周弘　史劍濤

摘要：基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)，本文針對信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的效果及作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：信貸約束與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的廣度和深度之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，相較于受到非正規(guī)信貸約束的家庭，正規(guī)渠道的信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的抑制作用更加明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束主要通過提高風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平、降低未來預(yù)期兩個(gè)渠道抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。分樣本的異質(zhì)性回歸結(jié)果也表明：信貸約束對于高收入水平家庭、城市家庭以及東部家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用更強(qiáng)或者更加顯著，同時(shí)這一抑制效果也受到家庭的金融素養(yǎng)水平的影響，金融素養(yǎng)水平越高的家庭，信貸約束對于其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制程度越低。最后，文章建議：大力發(fā)展普惠金融、完善收入分配制度以及積極開展金融知識教育。

關(guān)鍵詞：信貸約束;家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與;風(fēng)險(xiǎn)厭惡;未來預(yù)期;異質(zhì)性回歸

文章編號：;中圖分類號：F830;文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

隨著我國資本市場的不斷發(fā)展，居民參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的熱情不斷高漲?！吨袊鴩屹Y產(chǎn)負(fù)債表（2018）》數(shù)據(jù)顯示，近年來，股票已經(jīng)成為居民繼儲蓄存款之后的金融資產(chǎn)選擇對象。然而與儲蓄存款的比重相比，以股票為代表的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)仍然呈現(xiàn)出較為明顯的“有限參與”特征。這表明現(xiàn)實(shí)中仍然存在較多因素阻礙著居民持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)水平的進(jìn)一步提升，其中較為突出的是信貸約束問題。而2014年發(fā)布的《中國家庭金融調(diào)查報(bào)告2014》報(bào)告表明：在中國，大約58.9%有信貸需求的家庭受到了不同程度的信貸約束。說明我國的信貸市場建設(shè)并不完善，仍然存在著各式各樣的市場摩擦，導(dǎo)致部分居民不能充分的利用借貸行為來平衡各期的消費(fèi)及投資安排。更具體的來說，借貸是基于未來收入獲得資金以實(shí)現(xiàn)當(dāng)期消費(fèi)或者投資現(xiàn)值最大化的行為，而投資指的是犧牲當(dāng)期效用以實(shí)現(xiàn)未來收入最大化的一種資產(chǎn)跨期配置行為。研究表明，家庭能否有效的進(jìn)行資產(chǎn)跨期配置取決于家庭能否進(jìn)行自由借貸^[1]，那么由此產(chǎn)生的思考是：當(dāng)受到信貸約束時(shí)，是否存在部分家庭為了滿足當(dāng)期的效用，改變原定的資產(chǎn)跨期配置計(jì)劃，即減少參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資呢？

事實(shí)上，家庭是否受到信貸約束對其風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與行為具有十分顯著的影響。一方面，信貸約束會增加居民對風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度，并且隨著風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的不斷上升，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性會更低。^[2]另一方面，信貸約束的存在，降低了家庭對未來的預(yù)期，同時(shí)增加了家庭產(chǎn)生資金短缺風(fēng)險(xiǎn)的概率，從而激發(fā)出強(qiáng)烈的危機(jī)意識和預(yù)防意識，導(dǎo)致家庭會更傾向于持有無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以保證當(dāng)期的消費(fèi)，減少了對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。^[3]在上面兩條影響路徑分析的基礎(chǔ)上，本文將要重點(diǎn)關(guān)注的是不同家庭間影響效果的差異及原因。此外，由于收入水平^[4]、金融素養(yǎng)水平^[5]等個(gè)體特征的不同，家庭信貸受限的概率也存在著明顯的差異，那么信貸約束對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的抑制效果在不同家庭之間如何表現(xiàn)？形成原因是怎樣的？帶著以上的問題，本文將基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從信貸約束視角，試圖找出中國家庭對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)“有限參與”的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并根據(jù)研究結(jié)論為家庭更有效地進(jìn)行資產(chǎn)跨期配置提出合理化的建議。

