不愿向银行借贷的家庭更不愿消费吗?——基于扩展短视消费模型的分析

郑兰祥, 孟鸿坤

(安徽大学 经济学院,安徽 合肥 230039)

一、引言

受新冠疫情等“黑天鹅”与“灰犀牛”事件的冲击,全球范围内的经济活动受到了严重影响,供应链紧张和中断,通胀高企,国际消费市场持续低迷。2023年8月我国出口额同比下降8.8%,海外市场需求萎缩明显,对经济增长形成较大挑战。此外,国内就业市场波动和收入下降也使得消费者更加谨慎地管理支出,进一步抑制了消费需求的释放。央行数据显示,2023年5月的消费者信心指数为89.7,为五年来同期最低值。同年7月24日召开的中共中央政治局会议指出,当前的主要问题之一是国内需求不足,如何用好政策扩大内需、提振信心,增强内生动力,发挥消费拉动经济增长的基础性作用是一个重大现实课题。可见,扩消费已经成为稳增长的关键。已有研究表明,外部冲击导致的经济不确定性会使银行和金融机构面临更大的风险,从而使得家庭从银行等正规金融机构处获得贷款的能力降低。但现实情况是银行等正规金融机构手中握有大量的流动性想要贷出,却存在大量家庭不主动寻求甚至厌恶借贷的现象。尹志超等(2019)从中国家庭普惠金融现状出发,发现我国供给侧的社区金融基础设施覆盖处于中等水平,但是需求侧的家庭正规信贷市场参与度却很低,信贷需求的发展明显滞后金融供给的增长[1]。钟春平等(2010)以安徽的经验证据为基础,发现农户融资问题的主要原因是农户信贷需求较低[2]。当下限制家庭信贷可得,进而影响家庭消费支出的可能不仅仅是金融供给不足,也有可能是家庭“不愿借”。在我国金融市场发展初期,家庭客观上面临较强的流动性约束,主要矛盾停留在是否能够从正规金融机构成功借贷。随着金融市场改革的持续推进,家庭面临的客观流动性约束逐步降低,此时限制家庭信贷需求的主要矛盾已经从“能不能”开始向“想不想”转变。中国家庭面临的流动性约束除了受金融市场发展水平的限制外,还与家庭部门借贷的主观能动性有关。家中有大事发生的农户更可能向农村信用社贷款。我国家庭部门对于借贷一直保有着“慎重”的态度,认为借钱是为了解“燃眉之急”,非到“万不得已”的时候人们都会避免寻求借贷。结合当下金融供给端与需求端失衡的现状,这一行为模式或已成为当下家庭部门面临流动性约束的主要动因。目前鲜有文献详尽阐明居民主观态度对家庭消费的影响机制。在当前“扩消费、稳增长”背景下,结合习近平总书记在党的二十大报告中关于“增强消费对经济发展的基础性作用”(1)资料来源:高举中国特色社会主义伟大旗帜为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗——中国共产党第二十次全国代表大会上的报告。的论述,研究需求侧信贷约束对家庭消费支出的影响就显得尤为必要。

相较于已有研究,全文边际贡献在于:(1)构建了“扩展的短视消费模型”,将主观流动性约束的影响纳入到传统消费模型之中,补充和完善了传统消费模型中的限制条件,从而更准确地解释了消费行为的动态变化。这一模型有助于为经济学研究提供一个更准确的理论框架,可以更好地解释消费行为的动态变化,并为制定有效的经济政策提供参考依据。(2)在构建的“扩展的短视消费模型”基础上,进一步分析了主观流动性约束对家庭信贷、家庭消费的影响机制,揭示了其影响路径。(3)提出了度量主观流动性约束的方法,使得将主观流动性约束纳入模型进行实证分析成为可能,同时拓展了流动性约束定义的边界,为后续有关信贷约束的研究提供了启示。

其余部分安排如下:第二部分是文献综述;第三部分是扩展短视消费模型与假说的提出;第四部分是研究设计;第五部分是实证分析;第六部分是作用机制检验;第七部分是结论及政策建议。

二、文献综述

目前有关需求侧信贷约束的研究大多集中在影响因素层面,较少有文献探究过需求侧信贷约束对家庭消费支出的影响,更多的是在研究普惠金融、数字金融、消费信贷等供给侧因素对家庭消费支出的影响。同时,学界越来越重视金融素养在家庭金融资产配置、投资决策、信贷决策等方面发挥的作用,但关于金融素养如何影响家庭消费的研究却鲜有涉及。Kempson &Whyly(1999)较早提出了有关“自我排斥”的观点,指出金融排斥是一个包含“自我排斥”在内的多维度的复合概念,且与特定人群的语言、文化、民族等因素都有关系[3]。Kon &Stoney(2003)更加强调信息不对称的作用,认为借贷者会由于信息不对称而误以为自己肯定不能获得贷款而放弃申请贷款[4]。程郁等(2009)也发现正规金融机构过高的交易成本和不完善的信贷配给制度会与农户的风险规避行为产生交互作用,降低农户对于信贷获得的预期,从而产生需求型的信贷约束[5]。较多文献从认知能力(2)认知型能力:认知能力是指人们对于外界信息的感知、理解、处理和应用的能力。视角出发对需求侧信贷的产生原因进行阐述。何婧和岳靓(2021)从非认知能力视角出发,发现外向型特质可以显著降低农户的信贷排斥程度,而缺乏主见、犹豫不决的消极型和顺同型特质则会显著增加农户受到的信贷排斥程度[6]。改革开放以来,我国金融市场改革更多集中在供给侧。胡元聪和羊海燕(2017)发现中国农村地区信贷供给与信贷需求存在结构性失衡,消费信贷市场这种结构性失衡使居民得不到来自正规金融机构的有效流动性支持[7]。而供需两端的不匹配是该种失衡的主要原因。造成金融需求缺乏的原因有很多,刘西川等(2009)发现只有在家中有大事发生时,农户才会向农村信用社贷款[8]。甘犁等(2018)发现,中国农户融资偏向内源性,并且民间互助信贷对正规金融机构贷款具有较强的替代性,中国农户借贷行为具有“道义小农”假说的特点[9]。相较于从陌生的正规金融渠道,中国居民更愿意从熟悉的渠道获得流动性,这是目前存在于现实经济生活中的问题,也是需求侧信贷约束存在的一个主要原因。现有研究对需求侧信贷约束缺乏足够的关注度,相关文献也大多停留在影响因素层面,少有研究涉及需求侧信贷约束对消费者行为的影响。鉴于此,致力于识别流动性约束中归属于需求侧信贷约束的部分,并探究需求侧信贷约束对家庭消费行为的影响。

