臧日宏，王春燕

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

一、引 言

合理地配置家庭資產(chǎn)，不僅可以提高城鄉(xiāng)居民家庭的財(cái)產(chǎn)性收入，還可以縮小因財(cái)富初次分配不公導(dǎo)致的貧富差距[1]。然而，目前我國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)不盡合理，呈現(xiàn)出投資品種單一、風(fēng)險(xiǎn)分散化程度低等問(wèn)題。這種低效率的投資組合不僅會(huì)阻礙家庭金融目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，還會(huì)造成全社會(huì)的金融福利損失。因此，研究城鄉(xiāng)居民家庭資產(chǎn)配置行為，尤其是家庭投資組合的有效性，既有助于合理地引導(dǎo)居民投資，使家庭的投資行為更加理性化，又可以為金融供給者提供政策建議，使其在投放產(chǎn)品時(shí)有的放矢，促進(jìn)金融市場(chǎng)完善。

在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了城鄉(xiāng)居民家庭的資產(chǎn)配置行為，即家庭是否參與了金融市場(chǎng)、參與程度如何，而對(duì)家庭資產(chǎn)配置的結(jié)果關(guān)注較少。家庭資產(chǎn)配置的最終結(jié)果可以用投資組合有效性來(lái)度量，即家庭承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)是否獲得了相應(yīng)的超額回報(bào)。

經(jīng)典的投資組合理論認(rèn)為，不論投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好如何，其選擇的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)組合應(yīng)是相同的，并且都是處于有效邊界上的資產(chǎn)組合。然而，在現(xiàn)實(shí)生活中，不同家庭的資產(chǎn)組合呈現(xiàn)出明顯的差異性，許多家庭的資產(chǎn)組合并未處于有效邊界上，資產(chǎn)組合有效性相對(duì)較低。那么哪些因素會(huì)影響到現(xiàn)實(shí)生活中家庭投資組合的有效性呢？已有研究主要從收入、財(cái)富、社會(huì)資本、金融素養(yǎng)及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征方面進(jìn)行了分析[1-5]。

然而，鮮有文獻(xiàn)從信貸約束角度探討家庭投資組合有效性問(wèn)題。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論[6]較早涉及了信貸約束與家庭投資組合的關(guān)系，當(dāng)家庭受到信貸約束時(shí)，會(huì)加大家庭未來(lái)預(yù)期收入的不確定性，進(jìn)而增加家庭持有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例。由信貸約束引致的家庭資產(chǎn)配置方式的改變會(huì)直接影響家庭投資組合有效性。

基于已有文獻(xiàn)的不足，本研究力求在以下三方面進(jìn)行完善：第一，借助Heckman兩階段模型，從信貸約束視角考察其對(duì)投資組合有效性的影響，豐富投資組合有效性的相關(guān)研究；第二，考慮到信貸約束的成因不同，既有由金融機(jī)構(gòu)信貸配給導(dǎo)致的供給型約束，又有因需求者自我排斥引致的需求型信貸約束[7]，本研究將進(jìn)一步分析這兩種不同類型的信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響差異及其成因；第三，考慮到異質(zhì)性，本研究將檢驗(yàn)信貸約束在城鄉(xiāng)間及區(qū)域間的影響差異，進(jìn)一步了解信貸約束的作用差異。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)信貸約束影響家庭投資組合有效性的理論分析

現(xiàn)實(shí)中，家庭參與金融資產(chǎn)配置與家庭投資組合的有效性實(shí)質(zhì)上是連續(xù)的、彼此影響的、相互作用的過(guò)程[8]。從家庭金融資產(chǎn)配置的角度來(lái)看，學(xué)者們就信貸約束的影響已達(dá)成共識(shí)，即面臨信貸約束的投資者會(huì)降低持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性[9-12]。此外，Jensen等[13]研究發(fā)現(xiàn)信貸約束的緩解可以促使人們進(jìn)行更多的商業(yè)投資；Barakova等[14]發(fā)現(xiàn)放松借貸條件可以降低信貸約束對(duì)家庭房產(chǎn)投資的影響。從家庭投資組合有效性的角度來(lái)看，信貸約束可能會(huì)通過(guò)以下三方面產(chǎn)生影響：