一、文獻(xiàn)綜述

國際上針對信貸約束的通用定義是指：在現(xiàn)有條件下，信貸需求主體因受到限制，無法以零成本或者低成本獲得理想數(shù)額的信貸資金，出現(xiàn)自身信貸需求無法得到滿足的現(xiàn)象。學(xué)者對于信貸約束最先的研究是其被運(yùn)用于消費(fèi)領(lǐng)域，Hayashi利用截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)信貸約束使得消費(fèi)對短期收入的變動更加敏感，從而當(dāng)短期收入變化時(shí)，家庭消費(fèi)支出也隨之波動變化。^[6]而近年來隨著居民財(cái)富的不斷積累，家庭消費(fèi)在得到滿足后，產(chǎn)生了較多的投資需求，故學(xué)者們基于信貸約束與家庭消費(fèi)的研究，進(jìn)一步考察其對于家庭投資決策的影響。

風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資作為家庭重要的投資決策。主要面臨的是兩個(gè)方面的考慮：是否參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，以及配置的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例是多少，分別體現(xiàn)了家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的廣度與深度。針對影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的因素而言，以往學(xué)者較多的從金融素養(yǎng)^[7]，財(cái)富水平^[8]以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度^[9]進(jìn)行了探究。

而對于信貸約束是如何影響到家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的，Markowitz的投資組合理論做出了一定的解釋。該理論指出，在相同的風(fēng)險(xiǎn)水平上投資者對于投資組合的選擇，目的是實(shí)現(xiàn)自身收益最大化，而國外學(xué)者Campbell&Cocco研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)投資者受到了信貸約束時(shí)，其對投資組合的選擇受到了信貸約束對效用的負(fù)面影響。^[10]同時(shí)，國內(nèi)學(xué)者呂學(xué)良和吳衛(wèi)星也研究發(fā)現(xiàn)，投資組合的選擇取決于投資者是否受到信貸約束的影響，在相同的風(fēng)險(xiǎn)水平上，信貸約束降低了投資者參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率和其愿意持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)份額。^[11]進(jìn)一步地，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)信貸約束產(chǎn)生原因的不同，會使家庭投資決策呈現(xiàn)出較大的差異性。Paxson研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)信貸約束是外生的，會迫使投資者持有較多流動性高的低風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)，而當(dāng)信貸約束是內(nèi)生時(shí)（受利率影響），投資者將會持有較多的非流動性資產(chǎn)，因?yàn)樗鼈兛梢杂米鲑J款抵押的資產(chǎn)，降低未來受到信貸約束的可能性。^[12]而Hassapis & Haliassos研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束無論是來源于收入水平還是抵押資產(chǎn)價(jià)值，都顯著影響了家庭的投資組合，當(dāng)居民不能通過低利率借入資金然后投資于高預(yù)期收益的股票時(shí)，將導(dǎo)致其縮減持有的股票規(guī)模。^[13]同時(shí)，如果存在較高交易成本，受到信貸限制的家庭傾向于將風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和非流動性資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為流動性和安全性更高的資產(chǎn)。^[14]此外，國內(nèi)學(xué)者王聰和田存志也基于中國家庭微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：信貸約束增加了家庭的借貸成本，因此家庭為了滿足自身的消費(fèi)需求會更愿意參與儲蓄，從而降低了家庭參與股市的可能性。^[15]

基于上述文獻(xiàn)分析，可以認(rèn)為信貸約束確實(shí)顯著抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿，但過往學(xué)者所研究的信貸約束主要是指金融機(jī)構(gòu)提供的正規(guī)信貸約束，較少的考察非正規(guī)信貸約束對于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響。而基于我國國情，目前的信貸市場包含了正規(guī)金融借貸與非正規(guī)的民間信貸，非正規(guī)信貸對于正規(guī)金融信貸補(bǔ)充的作用不可忽視。在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本文試圖從以下三個(gè)方面進(jìn)行改進(jìn)和完善：（1）將信貸約束分為正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束，探究不同渠道的信貸約束對于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響是否存在顯著差異。（2）不僅關(guān)注了信貸約束對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響效果，也進(jìn)一步探究信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的作用渠道。（3）在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，分家庭收入水平、所在地域以及金融素養(yǎng)水平三個(gè)樣本，考察信貸約束的影響是否存在明顯的異質(zhì)性。下面展示的是基于本文的研究目的，在現(xiàn)有理論基礎(chǔ)上提出的四點(diǎn)假設(shè)。

