗(yàn)。借鑒甘犁等（2018）的做法，使用“家庭金融資產(chǎn)總值是否大于兩個(gè)月永久性收入”來度量家庭流動(dòng)性強(qiáng)度。具體來講，用家庭收入作為被解釋變量，對戶主特征變量及家庭特征等變量做回歸，將回歸得到的被解釋變量的擬合值作為家庭的永久性收入。當(dāng)家庭金融資產(chǎn)總值小于家庭兩個(gè)月永久性收入時(shí)賦值為1，大于兩個(gè)月永久性收入時(shí)賦值為0。表4第（1）列回歸結(jié)果顯示，收入風(fēng)險(xiǎn)與居民消費(fèi)的關(guān)系依然顯著為負(fù)，并且收入風(fēng)險(xiǎn)與流動(dòng)性約束的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)也顯著為負(fù)，表明當(dāng)居民家庭受到流動(dòng)性約束時(shí)，會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。根據(jù)表4第（2）列的回歸結(jié)果，普惠金融的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明普惠金融能夠通過降低家庭的流動(dòng)性約束這一渠道來緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。借鑒易行健和周利（2018）的做法，流動(dòng)性資產(chǎn)包括現(xiàn)金、銀行存款、股票等金融資產(chǎn)，以家庭的流動(dòng)性資產(chǎn)高低來定義家庭是否受到流動(dòng)性約束，把流動(dòng)性資產(chǎn)較低的家庭定義為“受到流動(dòng)性約束”，賦值為1，反之賦值為0。實(shí)證結(jié)果如表4第（3）、（4）列所示，依然得到一致結(jié)論，由此假說2成立。

表4 流動(dòng)性約束的機(jī)制檢驗(yàn)

2.基于風(fēng)險(xiǎn)管理能力視角的機(jī)制檢驗(yàn)。借鑒李建軍和李俊成（2020）的做法，選擇以通過“商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)”來實(shí)現(xiàn)未來養(yǎng)老計(jì)劃的家庭視為風(fēng)險(xiǎn)管理能力較強(qiáng)的家庭，即風(fēng)險(xiǎn)管理能力賦值為“1”，選擇其它養(yǎng)老計(jì)劃方式視為風(fēng)險(xiǎn)管理能力較弱的家庭，即風(fēng)險(xiǎn)管理能力賦值為“0”。表5第（1）列回歸結(jié)果顯示，收入風(fēng)險(xiǎn)依然顯著地抑制了居民消費(fèi)，而收入風(fēng)險(xiǎn)與風(fēng)險(xiǎn)管理能力的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力越強(qiáng)，收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制效應(yīng)就越小。表5第（2）列匯報(bào)了普惠金融對家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力影響的實(shí)證結(jié)果。與預(yù)期一致，普惠金融與風(fēng)險(xiǎn)管理能力的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明普惠金融顯著地提高了家庭的風(fēng)險(xiǎn)管理能力，由此假說3成立?？紤]到家庭選擇商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)形式作為未來養(yǎng)老計(jì)劃的家庭，可能已經(jīng)購買了商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，從而使得普惠金融與其可能只是相關(guān)關(guān)系。為了說明上述結(jié)果的穩(wěn)健性，將樣本中購買了商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭全部剔除；由于CHFS 2015的問卷中只詢問了家庭是否購買商業(yè)人壽、商業(yè)健康保險(xiǎn)以及其他的商業(yè)保險(xiǎn)，而商業(yè)人壽保險(xiǎn)包括商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，因此本文將購買了商業(yè)人壽保險(xiǎn)的家庭樣本全部剔除；同時(shí)考慮到其它商業(yè)保險(xiǎn)購買中可能包括商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，為了避免干擾，本文也一并剔除。剔除樣本后的回歸結(jié)果如表5第（3）、（4）列所示，依然表明普惠金融能夠通過提高家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力進(jìn)而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

表5 基于風(fēng)險(xiǎn)管理能力視角的機(jī)制檢驗(yàn)