一是收入效應(yīng)。早期，Viceira[15]指出理性的消費(fèi)者會(huì)綜合考慮其當(dāng)期收入和未來(lái)預(yù)期收入等多方面因素來(lái)規(guī)劃生命不同階段的消費(fèi)與儲(chǔ)蓄。此后，諸多學(xué)者將投資決策納入生命周期框架，認(rèn)為家庭是否參與金融市場(chǎng)的決策不僅取決于當(dāng)前收入，還取決于其一生的穩(wěn)定性收入，家庭會(huì)通過(guò)資產(chǎn)的跨期配置來(lái)平滑消費(fèi)以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期效用最大化。受到信貸約束的家庭，其家庭資金量不足、當(dāng)期可支配收入水平受到限制，且難以通過(guò)借貸的方式實(shí)現(xiàn)家庭收入的跨期配置，因此在投資上會(huì)更為謹(jǐn)慎，會(huì)減少風(fēng)險(xiǎn)投資的份額，不利于家庭投資組合的有效配置[16]。

二是風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度效應(yīng)。信貸約束會(huì)加深家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，即受到信貸約束的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)會(huì)表現(xiàn)出更謹(jǐn)慎的投資態(tài)度[17]。而相關(guān)研究表明，家庭投資組合有效性與風(fēng)險(xiǎn)投資態(tài)度相關(guān)。早期，Markowitz等[18]通過(guò)均值-方差分析，發(fā)現(xiàn)居民資產(chǎn)配置效率與其風(fēng)險(xiǎn)偏好程度有關(guān)。之后，Hong等[19]發(fā)現(xiàn)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高，其投資股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率越高；Kubota等[20]指出投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高的家庭，其資產(chǎn)配置效率越高；Yam等[21]指出風(fēng)險(xiǎn)厭惡會(huì)影響資產(chǎn)分配，進(jìn)而影響資產(chǎn)組合有效性。因此，信貸約束的存在會(huì)通過(guò)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資態(tài)度，進(jìn)而影響家庭投資組合的有效配置。

三是成本效應(yīng)。周弘等[22]指出，金融約束會(huì)提升居民投資者的投資成本，使其在承擔(dān)較高投資風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)降低投資回報(bào)，并進(jìn)一步得出“居民流動(dòng)性約束越弱，資產(chǎn)配置效率越高”的結(jié)論。具體地，當(dāng)家庭受到信貸約束時(shí)，其從正規(guī)性渠道獲得貸款的途徑受限，他們需要花費(fèi)更多的時(shí)間成本和信息成本去尋找非正規(guī)性貸款，同時(shí)非正規(guī)性貸款的利率水平往往高于正規(guī)性貸款，這會(huì)提高家庭參與金融市場(chǎng)的成本，從而削減家庭參與金融市場(chǎng)的積極性，不利于家庭通過(guò)金融市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)家庭投資組合的優(yōu)化配置。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H1：信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性呈負(fù)向影響。

(二)不同類別的信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響

家庭的信貸需求是否得以滿足，是資金需求者與金融機(jī)構(gòu)相互選擇的結(jié)果。資金需求者會(huì)根據(jù)自身情況權(quán)衡是否從銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲取信貸支持，銀行等資金供給者則會(huì)考量借貸者的信用水平及還款能力等。因此，家庭面臨的信貸約束既可能來(lái)自銀行等金融部門(mén)的信貸配給，也可能由資金需求者本身的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、認(rèn)知偏差或需求壓抑等因素造成。前者被稱為供給型信貸約束，后者則被視為需求型信貸約束[23]。

具體來(lái)說(shuō)，面臨供給型信貸約束的家庭曾嘗試向銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款，但是被拒絕；而面臨需求型信貸約束的家庭，則是認(rèn)為自己無(wú)法獲得貸款而主動(dòng)放棄申請(qǐng)。相較于面臨供給型約束的家庭，受到需求型信貸約束的家庭往往更害怕風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)投資機(jī)會(huì)的認(rèn)知程度不夠，對(duì)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的認(rèn)知判斷也存在偏差[24-26]。程郁[7]等進(jìn)一步指出，需求型信貸約束對(duì)家庭最大的打擊不是直接的資金約束，而是摧毀了其改善生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)的信心。它會(huì)加深家庭的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好，抑制其改善生產(chǎn)的動(dòng)機(jī)和選擇。這種“無(wú)信心”的表現(xiàn)可能會(huì)延伸到家庭的金融資產(chǎn)配置行為中，使其規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)，從而無(wú)法有效配置家庭資產(chǎn)。