在我國信貸市場發(fā)展壯大的過程中，既存在銀行等金融機(jī)構(gòu)提供的正規(guī)信貸，也出現(xiàn)了民間或個(gè)人之間的非正規(guī)信貸，王定祥等研究發(fā)現(xiàn)，只有家庭無法從正規(guī)渠道獲得信貸支持時(shí)，才會選擇從親戚朋友等的熟人渠道進(jìn)行借貸^[16]，但也因?yàn)榇祟惤栀J主要存在于熟人之間，且數(shù)額較少，并不能滿足家庭實(shí)際的信貸需求。^[17]因此可以認(rèn)為，相對于非正規(guī)支持，正規(guī)的信貸支持對于緩解家庭信貸約束的影響效果更加明顯，故可以提出假設(shè)如下：

假設(shè)1：相較于非正規(guī)信貸約束，受正規(guī)信貸約束的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性會更低，并且傾向于配置較少的比例。

研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束與家庭的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避態(tài)度呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而隨著風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度的提高，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性會大大降低。^[18]此外，信貸約束是導(dǎo)致家庭未來預(yù)期降低的重要因素之一， John F Muth在1961年提出的合理預(yù)期理論指出，投資者對預(yù)期的判斷影響著其做出的經(jīng)濟(jì)決策，當(dāng)家庭對未來的預(yù)期下降時(shí)，更愿意參與一些安全性高的無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，降低了對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。由此認(rèn)為改變“風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度”和影響“未來預(yù)期”可能是信貸約束影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的重要渠道，故提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：信貸約束主要通過提高居民風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平、降低家庭未來預(yù)期兩個(gè)渠道來抑制家庭對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與。

史清華和陳凱研究發(fā)現(xiàn)，中高收入水平家庭的借貸主要用于生產(chǎn)經(jīng)營以及投資，而對于低收入的人群來說，借貸的目的是為了滿足一些生活類消費(fèi)。^[19]此外，高收入的家庭不僅僅風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較低，同時(shí)又可以較方便地獲得成本高昂的信息，所以參與風(fēng)險(xiǎn)投資的意愿較高。^[20]故對于原本就很少參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的低收入家庭而言，信貸受限與其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)并無直接關(guān)系。故提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：信貸約束對高收入水平家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用更加明顯。

Lusardi等研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人的信用水平與金融素養(yǎng)顯著正相關(guān)^[21]，即金融素養(yǎng)水平較高的居民往往會有良好的信用，因此信用水平越高的居民比較容易通過銀行貸款資格的審查，受到正規(guī)信貸約束的可能性越低。同時(shí)，金融素養(yǎng)水平的提高增加了投資獲利的可能性，從而產(chǎn)生了一種持有更多風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的激勵(lì)。^[22]因此可以提出假設(shè)：

假設(shè)4：信貸約束對金融素養(yǎng)水平較低家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制效果更顯著。

本文接下來的安排如下，第三部分是介紹本文研究所采用的計(jì)量模型和數(shù)據(jù)，并對選擇的相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)說明;第四部分是檢驗(yàn)不同渠道的信貸約束對中國家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)抑制作用的強(qiáng)弱關(guān)系;第五部分探究了信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的作用機(jī)制以及進(jìn)行相關(guān)的內(nèi)生性檢驗(yàn)，第六部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，將家庭按照收入水平、地域和金融素養(yǎng)水平分組回歸，考察信貸約束對于不同家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制效果是否存在明顯的異質(zhì)性。最后的部分是文章的研究結(jié)論和政策啟示。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文研究數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的數(shù)據(jù)，CFPS是面向全國25個(gè)省份開展的大型綜合類調(diào)查，項(xiàng)目從2010年開始，每隔兩年進(jìn)行一次追蹤回訪。2014年共調(diào)查了13946戶家庭，獲得了其家庭經(jīng)濟(jì)情況、人口統(tǒng)計(jì)情況等各方面詳細(xì)信息。

本文研究的是信貸約束對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響。故按照如下思路篩選樣本：首先通過問題“家庭的投資決策由誰說了算？”找出每個(gè)家庭的投資決策者，將其個(gè)人信息與其家庭特征相匹配，并剔除無效的數(shù)據(jù)，最終得到5657個(gè)有效的樣本。下面是研究變量選擇的說明：

1.被解釋變量。本文中被解釋變量是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例，分別體現(xiàn)了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的廣度與深度。參考尹志超等的做法^[7]，其中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)主要是指股票、基金等，而無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期存款等。結(jié)合CFPS問卷的特點(diǎn)，如果家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中的任意一種，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與變量就取值為1，否則為0。而對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例變量，其含義是持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)價(jià)值與金融資產(chǎn)總價(jià)值的比例，取值范圍為0-1。