3.基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角的機(jī)制檢驗(yàn)。為驗(yàn)證普惠金融能否通過擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一渠道來緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，借鑒易行健等（2012）的做法，使用家庭節(jié)假日及紅白喜事“禮金支出”作為家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量。表6第（1）列匯報(bào)了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的調(diào)節(jié)機(jī)制是否存在。收入風(fēng)險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越大，收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用就越小，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用存在。表6第（2）列報(bào)告了普惠金融對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)代理變量的估計(jì)結(jié)果，表明普惠金融對擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)存在顯著的正向效應(yīng)，且估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著，假說4由此成立。孫永苑等（2016）認(rèn)為，家庭的禮金支出可分為正常支出和非正常支出兩個(gè)部分，正常支出是由家庭的經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)等方面引起的，該類支出與家庭新建和維護(hù)關(guān)系無關(guān)；非正常支出是用于新建和維系關(guān)系的支出。基于穩(wěn)健性考慮，借鑒該文做法提取出家庭用于新建和維系關(guān)系的禮金支出，以此更換機(jī)制變量。表6第（3）、（4）列報(bào)告了更換機(jī)制變量后的實(shí)證結(jié)果，依然證明普惠金融能夠通過擴(kuò)大家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)而緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

表6 基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角的機(jī)制檢驗(yàn)

五、異質(zhì)性分析

（一）基于金融素養(yǎng)水平高低的異質(zhì)性分析

本文將總樣本按家庭戶主金融素養(yǎng)得分高低進(jìn)行分組回歸。具體來說，戶主金融素養(yǎng)得分大于1分的視為金融素養(yǎng)較高的樣本組，其他為金融素養(yǎng)較低的樣本組。另外將戶主金融素養(yǎng)得分按0-3分為四組進(jìn)行回歸，表7報(bào)告分組回歸的實(shí)證結(jié)果。根據(jù)第（1）、（2）列的回歸結(jié)果，普惠金融的緩解效應(yīng)在金融素養(yǎng)水平較高的樣本組中更大。從表7的第（3）列到第（6）列的結(jié)果來看，伴隨著戶主金融素養(yǎng)得分越來越高，普惠金融的緩解效應(yīng)也越來越大。由此表明，個(gè)體金融素養(yǎng)的高低會(huì)顯著影響普惠金融的緩解效應(yīng)。我們的解釋是，戶主金融素養(yǎng)越高的家庭越有可能使用金融服務(wù)，比如參與商業(yè)保險(xiǎn)、獲得正規(guī)信貸、使用數(shù)字金融服務(wù)等，本文數(shù)據(jù)分布也佐證該解釋。隨著樣本組的金融素養(yǎng)得分由低到高（從0分到3分），普惠金融的均值水平分別為0.18、0.30、0.37、0.45，即戶主金融素養(yǎng)越高的家庭，其普惠金融水平也較高。

表7 基于金融素養(yǎng)高低的異質(zhì)性分析

（二）基于戶主社會(huì)信任水平高低的異質(zhì)性分析

為了識(shí)別社會(huì)信任程度差異化影響是否存在，本文以“戶主是否信任商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)”來衡量家庭的社會(huì)信任程度。具體來講，將信任商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭視為社會(huì)信任水平較高的樣本組家庭，不信任的家庭視為社會(huì)信任程度較低的樣本組家庭。表8第（1）、（2）列報(bào)告了社會(huì)信任水平高低的分組回歸結(jié)果。收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)的經(jīng)濟(jì)顯著性在社會(huì)信任程度較高的樣本組中更大。從分組的普惠金融水平來看，社會(huì)信任程度較高的樣本組家庭普惠金融指數(shù)均值為0.33，而社會(huì)信任程度較低的樣本組家庭的普惠金融指數(shù)均值為0.25。由此說明，家庭的社會(huì)信任水平在一定程度上影響了家庭的普惠金融水平，進(jìn)而影響了普惠金融在緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用上的效應(yīng)?？紤]到信任商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭往往可能已經(jīng)購買了商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，所以本文進(jìn)一步刪除可能購買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，然后再進(jìn)行檢驗(yàn)。剔除樣本后的分組回歸結(jié)果如表8第（3）、（4）列所示，依然表明在社會(huì)信任程度較高的樣本家庭中，普惠金融的緩解效應(yīng)更大。