基于上述分析，提出如下研究假設(shè)：

H2：相較于供給型信貸約束，需求型信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的負(fù)向影響程度更大。

三、變量選取與模型設(shè)計(jì)

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)，該調(diào)查是中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)和金融行為進(jìn)行了全面細(xì)致的刻畫(huà)。目前，已在2011年、2013年、2015年和2017年成功實(shí)施四次全國(guó)范圍內(nèi)的家庭隨機(jī)抽樣調(diào)查。其中，2013年的調(diào)查問(wèn)卷詳細(xì)詢問(wèn)了與信貸約束相關(guān)的問(wèn)題，并清晰地區(qū)分了需求型信貸約束與供給型信貸約束。相比之下，2015年問(wèn)卷對(duì)信貸約束的問(wèn)題設(shè)置不全面，2017年的問(wèn)卷雖然設(shè)置了與信貸約束相關(guān)的問(wèn)題，但是對(duì)需求型信貸約束與供給型信貸約束的區(qū)分不夠清晰。為此，本文將選取2013年的數(shù)據(jù)為主要研究對(duì)象，同時(shí)用2017年的數(shù)據(jù)對(duì)信貸約束的影響進(jìn)行再檢驗(yàn)。

中國(guó)家庭金融調(diào)查2013年的調(diào)查覆蓋中國(guó)29個(gè)省(直轄市、自治區(qū))，262個(gè)縣，1 048個(gè)村(居)委會(huì)，共有28 000個(gè)家庭樣本，涵蓋家庭資產(chǎn)和負(fù)債、收入和支出、保險(xiǎn)和保障以及家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等多項(xiàng)豐富的微觀信息，具有很強(qiáng)的代表性。剔除控制變量存在缺失的樣本后，最終得到25 567個(gè)有效樣本。

(一)變量選取

1. 被解釋變量

被解釋變量為家庭投資組合的有效性。目前，將投資組合的有效性作為研究對(duì)象的文獻(xiàn)大致有兩類：一類是從資產(chǎn)組合的多樣性角度展開(kāi)，通過(guò)細(xì)數(shù)金融資產(chǎn)種數(shù)或構(gòu)建金融資產(chǎn)多樣性指數(shù)來(lái)度量資產(chǎn)組合的最終效果[27-28]。另一類則是借鑒基金績(jī)效的度量方式，通過(guò)計(jì)算夏普比率來(lái)衡量家庭投資組合的有效性[1-5]。本研究選用第二類度量方式，參照吳衛(wèi)星等[1]、Grinblatt等[29]的做法，采用夏普比率(Sharp ration)來(lái)衡量投資組合有效性。夏普比率是一個(gè)可以綜合考慮收益與風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)，其本質(zhì)是衡量投資組合每承受一單位的風(fēng)險(xiǎn)所產(chǎn)生的超額收益，具體計(jì)算公式如下：

(1)

式中，E(Rp)表示家庭投資組合中某類資產(chǎn)的預(yù)期收益率；Rf表示無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率；σp表示相應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差。

本研究要衡量家庭投資組合的夏普比率，但是根據(jù)CHFS的數(shù)據(jù)只能獲得家庭所持各項(xiàng)資產(chǎn)的比重，無(wú)法得知各項(xiàng)資產(chǎn)的具體構(gòu)成及回報(bào)率等詳細(xì)數(shù)據(jù)。借鑒已有研究的做法 ，采用指數(shù)替代的方式分別算出各類風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)的預(yù)期收益率，進(jìn)而算出各類資產(chǎn)對(duì)應(yīng)的夏普比率。然后，根據(jù)家庭所持各類風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)的比重，通過(guò)加權(quán)平均算出各家庭所持投資組合的夏普比率。在此，選取最常見(jiàn)的三類風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)進(jìn)行夏普比率的計(jì)算，分別是股票、基金及債券。具體來(lái)說(shuō)，將上證指數(shù)和深成指數(shù)的月收益率按其成交額進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，從而得出股票的預(yù)期收益率。類似，通過(guò)上證基金指數(shù)和深圳基金指數(shù)的相應(yīng)數(shù)據(jù)加權(quán)計(jì)算得出基金的預(yù)期收益率。對(duì)于債券的收益率，則通過(guò)中證全債指數(shù)的相應(yīng)數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)算。對(duì)于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，以一年期國(guó)債收益率來(lái)替代。上述提及的各類指數(shù)數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2. 核心解釋變量