2.解釋變量。本文選取的核心解釋變量為信貸約束，同時(shí)也進(jìn)一步劃分為正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束。在以往的文獻(xiàn)中，學(xué)者們廣泛采用直接法對微觀家庭信貸約束情況進(jìn)行測度，該方法主要是通過問卷調(diào)查的形式，誘導(dǎo)透露關(guān)于自身家庭的信貸需求情況。^[23]對應(yīng)到CFPS問卷中，根據(jù)“您家借款金額較大時(shí)，有沒有被拒的經(jīng)歷”和“如果有被拒的經(jīng)歷，是被誰拒絕過”兩個(gè)進(jìn)行篩選，將借款存在被拒經(jīng)歷的家庭視為受到信貸約束，變量取值為1，否則為0。其中，本文還進(jìn)一步將被銀行和非銀行正規(guī)金融機(jī)構(gòu)拒絕過信貸需求的家庭視為存在正規(guī)信貸約束，記為1，否則為0;將被親戚、朋友以及民間借貸機(jī)構(gòu)拒絕過信貸需求的家庭視為存在非正規(guī)信貸約束，記為1，否則為0。

3.控制變量。參照以往文獻(xiàn)，本文的控制變量為年齡、性別（1表示男性，0表示女性）、婚姻（1表示已婚，0表示未婚等其他情況）、受教育年限（取值為0-22）、主觀健康評價(jià)（取值為1-5，得分越高即主觀認(rèn)為越健康）、人情禮金支出（用一年內(nèi)送出的人情禮金總額表示）、住房擁有情況（房屋的所有權(quán)是否屬于本人，屬于記為1，其他記為0）。

4.描述性統(tǒng)計(jì)分析。從表1可以看出，樣本中有5%的家庭參與了風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，且持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比例也僅為2%，說明我國家庭對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)“有限參與”現(xiàn)象很明顯。有大約29%的家庭存在信貸約束的情況，其中，受到非正規(guī)信貸約束的家庭為26%，存在正規(guī)信貸約束的家庭為3%。非正規(guī)信貸約束遠(yuǎn)大于正規(guī)信貸約束，也反應(yīng)了我國目前的非正規(guī)信貸渠道并不暢通，可能是由于存在較大信息不對稱性。樣本的平均年齡為49歲，此外，樣本87%的家庭都有婚姻較為美滿，投資決策行為由男性主導(dǎo)的家庭占比為56%，其平均受教育年限為7.9年，擁有自住房的家庭占比84%，人情禮金支出均值為3740元，標(biāo)準(zhǔn)差為5588，不同家庭的禮金支出差異較大，幸福感得分為7.5，各方面數(shù)據(jù)體現(xiàn)了我國居民家庭整體生活質(zhì)量較高，與實(shí)際情況基本相吻合。

（二）模型設(shè)計(jì)

本文首先探究信貸約束對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與廣度的影響，由于家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)為二元變量，采用OLS估計(jì)會存在較大偏誤，故采用Probit模型，具體模型如下：

其中被解釋變量風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與變量，等于1表示家庭至少持有了1種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，否則為0，是家庭是否受到信貸約束的變量，同時(shí)進(jìn)一步也分為正規(guī)信貸約束和非正規(guī)信貸約束。指控制變量。

在估計(jì)信貸約束對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例的影響時(shí)，因大部分家庭的配置比例為0，故將采用左截?cái)帱c(diǎn)為0的Tobit模型：

其中表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例，取值范圍為，是潛在變量，即風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)價(jià)值與金融資產(chǎn)總價(jià)值比例的觀測值，其他變量含義與式（1）中相同。

三、實(shí)證分析

表2描述了信貸約束以及其他控制變量對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的估計(jì)結(jié)果（展示的均為邊際效應(yīng)）。其中，第I-III列中展示的是信貸約束以及細(xì)分的正規(guī)、非正規(guī)信貸約束對于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與廣度的影響，第IV-VI列中展示了信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)深度的影響?？梢钥闯?，信貸約束對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的邊際影響為-0.0232，而對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的邊際影響為-0.0122，均在1%的水平上顯著，即相對于信貸可得的家庭，信貸受限的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率降低了2.32%。配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例降低了1.22%。緊接著，本文也考察了不同渠道的信貸約束對于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的影響，結(jié)果表明，正規(guī)信貸約束對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響遠(yuǎn)大于非正規(guī)信貸約束，可認(rèn)為受到正規(guī)信貸約束的家庭，其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的可能性比受到非正規(guī)信貸約束的家庭更低，并且受到正規(guī)信貸約束的家庭傾向于配置較少的比例，驗(yàn)證了假設(shè)1。對此可能的解釋是，與非正規(guī)渠道的借貸相比，正規(guī)渠道的信貸更多的是參與生產(chǎn)和投資。^[24]