表8 基于社會(huì)信任水平高低的異質(zhì)性分析

（三）基于不同地區(qū)居民家庭的異質(zhì)性分析

為了識(shí)別普惠金融能否真正體現(xiàn)“普惠性”，本文依據(jù)2014年全國各省份人均GDP排名進(jìn)行分組回歸。具體來說，將人均GDP排名前15的省份視為經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)，其他則歸類為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。同時(shí)考慮到普惠金融旨在解決居民的正規(guī)金融服務(wù)獲得的問題，本文進(jìn)一步按居民家庭所在省份每萬人所擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量排名進(jìn)行分組回歸，即排名前15的省份視為居民家庭所在省份每萬人所擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量較多的地區(qū)，其他為較少的地區(qū)。一般來說，首先所在省份每萬人所擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量越多，居民家庭獲得正規(guī)金融服務(wù)的可能性就越高，普惠金融所帶來的經(jīng)濟(jì)效益可能就較小。從分組回歸實(shí)證結(jié)果（表9）來看，相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，即所在省份人均GDP較低的樣本家庭中，普惠金融緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用的效應(yīng)更大。其次，普惠金融的緩解效應(yīng)在所在省份每萬人擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量較低的樣本家庭中更大，兩個(gè)分組之間可能存在重合，本文對省份人均GDP與每萬人所擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量做了簡單的相關(guān)系數(shù)矩陣分析，發(fā)現(xiàn)兩者的相關(guān)系數(shù)為0.5，并不存在高度相關(guān)性。由此表明，普惠金融的“普惠性”顯著存在，即普惠金融在減少金融排斥，滿足欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民家庭的金融服務(wù)需求上發(fā)揮了更大的作用。

表9 基于不同地區(qū)的異質(zhì)性分析

（四）基于居民家庭不同收入水平的異質(zhì)性分析

按居民家庭收入水平進(jìn)行低中高均等分組，回歸結(jié)果（表10）顯示，收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)在低收入樣本家庭中的經(jīng)濟(jì)顯著性更大，中等收入家庭次之，再次體現(xiàn)了普惠金融的“普惠性”作用，即更有利于低收入群體通過金融服務(wù)來實(shí)現(xiàn)更大的邊際收益。在高收入樣本家庭中該估計(jì)系數(shù)不顯著，可能的原因在于高收入家庭的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道更多，應(yīng)對不確定性沖擊的能力更強(qiáng)，因此較少依賴于一般的金融服務(wù)來實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑。

表10 基于收入水平高低的異質(zhì)性分析

六、內(nèi)生性與穩(wěn)健性討論

（一）內(nèi)生性討論與處理

1.工具變量估計(jì)。借鑒Rozelle et al.（1999）以及尹志超和張棟浩（2020）的研究思路，使用“社區(qū)平均”來構(gòu)建工具變量進(jìn)行內(nèi)生性討論與處理，即將家庭所在社區(qū)其他家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)均值作為收入風(fēng)險(xiǎn)的工具變量，將家庭所在社區(qū)其他家庭的普惠金融指數(shù)均值作為普惠金融變量的工具變量；同時(shí)考慮到收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融的交互項(xiàng)也是內(nèi)生變量，本文以兩者的“社區(qū)平均”工具變量的交互項(xiàng)作為收入風(fēng)險(xiǎn)與普惠金融交互項(xiàng)的工具變量。上述做法主要基于以下兩方面考慮：一是，同一社區(qū)內(nèi)的具有大致相同特征的群體成員間會(huì)相互影響，這意味著其他家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)與本家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)存在相關(guān)性；二是，Rozelle et al.（1999）認(rèn)為，群體效應(yīng)只會(huì)對群體成員中的同一行為產(chǎn)生影響，不同行為之間并不會(huì)相互關(guān)聯(lián)，其他家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)并不會(huì)影響本家庭的消費(fèi)支出。同理，其他家庭的普惠金融指數(shù)均值也滿足工具變量選取的要求。

表11展示了相關(guān)回歸結(jié)果。表11第（1）列只針對收入風(fēng)險(xiǎn)與居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了工具變量回歸?？紤]了內(nèi)生性問題后，收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的影響依然顯著為負(fù)，表明收入風(fēng)險(xiǎn)抑制居民消費(fèi)的結(jié)論是穩(wěn)健的。進(jìn)一步，針對普惠金融緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用的回歸做了工具變量估計(jì)處理，表11第（2）列報(bào)告了對應(yīng)的內(nèi)生性處理結(jié)果，三個(gè)變量的回歸系數(shù)相對于表2第（2）列的結(jié)果均有所變大，但顯著性不變。

表11 工具變量估計(jì)

