不同類型信貸約束對城鄉家庭儲蓄率的影響

■何維

一、引言

在逆全球化趨勢和新冠疫情影響下，中國宏觀經濟增長面臨較大壓力。2021 年3 月發布的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確指出：“加快培育完整內需體系，深入實施擴大內需戰略，增強消費對經濟發展的基礎性作用，建設消費需求旺盛的強大國內市場?！?/p>

消費作為經濟增長的三駕馬車之一，家庭的儲蓄率處于合理水平，是發揮消費對經濟增長支撐作用的前提。然而，消費與家庭儲蓄具有此消彼長的關系。由于住房、醫療、教育、養老等制度還不夠完善，我國家庭面臨的不確定性較高，進行預防性和目標性儲蓄的動機較強，因此“建設消費旺盛的國內市場”面臨著家庭儲蓄意愿高、消費傾向低的制約。從儲蓄率水平來看，中國家庭儲蓄率在2010 年達到51.33%的歷史高位，近十年雖有下降趨勢，但2021年仍達到46%。圖1顯示了中國、美國、日本和印度四國近二十年的家庭儲蓄率變化趨勢，比較發現中國家庭儲蓄率遠高于歐美發達國家和同等收入水平的發展中國家。高儲蓄率除了與中國的儲蓄文化、購房壓力、子女教育和養老等因素高度相關外，還與中國城鄉家庭面臨的信貸約束緊密相關。

圖1 四國儲蓄率比較

信貸約束在各國都是普遍存在的問題，特別是發展中國家由于金融抑制，正規金融市場存在明顯的利率管制和道德風險問題，導致金融供給不足；民間金融市場則由于利率和交易成本高，抑制了家庭的金融需求。研究表明，日本和美國分別有16%和20%的家庭存在信貸約束。中國金融市場也存在較嚴重的信貸約束，城市中低收入群體和農村家庭較難獲得正規信貸支持。特別是農村地區部分商業銀行退出，農村房產、宅基地、土地等均存在抵押的制度障礙，非正規金融是農戶獲取資金的主要渠道[1]。

從家庭生命周期來看，收入與消費支出常常是錯配的。在家庭成員處于年輕和年老階段時，收入小于支出，只能抑制消費；當家庭成員處于中年階段時，收入大于支出，但由于未來支出的不確定性，預防性儲蓄需求提高，從而壓縮當期家庭消費。同時，由于信息不對稱、城鄉金融發展不平衡、家庭金融素養差異等原因，家庭信貸約束存在顯著的異質性。

整體來看，在當前國內外經濟形勢下，城鄉家庭不同類型的信貸約束對儲蓄率產生異質性影響。如何更有針對性地緩解家庭面臨的信貸約束，充分釋放其消費潛力，培育完整內需體系和建設消費旺盛的國內市場，是值得研究的現實問題。在這一背景下，本文從微觀家庭這一視角，實證研究了不同類型信貸約束對家庭儲蓄率的影響。

二、文獻評述

家庭在資產配置過程中面臨兩個選擇：一是消費與儲蓄的選擇，即通過儲蓄或借貸來平滑家庭消費需求；二是投資組合的選擇，即各類資產的投資比例。這兩個選擇主要通過金融市場來實現。傳統的儲蓄理論認為家庭可以通過市場化的借貸進行資產跨期配置，從而平滑家庭生命周期的消費需求。因而，家庭能否實現資產跨期配置，關鍵取決于其能否通過市場進行自由借貸。當家庭面臨信貸約束時，就難以通過金融市場的借貸進行跨期配置，從而會改變當期的消費和儲蓄行為，最終影響家庭儲蓄率。