本研究的核心解釋變量是信貸約束。借鑒Jappelli[30]對(duì)信貸約束的測(cè)度方式，將“申請(qǐng)貸款被拒”和“擔(dān)心貸款被拒而未申請(qǐng)”這兩種情況定義為受到信貸約束。其中，前者是從銀行信貸配給角度來(lái)考察家庭是否受到信貸約束的，定義為“供給型信貸約束”；后者是指借貸需求者自身因風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和認(rèn)知偏差等原因?qū)е碌摹盁o(wú)信心申貸”，稱之為“需求型信貸約束”。

具體而言，根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查問(wèn)卷中受訪者對(duì)相應(yīng)問(wèn)題的回答進(jìn)行度量。調(diào)查中，如果家庭在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、購(gòu)買(mǎi)住房、購(gòu)買(mǎi)汽車時(shí)沒(méi)有銀行貸款的原因是“需要但沒(méi)有申請(qǐng)”或“申請(qǐng)被拒絕”，則定義為受到信貸約束，同時(shí)將選擇“需要但沒(méi)有申請(qǐng)”的定義為面臨需求型信貸約束，選擇“申請(qǐng)被拒絕”的定義為面臨供給型信貸約束。信貸約束、需求型信貸約束和供給型信貸約束均為0～1的虛擬變量，若受到信貸約束則賦值為1，否則為0。

3. 控制變量

參考以往研究，本研究的控制變量包括戶主個(gè)人特征(戶主的年齡、婚姻狀況、性別、健康水平、受教育程度和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度)，家庭特征變量(家庭規(guī)模、家庭總收入和家庭總資產(chǎn))和地區(qū)變量。

具體地，考慮到戶主年齡與被解釋變量之間可能存在非線性關(guān)系，引入年齡的平方項(xiàng)作為控制變量。以戶主接受教育的年限充當(dāng)受教育程度的代理指標(biāo)。在健康水平變量中，健康處于非常好、很好、好時(shí)賦值為1，否則為0。將風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度細(xì)分為風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)中性和風(fēng)險(xiǎn)厭惡三個(gè)類別，把風(fēng)險(xiǎn)中性當(dāng)作參照組。同時(shí)，用家庭總?cè)丝诘臄?shù)量來(lái)衡量家庭規(guī)模，并對(duì)家庭收入和資產(chǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理以規(guī)避異方差問(wèn)題。此外，考慮到不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)及信貸政策的差異性，為了排除不可預(yù)見(jiàn)的地域差異帶來(lái)的影響，將在實(shí)證研究中控制地區(qū)虛擬變量。

(二)模型設(shè)定

1. Heckman兩階段模型

樣本中的部分家庭沒(méi)有配置任何風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)，如果將這類家庭直接忽略或剔除，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏差。因?yàn)榧彝ミM(jìn)行資產(chǎn)配置并非隨機(jī)行為，可能存在樣本自選擇的問(wèn)題。為了有效糾正選擇性偏差，本文采用Heckman兩階段模型。具體設(shè)定如下：

第一階段為選擇方程，通過(guò)Probit選擇模型來(lái)衡量家庭參與金融市場(chǎng)的概率。形式如下：

Pi(Y)=β0+β1Constainti+γZi+δRegioni+εi

(2)

式中，Pi(Y)表示家庭參與金融市場(chǎng)的概率。當(dāng)家庭參與金融市場(chǎng)時(shí)，Y=1；否則Y=0。Constainti為信貸約束；Zi為影響家庭參與金融市場(chǎng)的控制變量，包括上文提到的戶主特征變量和家庭特征變量；Regioni為地區(qū)虛擬變量；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)；β0、β1為系數(shù)向量。

第二階段為回歸模型，考察信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響。形式如下：

(3)