家庭信贷是沟通流动性约束与家庭消费的重要中介变量。早在20世纪末,Campbell &Mankiw(1991)就认为流动性约束会对消费产生影响[10]。Mian &Sufi(2018)认为流动性约束主要通过影响家庭的信贷需求来影响家庭消费,发现金融市场的发展能缓解居民面临的流动性约束,让更多消费者可以从金融市场获得贷款来平滑消费,从而提高居民消费水平[11]。家庭信贷与流动性约束是一枚硬币的两面,都深刻影响着家庭的消费支出。徐亚东等(2023)以借钱被银行拒绝过的农户家庭面临较强的流动性约束为标准,发现面临更强流动性约束家庭的消费水平会显著低于面临更弱流动性约束的家庭[12]。近些年来,流动性约束更多的是以中介变量的形式出现在很多研究之中。易行健和周利(2018)研究结果表明数字金融的发展主要通过缓解流动性约束、便利居民支付这两种机制促进居民消费[13];数字金融的发展可以通过缓解家庭面临的流动性约束进而改善家庭部门人力资本状况、促进代际教育流动,最终对代际收入流动产生影响。藏旭恒和李燕桥(2012)认为消费信贷能够缓解居民当期流动性约束进而促进居民对耐用消费品的消费需求[14]。综上所述,学术界对流动性约束和家庭信贷会抑制消费这一观点已经达成共识,但关于流动性约束的研究更多停留在供给侧信贷约束层面,少有文献详细阐述需求侧信贷约束会如何影响消费。基于此,将视角放在需求侧信贷约束对家庭消费的影响之上,以期能够阐明需求侧信贷约束对家庭消费的影响机制。

梳理文献过程中发现金融素养在需求侧信贷约束影响家庭消费支出的过程中扮演着重要角色。已有大量文献表明金融素养对居民家庭的影响是多方面、深层次的,但同样需要接受当前绝大多数中国居民家庭金融素养较低的现实(吴卫星等,2018)[15]。姚玲珍和张雅淋(2020)在探讨家庭债务对消费的影响过程中引入家庭金融素养,发现金融素养对“负债性消费”有显著调节作用[16]。金融素养在家庭消费、资产配置、投资决策等方面发挥着重要的作用。Lusardi &Mitchell(2007)发现金融素养水平高的家庭比金融素养水平低的家庭能积累更多的财富[17]。罗娟和王露露(2018)[18]同样发现金融素养对家庭财富有直接显著的正向影响,除此之外还发现“金融素养自信偏差”对家庭财富的影响呈倒U型,在一定程度内金融素养水平的上升会提高自信程度,从而对家庭财富产生正向的影响,这种影响会在自信程度过高时发生反转。尹志超等(2014)[19]研究发现,金融知识的增加会推动家庭参与金融市场,并增加家庭在风险资产上的配置。除了家庭资产外,金融素养也会影响家庭负债。Stango &Zinman(2009)[20]发现,缺乏复利计算能力的消费者往往难以正确认识到贷款的真实利率与成本,从而更有可能产生不合理负债。Klapper(2013)、Fernandes et al.(2014)、Friedman(1957)发现金融素养的提高一方面会减少家庭的过度负债,另一方面也会增加家庭对正规金融机构提供信贷的偏好[21-23]。现有文献关于金融素养对家庭财富、家庭信贷等方面的影响较为详尽,但对家庭消费方面的研究却并不多见。除此之外,有关金融素养的研究大多将其与认知型能力相联系,这与本文所研究的需求侧信贷约束有着较高的适配度。因此尝试引入金融素养这一变量,期望能够找到可以缓解需求侧信贷约束的变量。

在已有文献基础上,从微观视角出发,就主观流动性约束对家庭信贷需求以及家庭消费的影响进行理论探讨及实证检验,并进一步探究金融素养在主观流动性约束影响信贷需求与家庭消费过程中发挥的作用。

三、扩展的短视消费模型与假说的提出

西方经典消费理论之中,Friedman(1957)的永久收入假说、Leland(1968)的预防性储蓄假说的一个共同假设是:一位理性消费者会通过合理分配一生的收入使其一生总的效用达到最大[23-24]。根据该假设,人们会在收入高时储蓄,在收入低时负债,在盛年时期储蓄,在老年时期负债。这一假设并不适用于我国消费者,我国居民的消费支出具有显著的阶段性。很难想象一个未婚的年轻人在安排当期消费时会考虑退休后的安排(余永定和李军,2000)[25]。短视消费模型并不以一生为跨度来规划自身的消费行为,而是寻求每一个人生阶段的效用最大化。因此,选择在短视消费模型基础上引入主观流动性约束变量,构建“扩展的短视消费模型”,以此刻画我国消费者的消费行为[26]。

(一)家庭效用最大化目标

遵循经典无限期消费决策模型,家庭消费最终目标是使其一生总效用最大化。表现为式(1):

(1)

式(1)中,ct是家庭第t期家庭消费支出,U(ct)是消费效用函数,该效用函数一阶导大于零,二阶导小于零,是个严格的凸函数,家户消费边际效用递减。β是时间偏好率(主观折现率)。借鉴万广华(2001)的做法,假设家庭消费的效用函数为自然对数函数,即u(ct)=ln(ct)[27]。式(1)是个无限期消费决策模型,时间跨度是消费者一生。余永定和李军(2000)[25]、叶海云(2000)[26]认为相较于无穷期消费模型,短视消费模型在分析中国消费者的消费行为时更为契合。短视消费模型与无穷期消费模型最大的不同点在于,前者假设中国家庭在消费决策时更多地是追求当期和下期效用之和最大化 。短视消费模型中消费者效用最大化目标如下式所示:

(2)