信貸約束一般定義為家庭資金短缺時，在融資過程中無法獲得或無法足額獲得資金支持[2]。但在一些文獻中，又將信貸約束稱為流動性約束[3]。家庭信貸約束有多種表現形式，其中因參與農業和工商業生產經營而面臨信貸約束是一種重要形式。信貸約束的識別和度量一直是進行實證研究的難點，也是導致結論差異化的重要原因。目前，學術界主要用直接法和間接法來度量信貸約束強度。直接法主要通過調查問卷獲得家庭參與信貸市場的經驗信息作為信貸約束的度量，比較常見的是直接詢問家庭信貸需求是否得到滿足，或當前利率水平下是否有貸款意愿、是否申請過貸款或申請被拒絕等。而間接法是通過信貸約束產生的結果來反推家庭是否受到信貸約束，其基本思想是在持久收入假說下，認為家庭的消費支出取決于持久收入，而短期收入波動不影響消費支出。在該理論框架下，如果家庭違反持久收入假說，即收入的短期波動影響了消費支出，則說明存在信貸約束。間接法的不足之處是信貸約束只是家庭違背持久收入假說的一個原因。

具體來看，信貸約束產生的原因既與資金供給端的金融機構有關，也與資金需求端的家庭特征相關，因而，Boucher等[4]將其細分為供給型和需求型信貸約束。供給型信貸約束，是指金融機構基于申請者還款能力等因素的考慮，拒絕發放信貸資金，或因信貸資金配給，發放的資金不能滿足家庭的信貸需求。供給型信貸約束產生的原因：一是家庭缺乏抵質押物，缺乏相關增信機制；二是信息不對稱導致的道德風險和逆向選擇，使正規金融機構的供給低于最優信貸額度。供給層面是早期研究家庭信貸約束的主要方向，雖然從結果上反映了家庭的信貸約束，但忽視了需求型信貸約束問題。需求型信貸約束，是家庭主觀認為自己不能獲得貸款而主動放棄申請。Kon等[5]將這種主動放棄的家庭稱為“無信心借款人”。需求型信貸約束產生的原因：一是金融制度的不完善，導致家庭獲得信貸支持的成本較高而主動放棄[6]；二是金融機構的貸款產品與家庭的信貸需求不匹配，貸款申請手續較為煩瑣，存在一定的申請壁壘，從而產生需求壓抑；三是家庭金融知識缺乏，對金融信貸產品不熟悉，對金融可得性存在認知偏差。程郁等[7]認為，正規金融機構過高的交易成本、不完善的信貸配給機制和農戶的風險規避行為等多種因素共同作用，提高了農戶信貸感知成本，并降低了其信貸獲得的預期，產生了需求型信貸約束，需求型和供給型信貸約束都具有明顯的結構性特征。對于不同的城鄉家庭而言，供給型信貸約束和需求型信貸約束兩者并非獨立存在，而是互相影響或兼而有之。本文認為，家庭信貸約束的異質性不僅表現為是否存在信貸約束，更重要的是表現在信貸約束類型和大小的差異上。

影響家庭儲蓄率的因素既與宏觀經濟發展和金融制度有關，如社會保障水平、住房制度、收入分配等；也與微觀家庭經濟和社會特征相關，如社會網絡[8]、金融素養[9]、早年的饑荒經歷[10]、女性勞動參與[11]、成年未婚子女性別[12]。信貸約束是家庭儲蓄率的一個重要影響因素。從現有文獻來看，信貸約束通過制約家庭收入和消費的跨期配置，改變了家庭的風險偏好，進而影響家庭的儲蓄率。直接研究信貸約束對家庭儲蓄率影響的文獻較少。Zeldes[13]認為信貸約束顯著影響了家庭未來收入預期，從而顯著影響了家庭的消費和儲蓄。杭斌等[14]認為收入差距的擴大抑制了家庭消費，但這種抑制作用與信貸約束有關。黃倩等[15]用CHFS數據實證發現，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消費。余泉生等[16]發現信貸約束強度每增加1%，農戶家庭平均生產收入、非基本消費支出和一般資產分別減少61.42元、55.77元和35.01元。曹瓅等[17]認為信貸約束是影響農戶收入的關鍵因素，尤其是正規金融信貸約束減少了低收入農戶的生產收入。同時，面臨信貸約束的家庭，未來收入和支出的不確定性更大，需要持有較多的預防性儲蓄[18]。但劉佳倩等[19]認為信貸約束降低了家庭預防性儲蓄比例。由收入不確定性導致的預防性儲蓄能夠解釋城鄉家庭金融財富積累的20%～30%[20]。家庭即使當前沒有信貸約束，未來預期的信貸約束也會影響其風險金融資產的選擇。綜上，不同學者根據自己的研究目的，選擇不同的變量和模型，得出了差異化的研究結論。