為滿足Heckman模型的有效識(shí)別條件，在選擇方程中加入“是否有自營(yíng)工商業(yè)”作為識(shí)別變量。根據(jù)尹志超等[31]的研究，自營(yíng)工商業(yè)對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與具有擠出效應(yīng)，但是并不會(huì)對(duì)家庭投資組合有效性產(chǎn)生直接影響，符合Heckman模型對(duì)識(shí)別變量的要求。

2. 傾向性得分匹配法

為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將通過(guò)傾向匹配法(Propensity Score Matching，PSM)進(jìn)行驗(yàn)證。具體步驟如下：

第一，運(yùn)用Logit模型來(lái)估計(jì)家庭受到信貸約束的概率，計(jì)算出樣本中每個(gè)家庭的傾向性得分，如式(4)所示：

P(Xi)=F(Constainti=1|Xi)

(4)

第二，運(yùn)用不同的匹配方法，根據(jù)各家庭的傾向得分情況，對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的樣本家庭進(jìn)行合理匹配，計(jì)算出實(shí)驗(yàn)組和控制組家庭資產(chǎn)組合有效性的平均差異，即平均處理效應(yīng)(average treatment effect for the treated，ATT)。

ATT=E[(Y1-Y0)|D=1]=E{E[(Y1-Y0)|D=1]，P(Xi)}

(5)

式中，D為0、1的二分變量，D=1表示實(shí)驗(yàn)組，D=0則為控制組；P(Xi)為傾向得分值；Y1和Y0分別為家庭在受到信貸約束和沒(méi)受到信貸約束兩種情況下的夏普比率。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)主要變量的描述性分析

表1展示了模型中所包含變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以看出，樣本家庭投資組合的夏普比率均值為0.004，可見(jiàn)樣本家庭投資組合的有效性相對(duì)較低。在樣本家庭中，受到信貸約束的家庭有5 418戶，占21.2%。其中，有4 896戶家庭面臨需求型約束，占19.1%；另有670戶家庭受到供給型約束。從戶主的個(gè)人特征來(lái)看，70%的戶主為男性，大部分已婚，平均年齡50.903歲，平均受教育年限為9.494年，相當(dāng)于剛初中畢業(yè)不久。此外，大多數(shù)戶主為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，占68.7%；只有10.7%的戶主為風(fēng)險(xiǎn)偏好者。從家庭特征來(lái)看，家庭平均成員數(shù)量為3.417人，平均年收入6.811萬(wàn)元，平均資產(chǎn)總額為78.386萬(wàn)元。此外，有13.8%的家庭存在自營(yíng)工商業(yè)的行為。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響分析

首先運(yùn)用Heckman兩階段模型估計(jì)信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響，實(shí)證結(jié)果如表2所示。為了有效考察模型的穩(wěn)健性，(1)列和(2)列為未控制地區(qū)變量的結(jié)果，(3)列和(4)列為控制了地區(qū)變量后的結(jié)果。在兩種情況下，逆米爾斯比均在1%水平下顯著，說(shuō)明樣本存在選擇性偏誤。同時(shí)從Wald chi2的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，其在1%置信水平下顯著，說(shuō)明模型整體擬合效果較好。

表2 信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性影響的回歸結(jié)果

續(xù)上表

從第一階段選擇模型的回歸結(jié)果來(lái)看，(1)列和(3)列的結(jié)果均顯示信貸約束會(huì)顯著降低家庭參與金融市場(chǎng)的可能性，這表明信貸約束對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資的確有一定抑制作用，這與Palia D[11]、呂學(xué)梁和吳衛(wèi)星[12]等學(xué)者的研究結(jié)論一致。同時(shí)，第二階段的回歸結(jié)果表明，信貸約束會(huì)顯著降低家庭投資組合的有效性，如(2)列和(4)列所示。具體來(lái)說(shuō)，在控制地區(qū)變量的情況下，存在信貸約束會(huì)使家庭參與金融市場(chǎng)的可能性平均降低0.254 6個(gè)單位，同時(shí)會(huì)使家庭投資組合的夏普比率平均降低0.028 7個(gè)單位，均在1%置信水平下顯著。這可能是因?yàn)槭艿叫刨J約束的家庭難以通過(guò)借貸的形式實(shí)現(xiàn)資金的跨期配置，無(wú)疑會(huì)制約其進(jìn)行家庭投資組合的優(yōu)化配置；此外，如若這類家庭參與金融市場(chǎng)可能需要花費(fèi)更多的資金和時(shí)間成本，這也會(huì)降低他們的投資回報(bào)率。