最后，本文也考察了對于其他控制變量對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的影響，下面也將做一個(gè)說明：年齡平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明年齡與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與之間存在為“倒U”型關(guān)系，即隨著投資決策者年齡的增加，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性先上升后下降，與生命周期相符;當(dāng)女性決定最終的投資決策時(shí)，其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的意愿更大;受教育程度與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)概率成正比，這可能是因?yàn)槭芙逃潭仍礁?，金融知識積累的也相對較多，對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的認(rèn)知更深刻;此外，人情禮金支出與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)存在顯著正相關(guān)關(guān)系，究其原因，可能是人情支出代表了家庭擁有的社會資本，社會資本能基于社會網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)寬家庭的信息渠道，通過資源共享、風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)等方式促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置。^[25]

四、影響機(jī)制探究與內(nèi)生性討論

根據(jù)上文的研究結(jié)果，可以認(rèn)為信貸約束一定程度上抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿。但對于信貸受限的家庭究竟為什么會降低對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與，其中的作用渠道還并不得知。有研究表明，信貸約束增加了家庭對于風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避程度。^[2]而當(dāng)家庭具有較高的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度時(shí)，會降低持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。^[26]此外，信貸約束增加了家庭未來收入的風(fēng)險(xiǎn)，降低了家庭對未來的預(yù)期，當(dāng)家庭預(yù)計(jì)未來的收入和流動性風(fēng)險(xiǎn)增加時(shí)，更愿意參與一些安全性和流動性高的無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，降低了對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。^[27]故下面將探究信貸約束是否是通過改變“風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度”和影響“未來預(yù)期”來抑制家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與。同時(shí)也需要說明的是，因信貸約束對于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)廣度和深度的影響效果具有相似性，下文僅采用“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與”作為因變量進(jìn)行探究。

（一）改變“風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度”渠道的檢驗(yàn)

為了探究信貸約束是否是通過提高投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，進(jìn)而降低了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿。文章首先引入“風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量”，根據(jù)CFPS問卷中的問題“您家投資時(shí)，您愿意承擔(dān)多大的風(fēng)險(xiǎn)？”將回答中的“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”、“低風(fēng)險(xiǎn)”、“適中風(fēng)險(xiǎn)”和“高風(fēng)險(xiǎn)”依次取值為1-4，值越大代表風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越大，并將取值為1和2的投資者統(tǒng)稱為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型投資者。 ^[28]表3描述了家庭在信貸是否受限條件下風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的表現(xiàn)以及他們風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與率，從表中可以看出，在家庭受到信貸約束時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型投資者所占比例較高，同時(shí)，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與率較低。

然后我們開始檢驗(yàn)信貸約束對于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響效果，最后在式（1）的基礎(chǔ)上加入風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量進(jìn)行回歸，如果在控制風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量后，信貸約束對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的估計(jì)系數(shù)仍然高度顯著，且系數(shù)值大小有變化，就能說明信貸約束能通過影響家庭投資決策者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與。

表4描述了估計(jì)結(jié)果。其中，第I列的估計(jì)結(jié)果表明：信貸約束與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量之間在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即受到約束的家庭，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高。第II列的估計(jì)結(jié)果表明，在沒有控制風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量時(shí)，信貸約束對于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響系數(shù)為-0.3171，在1%的水平上顯著。而第III列的結(jié)果顯示，在控制風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一變量后，信貸約束對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的影響系數(shù)為-0.3005。通過對比可以發(fā)現(xiàn)：在控制投資者風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量后，信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響系數(shù)增大了，同時(shí)又由于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量的估計(jì)系數(shù)為顯著正，與假設(shè)2相一致，即信貸約束通過提高風(fēng)險(xiǎn)厭惡這一渠道降低了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿。

（二）影響“未來預(yù)期”的渠道檢驗(yàn)