本文的邊際貢獻在于：一是以家庭農業和工商業經營面臨的借貸障礙作為信貸約束的指標，發現了信貸約束對家庭儲蓄率有負向影響；二是進一步將信貸約束細分為供給型、需求型和部分信貸約束幾類，研究其對儲蓄率的異質性影響，發現家庭儲蓄率主要受需求型信貸約束的影響。

三、理論分析與研究假說

關于家庭金融資產選擇的資本資產定價模型和資產組合理論、生命周期理論等，均假設家庭可以通過市場自由獲得資金供給，從而達到優化資產組合和平滑生命周期的目的。然而，在家庭生命周期中，資金的供給平衡是一種偶然狀態，供求不均衡是常態，家庭的消費需求往往和擁有的金融資源在時間上是錯配的。由于信息不對稱和交易成本等因素，信貸約束的存在：一方面，導致家庭不能通過市場獲得（或足額獲得）資金支撐，家庭金融資產組合和平滑消費的目的就難以達到；另一方面，增加了家庭未來的不確定性，改變了家庭的風險偏好，從而影響家庭的消費和儲蓄行為。

整體來看，在普通家庭中，資金往往被當作一種儲蓄性的金融資產，而在參與農業和工商業經營的家庭中，資金往往作為一種生產要素參與生產經營，且與勞動力等其他要素具有一定的比例關系，通過商品流動實現增值。同時，資金作為要素投入，在生產經營各環節費用的結算上具有較強的時效性。當參與生產經營的家庭面臨信貸約束時，更傾向于降低家庭儲蓄來解決資金需求，從而保證生產經營活動的開展，因而這類家庭的資源配置決策與普通家庭相比具有一定的異質性。同時，存在信貸約束的家庭雖然具有增加儲蓄和抑制消費的心理預期，但往往面臨收入更低、收入風險更高以及支出在收入中占比更高的情況，導致家庭可用的儲蓄資源較少，儲蓄率更低。因此，本文提出：

假說1：信貸約束會降低城鄉家庭儲蓄率水平。

信貸約束雖然是國內外家庭普遍存在的問題，但值得注意的是，需求型信貸約束和供給型信貸約束對家庭儲蓄率的影響也有顯著差異。在金融市場發展不完善、金融素養低的地區，需求型信貸約束更普遍。馬涵等[21]發現，農戶受到的需求型信貸約束比供給型信貸約束程度更大。從家庭農業和工商業發展階段的特征和融資來源看，初期資金需求較小且投資風險較高，融資來源主要是家庭內部資金積累。因而，家庭主動放棄申請借款產生的需求型信貸約束，降低了家庭儲蓄率。當發展到一定階段，隨著經營模式的成熟和銷售收入的穩定，家庭要擴大生產規模，更可能向金融機構申請借款。特別是家庭農業和工商業經營規模的擴大，需要多種生產要素的同步增加，資金要素缺乏導致的信貸約束是制約其規模擴大的主要原因。供給型信貸約束的存在使家庭更傾向于維持現有生產規模，避免盲目擴大生產從而占用家庭儲蓄。由此，本文提出：

假說2：不同類型信貸約束對家庭儲蓄率產生差異化影響。

綜上所述，當家庭生產經營活動面臨信貸約束時，通過降低儲蓄率來維持或擴大生產經營，導致家庭的儲蓄率水平下降。進一步地，需求型信貸約束對儲蓄率的負向影響更大。接下來，本文基于微觀數據對上述研究假說進行實證檢驗。

