張 明 涂先進

一、 引言與文獻綜述

金融抑制是制約居民消費提升的重要因素(Cochrane，1991；Pitt & Khandker，1998；Crossley & Low，2014)。因為在不發(fā)達的金融市場上，消費者在面臨資金困難時，往往很難從金融市場獲得貸款進行應(yīng)對，只能被迫減少當前消費支出(Deaton，1991；Zeldes，2000；Gross et al.，2014；Dogra & Gorbachev，2016)?，F(xiàn)有研究關(guān)注到了金融借貸影響居民消費的兩條路徑：一是直接效應(yīng)，即通過消費性信貸直接增加居民消費；二是中介效應(yīng)，即通過信貸刺激生產(chǎn)、從而提高收入并增加消費。圍繞著金融借貸對居民消費的影響，大量學(xué)者展開了實證研究，結(jié)果卻是混合的。Bacchetta & Gerlach(1997)、Brady(2008)等學(xué)者認為金融借貸通過直接或中介效應(yīng)促進了居民消費支出，而Morduch(1999)及Attanasio et al.(2014)則指出金融借貸的增加并沒有帶來消費的增長，質(zhì)疑金融信貸增進消費的作用。

由于金融市場發(fā)展緩慢，金融供給已成為鉗制中國居民消費的顯著制約因素(李燕橋、臧旭恒，2013)?，F(xiàn)有研究也發(fā)現(xiàn)，金融信貸的發(fā)展是破解中國低消費率困境的重要因素。尹學(xué)群等(2011)針對參與小額貸款項目農(nóng)戶家庭的實證研究顯示，生產(chǎn)經(jīng)營性借貸對消費支出增長具有顯著的促進作用。陳東、劉金東(2013)建立不同類型農(nóng)村借貸影響農(nóng)村居民消費的經(jīng)驗?zāi)Ｐ停l(fā)現(xiàn)無論在短期還是長期，消費性信貸較之生產(chǎn)經(jīng)營性信貸更能提振農(nóng)村消費。李燕橋、臧旭恒(2013)利用我國2004-2009年的省際面板數(shù)據(jù)檢驗了消費信貸對我國城鎮(zhèn)居民消費行為的作用，結(jié)果表明消費信貸在一定程度上促進了我國城鎮(zhèn)居民的當期消費。黃倩、尹志超(2015)基于中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)(CHFS)，運用Heckman兩步法研究了信貸約束對家庭消費行為的影響，實證分析結(jié)果一致顯示信貸約束阻礙了家庭消費，使家庭的實際消費低于理論上的最優(yōu)消費。劉艷華(2016)利用面板門檻模型闡釋了農(nóng)業(yè)信貸配給對農(nóng)民消費的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信貸需求不被滿足抑制了農(nóng)民消費。

現(xiàn)有研究主要從直接效應(yīng)和中介效應(yīng)兩個層面來關(guān)注金融借貸對居民消費的影響，但實際上金融借貸對消費影響的作用機制并非簡單的流動性緩解和要素中介作用。金融信貸也可以通過偽財富效應(yīng)，對居民的消費行為產(chǎn)生顯著影響。所謂偽財富，即顯著區(qū)別于社會上真實的財富，是指在總財富不變的前提下，僅是心理預(yù)期或感知財富的增加。Stiglitz(斯蒂格利茨)在第17屆國際經(jīng)濟協(xié)會上首次提出偽財富概念，Guzman & Stiglitz(2015，2016)進一步豐富了偽財富概念及理論。他們認為通過金融信貸，偽財富將被創(chuàng)造，即所有個人的預(yù)期財富總和將大于社會實際財富，而預(yù)期財富又會影響到居民的實際消費，也就是金融信貸通過偽財富效應(yīng)影響了居民消費。對于偽財富問題已經(jīng)有部分學(xué)者展開了進一步的探索(Dorn，2015)，但其度量方式及影響效應(yīng)還有待進一步探究。