2.其它內(nèi)生性處理。由于本文的普惠金融指數(shù)構(gòu)建中的“是否使用數(shù)字金融服務(wù)”這一指標(biāo)在其它年份存在數(shù)據(jù)缺失，因此無法進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的估計(jì)?；诖?，本文首先將“是否使用數(shù)字金融服務(wù)”這一指標(biāo)剔除，僅使用其余四個(gè)指標(biāo)來構(gòu)建普惠金融指數(shù)，由此形成CHFS 2013-2015年的平衡面板數(shù)據(jù)，其回歸結(jié)果依然展現(xiàn)出普惠金融的緩解效應(yīng)顯著存在。其次，使用近似零方法估計(jì)（Local to Zero，簡稱LTZ）來緩解工具變量不嚴(yán)格外生的問題，該方法最早見于Conley etal.（2012）的研究。從LTZ估計(jì)結(jié)果來看，不改變普惠金融的緩解效應(yīng)顯著存在這一事實(shí)。最后，從樣本選擇的角度來看，考慮到收入風(fēng)險(xiǎn)越小的家庭其參與金融服務(wù)的可能性越高，家庭的普惠金融指數(shù)水平也就越高，進(jìn)而導(dǎo)致回歸結(jié)果不準(zhǔn)確。為解決這一問題，進(jìn)一步剔除在政府單位、事業(yè)單位以及國企上班的戶主家庭，依然得到與前文一致的結(jié)論（表12）。

表12 其它內(nèi)生性處理

（二）替換家庭普惠金融指數(shù)變量為地級(jí)市層面的數(shù)字普惠金融指數(shù)

本文所使用的普惠金融指數(shù)是基于家庭是否使用相關(guān)金融服務(wù)進(jìn)行構(gòu)建的，不但存在較強(qiáng)的自選擇性，而且可能難以體現(xiàn)宏觀層面的普惠金融發(fā)展的緩解作用。本文使用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心所編制的2014年全國各城市數(shù)字普惠金融指數(shù)代替家庭層面的普惠金融指數(shù)，使用數(shù)字普惠金融總指數(shù)及其分指數(shù)，分指數(shù)包括覆蓋廣度指數(shù)、使用深度指數(shù)以及數(shù)字化程度指數(shù)①數(shù)字普惠金融屬于中國普惠金融發(fā)展的一部分，其由于依托互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)，能夠打破地理距離限制，更好地將金融服務(wù)惠及社會(huì)各階層，并且根據(jù)最新的各地區(qū)數(shù)字普惠金融指數(shù)分布數(shù)據(jù)，中國東中西部的數(shù)字普惠金融指數(shù)趨同性明顯（郭峰等，2020），因此，數(shù)字普惠金融的“普惠性”更強(qiáng)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展大大地提高了中國普惠金融發(fā)展的可行性（黃益平和黃卓，2018）。。表13第（1）、（4）列的回歸結(jié)果顯示，基于地級(jí)市層面的總的普惠金融指數(shù)、覆蓋廣度指數(shù)以及使用深度指數(shù)均能夠有效地緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制影響，但數(shù)字化程度指數(shù)的緩解效應(yīng)并不顯著，一個(gè)可能的解釋是中國的數(shù)字普惠金融發(fā)展在2014年仍處于初級(jí)階段，更多地是進(jìn)行數(shù)字普惠金融服務(wù)的普及和深化工作，盡管數(shù)字化程度總體水平較高，但對于個(gè)人家庭層面的數(shù)字化搭建以及數(shù)字化應(yīng)用仍存在較高成本，并且數(shù)字化服務(wù)的接受也需要一定的過程，因此在金融服務(wù)數(shù)字化初始其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不顯著。但從總體而言，基于宏觀層面的數(shù)字普惠金融發(fā)展依然能夠顯著地緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用。

表13 替換普惠金融指數(shù)為城市層面的數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)行分析

（三）替換核心解釋變量與被解釋變量

替換收入風(fēng)險(xiǎn)的衡量為暫時(shí)性收入平方①借鑒沈坤榮和謝勇（2012）的做法，使用家庭收入的對數(shù)作為被解釋變量，對戶主特征變量、家庭特征變量以及社會(huì)保障變量做回歸，同時(shí)我們控制了行業(yè)虛擬變量以及省份虛擬變量，將回歸得到的殘差值的平方作為收入風(fēng)險(xiǎn)的代理指標(biāo)。，表14第（1）列報(bào)告相關(guān)實(shí)證結(jié)果，依然支持基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)論，即普惠金融能夠緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對消費(fèi)的抑制影響的結(jié)論是穩(wěn)健的?？紤]到家庭的醫(yī)療保健及教育支出不僅具有消費(fèi)屬性，同時(shí)也具有投資屬性（羅楚亮，2004），并且指出教育醫(yī)療支出具有很強(qiáng)的剛性，因此用總消費(fèi)剔除了醫(yī)療保健以及教育支出，作為新的被解釋變量放入回歸中，表14第（2）列實(shí)證結(jié)果依然與上文一致。