依據(jù)公司金融的理論，當(dāng)企業(yè)面臨信貸約束時(shí)，其愿意對外投資的可能性會下降，進(jìn)而會相應(yīng)調(diào)低對未來的預(yù)期。^[29]作為與企業(yè)相似的微觀經(jīng)濟(jì)主體，家庭也面臨著同樣的困境，即由于信貸約束導(dǎo)致未來預(yù)期的不足。為了考察信貸約束是否通過降低家庭未來預(yù)期，進(jìn)而抑制風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與這一渠道。本文先引入“未來預(yù)期”這一變量，參考朱信凱的做法^[30]，借用家庭對未來的信心程度來間接反應(yīng)家庭對未來的預(yù)期，對應(yīng)到CFPS問卷中，根據(jù)問題“你對未來的信心程度如何？”，將受訪者的回答分為“信心較弱、信心一般和信心較強(qiáng)”三組。表5描述了家庭在信貸是否受限條件下對未來預(yù)期的表現(xiàn)以及他們風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的概率，通過表格可以看出，在受到信貸約束時(shí)，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率較低，同時(shí)，對未來信心較弱的家庭所占的比例也較高。

然后，我們分組考察信貸約束對于不同組別家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響效果。表6的估計(jì)結(jié)果表明，隨著投資者對未來信心程度的增加，信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的抑制作用越小。這個(gè)結(jié)果有力的支持了假設(shè)2，即家庭對未來的預(yù)期越低，信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的抑制作用就更加明顯。

（三）內(nèi)生性討論

從實(shí)證研究的角度來看，信貸約束變量可能存在內(nèi)生性問題，一方面，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資往往具有較大的風(fēng)險(xiǎn)，而正規(guī)金融機(jī)構(gòu)或者民間個(gè)人在放貸時(shí)首先考慮的就是資金的安全性，導(dǎo)致投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的家庭更容易發(fā)生信貸受限的情況，另一方面，可能存在一些無法觀測但是與信貸約束相關(guān)的因素，這些外在因素可能也會對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生一定的影響。為了解決可能存在的內(nèi)生性問題，參考尹志超的做法^[31]，本文選取除戶主外同一社區(qū)其他家庭受到信貸約束的平均值作為工具變量。這是因?yàn)橐话銇碚f，同一社區(qū)內(nèi)部家庭的收入水平和經(jīng)濟(jì)狀況往往具有較高的一致性，而家庭經(jīng)濟(jì)狀況也與信貸約束狀況顯著相關(guān)。^[27]同時(shí)，同一個(gè)社區(qū)的家庭對于金融服務(wù)的可得性基本一致，進(jìn)而可以得出社區(qū)內(nèi)的各個(gè)家庭面臨著相同的信貸約束狀況。^[31]基于以上，可以認(rèn)為處于同一社區(qū)的家庭受信貸約束的平均程度與單個(gè)家庭的信貸約束狀況正相關(guān)，滿足工具變量相關(guān)性的標(biāo)準(zhǔn);此外，這一平均值并不能直接影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿，也滿足了工具變量外生性的原則，下文還將對此進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。

表7給出了基于兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，通過觀察第I和II列中估計(jì)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)信貸約束變量仍在1%的水平上顯著為負(fù)，可以認(rèn)為也驗(yàn)證了前文的結(jié)論是穩(wěn)健的，同時(shí)，本文也對工具變量的選擇的合理性進(jìn)行了檢驗(yàn)，其中Wald檢驗(yàn)的結(jié)果在1%的水平上顯著，證明了信貸約束變量與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)之間確實(shí)存在內(nèi)生性問題。同時(shí)，一階段回歸方程的F值為164.44，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10%偏誤水平下的臨界值為16.38^[32]，拒絕了弱工具變量的假設(shè)。表明選擇去除本家庭后同一社區(qū)家庭受到信貸約束的平均值工具變量是合理的，信貸約束確實(shí)顯著地抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的深度和廣度。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)：分樣本的異質(zhì)性分析