四、數據來源及模型構建

（一）實證模型設定

本文的數據來自2015 年“中國家庭金融調查”（China Household Finance Survey，CHFS）①，該調查采用PPS 抽樣方式。樣本涉及全國29 個省2585 個縣，樣本家庭37289 戶，家庭成員133183 人，其中城鎮家庭25635戶，農村家庭11654戶。本文構建如下實證模型來檢驗信貸約束對家庭儲蓄率的影響：

其中，savingratei代表家庭儲蓄率，constrainti代表家庭是否面臨信貸約束，為二值虛擬變量，其中有信貸約束取值為1，無信貸約束取值為0；Xi是控制變量，包含了家庭的一系列控制特征，如收入、年齡、教育程度等；εi是誤差項。如果信貸約束的回歸系數β顯著為負，則說明控制了家庭其他特征后，信貸約束對家庭儲蓄率有顯著負向影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

家庭儲蓄率（savingratei）。家庭儲蓄率的高低主要取決于家庭收入和消費支出，其中家庭收入包括工資性收入、轉移性收入、財產性收入和經營性收入，支出包含了食品、交通、醫療、教育等15 類消費支出②。為了增加實證結果的穩健性和可靠性，參考已有文獻，采用儲蓄率的三種衡量方式：

借鑒馬光榮等[22]的做法，將教育培訓支出和醫療保健支出從家庭消費支出中減去，作為常規性消費支出，在此基礎上構建儲蓄率2：

在穩健性檢驗部分，為了盡可能避免極端值對實證結果的影響，參考Chamon 等[23]的做法，對城鄉家庭的收入和支出同時取對數，在此基礎上構建儲蓄率3：

在實證中，用儲蓄率1 和儲蓄率2做回歸分析，用儲蓄率3 做穩健性檢驗。此外，在對儲蓄率的處理過程中，為了避免異常值和極端值的影響，參照李雪松等[24]的做法，剔除家庭年收入小于0的樣本。同時，將家庭有效儲蓄率區間設定為-150%至100%。

2.解釋變量

信貸約束（constraint）。本文認為，家庭存在信貸約束的前提是有信貸需求，沒有信貸需求的家庭則不存在信貸約束問題。因而，本文將信貸約束界定為家庭有信貸需求，但沒有獲得或沒有足額獲得信貸資金支持。根據2015 年CHFS 的調查，借鑒Jappelli[25]的研究采用直接度量方式，將本文的信貸約束界定為“需要但沒有申請或申請被拒絕”，并進一步將“需要但沒有申請”和“申請被拒絕”分別界定為需求型信貸約束和供給型信貸約束。該變量為二值虛擬變量，家庭存在信貸約束取值為1，反之取值為0。在穩健性檢驗中，將“獲得借款但未能完全滿足需求”界定為存在部分信貸約束。本文采用家庭參與農業和工商業生產經營面臨的貸款障礙作為信貸約束的指標進行直接度量。CHFS 調查涉及農業和工商業經營產生的銀行貸款、小額信用貸款、農村土地經營權貸款，問卷首先詢問了是否有上述項目的未還清借款，對于無借款的家庭則繼續詢問了是否有借款需求，對于有借款的則詢問了借款是否滿足需要。此外，在異質性檢驗部分，分別使用需求型信貸約束（demcons）和供給型信貸約束（supcons）進行分析；在穩健性檢驗部分，分別使用信貸滿足程度（satcons）和信用卡信貸約束（creditcons）進行檢驗。