表14 替換核心解釋變量以及被解釋變量進(jìn)行分析

七、結(jié)論與啟示

本文利用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建家庭層面的普惠金融指數(shù)，分析普惠金融在緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)抑制作用上的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融能夠顯著地緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，并且主要通過降低家庭的流動(dòng)性約束、提高家庭風(fēng)險(xiǎn)管理能力以及擴(kuò)大家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三條途徑來實(shí)現(xiàn)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，普惠金融的緩解效應(yīng)在戶主金融素養(yǎng)較高、社會(huì)信任程度較高的樣本家庭中更大；同時(shí)普惠金融的緩解效應(yīng)體現(xiàn)出較強(qiáng)的“普惠性”，即相對于發(fā)達(dá)地區(qū)以及高收入家庭，普惠金融的緩解效應(yīng)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)以及低收入家庭中更大。

上述結(jié)論，蘊(yùn)含以下幾個(gè)方面的政策建議：第一，普惠金融能夠緩解收入風(fēng)險(xiǎn)對居民消費(fèi)的抑制作用，這意味著普惠金融在居民家庭應(yīng)對收入風(fēng)險(xiǎn)沖擊，平滑居民消費(fèi)上具有積極作用，因此要繼續(xù)大力推動(dòng)普惠金融發(fā)展。要進(jìn)一步依托互聯(lián)網(wǎng)科技平臺(tái)建設(shè)來推進(jìn)擴(kuò)大普惠金融服務(wù)的廣度和深度，同時(shí)要協(xié)同保險(xiǎn)、信貸、儲(chǔ)蓄、支付、投資等多方面金融服務(wù)的發(fā)展，緩解傳統(tǒng)金融發(fā)展中所形成的不平衡發(fā)展現(xiàn)象。第二，普惠金融的緩解效應(yīng)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)以及低收入家庭影響更大，因此政府需要積極引導(dǎo)各類普惠金融服務(wù)主體借助互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)手段，降低金融交易成本，延伸服務(wù)半徑，拓展普惠金融服務(wù)的廣度和深度，繼續(xù)大幅度提高金融服務(wù)的覆蓋率與可得性，加大對欠發(fā)達(dá)地區(qū)居民與中低收入人群的金融支持。第三，普惠金融的發(fā)展以及普惠金融的緩解作用受到個(gè)體金融素養(yǎng)高低以及社會(huì)信任程度高低的限制，因此國家在推進(jìn)普惠金融發(fā)展的同時(shí)，需要加強(qiáng)居民的金融知識(shí)普及教育以及增強(qiáng)整體的社會(huì)信任度。具體來說，在提高居民金融素養(yǎng)方面，可以廣泛利用電視廣播、數(shù)字媒體等渠道進(jìn)行大力宣傳，針對基礎(chǔ)金融知識(shí)進(jìn)行反復(fù)教育，也可通過“名人效應(yīng)”開展公益金融教育綜藝活動(dòng)，讓金融知識(shí)走進(jìn)尋常百姓家。另外，在提高個(gè)體社會(huì)信任水平上，最重要的就是要建立起一個(gè)互相信任的機(jī)制與平臺(tái)，逐步完善社會(huì)征信體系。第四，結(jié)合中央金融工作會(huì)議精神，進(jìn)一步推動(dòng)普惠金融服務(wù)的高質(zhì)量發(fā)展。過去十年，普惠金融在緩解居民家庭金融排斥上發(fā)揮了重要作用，讓更多的長尾個(gè)體感受到金融服務(wù)的便利性。但隨著中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)形態(tài)發(fā)生變化，不論是從科技發(fā)展、環(huán)境變化還是人口結(jié)構(gòu)調(diào)整等方面來看，都對金融服務(wù)新業(yè)態(tài)提出了更高要求。因此，要實(shí)現(xiàn)普惠金融的高質(zhì)量發(fā)展，必須要做好其與科技金融、綠色金融、養(yǎng)老金融以及數(shù)字金融的融合協(xié)調(diào)發(fā)展工作，以前沿?cái)?shù)字技術(shù)賦能金融服務(wù)普惠性觸達(dá)面的拓展。