（一）按照收入水平分組后的異質(zhì)性分析

首先我們按照家庭年收入水平多少，將總體家庭樣本分為高收入、中等收入以及低收入家庭，各組家庭人數(shù)分別占據(jù)樣本的三分之一。表8描述了按照收入水平多少分組后，信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，僅僅對于高收入家庭，信貸約束變量的估計(jì)系數(shù)是顯著為負(fù)的。即表明信貸約束會顯著降低高收入水平家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿，但對于中低收入家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)并不會產(chǎn)生顯著影響。對此可能的解釋是，中低收入水平家庭參與信貸的往往是用于滿足蓋房子、繳學(xué)費(fèi)等生存性消費(fèi)^[33]，且由于承受投資損失的能力較弱，使用信貸時(shí)首先會考慮的是自身的收入能不能滿足借貸所需要付出的利息成本^[34]，所以較少利用借貸去參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資;而高收入家庭更擅長運(yùn)用信貸來平滑消費(fèi)或者借貸投資，并且其對于流動性約束的認(rèn)知更為深刻。所以當(dāng)信貸受限時(shí)，高收入家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與意愿會顯著降低。

（二）按照地域分組后的異質(zhì)性分析

基于我國城鄉(xiāng)和區(qū)域金融發(fā)展不平衡的背景，下面將檢驗(yàn)信貸約束對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響是否存在地域異質(zhì)性。表9分別給出了按城鄉(xiāng)分組和按照地區(qū)分組①后，信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的估計(jì)結(jié)果，可以看出：在城鄉(xiāng)分組中，信貸約束對于城鎮(zhèn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響更為明顯，按照區(qū)域分組發(fā)現(xiàn)，信貸約束對東部家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制程度更大。究其原因，可能是對于農(nóng)村和中西部家庭來說，因家庭的經(jīng)濟(jì)條件受到限制，原本就較少地進(jìn)行借貸與投資。而東部和城市地區(qū)因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高、金融市場建設(shè)較為完善，使得家庭對于信貸的使用更為合理、對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的認(rèn)知也較為全面，所以當(dāng)信貸受限時(shí)，城市和東部地區(qū)家庭降低參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性大于農(nóng)村、中西部家庭。

（三）按照金融素養(yǎng)水平分組后的異質(zhì)性分析

有研究表明，居民參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿取決于居民的金融素養(yǎng)水平，其水平越高，投資意愿就越強(qiáng)，其投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的金額也越大，甚至通過借貸來參與金融投資。^[23]那么，對于不同金融素養(yǎng)水平的群體，信貸約束對其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響是否會存在差異性呢？因此，下面將引入“金融素養(yǎng)水平”變量，對于居民金融素養(yǎng)水平的測量，本文參考Guiso&Paiella^[35]的做法，通過正確回答問題的個(gè)數(shù)進(jìn)行評價(jià)。對應(yīng)到CFPS中的問題，基于受訪者對“利率”、“通貨膨脹率”和“風(fēng)險(xiǎn)”三方面問題的回答情況來評價(jià)其金融素養(yǎng)水平，統(tǒng)計(jì)回答正確的題目個(gè)數(shù)，記為金融素養(yǎng)水平。然后初步進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)樣本中居民的金融素養(yǎng)水平的均值為1.5，故將0和1分的居民視為低金融素養(yǎng)水平，將2和3分的居民視為高金融素養(yǎng)水平。

表10給出了按照金融素養(yǎng)水平分組后的信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，無論是否控制變量，因投資決策者的金融素養(yǎng)水平不同，信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響效果而存在較大的異質(zhì)性。主要變現(xiàn)是：相較于高金融素養(yǎng)水平投資者，低金融素養(yǎng)水平家庭受到信貸約束時(shí)，其降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的可能性更大，驗(yàn)證了假設(shè)4的猜想。這可能是因?yàn)椋?dāng)投資者金融素養(yǎng)水平較高時(shí)，其參與金融活動也較為自信，主要體現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好程度較高^[36]，同時(shí)金融素養(yǎng)水平的提高增加了投資獲利的可能性，使得信貸約束對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的阻礙作用得到一定程度地緩解。所以相對于金融素養(yǎng)水平較低的投資者，信貸約束對金融素養(yǎng)較高的投資者參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響較小，當(dāng)其信貸受限時(shí)，也可能會通過其他方式參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查2014年的數(shù)據(jù)，對信貸約束影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的效果及作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：信貸約束與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的廣度和深度之間存在了顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即受到信貸約束的家庭，其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的意愿較低，并且只愿意配置較低的比例。同時(shí)，分不同信貸約束的渠道考察，發(fā)現(xiàn)相較于受到非正規(guī)信貸約束的家庭，正規(guī)的信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用更加明顯。此外，本文也考慮到信貸約束與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與之間可能存在內(nèi)生性的問題，在選取除戶主外同一社區(qū)其他家庭受到信貸約束的平均值作為工具變量后重新估計(jì)，原結(jié)論仍然穩(wěn)健。進(jìn)一步地，本文還探究了其中具體的影響渠道，發(fā)現(xiàn)信貸約束主要通過提高風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平、降低家庭未來預(yù)期兩個(gè)渠道抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。最后，在分樣本的異質(zhì)性分析部分得到了更加豐富的結(jié)論：信貸約束對于高收入水平家庭、城市家庭以及東部家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用更強(qiáng)或者更加顯著，同時(shí)這一抑制效果也受到家庭金融素養(yǎng)水平的影響，家庭的金融素養(yǎng)水平越高，信貸約束對于其參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的抑制作用越小。