本文對信貸約束的甄別思路如圖2所示：

圖2 城鄉家庭信貸約束甄別思路

3.控制變量

參考已有文獻，考慮到家庭儲蓄率的影響因素，選取如下控制變量：（1）家庭規模（hhsize），即家庭的人口數量。樣本均值和中位數分別為3.57 人和3人，即大部分的家庭規模為3人。（2）婚姻狀況（marriage）③，二值虛擬變量。樣本均值為0.85，即85%為已婚家庭。（3）家庭年收入（lnincome）。為保證數據的平穩性，家庭年收入取對數。（4）自有住房（house），二值虛擬變量。有自有住房的家庭取值為1，無住房（包括免費居住或租賃）取值為0。樣本均值為0.85，即85%的家庭有自有住房。（5）住房貸款（house_loan），包含銀行貸款和民間貸款，二值虛擬變量。有住房貸款的家庭取值為1，無住房貸款的家庭取值為0。樣本均值為0.16。（6）性別（gender），二值虛擬變量。男性取值為1，共20320 人；女性取值為0，共16969 人。樣本均值為0.54。（7）年齡（age），即家庭財務決策者的年齡。樣本均值為52.18 歲，中位數為52 歲。（8）就業（employ），二值虛擬變量。有工作（含務農）取值為1，無工作取值為0。樣本均值為0.61。（9）教育程度（education），虛擬變量。將文化程度從小學以下到博士，分別取值1—9。樣本均值為3.41，中位數為3，說明樣本家庭的平均文化程度為初中至高中。（10）農業經營（agriculture）。參與農業經營取值為1，未參與取值為0。樣本均值為0.3228。（11）社會互動（interaction）④，二值虛擬變量。有社會互動取值為1，無則取值為0。（12）風險金融資產（riskfina），二值虛擬變量。持有風險金融資產取值為1，無則取值為0。（13）人均GDP（gdp_perca），即家庭所在省份的人均GDP 水平。為保證數據的平穩性，以萬元為單位。

（三）描述性統計分析

表1為相關變量的定義及描述性統計結果。表2 以家庭是否存在信貸約束進行分組比較，發現兩組家庭的收入、支出、儲蓄率均有顯著差異。整體來看，有信貸約束的家庭，其收入和儲蓄率水平均低于無信貸約束的家庭。

表1 變量定義及描述性統計結果

表2 家庭收入和儲蓄率比較分析

五、實證分析

（一）基本回歸結果

表3匯報了信貸約束對城鄉家庭儲蓄率影響的基準回歸結果，其中（1）至（3）列以儲蓄率1 為被解釋變量，（4）至（6）列以儲蓄率2為被解釋變量，分別對全樣本、城鎮和農村樣本進行OLS檢驗；（7）和（8）列分別以儲蓄率1、儲蓄率2 為被解釋變量，將信貸約束進一步區分為需求型和供給型信貸約束對全樣本進行OLS 回歸。整體來看，在控制了家庭的其他特征變量后，信貸約束對家庭儲蓄率有顯著的負面影響，顯著性水平均為1%，即與未受到信貸約束的家庭相比，存在信貸約束的家庭儲蓄率顯著更低；但信貸約束對家庭儲蓄率的這種負面影響并沒有表現出顯著的城鄉異質性。需求型信貸約束的負向影響大于供給型信貸約束，表現出顯著的異質性。

表3 信貸約束對家庭儲蓄率的影響：基準回歸結果

具體來看，（1）列信貸約束對儲蓄率1的回歸系數為-0.0563，且在1%的水平上顯著，表明信貸約束顯著降低了家庭的儲蓄率；（2）和（3）列分別對城鎮和農村樣本進行回歸，系數分別為-0.0532 和-0.0608，且均在1%的水平上顯著，表明信貸約束對農村家庭儲蓄率1的影響程度略大于城鎮家庭。（4）列信貸約束對儲蓄率2的回歸系數為-0.0437，且在1%的水平上顯著，表明即使不包含教育和醫療支出，信貸約束對家庭儲蓄率仍有顯著負向影響；（5）和（6）列分別對城鎮和農村樣本進行回歸，系數分別為-0.0492 和-0.0475，且均在1%的水平上顯著，表明信貸約束對城鎮家庭儲蓄率2的影響略大于農村家庭。從儲蓄率1和儲蓄率2的城鄉回歸結果來看，信貸約束對城鄉家庭儲蓄率雖有顯著負面影響，但這種城鄉異質性并不顯著。（7）和（8）列進一步將信貸約束分為需求型和供給型，以研究信貸約束異質性對家庭儲蓄率1和儲蓄率2的影響。結果表明，需求型信貸約束的回歸系數分別為-0.0544和-0.0448，且均在1%的水平上顯著；供給型信貸約束的回歸系數分別為-0.0469 和-0.0210，且均不顯著。從回歸結果來看，信貸約束對家庭儲蓄率的負向影響以需求型信貸約束為主，體現出信貸約束類型的影響具有異質性。