本研究在厘清偽財富概念及度量方法基礎(chǔ)上，基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，考察了金融借貸產(chǎn)生的偽財富效應(yīng)對居民消費支出的影響，尤其是這種影響的城鄉(xiāng)及區(qū)域差異。余文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為偽財富及度量，在界定偽財富概念基礎(chǔ)上，借鑒Guzman & Stiglitz(2016)的方法基于CFPS數(shù)據(jù)對偽財富進行度量；第三部分為數(shù)據(jù)與方法，說明偽財富效應(yīng)影響消費實證檢驗采用的樣本數(shù)據(jù)，并介紹計量分析所采用的半?yún)?shù)有序Probit模型；第四部分為實證結(jié)果與分析，檢驗金融借貸的偽財富效應(yīng)對居民消費的影響及城鄉(xiāng)和區(qū)域差異，并進行穩(wěn)健性檢驗；最后為簡短的結(jié)論。

二、 偽財富及度量

假設(shè)經(jīng)濟中包括資本市場和產(chǎn)品市場，消費者A在t期消費量為ct。為滿足消費需求，消費者可以在資本市場進行借貸。Guzman & Stiglitz(2016)指出由于在借貸過程中，借款者獲得融資，貸款者獲得回報，每方都認為他更富有。因此，感知的總財富超過總的真實財富，這就是偽財富。本研究所指的偽財富是指伴隨金融借貸行為發(fā)生，在家庭收入或財富未發(fā)生實質(zhì)變化的前提下，借款者心理上感知到的財富凈增加值或者期望財富凈增加值。伴隨著每期借貸行為的完成，創(chuàng)造的偽財富被摧毀。雖然偽財富的創(chuàng)造過程是短暫的，并沒有導(dǎo)致個人財富的實際增加，但卻給借款者心理上帶來積極的預(yù)期，從而會帶來居民消費等行為的變化。把借貸結(jié)束后可能發(fā)生的狀態(tài)記為zt，zt=0代表消費者如期還貸，概率為1-λA;zt=1代表消費者違約并不還貸，概率為λA。令pt為A支付的借款單位成本，假定違約成本與借貸成本相同都為pt，則消費者A借款凈回報ψti表示如下：

(1)

對于消費者A而言，每單位借款的期望財富凈增加值可表示為：

Eψt=(-pt)·λA+(1-pt)·(1-λA)=1-λA-pt

(2)

當借貸額為bt時，A在t時期金融借貸的期望財富凈增加值pwt可表示為：

pwt=(1-λA-pt)bt

(3)

在這里，將金融借貸的期望財富凈增加值pwt稱為偽財富，λA為個體i違約事件發(fā)生的可能性，1-λA則為履約的概率，pt為借貸單位成本，bt為消費者A的借款額。

基于上述公式，本研究對居民金融借貸的偽財富進行測度，由于本研究旨在研究微觀個體借貸產(chǎn)生的偽財富效應(yīng)，所以研究采用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心公布的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進行分析。居民的借款額直接取自CFPS數(shù)據(jù)庫，居民借款主要涉及到兩個部分：一部分是從信用社、銀行等正規(guī)金融部門的貸款，另一部分是從親友、民間等非正規(guī)金融渠道獲得的融資額*根據(jù)2014年CFPS數(shù)據(jù)，在有借貸行為的調(diào)查對象中，平均借款額為5.976萬元，但正規(guī)金融借款額(2.359萬元)低于非正規(guī)金融(3.618萬元)，折射出我國金融市場不發(fā)達及比較依賴非正規(guī)金融借貸的現(xiàn)狀。另外，在非正規(guī)金融統(tǒng)計時，將購房及裝修貸款排除在外，因為購房及裝修貸款既非用于生產(chǎn)，也非直接用于消費，并不影響消費支出。。由于兩部分借貸利率差別較大，所以需要分別度量兩類渠道借貸的偽財富效應(yīng)，再進行加總求得總偽財富。對于借貸成本pi，正規(guī)金融借貸直接用國家一年定期基準貸款利率來表示；由于居民之間的民間非正規(guī)金融借貸大多無息，所以認為其借貸成本為0。居民履約率的衡量，參照企業(yè)用資產(chǎn)負債比法來確定企業(yè)信用的方法，從CFPS數(shù)據(jù)庫獲取居民收入數(shù)據(jù)，用居民收入與總借款額的比值作為履約概率的代理變量，并規(guī)定如果比值大于1，則取值為1。我們認為借款者的不良信用將會成為其再次在金融市場上融資的絆腳石，因此違約并非借款者的最優(yōu)選擇，一旦有支付借貸的收入能力，個體定會竭力阻止違約事件發(fā)生。