式(2)中,t=0表示当期,t=1表示下一期,其余变量含义与前式相同。除目标函数外,还要讨论家庭资产、收入和消费在不同期间是如何转移的。借鉴Deaton(1991)提出的消费与资产约束关系,得到短视消费模型下资产与消费的转移方程式(3),该式也是家庭在安排消费时所需遵循的限制条件[28]。式(3)表示家庭第t+1期的家庭总资产应是第t期家庭总资产与收入之和减去当期消费后的结果。

At+1=(1+r)(At+Yt-ct)

(3)

式(3)中,At为家庭第t期资产总量,包括实物资产、金融资产以及储蓄等资产;r是名义利率;Yt是t期家庭的总收入,包括企业利润、劳动所得以及投资收益等;ct为t期家庭的总消费量。

(二)引入主观流动性约束系数

前面讨论了在不考虑借贷时,家庭在安排消费时应遵循的条件,下面将引入流动性约束条件。传统引入流动性约束的做法是引入不等式:B

debtt=ε(At+Yt)b,0≤ε,b≤1

(4)

式(4)中,主观流动性约束参数ε受家庭财富、偏好、文化背景等因素影响,是内生变量。以该参数来表示家庭的主观借贷意愿强弱。家庭向正规金融机构的借贷意愿越强烈,ε就越大,此时认为该家庭所面临的主观流动性约束就越小,反之亦然。将式(4)代入式(3)得到新的约束式:

s.tAt+1=(1+r)(At+Yt+debtt-ct)

(5)

s.t0≤ct≤At+Yt+debtt

(6)

为方便后续求解,借鉴Deaton(1991)处理消费方程的办法,将Xt定义为“t期家庭手中持有的财富(cash on hand)”。

Xt=At+Yt

(7)

将式(7)代入式(5)、(6)可以得到:

s.tXt+1=(1+r)+(Xt+εXtb-ct)+Yt+1

(8)

s.t0≤ct≤Xt+debtt

(9)

(三)动态规划求解

前文已经给出了目标函数与限制条件,接下来将遵循动态规划思想,进行逆序求解。以家庭效用最大化函数式(2)为目标函数,式(8)为状态转移方程,而想要利用动态规划进行求解,还需确定边界条件。此时考虑消费者整个生命周期的传统边界条件(Xt+1=0:消费者会在下一期花光所有积蓄)并不适合为短视消费模型中的边界条件,于是需要回到短视消费模型的前提假设中寻找边界条件。余永定和李军(2000)[25]指出,中国消费者支出有两个前提假设:一是居民的消费支出安排具有显著的阶段性。二是在其生命的不同阶段一般都存在一个储蓄目标,例如,在结婚前中国消费者会为婚姻储蓄。第一个特征已经在目标函数中得到体现,第二个假设则提供了支持动态规划求解的边界条件。家庭在每一期都会有阶段性储蓄目标R*,这里的储蓄目标是指包括资产在内的广义储蓄,这部分储蓄目标是家庭在安排当期消费支出之前预留出来的,例如中国家庭在为婚姻支出同时也会为抚育后代而储蓄。于是每一期家庭在安排完消费支出后都会有R*留到下一期,最后一期也是如此。于是边界条件为Xt+1=R*。此外,在限制条件中引入了债务变量后,家庭每期的支出中便包含了利息支出,而利息支出会减少消费带来的效用,假设家庭是风险中性,则目标函数由(2)可以改写为(10)。综上所述,新的目标函数与边界条件为:

(10)

式(10)第一项等号右侧分为两部分,第一部分是第t期消费带来的总效用,第二部分表示因偿还债务与利息为家庭带来的效用损失。在扩展的短视消费模型中“短视”的消费者追求当期效用最大化,令R*=sXK,其中s为家庭的平均储蓄率。遵循动态规划逆序解法,得到家庭效用最大化的消费量为:

(11)

假设1:主观流动性约束会抑制消费支出,且会降低家庭平滑消费的能力。

具体来看,主观流动性约束系数ε是通过影响家庭实际信贷可得额来影响家庭消费支出的。主观流动性约束增大时,家庭实际信贷可得额会随着ε的减小而降低,进而抑制家庭消费支出。据此,提出如下假设:

假设2:主观流动性约束与家庭实际信贷余额负相关,且主观流动性约束会通过降低家庭信贷规模进而抑制家庭消费支出。

(四)引入金融素养

ε=ε(FL),ε(FL)>0

(12)

(13)

式(12)中,FL是家庭金融素养水平。如果金融素养能够缓解主观流动性约束,在上式中表现为参数ε随着FL的变大而变大,最终会使家庭消费支出增加。除此之外,当Xk较大时,即家庭拥有较多财富时,主观流动性约束系数ε很小的变化就能引起家庭实际借贷额的大幅度变动,从而对消费产生较大影响;但是当Xk较小时,即家庭拥有的财富较少时,参数ε很大的变动量也只能引起家庭消费支出的较小幅度变动。而在该式中,参数ε的变化又取决于金融素养变动。因此,金融素养的调节作用可能存在着异质性。即金融素养的调节作用在高资产组内可能更为显著;而在低资产家庭这部分影响可能并不显著。据此,提出如下假说:

假说3.1:金融素养能够缓解主观流动性约束对家庭消费支出和家庭信贷的抑制作用。

假说3.2:金融素养的调节作用存在异质性。对于拥有更多财富的家庭来说,金融素养能够缓解主观流动性约束对家庭信贷以及家庭消费的抑制作用;对于拥有较少财富的家庭来说,金融素养的调节作用并不显著。

四、研究设计

(一)样本选择及数据来源

使用的数据来自2021年西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey,CHFS)。具有全国代表性的CHFS始于2011年,每两年调查一次,样本分布于29个省,355个县(区、县级市)、1428个社区;覆盖40011户家庭及12.7万个个体;具有全国、省级和副省级城市代表性。选择2021年中国家庭金融调查数据为样本来源,剔除缺失值、极端值与无效问卷后获得26824个家庭观测值。