基于本文研究結(jié)論，本文提出以下三點(diǎn)啟示與政策建議：

第一，正規(guī)信貸約束對家庭參與風(fēng)險(xiǎn)投資的抑制作用最為顯著，故政府應(yīng)繼續(xù)大力推進(jìn)普惠金融戰(zhàn)略，積極完善個(gè)人的征信系統(tǒng)，并基于互聯(lián)網(wǎng)大數(shù)據(jù)等渠道降低貸款審批中的信息不對稱，真正地提高正規(guī)金融信貸的可得性。同時(shí)也要積極改善落后的金融環(huán)境，保證正規(guī)信貸供求的渠道暢通，此外，政府應(yīng)正確的引導(dǎo)民間金融發(fā)展，為正規(guī)金融起到積極的補(bǔ)充。

第二，財(cái)富和收入水平較高的家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)時(shí)才會受到信貸約束的影響，其中的原因很可能是由于借貸是存在利息成本的，所以導(dǎo)致低收入家庭即使在信貸可得的情況下也并不會通過借貸來進(jìn)行投資理財(cái)。故政府應(yīng)該積極推進(jìn)個(gè)人所得稅改革，并通過轉(zhuǎn)移支付保障低收入家庭的生活質(zhì)量，在提高家庭收入預(yù)期的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)投資的意愿。

第三，信貸受限導(dǎo)致家庭對風(fēng)險(xiǎn)厭惡的增加，較高的金融素養(yǎng)水平能緩解信貸約束對于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的負(fù)面作用，故政府應(yīng)大力開展消費(fèi)者金融教育。金融機(jī)構(gòu)在開展金融知識培訓(xùn)時(shí)，也要對家庭是否存在信貸約束進(jìn)行識別，并按照其風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)行分類，針對不同家庭設(shè)計(jì)和開展不同的金融教育模式;對于家庭來說，也要根據(jù)自身在金融投資中存在的問題，有目的的向金融機(jī)構(gòu)以及其它一些開展金融教育普及活動的網(wǎng)絡(luò)平臺尋求幫助。

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How do credit constraints affect household risk asset participation？

-- Evidence from CFPS data

ZHOU Hong，? SHI Jian-tao

（School of Finance， Anhui University of Finance&Economics， Bengbu， Anhui233030， China）

Abstract： Based on the data of China Family Panel Studies in 2014， this paper conducts anempirical test on the effect and mechanism of credit constraint on household participation in risk assets. The results show that there is a significant negative correlation between credit constraints and the extent and depth of household participation in risky assets. At the same time， compared with households subject to informal credit constraints， formal credit constraints have a more obvious inhibitory effect on household participation in venture capital investment. Further research shows that credit constraints inhibit household participation in risk assets mainly through the two channels of increasing risk aversion and decreasing future expectations. Heterogeneity of sample regression results also show that the credit constraints for high income family， eastern urban families and families involved in the inhibitory effect of risky assets is stronger or more significantly， at the same time， the inhibition effect is influenced by the family financial literacy level， financial literacy， the higher the family， credit constraints for the lower level of to participate in the suppression of risky assets. Finally， the article suggests that： vigorously develop inclusive finance， improve income distribution system and actively develop financial knowledge education.

Key words：Credit constraints; Participation of household risk assets; Risk aversion; Expectations; Heterogeneous regression

責(zé)任編輯：吳錦丹

（1）需要說明的是，由于西部家庭數(shù)據(jù)的樣本較少，而且考慮到西部與中部的發(fā)展水平差別并不明顯，所以將中部和西部合并為中西部組。