圖1報告了基于公式(3)，根據(jù)2014年CFPS數(shù)據(jù)測度的居民借貸偽財富值的kernel分布圖。圖1顯示，大多數(shù)居民借貸產(chǎn)生的偽財富值都為正，也就是說借貸帶來了心理上預(yù)期財富的增加。為對居民借貸產(chǎn)生的偽財富分布進行更為全面的了解，圖2進一步報告了城市和農(nóng)村居民的借貸偽財富值，圖3報告了東部、中部和西部居民的借貸偽財富值*在對數(shù)據(jù)進行篩選的基礎(chǔ)上，最終從2014年CFPS數(shù)據(jù)中選取了1604個樣本，城市和農(nóng)村樣本分別有576和1028個，東部、中部和西部樣本分別有484、483、637個。。圖2顯示，由于城市居民相對較大的借款規(guī)模，城市居民借貸產(chǎn)生的偽財富大于農(nóng)村居民。圖3的結(jié)果表明，東部地區(qū)借貸產(chǎn)生的偽財富值最大，中部次之，西部最低，這主要也是由于不同區(qū)域居民借貸規(guī)模差異產(chǎn)生的*根據(jù)2014年CFPS公布的數(shù)據(jù)，城市和農(nóng)村居民平均借款額分別為8.362和4.669萬元，東部、中部和西部居民平均借款額分別為7.306、5.720和5.133萬元。。

圖1 全國居民金融借貸偽財富kernel分布圖

圖2 城鄉(xiāng)居民金融借貸偽財富均值

圖3 分區(qū)域居民金融借貸偽財富均值

三、 數(shù)據(jù)與方法

1.樣本數(shù)據(jù)說明

為實證考察金融借貸偽財富對居民消費支出的影響，采用2014年北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心公布的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進行分析。這一數(shù)據(jù)囊括25個省級單位，調(diào)查樣本總戶數(shù)為16000，詳細調(diào)查了家庭社會、財經(jīng)、人口、健康等狀況，針對不同性質(zhì)家庭成員采用長問卷、短問卷、代答問卷、電訪問卷等多種問卷類型，并采用計算機輔助調(diào)查技術(shù)開展訪問，從而保證了數(shù)據(jù)質(zhì)量。本研究首先刪除了數(shù)據(jù)庫中存在數(shù)據(jù)缺失或不完整的調(diào)查對象，進一步考慮到本文重點考察偽財富對于家庭消費支出的影響，而偽財富產(chǎn)生的前提是要有融資行為，因此進一步排除了融資額為0的數(shù)據(jù)。最終本文選取了1604個樣本，其中，城市和農(nóng)村分別有576和1028個，東部、中部和西部樣本分別有484、483和637個。

對于研究所要考察的因變量即居民消費(consume)，采用居民家庭總消費支出衡量。家庭總消費支出，根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑并結(jié)合問卷，主要通過加總食品、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健以及其他消費性支出八大類獲得。為計量檢驗借貸產(chǎn)生的偽財富對居民消費的影響，我們還控制了其他變量，如家庭純收入(income)、家庭總資產(chǎn)(asset)、家庭人口規(guī)模(scale)和文化程度(education)等。根據(jù)CFPS問卷，家庭純收入(income)由經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入和其他收入加總而得；家庭總資產(chǎn)(asset)，指家庭實際擁有的財富水平，包括房子當前市價、其他房產(chǎn)市價、現(xiàn)金及存款總額、定期存款總額、金融產(chǎn)品總價；文化程度(education)，用家庭藏書量來表示，依據(jù)問卷問題“目前，您家大概有多少本書(不包括報紙、雜志、電子書)？”，當訪問者回答“沒有(0本)”、“1-10本”、“11-20 本”、“21-50本”、“51-100本”、“101-500本”、“501-1000本”、“1001本以上”，依次將文化程度賦值為0-7；家庭規(guī)模(scale)用同灶吃飯人員的數(shù)量反映，不包括不住在家中、而且不供養(yǎng)這個家庭、同時家庭也不供養(yǎng)他的人員。