(二)变量定义

1.解释变量:主观流动性约束。借鉴Kempson &Whyley(1999)[3]、程郁和韩俊(2009)[5]、王修华等(2013)[29]、吴雨等(2016)[30]关于需求型流动性约束、金融的自我排斥以及潜在信贷需求的相关描述,提出家庭所面临的主观流动性约束的定义方法[30-31]:“我们将那些由于缺乏自信、对信贷政策存在偏见等主观因素而选择不向正规金融机构借贷,宁愿选择从其他渠道获取借款的家庭视为面临主观流动性约束的家庭”。具体判断一个家庭是否正面临着主观流动性约束应分为两步:第一,该家户是否有信贷需求;第二,若该家户有信贷需求但由于主观原因选择通过非正规金融渠道借款,则可认为该家庭正面临主观信贷约束,即家户出于主观因素而放弃通过正规渠道获得信贷的机会。结合定义与CHFS提供的数据,若家庭有信贷需求且因为②③⑥⑧这类原因而不选择正规借贷渠道(银行或信用社)的家庭面临着主观流动性约束,赋值为1,反之为0。(4)CHFS数据的问卷询问了家庭“是否需要贷款”,包括生产经营性贷款和消费贷款(买房、买车、医疗、教育等需求),若受访者的答案是:“需要”,则有信贷需求(需要贷款)的受访者会被询问“计划借款渠道”,选项有:①银行或者信用社。②亲朋好友。③民间金融渠道。④支付宝等网络借贷平台。⑤小贷公司。借鉴刘西川(2014)的分类方法,上述借款渠道中只有①属于正规金融机构,其他选项都属于非正规金融机构。因此,对需要贷款且选择从非正规金融机构渠道借款(计划借款渠道中不包含选项①)的家庭进一步询问“为什么不选择正规金融机构”,该问题的选项有:①申请过被拒。②不知道如何申请贷款/申请太麻烦。③估计贷款方不会批准。④贷款利息太高。⑤还款期限或方式不符合要求。⑥不认识银行/信用社工作人员。⑦没有抵押或担保人。⑧担心还不起。⑨有银行贷款没还清。

2.中介变量:家庭信贷额。借鉴王修华和赵亚雄(2022)的研究,首先,按照家庭信贷获得渠道的不同将家庭信贷分为正规信贷与非正规信贷[31];进一步,从信贷需求与信贷可得数量两个层面出发分析家庭的正规信贷与非正规信贷情况:具体来看,一是家庭是否有正规信贷需求或非正规信贷需求。其中,家庭正规信贷需求由“家庭是否想要在未来某个时点通过正规渠道获得贷款”来衡量,若存在则赋值为1,不存在则赋值为0。家庭非正规需求则由“家庭是否想要在未来某个时点获得来自亲戚朋友等非正规渠道的贷款”来衡量,若有则赋值为1,反之为0。二是家庭正规信贷与非正规信贷可得数量。借鉴汪昌云(2014)的研究[32],统计家庭在生产经营项目负债(包括工商业项目、农业生产项目)、房产与车辆负债、教育负债、医疗负债、除上述负债以外的其他负债中从正规金融机构获得的信贷余额之和定义为家庭正规信贷可得数量(formal_debt),通过非正规渠道获得的信贷余额之和定义为家庭非正规信贷可得数量(informal_debt)。

3.调节变量:家庭金融素养。延用尹志超等(2014)[19]、张号栋和尹志超(2016)[33]、吴卫星等(2018)[15]等做法,提取问卷中有关“是否关注经济金融信息、分辨股票或债券、利率计算、通胀计算、彩票期望问题、风险偏好”等6个问题变量,考虑到上述6个问题变量都是哑变量的形式,采取迭代主因子法提取了知识因子、计算因子、风险偏好因子。3个因子的累积方差贡献率为93.94%,超过了80%,对所提取的问题变量有着较好的解释力度。此外,总体 KMO值为0.6776,各个变量的KMO值都在0.6以上,根据Kaiser规则(Kaiser,1974),选取的问题变量可以进行因子分析。但是根据更为严格的Kaiser准则(特征值超过1的纳入因子数),3个因子中只有知识因子的特征值超过了1,可是其方差贡献率只有0.671,因此选择借鉴张号栋和尹志超(2016)[33]的办法,将3因子矩阵的方差解释比例(0.671、0.179、0.088)为权重,拟合金融素养指标,全面衡量家庭的金融素养。

表1详细描述了问题变量的统计特征,显示出我国有29.98%的家庭关注经济金融信息,46.82%的家庭投资选择正确,26.92%的家庭利率计算正确,15.61%的家庭能够较好理解通胀与利率之间的关系,30.23%的家庭偏好高风险。

表1 金融素养指标提取的因子降纬过程

4.工具变量。选取“家庭距最近的快递点距离”作为主观流动性约束的工具变量。选择该工具变量原因如下:第一,根据倪玲霖和王姣娥(2012)[34]的研究发现:我国快递企业网店组织总体呈现出为社会经济和人口服务的特征趋势,并且与区域地形地貌、当地的区位条件相关。总体来看,行政级别越高的城市,网点覆盖率越高。李钢和杨兰(2018)[35]以菜鸟驿站为例,发现西安市内快递点与目标对象的直线距离约为200米,该距离与目标服务对象离市中心的距离大体上成反比。结合已有研究,发现家庭离快递点的平均距离能够在一定程度上反映家庭所处城市经济、地形地貌等信息。随着城市行政级别、经济发展水平的递减,身处不同城市家庭距快递件的平均距离也在不断变远。以安徽省某农村为例,主要的几个快递点都建在乡政府周围,农户距快递点的平均距离约为2到3公里,最远的能达到5公里。因此“家庭距离最近快递点的距离”大致能够反映其所在地区行政级别、经济发展水平、人口密集度等信息。此外,结合已有文献(陈鹏和刘锡良,2011)[36],发现导致主观流动性约束较为主要的问题大多会随着地区经济发展水平的提高而减缓。例如行政级别较高、经济更为发达的城市,其金融发展水平更高,居民有更多信息来源、更容易“移风易俗”,因而居住在该地区的家庭面临的主观流动性约束水平会越低;反之,在经济欠发达、道路交通不便、行政级别较低的区域,家庭更有可能排斥正规信贷。“家庭距离最近快递点的距离”与主观流动性约束在理论上具有较高的相关性,该变量也具有较好的外生性。综上所述,选择“家庭距离最近快递点距离”为主观流动性约束的工具变量。