上述實證發現，信貸約束對城鄉家庭儲蓄率有顯著的負向影響，需求型信貸約束的這種負向影響更為顯著。原因在于：一是當家庭在生產經營過程中面臨信貸約束時，其減少家庭儲蓄的動機更強烈。二是存在信貸約束的家庭，雖然有強烈的預防性儲蓄動機，但缺乏儲蓄的資金來源，這些家庭往往存在收入低和收入風險高的情況，可用于儲蓄的資源較少。三是當前中國正規信貸市場仍然以商業銀行為主，家庭信貸存在產品單一、注重抵質押品、信貸準入及審批流程不透明等現象，信貸尋租較明顯，導致家庭正規金融可得性較低；再加上金融知識欠缺、金融素養不高，許多家庭主動放棄申請貸款，從而形成了需求型信貸約束占比高的現象。四是非正規金融的融資成本高，家庭獲得貸款后，大部分投資收益需要支付融資成本，從而減少了家庭的儲蓄資源。

就控制變量的估計結果而言：一是家庭規模顯著降低了城鄉家庭的儲蓄率水平，這與經濟理論相一致。原因是：家庭規模越大，養老、撫養負擔越大，在家庭收入一定的前提下，消費支出更高，可用于儲蓄的資金更有限，家庭儲蓄率更低。二是已婚家庭的儲蓄率水平更低。原因在于：一方面，已婚家庭在購置房產等大額固定資產方面的支出較大；另一方面，伴隨著子女的出生，家庭撫養支出增加，從而降低了儲蓄率。三是家庭收入與儲蓄率水平高度正相關，這與經典的儲蓄理論相符，即收入越高的家庭其儲蓄率水平越高。與甘犁等[3]研究結論一致。四是住房貸款顯著降低了家庭的儲蓄率水平。原因是：有住房貸款的家庭每月需要拿出一部分收入進行還貸，對家庭儲蓄有擠出效應。五是家庭的教育程度越高，家庭的儲蓄率越低。原因是：教育程度的提高，降低了家庭的收入風險和職業風險，使預防性儲蓄動機更小。與李蕾等[26]研究結論一致。六是社會互動與家庭儲蓄率顯著負相關。原因是：社會互動本身就是家庭的一筆支出，同時社會互動在家庭社會生活中常常發揮著非正式社會保險的功能，在一定程度上改變了家庭的風險偏好，從而降低了家庭的儲蓄率。與王春超等[27]研究結論一致。

（二）內生性檢驗

信貸約束與家庭儲蓄率可能存在內生性問題。一方面，雖然控制了主要核心變量，但影響家庭儲蓄率的因素眾多，甚至存在潛在變量，當前數據不能完全反映情況，因而存在遺漏變量的可能。另一方面，家庭信貸約束與儲蓄率可能存在反向因果關系，即信貸約束顯著降低了家庭儲蓄率，而儲蓄率低的家庭更有可能面臨信貸約束。因而，本文分別通過工具變量法和傾向得分匹配法進行內生性檢驗。