2.計量方法介紹

本文重點探究金融借貸產(chǎn)生的偽財富對家庭消費支出的影響，首先參照國家統(tǒng)計局關(guān)于收入的低、中、高劃分方式，將家庭消費consume分為低(低于20%)、中(20%-80%)、高(80%(含)以上)三類消費群體：

(4)

這樣，通過式(4)，便將consume重新劃分成三個互不重疊的區(qū)間consume*。進一步對因變量進行正態(tài)化處理得到新變量consume′，建立如下關(guān)系式：

(5)

進一步可以得到，對應(yīng)于consume*取某個特定值的概率為：

(6)

四、 實證結(jié)果與分析

1.金融借貸偽財富對居民消費的總體影響及城鄉(xiāng)比較

基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，使用有序Probit模型的半?yún)?shù)估計方法探究借貸偽財富效應(yīng)對家庭消費支出的影響。鑒于半?yún)?shù)估計對參數(shù)估計的嵌套性質(zhì)，首先使用似然比檢驗(LR)判斷進行半?yún)?shù)估計的必要性。OP模型的LR檢驗結(jié)果(表1)顯示：針對全國總體樣本而言，k=3，4，5時擴展逼近模型顯著異于k=2時的普通有序模型；對城市居民樣本而言，k=3，4，5時，擴展逼近模型顯著異于k=2的普通有序模型；就農(nóng)村居民樣本而言，也是如此。因此，無論是對于全國還是城市及農(nóng)村地區(qū)樣本，采用半?yún)?shù)有序Probit模型估計更為合適。半?yún)?shù)模型進行估計時，需要確定滯后階數(shù)k，在這里我們都將k設(shè)定為3*實際上k取值為4、5時，估計表現(xiàn)并沒有太大變化。。

表1 OP模型的LR檢驗

注：LR檢驗的原假設(shè)是k=2，備擇假設(shè)分別是k=3、4、5階擴展模型。

為對不同模型得到的結(jié)果進行比較，表2同時報告了參數(shù)估計(k=2)以及半?yún)?shù)估計結(jié)果。模型(1)和(2)針對全國樣本的估計結(jié)果，模型(3)和(4)是針對城市居民樣本，模型(5)和(6)是針對農(nóng)村居民樣本的估計結(jié)果。對比全國、城市和農(nóng)村地區(qū)的參數(shù)估計與半?yún)?shù)估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，雖然采用不同方法各變量的估計系數(shù)方向和顯著性沒有明顯變化，但各變量的估計系數(shù)大小出現(xiàn)了顯著變化，說明有必要采用半?yún)?shù)估計方法得到更為準確的估計結(jié)果。模型(2)針對全國樣本的半?yún)?shù)估計結(jié)果顯示，pw的估計系數(shù)顯著為正，說明金融借貸的偽財富效應(yīng)顯著增加了居民消費支出。這是因為，居民在消費決策時，會在心理上把獲得財富的困難程度與財富使用進行匹配，將意外之財歸入更容易消費的臨時收入賬戶里(Arkes，1994)。意外之財和消費支出的聯(lián)結(jié)更緊密，而辛苦所得與不易消費的聯(lián)結(jié)更緊密(李愛梅等，2014)。居民通過金融借貸認為自己將變得更加“富有”，這不勞而獲的意外之財提振了居民消費意愿。因此，金融借貸通過偽財富效應(yīng)對家庭消費產(chǎn)生了積極的影響。家庭純收入(income)和總資產(chǎn)(asset)兩個變量的估計系數(shù)都顯著為正，這與絕對收入、持久收入、生命周期等經(jīng)典消費理論相吻合，說明收入水平對居民消費具有重要影響。家庭規(guī)模變量(scale)的估計系數(shù)顯著為正，這也易于理解，因為較大的家庭規(guī)模意味著較大的消費需求。education變量的估計系數(shù)顯著為正，說明文化程度也顯著影響到居民家庭消費，具有較高文化程度的家庭往往消費支出也越大。