進(jìn)一步從控制變量來(lái)看，戶主的年齡與其家庭參與金融市場(chǎng)的可能性及其投資組合有效性呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，這表明隨著戶主年齡的增長(zhǎng)，家庭參與金融市場(chǎng)的可能性會(huì)呈現(xiàn)出由高到低的變化，其家庭投資組合的有效性會(huì)表現(xiàn)出先上升后下降的特征。呈現(xiàn)這一結(jié)果可能是因?yàn)榍捌陔A段隨著戶主年齡的增長(zhǎng)，戶主的投資經(jīng)驗(yàn)會(huì)隨著時(shí)間積累逐漸豐富，有助于家庭獲得更高的投資回報(bào)率，但是待到生命的后半階段，戶主的學(xué)習(xí)能力會(huì)逐漸衰退，投資精力和欲望也會(huì)受到影響，其家庭投資組合有效性便呈下降趨勢(shì)。其次，男性戶主所在家庭參與金融市場(chǎng)的概率更低，其家庭投資組合的有效性也相對(duì)更低，這可能是因?yàn)榕詰糁髟谧鐾顿Y決策時(shí)會(huì)更慎重，更注重投資成功的概率與投資收益回報(bào)率。隨著戶主受教育水平的提高及風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的加深，其家庭參與金融市場(chǎng)的概率會(huì)顯著提高，投資組合的有效性也會(huì)顯著提高，這是因?yàn)橥顿Y以金融知識(shí)儲(chǔ)備為基礎(chǔ)，隨著戶主受教育水平的提高，其投資組合也更有效率。此外，家庭成員數(shù)量越多的家庭，其參與金融市場(chǎng)的概率越低，投資組合的有效性也越差，這可能是因?yàn)榧彝コ蓡T多的家庭要花費(fèi)更多的精力來(lái)照顧家庭，用于投資金融市場(chǎng)的資金和時(shí)間都會(huì)被壓縮。隨著家庭收入的增加和資產(chǎn)的積累，其參與金融市場(chǎng)的概率也隨之提高，其家庭投資組合的有效性也相應(yīng)提高，這是因?yàn)槭杖牒拓?cái)富水平高的家庭通常很少受到流動(dòng)性約束的制約，可以更有效地配置資產(chǎn)。

(三)不同類別的信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響分析

將家庭所面臨的信貸約束區(qū)分為需求型信貸約束與供給型信貸約束，進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表3。結(jié)果顯示，需求型信貸約束與供給型信貸約束的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明這兩種不同的信貸約束均會(huì)顯著降低家庭參與金融市場(chǎng)的可能性及家庭投資組合的有效性。

表3 不同類型的信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性影響的回歸結(jié)果

續(xù)上表

具體地，從對(duì)家庭投資組合有效性的角度看，需求型信貸約束產(chǎn)生的負(fù)向影響要大于供給型信貸約束產(chǎn)生的負(fù)向影響。表3中(4)列的結(jié)果顯示，在控制地區(qū)變量的情況下，供給型信貸約束會(huì)使家庭投資組合的夏普比率平均降低0.027 7個(gè)單位，需求型信貸約束對(duì)此的影響是0.028 4個(gè)單位，進(jìn)一步對(duì)兩者系數(shù)作t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)并在1%水平上顯著，可見(jiàn)需求型信貸約束對(duì)家庭投資組合有效性的影響程度要大于供給型信貸約束。在面臨資金問(wèn)題時(shí)，存在供給型信貸約束的家庭曾嘗試申請(qǐng)銀行貸款，說(shuō)明其愿意嘗試正規(guī)金融市場(chǎng)中的產(chǎn)品；而需求型信貸約束的家庭則放棄嘗試正規(guī)金融貸款，這可能是源于家庭決策者的自我排斥，如風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避、認(rèn)知偏差或需求抑制。受到需求型信貸約束的家庭又被Kon等[17]稱為“無(wú)自信借款人”，借款人的這種“無(wú)自信”特征可能會(huì)延伸到家庭資產(chǎn)配置決策中，抑制其對(duì)金融產(chǎn)品的投資需求，從而更大程度地影響其家庭資產(chǎn)的有效配置。