1.工具變量法

本文采用工具變量法進行二階段最小二乘法估計，并根據已有文獻，分別采取家庭所在省份和縣市的平均信貸約束率作為家庭信貸約束的工具變量。一方面，各地區平均信貸約束率與經濟發展水平、金融生態、信貸政策、儲蓄消費文化高度相關，而家庭信貸約束均受這些政策的影響。另一方面，作為個體家庭，其信貸約束的大小對其所處省份和縣市平均信貸約束率的影響很小，可以認為平均信貸約束率與家庭儲蓄率不存在反向因果關系。因而，使用家庭所在省份和縣市平均信貸約束率作為家庭信貸約束的工具變量是合適的。

表4列示了以家庭所在省份和縣市平均信貸約束率作為工具變量的回歸結果。其中，（1）和（2）列是使用省份平均信貸約束率對儲蓄率1 和儲蓄率2進行的兩階段工具變量回歸，（3）和（4）列是使用縣市平均信貸約束率對儲蓄率1和儲蓄率2進行的兩階段工具變量回歸。DWH 檢驗的內生性結果，除（4）列外，P值均小于1%，拒絕了模型存在內生性的原假設。一階段回歸結果均表明，家庭所在省份、縣市平均信貸約束率對家庭儲蓄率的影響系數在1%水平上顯著為負，一階段的F值均遠大于經驗值10，故使用省份和縣市平均信貸約束率作為工具變量是合適的，且不存在弱工具變量問題。工具變量的估計結果表明，家庭信貸約束對儲蓄率的影響系數均在1%的顯著性水平下為負，表明信貸約束降低了家庭的儲蓄率。為了穩健起見，使用對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）再次進行檢驗，回歸結果與2SLS基本一致。

表4 信貸約束對家庭儲蓄率的影響：工具變量法

2.傾向得分匹配法

為了緩解自選擇問題帶來的估計偏差，參考尹志超等[28]的做法，進行傾向得分匹配法估計。計算家庭信貸約束平均處置效應（ATT）的步驟如下：首先，選取家庭規模、婚姻狀況、家庭收入的對數等13個變量進行logit 回歸，估計出傾向得分；其次，進行一對二的傾向得分近鄰匹配和核匹配，表5 匯報了匹配結果。以儲蓄率1 為例，近鄰匹配顯示信貸約束的平均處置效應為-0.0724，顯著性水平為5%，儲蓄率2 的近鄰匹配也保持穩健。數據顯示，核匹配與近鄰匹配的估計結果基本一致，表明本文的估計結果是穩健的。

表5 信貸約束對家庭儲蓄率的影響：傾向得分匹配法

通過圖3 對各變量標準化偏差進行比較，發現匹配后所有變量的標準化偏差均小于10%，匹配結果較好地滿足了平衡性要求。圖4和圖5分別是匹配前和匹配后傾向得分值擬合程度，匹配后的擬合程度較匹配前更優。

圖3 各變量標準化偏差

圖4 匹配前傾向得分值擬合

圖5 匹配后傾向得分值擬合

（三）穩健性檢驗

為了檢驗估計結果的穩健性，本文接下來分別從樣本、變量定義等方面檢驗信貸約束對家庭儲蓄率的影響進行穩健性檢驗。

首先，分別用家庭借貸滿足約束和信用卡約束進行穩健性檢驗。在家庭獲得借款后，CHFS 繼續詢問了借款額度是否滿足家庭需要⑤，將獲得借款但未能完全滿足需求的界定為存在部分信貸約束，并作為家庭信貸約束的指標再次對樣本進行穩健性檢驗，表6（1）和（2）列匯報了估計結果。結果表明，獲得的借款未滿足需求導致的信貸約束對城鄉家庭儲蓄率均有顯著的負面影響，其中儲蓄率1 的回歸系數為-0.0862，儲蓄率2 的回歸系數為-0.0575，顯著性水平均為1%。這表明，與家庭絕對信貸約束相比，部分信貸約束對家庭儲蓄率的負面影響程度更大。原因是：當家庭獲得借款后仍面臨部分信貸約束時，更傾向于通過減少家庭儲蓄來解決剩下的信貸約束，而當家庭面臨絕對信貸約束不能獲得任何資金支持時，存在抑制需求回避信貸約束的可能，降低了對家庭儲蓄率的負面影響。