5.控制变量。参考易行健等(2023)[37]、王修华等(2013)[29]、尹志超等(2014)[19]、张号栋等[33](2016)、吴雨(2016)[30]的研究,分别控制样本的户主特征、家庭特征以及所在县域的金融发展程度特征。选择户主性别(gender)、年龄(age)、受教育程度(education)、政治面貌(policatial)、婚姻状况(married)、户主健康状况(health_condition)、家庭总收入(total_income)、家庭总资产(asset)、家庭资产负债比(tdr)、县域金融机构贷款数量(loan)、数字金融发展水平(digitization_level)。被解释变量、解释变量、控制变量的计算办法及含义见表2。

表2 变量名称及变量说明

(三)实证模型设定

1.主观流动性约束与家庭消费需求。第二部分的三个研究假设中首先是分析主观流动性约束对我国家庭消费的影响。

假定社会中只存在两种家庭,第一类家庭的消费行为不受主观流动性约束影响,符合理性预期—持久收入假说,该类家庭的消费满足:lnct=lnct-1+et,变换后得到:Δlnct=et,其中,ct是家庭的实际消费支出(total_consumption),Δlnct是家庭消费变动率(delt_consump),et是白噪音。该公式表明第一类家庭的消费与家庭收入无关,其变化只取决于新的信息。第二类家庭则由于受到主观流动性约束的影响,其消费增长率的变化完全取决于家庭收入增长率变化。

设所有家庭的总公式可以表示为:Δlnct=ΔlnYt,其中,Yt为家庭的总收入(total_income)。收入为Y,总消费为C。第一类家庭总收入为Ya,总消费为Ca;第二类家庭总收入为Yb,总消费为Cb。若第二类家庭的收入占所有家庭总收入的比例为λ,可得Yb= βY,Ya=(1-β)。同理可得Cb=βC,Ca=(1-β)C。将两类家庭的消费合并起来,便得到:

Δlncit=a0+βΔlnYit+μit

(14)

式(14)中,β反映了居民消费对家庭收入的敏感程度。若β显著为零,说明家庭根据持久收入进行消费,对当期收入不敏感;如果β显著不为0,则说明家庭当期消费对同期收入存在依赖,而流动性约束可能是这种依赖产生的主要原因,家庭由于缺乏流动性难以在较长时间跨度间来平滑消费(Jappelli,1989;Campbell and Mankiw,1991;Sarantis,2002;Flavin,1985;Abadie et al.,2004)[38-42]。借鉴徐亚东(2023)的做法,将主观流动性约束纳入式(14),得到一个扩展的C-M消费模型[43]:

Ci=a0+β1SLCi+β2lnincomei+ηXi+PROVINCEi+μi

(15)

式(15)中,Ci是家庭全年消费的对数,SLCi是家庭所面临的主观流动性约束,lnincomei是家庭全年收入的对数值,Xi是户主层面、家庭特征层面、县域金融发展水平层面的控制变量,PROVINCEi是省份控制变量。β1和β2是本文重点关注的系数,预期β1为负,β2为正,这里的β2即为前文所述的β。为检验家庭基于主观原因对正规信贷的自我排斥是否真的会令家庭陷入流动性约束之中,在式(15)中引入了主观流动性约束(SLC)与家庭当期总收入的对数值交互项:crossslc,得到以下模型:

ci=a0+β1SLCi+β2lnincomei+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+μi

(16)

由于SLCi是虚拟变量,可以进行如下分析:

当“家庭存在主观约束”时(SLC=1):“约束组”的截距为a0+β1,斜率为:β2+β3。

当“家庭没有主观约束”时(SLC=0),有:“无约束组”截距为a0,斜率为:β2。

理论上,a0、β2为正,β1与β3的符号有四种情况。图1(a)展示了当β1>0,β3>0,即“约束组”的截距和斜率都大于“无约束组”时的情况,表明了家庭基于主观原因对正规信贷的自我排斥会提高家庭消费,与此同时家庭消费对家庭收入的“过度敏感性”也因此增加;图1(b)展示了当β1<0,β3>0,即“约束组”截距小于“无约束组”,但前者的斜率却大于后者时的情况。与图1(a)中的相同点在于:β3>0,表明主观流动性约束的存在会提高“约束组”家庭消费对家庭收入的敏感性——对正规信贷的自我排斥让家庭面临了更高的流动性约束,并且在家庭收入较低时主观流动性约束的存在会使得家庭消费变少。图1(c)、(d)展示了当β3<0时的情况。

图1 β1与β3系数可能出现的情况

2.主观流动性约束对家庭信贷的影响。(1)Tobit模型。当被解释变量为家庭信贷可得数量时,由于家庭信贷可得数量是限值型因变量,只取大于或等于0的值。因此建立Tobit模型分析主观流动性约束对家庭信贷可得数量的影响。具体模型设定如下:

debt=a0+a1SLCi+a2Xi+εi

(17)

(18)

式(17)～式(18)中,debt表示家庭信贷余额,α1是待估参数,其余变量与前文变量含义相一致。

(2)probit模型。当被解释变量为家庭信贷是否可得时,若家庭有未还清的贷款,其信贷需求取值为1,否则为0,是典型的二元变量,因此建立probit模型,具体设定如下:

prob(accessi=1)=φ(a0+a1SLC+a2Xi+PROVINCEi+εi)

(19)

式(19)中,accessi表示家庭的正规信贷和非正规信贷的需求,其余变量与前文变量含义一致。

3.金融素养的调节作用。为探究金融素养是否能够缓解主观流动性约束对家庭消费与家庭信贷的抑制作用,在式(15)的基础之上引入金融素养(Finit)与主观流动性约束(SLC)的交叉项,得到式(20):

Ci=a0+β1SLCi+β2Finit+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+εt

(20)

式(20)中,crossslc是金融素养与主观流动性约束的交互项,Finit是金融素养,其余变量与前文变量含义相同。同样,为探究金融素养是否能够缓解主观流动性约束对家庭信贷的抑制作用,将式(20)的被解释变量替换为家庭信贷可得数量,得到式(21):

debti=a0+β1SLCi+β2Finit+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+εt

(21)

式(21)中,debt为家庭信贷可得数量,其余变量与前问变量含义相同。

五、实证分析

(一)描述性统计

表3对主要变量进行了描述行统计。结果显示,约30%的家庭面临着主观流动性约束,标准差为0.460,表明中国家庭对正规信贷的排斥是一个较为普遍的现象。表3中家庭消费支出、家庭正规信贷余额、家庭非正规信贷余额、家庭收入、家庭总资产都经过了对数化处理。其他变量的取值均在合理范围之内,表3显示的结果进行了上下2.5%的缩尾处理。