表2 全國和城鄉(xiāng)居民參數(shù)和半?yún)?shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

模型(4)和(6)分別針對城市和農(nóng)村居民樣本的半?yún)?shù)估計結(jié)果中，各變量的符號及顯著性與全國樣本并沒有太大差異。但對比城鄉(xiāng)樣本估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民pw變量的估計系數(shù)要大于城市居民，這說明農(nóng)村居民偽財富效應(yīng)影響要大于城市居民，這是因為城鄉(xiāng)居民不同的借貸渠道造成的。城市居民借貸中來自正規(guī)金融渠道的比例較高，而農(nóng)村居民借貸更多采用非正規(guī)金融方式*2014年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城市居民正規(guī)金融和非正規(guī)金融比例分別為65.9%和32.9%，農(nóng)村居民正規(guī)金融和非正規(guī)金融的比例分別為27.57%和72.43%。。與借貸程序繁瑣的正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融無論在融資易得性還是成本方面都具有優(yōu)勢，從而居民更容易將其歸于消費賬戶中。

從其他變量對城鄉(xiāng)居民消費影響對比來看，農(nóng)村居民消費對income更為敏感，education也對農(nóng)村居民消費影響更大，這主要是由于農(nóng)村居民存在嚴重的流動性不足和消費層次偏低等問題，因此收入與文化程度能顯著增進消費?？傎Y產(chǎn)(asset)和家庭規(guī)模(scale)對城市居民消費有更大的影響，這主要是由于城市居民更加重視和依賴資產(chǎn)價值體現(xiàn)的收入變化，而在消費層次較高的情況下城市居民家庭規(guī)模增加帶來的消費支出增長更為明顯。

2.金融借貸偽財富影響居民消費的區(qū)域比較

考慮到中國地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的異質(zhì)性，下面區(qū)分東部、中部和西部樣本，探討金融借貸偽財富影響居民家庭消費支出的區(qū)域差異。首先，采用LR檢驗判斷半?yún)?shù)估計的有效性。表3的結(jié)果顯示，無論是對于東部，抑或中部和西部地區(qū)，半?yún)?shù)估計都要顯著異于參數(shù)估計結(jié)果。因此，依然選擇k=3，對東部、中部、西部樣本進行半?yún)?shù)估計。

表4報告了分區(qū)域樣本的估計結(jié)果。模型(7)和(8)是針對東部樣本的參數(shù)與半?yún)?shù)估計結(jié)果，模型(9)和(10)是針對中部樣本、模型(11)和(12)是針對西部樣本的參數(shù)與半?yún)?shù)模型估計結(jié)果。對比參數(shù)與半?yún)?shù)模型估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，各變量的估計系數(shù)顯著性與方向并沒有顯著改變，但系數(shù)大小有一定變化。模型(8)、(10)和(12)的半?yún)?shù)估計結(jié)果中，偽財富pw的估計系數(shù)顯著為正，說明偽財富帶來的預(yù)期財富增加確實提高了居民消費支出水平。只不過對比東部、中部和西部的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)pw變量的估計系數(shù)要大于中部和西部，這可能是由于東部地區(qū)的城市化水平較高而中西部城市化水平相對較低，從而東部地區(qū)金融借貸有相當一部分來自正規(guī)金融渠道，而中西部金融借貸更主要依賴非正規(guī)金融渠道，正如前文分析所示，由于非正規(guī)金融融資相對于正規(guī)金融渠道更為容易獲取且成本也更低，所以偽財富對消費的刺激也更為明顯。收入、總資產(chǎn)、家庭規(guī)模、文化程度等變量的估計系數(shù)與前文基本一致，這里不再贅述。