(四)城鄉(xiāng)和區(qū)域間差異

為了進(jìn)一步考察信貸約束對(duì)家庭資產(chǎn)組合有效性影響的城鄉(xiāng)間差異和區(qū)域間差異，本研究進(jìn)行了分樣本回歸。

1. 城鄉(xiāng)差異

表4列出了信貸約束在城市和農(nóng)村地區(qū)對(duì)家庭資產(chǎn)組合有效性的影響差異。

對(duì)于城市家庭而言，信貸約束的存在會(huì)顯著降低其家庭資產(chǎn)組合的有效性。表4中(2)列的結(jié)果顯示，信貸約束在1%的置信水平上對(duì)城市家庭投資組合的有效性有顯著負(fù)向影響，其存在會(huì)使城市家庭投資組合的夏普比率平均降低0.027 9個(gè)單位。

表4 信貸約束影響的城鄉(xiāng)差異

但信貸約束在農(nóng)村家庭中的回歸結(jié)果并不顯著，即信貸約束不會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭的資產(chǎn)組合有效性產(chǎn)生顯著影響。可以看出，信貸約束并不是影響農(nóng)村家庭進(jìn)行資產(chǎn)有效配置的關(guān)鍵因素，也不是農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的制約性因素。在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶家庭投資理財(cái)觀念相對(duì)薄弱，對(duì)投資渠道及金融產(chǎn)品的了解不夠全面，普遍缺乏負(fù)債經(jīng)營(yíng)的意識(shí)，這些難以量化的因素可能是影響農(nóng)村家庭資產(chǎn)有效配置的關(guān)鍵因素。

2. 區(qū)域間差異

表5列出了信貸約束在我國(guó)東部、中部、西部不同區(qū)域?qū)彝ベY產(chǎn)組合有效性的影響差異。對(duì)于東部和中部地區(qū)的家庭而言，信貸約束的存在會(huì)顯著制約家庭資產(chǎn)組合的有效配置。表5中(2)列和(4)列的結(jié)果顯示，信貸約束對(duì)東部和中部家庭投資組合的有效性有顯著負(fù)向影響，其存在會(huì)使東部地區(qū)家庭投資組合的夏普比率平均降低0.036 8個(gè)單位，使中部地區(qū)家庭投資組合的夏普比率下降0.023 0個(gè)單位。(6)列的結(jié)果顯示，在西部地區(qū)的家庭中，信貸約束的邊際影響雖然為負(fù)，但是這一影響并不顯著。這可能是因?yàn)橄鄬?duì)中、東部地區(qū)而言，西部地區(qū)的金融市場(chǎng)化程度相對(duì)較低，這可能會(huì)在一定程度上制約居民家庭對(duì)金融市場(chǎng)的認(rèn)知與利用，此時(shí)信貸約束并非阻礙家庭優(yōu)化資產(chǎn)組合的關(guān)鍵因素。

表5 信貸約束影響的區(qū)域間差異

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用傾向性得分匹配法，通過(guò)構(gòu)造“反事實(shí)”對(duì)前文的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。同時(shí)，通過(guò)替換核心變量進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，本文還將采用2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)信貸約束的影響進(jìn)行再驗(yàn)證。

(一)傾向得分匹配法

具體來(lái)說(shuō)，將受到信貸約束的家庭與沒(méi)受到信貸約束家庭進(jìn)行合理匹配，計(jì)算出實(shí)驗(yàn)組和控制組的ATT，并采用一對(duì)一匹配、近鄰匹配、核匹配、局部線性匹配、半徑匹配及馬氏匹配6種不同的方法進(jìn)行匹配，如表6所示。首先，將信貸約束作為一個(gè)整體來(lái)考察，6種匹配方法得到的ATT均顯著為負(fù)，這表明信貸約束會(huì)對(duì)家庭資產(chǎn)組合的有效性產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，且在1%置信水平下顯著，這與前文結(jié)論一致。接著，將信貸約束分為需求型信貸約束與供給型信貸約束，重新進(jìn)行匹配與比較。從需求型信貸約束來(lái)看，6種匹配方法的結(jié)果具有一致性，其ATT均顯著為負(fù)，且在1%置信水平下顯著，表明需求型信貸約束會(huì)顯著降低家庭投資組合的有效性。從供給型信貸約束來(lái)看，除了一對(duì)一匹配以外，其余5種匹配方法得出的ATT均顯著為負(fù)，整體來(lái)看也驗(yàn)證了供給型信貸約束會(huì)顯著降低家庭投資組合有效性的結(jié)論。