表3 主要变量描述性统计

(二)主观流动性约束与家庭消费支出回归分析

表4中列(1)报告的结果表明,主观流动性约束会显著减少家庭的消费支出。考虑到购房行为对家庭资产结构与消费支出的重要影响,添加“近期内是否有购房打算”作为控制变量,同时考虑到可能存在选择性偏差和互为因果带来的内生性问题,采用2SLS与IV-TEM进行回归,回归结果见列(2)～(3),发现主观流动性约束依然会显著减少家庭的消费支出,并且列(2)～(3)SLC的估计系数较列(1)的系数更高。研究假设1前半部分通过检验,即主观流动性约束会抑制家庭的消费支出。

表4 主观流动性约束对家庭消费支出的影响

列(1)～(3)中家庭总收入的回归系数显著大于0,表明样本期内家庭消费支出与家庭总收入显著正相关,Flavin(1985)将这种现象称为消费的“过度敏感性”,消费支出对收入变化的“敏感性”与消费者平滑消费的能力负相关[41]。流动性约束假说认为消费者面临的流动性约束是造成这一现象的主要原因,因此一般也以敏感性系数的大小来衡量消费者面临的流动性约束强弱。列(1)中家庭收入的估计系数为0.4769,与徐亚东等(2023)[43]测算的结果较为类似,但远大于李江一和李涵(2017)测算的0.113[44]。即使考虑数据集年份的差别,两者的系数相差这么多也并不合理。笔者认为导致该结果的原因可能是,在定义主观流动性约束的过程中存在着选择性偏差。(5)本文在判断一个家庭是否面临主观流动性约束时,认为那些有信贷需求且不愿意从正规信贷渠道获得贷款的家庭有主观流动性约束,那些有信贷需求且愿意从正规信贷渠道获得贷款的家庭无主观流动性约束。因此,实验样本会忽略没有信贷需求的那部分家庭。这样的问题同样存在于徐亚东等(2023)[43]等研究流动性约束对消费影响的文献之中。将之前忽略的数据集纳入回归方程后,得到的消费支出对收入敏感系数约为0.23,较之前结果有所下降。如果将全数据组视为对照组,有信贷需求的样本视为实验组,发现实验组家庭的消费支出比对照组家庭的消费支出更依赖家庭收入,于是猜想主观流动性约束是不是通过增强家庭消费支出对收入的敏感性来抑制消费的。

为进一步验证主观流动性约束是否真的会增加家庭消费对收入的敏感性,使得家庭消费支出减少,将主观流动性约束与家庭总收入的交互项引入了传统的C-M消费模型。回归结果见列(4):家庭收入的估计系数为正,主观流动性约束系数为负,主观流动性约束与家庭总收入的交互项系数为正,该结果与图1(b)所示情况相一致,猜想得到了证实,即主观流动性约束会增强家庭消费支出对收入的“敏感性”,强化家庭面临的流动性约束,削弱家庭平滑消费的能力。而流动性约束假说认为由于面临流动性约束家庭的消费受到当期收入的限制,无法通过借贷来跨期平滑消费,因此面临流动性约束消费者的消费支出会更低。综上所述,主观流动性约束强化了家庭面临的流动性约束状况,削弱了家庭平滑消费的能力,假说1验证通过。

(三)主观流动性约束对家庭信贷的检验

表5报告了主观流动性约束对家庭信贷需求需求和信贷可得数量的回归结果。其中列(2)～(3)采用Tobit模型进行回归;列(4)～(6)采用Probit模型进行回归。列(1)中SLC系数显著为负,表明主观流动性约束显著减少了家庭的实际信贷余额,假设2通过检验,主观流动性约束会降低家庭实际信贷余额。为探究主观流动性约束具体是如何影响家庭信贷的,将家庭信贷按照来源分为正规信贷与非正规信贷。

列(2)～(3)展示了主观流动性约束对家庭正规信贷余额和非正规信贷余额的影响。结果表明,存在主观流动性约束家庭的家庭正规信贷余额和非正规信贷余额都显著减少了。这里的被解释变量是信贷余额,表明出于主观因素而不愿向正规金融机构借款的家庭既会减少正规信贷持有量,也会减少非正规信贷的持有量。对于正规信贷的厌恶不仅仅影响到了正规信贷,也影响到了非正规信贷。

列(4)～(6)展示了主观流动性约束对家庭信贷需求的影响。其中列(4)的被解释变量——总的信贷需求,是一个哑变量,若家庭未来有信贷需求(无论是正规信贷需求还是非正规信贷需求),则该变量赋值为1,反之为0。列(4)回归结果表明,面临主观流动性约束的家庭未来需要信贷的概率总体上会降低。进一步来看,列(5)～(6)的结果表明,造成家庭信贷需求降低的主要原因是家庭对正规信贷需求的减少。除此之外,发现主观流动性约束的存在还会增加想要从非正规渠道获得贷款的家庭数量,在这里非正规信贷需求对正规信贷需求表现出明显的替代效应,该结论与陈鹏和刘锡良(2011)的观点基本吻合[37]。由于缺乏对贷款政策的理解、金融知识的匮乏以及观念上的偏差,不愿意向正规金融机构贷款的家庭转而选择向亲戚、朋友等非正规信贷渠道寻求借贷来弥补家庭支出的缺口。综上所述,主观流动性约束在总量上抑制了家庭实际信贷余额,在可得性上减少了家庭对信贷的需求。

除此之外,在观察回归结果时候,发现了以下现象——列(3)和列(6)系数正负号相反,即主观流动性约束的存在一方面使得家庭降低了非正规信贷的实际余额,另一方面却增加了家庭未来选择通过非正规渠道获得贷款的概率。该结果表明,不愿意从正规渠道获得贷款家庭对于借贷的抵触存在着一定的溢出效应,使得家庭同样也会减少从非正规渠道获得的贷款数量。除了溢出效应外,主观流动性约束对家庭信贷需求带来的影响还会伴随替代效应,即不愿从正规渠道获得贷款的一部分家庭可能会转而向非正规渠道寻求信贷支持,但总量上会因为主观流动性约束的存在而降低。