表3 分區(qū)域居民OP模型的LR檢驗

注：LR檢驗的原假設(shè)是k=2，備擇假設(shè)分別是k=3、4、5階擴展模型。

表4 分區(qū)域居民參數(shù)和半?yún)?shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

3.穩(wěn)健性檢驗：正規(guī)金融渠道和非正規(guī)金融渠道借貸的比較

分城鄉(xiāng)及區(qū)域樣本的估計結(jié)果表明，由于對正規(guī)金融與非正規(guī)金融依賴偏向不同，造成了偽財富影響居民消費支出的城鄉(xiāng)與區(qū)域差異。下面進一步按融資來源，在模型中同時引入正規(guī)金融和非正規(guī)金融的偽財富值這兩個變量(分別記為pw1和pw2)，考察兩者對于居民消費支出的影響。分別對全國、城市、農(nóng)村、東部、中部和西部地區(qū)進行半?yún)?shù)估計，相應(yīng)估計結(jié)果報告在表5。表5的結(jié)果顯示，無論是在全國、城鄉(xiāng)還是分區(qū)域樣本中，pw1和pw2的估計系數(shù)都顯著為正，且pw2的估計系數(shù)都要大于pw1，說明非正規(guī)金融偽財富對于居民消費增加的影響都要大于正規(guī)金融，這也驗證了我們前文的觀點，由于非正規(guī)金融融資難度和成本低，所以非正規(guī)金融借貸的偽財富效應(yīng)對消費影響更為明顯。另外，income、asset、scale和education變量的估計系數(shù)和前文基本一致，這也說明本文實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性和可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；半?yún)?shù)估計的階數(shù)k=3。

五、 結(jié)論和政策含義

本研究在厘清偽財富概念及度量方法基礎(chǔ)上，基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，采用半?yún)?shù)有序Probit模型估計方法，實證考察了金融借貸的偽財富效應(yīng)對于居民消費支出的影響，尤其是這種影響的城鄉(xiāng)及區(qū)域差異。結(jié)果表明，無論從總體、還是城鄉(xiāng)及各區(qū)域，金融借貸產(chǎn)生的偽財富效應(yīng)都顯著刺激了居民消費支出，但農(nóng)村居民金融借貸偽財富對消費的影響相較于城市居民更明顯，中部和西部區(qū)域偽財富影響也相較于東部地區(qū)更為明顯。這主要是由于城市地區(qū)及東部地區(qū)金融借貸有相當一部分來自正規(guī)金融渠道，而農(nóng)村地區(qū)和中西部區(qū)域金融借貸更主要依賴非正規(guī)金融渠道，由于非正規(guī)金融借貸相較于正規(guī)金融渠道更為容易獲取且成本也更低，所以其產(chǎn)生的偽財富對消費的影響也更為明顯。進一步區(qū)分正規(guī)金融和非正規(guī)金融產(chǎn)生的偽財富進行檢驗，發(fā)現(xiàn)本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

本研究揭示了金融借貸影響居民消費的偽財富效應(yīng)，也有利于更加清晰地認識金融與消費兩者之間關(guān)系。由于金融借貸帶來了心理預(yù)期財富凈增加，因此會顯著刺激居民增加消費支出，這為大力發(fā)展金融提振消費提供了新的政策依據(jù)。當然，研究發(fā)現(xiàn)金融借貸的成本和易得性顯著影響偽財富效應(yīng)的發(fā)揮，正規(guī)金融的偽財富效應(yīng)相較于非正規(guī)金融還具有較大的挖掘空間。因此，在合理引導(dǎo)非正規(guī)金融發(fā)展基礎(chǔ)上，著實降低正規(guī)金融融資成本和可得性門檻，才能更充分有效發(fā)揮金融借貸的偽財富效應(yīng)拉動消費增長。需要指出的是，在通過各種渠道緩解居民金融排斥困境的同時，也要注意金融信貸風(fēng)險的控制，這更是合理釋放偽財富效應(yīng)的基礎(chǔ)。

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