表6 PSM回歸結(jié)果

續(xù)上表

(二)替換核心自變量

考慮到不同學(xué)者對(duì)信貸約束的度量方式不同，進(jìn)一步借鑒Cardak等[9]的度量方式，從信用卡的角度重新對(duì)信貸約束進(jìn)行定義。具體而言，如果受訪家庭沒(méi)有信用卡的原因是“沒(méi)有還款能力”或者“愿意使用，但申請(qǐng)被拒”，則定義為受到信貸約束。替換變量后重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7所示，與前文結(jié)果一致。

表7 替換自變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)更換數(shù)據(jù)

前文已用2013年的數(shù)據(jù)對(duì)信貸約束的影響進(jìn)行了詳細(xì)分析，現(xiàn)采用2017年的問(wèn)卷數(shù)據(jù)對(duì)信貸約束的影響進(jìn)行再驗(yàn)證。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)清理后，共得到39 337個(gè)樣本，重新運(yùn)用Heckman兩步法進(jìn)行回歸，如表8所示。結(jié)果顯示，信貸約束的存在會(huì)顯著降低家庭投資組合有效性，與前文一致，表明結(jié)果穩(wěn)健。

表8 更換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

本文基于CHFS的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Heckman兩階段模型，全面研究了信貸約束對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭資產(chǎn)組合有效性的影響，不僅從整體上考察了信貸約束對(duì)家庭資產(chǎn)組合有效性的影響，還從信貸供給與需求兩方面考察了不同類型信貸約束的作用差異，以及信貸約束在城鄉(xiāng)間和區(qū)域間的影響差異。

主要有以下結(jié)論：信貸約束對(duì)家庭資產(chǎn)組合有效性有顯著的負(fù)向影響。進(jìn)一步來(lái)看，由銀行信貸配給導(dǎo)致的供給型信貸約束及由借貸需求者“無(wú)信心申貸”導(dǎo)致的需求型信貸約束均會(huì)顯著降低家庭資產(chǎn)組合的有效性。相較而言，需求型信貸約束對(duì)家庭資產(chǎn)組合有效性的負(fù)向影響程度更大。由借貸需求者風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避或認(rèn)知偏差等原因造成的“無(wú)自信”特征會(huì)延伸到家庭資產(chǎn)配置決策，抑制其對(duì)金融產(chǎn)品的投資需求，從而更大程度地影響家庭資產(chǎn)的有效配置。此外，信貸約束對(duì)資產(chǎn)組合有效性的負(fù)向影響僅在城鎮(zhèn)家庭和中東部地區(qū)的家庭中顯著存在，在農(nóng)村家庭和西部地區(qū)的家庭中并不顯著存在。

基于上述結(jié)論，得到如下政策啟示：

第一，完善金融市場(chǎng)體系，改善信貸市場(chǎng)環(huán)境。構(gòu)建多層次、覆蓋廣的金融市場(chǎng)體系，推動(dòng)金融工具創(chuàng)新，促進(jìn)金融工具多樣化發(fā)展，為家庭獲得信貸支持創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。

第二，增加銀行信貸供給，提升信貸服務(wù)水平。鼓勵(lì)銀行等金融機(jī)構(gòu)完善貸款甄別機(jī)制，加強(qiáng)機(jī)構(gòu)間協(xié)作，拓寬信貸供給渠道，縮減貸款審批程序，提升正規(guī)金融的服務(wù)能力。

第三，強(qiáng)化家庭金融教育，增強(qiáng)居民風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)。鼓勵(lì)城鄉(xiāng)居民家庭多渠道了解金融信貸知識(shí)，加強(qiáng)其獲取信貸資金的能力，進(jìn)而有效提升其家庭資產(chǎn)配置效率。同時(shí)，加大金融風(fēng)險(xiǎn)宣傳，提升居民風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力，鼓勵(lì)家庭適度參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。