综上所述,假设2前半部分通过检验,即主观流动性约束与家庭信贷规模负相关。

(四)金融素养的调节效应

前文已经证实主观流动性约束会抑制家庭消费、减少家庭的信贷可得。关于金融素养是否可以缓解主观流动性约束对消费和信贷的抑制还需要进一步实证检验。易行健等(2023)发现财富差距能够解释中国居民消费倾向下降的58%[37]。家庭财富对家庭消费支出有重要影响,这里所指的财富不仅仅局限于收入等概念,而是包括固定资产在内的家庭所拥有资产的总和。在前文理论推导过程中,家庭资产在主观流动性约束影响消费过程中可能产生了较为重要的作用,为验证这一猜想,以样本中所有家庭资产的中位数为划分标准,将所有家庭划分为两种,将家庭所拥有资产大于387509元的家庭划分进高资产组,家庭所拥有总资产少于387509元的划分进低资产组。根据理论推导,金融素养在高资产组中的调节作用应该会大于其在低资产组中所能发挥的作用。如果回归结果与此相一致,那么假设3即可得证。下表中列(1)结果表明金融素养显著会提高家庭消费支,该结果与已有研究基本一致,表明金融素养的提升可以显著增加家庭的消费支出,假设3.1检验通过。

表6中列(2)、列(4)、列(6)报告了高资产组的回归结果,列(3)、列(5)、列(7)报告了低资产组的回归结果。列(2)的金融素养与主观流动性约束的交互项显著为正,表明在高资产组家庭中金融素养确实能够缓解主观流动性约束对家庭消费的抑制作用。列(3)金融素养与主观流动性约束的交互项系数并不显著,表明在低资产组中金融素养的调节作用并不明显。但以正规信贷余额为被解释变量的列(4)、列(5)中,金融素养与主观流动性约束的系数交互项在高资产组中显著为正,低资产组中却并不显著,于是可以知道对拥有较多资产的家庭来说,金融素养同样能够缓解主观流动性约束对家庭正规信贷余额的抑制作用,但是对低资产组家庭来说,金融素养的调节作用同样不明显。列(6)、列(7)报告了以非正规信贷为被解释变量时的回归结果,两个组别内金融素养与主观流动性约束的交互项系数都不显著,这表明金融素养的提高并不会显著影响家庭的非正规信贷余额。综上所述,金融素养的提高能够缓解家庭面临的主观流动性约束,增加家庭的消费支出与正规信贷余额。但是金融素养调节作用存在异质性,拥有更多资产的家庭,金融素养的提高会促进消费;对于拥有较少资产的家庭来说,金融素养的提高无法缓解主观流动性约束带来的负面效应。至此,假说3.2检验通过。

表6 金融素养的调节效应

从上述结果看出,金融素养一方面能够提升家庭对于信贷政策、金融机构的认知,进而掌握更多的信息,减少因信息不对称带来的逆向选择问题。另一方面金融素养提高能够帮助家庭对自身情况有更清晰的认识,缓解认知偏误和家庭因不自信而造成的对正规金融机构的排斥。在不引入交互项的全样本回归中,发现金融素养对家庭消费、家庭信贷余额与家庭信贷需求的影响都显著为正,对主观流动性约束的影响则显著为负,但是金融素养在低资产组中的调节作用却并不显著。对低资产组家庭来说,限制其消费需求的因素可能更多来自家庭资产层面。在理论分析中衡量家庭实际信贷余额的量受三部分影响,分别是主观流动性约束、客观流动性约束与家庭资产总额。当家庭缺少足够的资产为抵押物时,即使该家庭“想借“也难以从银行处获得贷款,此时,限制家庭信贷规模的不再是主观流动性约束,而是家庭的实际资产余额,这与理论分析结果相一致。综上所述,假设3整体检验通过。

(五)稳健型检验

1.基准回归的稳健型检验。从主观流动性约束与家庭消费增长率和家庭消费绝对值之间的互动逻辑来看,家庭主观流动性约束的存在看似是外生给定的,事实上可能存在样本选择偏误和反向因果引起的内生性问题。家庭是否排斥从正规渠道借贷受到很多因素的影响,包括家庭禀赋和个人特征等,并不是随机决定的。也就是说,家庭选择是否将正规信贷渠道作为借贷渠道(是否面临着主观流动性约束),是一种自选择行为。此时若使用OLS进行估计,所得到的结果可能是有偏的。比如,收入更高的家庭可能更有动机向正规金融机构借贷,此时家庭所面临的主观流动性约束对家庭消费的影响可能会被高估。此外,收入较低的家庭可能自身就对正规信贷渠道有排斥,使得主观流动性约束对家庭消费的影响被低估。因此,借鉴Abadie et al.(2004)提出的处理效应模型(Treatment Effect Model,TEM)来分析主观流动性约束对家庭消费的影响[42]。TEM的优点主要体现在可以同时考虑可观测因素与不可观测因素对主观流动性约束与家庭消费的影响,缓解自选择偏差带来的内生性问题。

TEM分为两阶段:第一阶段使用Probit模型构建选择方程;第二阶段是主回归方程,考察主观流动性约束对家庭消费的影响,已由式(15)给出。在构建TEM模型时,第一阶段的选择方程至少需要一个既满足外生性,又满足相关性的工具变量。选择户主“家庭户籍状态”来作为选择方程的识别变量。首先,一个家庭的户籍所在地是完全随机的,不以个人意志为改变(如果户籍发生变更,以变更前为准);此外,研究发现主观流动性约束更多出现在农村家庭之中,户口状态与主观流动性约束发生之间存在较强的相关性。综上所述,选择“家庭户籍状态(Registered Residence Status)”为第一阶段的识别变量。由此得到了处理效应模型第一阶段的选择方程:

prob(SLC=1)=aX1+γZi+εi

其中,Prob(SLC=1)表示家庭面临主观流动性约束的概率,Zi是满足相关性和外生性的工具变量:选取“家庭户籍状态”为识别变量;εi表示残差,包括无法观测到的会对家庭主观流动性约束造成影响的因素。将样本数据带入第一步选择方程后,计算得到各个样本的逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio,IMR),最后将IMR作为控制变量引入第二阶段的主回归方程之中。

如果IMR的估计系数显著,说明自选择偏差问题不可忽略。将IMR作为控制变量引入式(15)得到处理效应模型第二阶段的主回归方程与前文相同,只是增加了IMR项。上述两种办法的回归结果见表4列(2)、列(3)。结果表明基准回归结果是稳健的。

2.工具变量法。关于可能出现的内生性问题,上文已经讨论过一部分,即在实证过程中可能出现自选择性偏误问题。但本文的实证结果还有可能存在一些潜在的内生性问题,第一,测量误差产生的内生性问题;第二,遗漏影响家庭消费与信贷需求的相关变量;第三,反向因果,即家庭本身一方面可能因为较低的消费和较少的正规信贷余额而对自身丧失信心,另一方面因为对正规信贷渠道借款的抵触心理,使得自身陷入主观流动性约束之中。在已有的实证文献基础之上控制了家庭户主个人变量、家庭特征变量、家庭所在县域传统金融与数字金融发展程度变量,因此遗漏变量造成的内生性问题有所减弱。为缓解其他原因可能造成的内生性问题,选取“家庭距最近的快递点距离”作为主观流动性约束的工具变量,采取工具变量法(IV)进行稳健型检验。

表7报告了将解释变量替换为工具变量之后的回归结果,工具变量回归模型通过了DWH(Durbin-wu-Huasamn)检验,前文的控制变量都参与了回归,省份固定效应也都得到控制。回归结果与基准回归结果基本一致,表明结果是稳健的。

表7 稳健型检验(工具变量法)

六、作用机制检验

主观流动性约束与金融素养是家庭在信贷决策时重要的影响因素。根据前文分析,可以发现主观流动性约束对家庭消费和信贷都有重要影响,具体表现在主观流动性约束会恶化家庭面临的流动性约束状况抑制家庭消费支出,减少家庭的正规与非正规信贷可得额。而金融素养可以缓解家庭面临的主观流动性约束、促进家庭消费与实际信贷可得额。在此背景下,为探讨主观流动性约束是如何影响家庭消费支出的,金融素养在该影响过程中发挥着怎样的作用,在基准分析基础之上进一步考察主观流动性约束与金融素养影响家庭消费的机制。

(一)信贷机制检验

根据前文理论分析,主观流动性约束应该可以通过影响家庭实际信贷额,进而影响家庭的消费支出。使用中介效应模型,对该机制进行了检验。表8报告了信贷渠道的机制检验结果,主观流动性约束对实际借贷额有显著负向影响,表明主观流动性约束会限制家庭借贷行为,降低家庭信贷所得。在考虑了家庭实际借贷额之后,主观流动性约束的系数依然显著为负,由此证实了主观流动性约束通过限制家庭实际信贷余额进而抑制家庭消费的机制。为了缓解可能存在的内生性问题,表8列(3)、列(4)还报告了使用工具变量后的回归结果,显示该结果是稳健的。综上所述,假设2后半部分通过检验,即主观流动性约束会通过降低家庭信贷规模进而抑制家庭的消费支出。

表8 主观流动性约束作用机制检验

(二)金融素养机制检验

前文讨论了金融素养对主观流动性约束的调节作用,发现金融素养可以缓解主观流动性约束对家庭消费支出的抑制作用。根据前文的理论分析与假设,金融素养应该可以通过影响主观流动性约束促进家庭消费支出,而不只存在调节效应。因此使用中介效应模型对该机制进行检验,表9报告了检验结果。结果显示,金融素养显著促进了家庭的消费支出,在引入主观流动性约束之后金融素养的系数依然显著为正且数值明显减小,由此证实金融素养确实可以通过影响家庭主观流动性约束进而促进家庭消费支出的机制。

表9 金融素养作用机制研究

七、结论及政策建议

近年来,我国经济运行面临诸多困难挑战,面对外部冲击,展现出极强的韧性,但是国内需求不足的问题仍然突出。在“扩消费、稳增长”的政策背景下,从需求侧信贷约束视角出发,构建“扩展短视消费模型”,分析了主观流动性约束对家庭消费支出的影响机制。在此基础上,基于2021年的中国家庭金融调查数据(CHFS),使用C-M消费模型、处理效应模型(TEM)、Logit、Probit方法对该机制进行实证检验。研究发现,主观流动性约束通过降低家庭正规信贷与非正规信贷规模,对家庭消费支出的减少具有显著影响。在主观流动性约束影响家庭消费支出的过程中,金融素养发挥着重要的调节作用。家庭拥有资产越多,其金融素养提升就越能缓解主观流动性约束对家庭消费支出的抑制。此外,家庭主观流动性约束也显著提升了家庭消费支出对家庭收入变化的敏感程度,降低了家庭平滑消费的能力。基于上述结论,相应的政策建议如下。

第一,推动金融教育的普及。拉动消费的政策不应只局限于财政政策和货币政策之上,推动金融教育、普及金融知识、提高全民的金融素养是提振内需行之有效的政策选项,是积极探索推动金融教育发展的新渠道。一方面可以鼓励社交媒体在传播金融知识过程中发挥更重要的作用,另一方面也可以适度将金融基础知识引入义务教育阶段。“扩消费、稳增长”是个系统性问题,其政策应该也是复合的,不局限于传统的货币政策与财政政策。

第二,提高银行、信用社等正规金融机构信贷的信息披露力度,加大信贷政策的宣传力度。家庭实际信贷额对家庭消费支出有着显著的正向影响,银行是家庭正规信贷的主要来源,信息不对称问题是很多家庭不愿意向银行贷款的重要因素。很多民众不选择向正规金融机构借钱是因为他们不知道能否借到钱,而民众在借贷时最关注的问题恰恰是这点。信贷政策的发布不应只停留在文件之上或播报之中,而应走到民众中间,积极发挥互联网、社交媒体在信息传播上的优势,缓解正规金融机构与家庭之间的信息不对称问题[45]。

第三,优化收入分配制度,增加低资产家庭收入。主观流动性约束的缓解能提振高资产组家庭的消费水平,但对低资产组家庭的消费水平并无显著影响。当家庭缺少足够的资产作为抵押物时,即使该家庭“想借”也难以从银行处获得贷款,此时限制家庭信贷规模的不再是主观流动性约束,而是家庭的实际资产余额。因此,在普及金融教育、提高信息披露力度的同时还要优化收入分配制度,增加低资产家庭的收入,这样缓解主观流动性约束政策的效用才能最大化。