表6 穩健性檢驗

其次，信用卡作為商業銀行發放給個人可用于透支的信用證明，是商業銀行對個人客戶的授信，因而借鑒甘犁等[3]、謝家智等[29]的研究，將家庭是否持有信用卡作為信貸約束的指標。將未持有信用卡的家庭界定為存在信貸約束，并再次進行穩健性檢驗。表6（3）和（4）列結果顯示，信用卡信貸約束對家庭儲蓄率仍有負面影響，其中信用卡信貸約束對儲蓄率1 的回歸系數為-0.0386，在1%的水平上顯著，對儲蓄率2的回歸系數為-0.0109，但并不顯著。

再次，利用前文對儲蓄率3的度量方法，即家庭收入的對數減去家庭支出的對數再次進行穩健性檢驗。表6（5）列的回歸結果顯示，信貸約束對儲蓄率3 的系數為-0.1014，在1%的水平上顯著。因而，信貸約束對家庭儲蓄率有顯著的負向影響。

綜上，信貸約束對城鄉家庭儲蓄率均有顯著負面影響，結果表明本文的研究結論是穩健的。

（四）異質性分析

由于微觀家庭存在顯著的異質性，當家庭面臨信貸約束或信貸約束水平發生變化時，儲蓄率的變化在不同家庭可能存在顯著的差異。接下來，從不同角度分析信貸約束對儲蓄率影響的異質性，并進一步檢驗本文估計結果的穩健性。

1.分位數回歸

與OLS 回歸相比，分位數回歸以殘差絕對值的加權平均最小化為目標函數，因而更不容易受極端值的影響，能更全面地在不同分位數據上識別解釋變量和被解釋變量的關系。通過前面基礎回歸及穩健性檢驗，本文發現信貸約束顯著降低了家庭的儲蓄率，但這種負面影響可能對不同家庭有異質性。因而，考察家庭信貸約束對儲蓄率分布的0.2 分位點、0.4 分位點、0.6 分位點、0.8 分位點產生的影響。表7 匯報了分位數回歸結果，數據表明，除儲蓄率2在0.2分位點不顯著外，其余各分位點信貸約束對家庭儲蓄率均有顯著負向影響。進一步對比發現，隨著儲蓄率分位點的增大，信貸約束對儲蓄率的影響逐漸下降。以儲蓄率1為例，在0.2分位點處回歸系數是0.8分位點處的3.26倍，表明信貸約束對低儲蓄率家庭的影響更大，隨著家庭儲蓄率的上升，家庭信貸約束的負向影響逐漸降低，且這種下降趨勢在統計上也是顯著的。儲蓄率2的分位數回歸結果也與儲蓄率1基本保持一致。

表7 分位數回歸

2.收入因素

根據經濟學消費儲蓄理論，收入是影響家庭儲蓄率的核心因素，兩者呈正相關關系。根據上文基準的OLS回歸、工具變量2SLS回歸及穩健性檢驗結果，家庭收入對儲蓄率有顯著的正向影響，與經濟理論一致。但甘犁等[3]發現，不同收入層次的家庭儲蓄率表現出顯著的非均衡性。同時，根據經濟理論，家庭儲蓄率除了和家庭總收入有關外，還與家庭人口規模相關。家庭人口規模越大，則家庭的老人贍養和子女撫養負擔越大，家庭支出也越高。因而，為了分析信貸約束條件下，家庭收入異質性對儲蓄率的影響，以家庭人均收入的均值2.5214 萬元作為臨界值，將家庭收入分為高收入和低收入，分別進行比較。表8回歸結果顯示，以儲蓄率1為例，信貸約束對高低收入家庭均有顯著的負面影響，雖然高收入家庭儲蓄率的回歸系數略大于低收入家庭，但并沒有呈現出顯著的差異性。

表8 異質性分析

3.就業情況

從表9 來看，就業家庭的收入、支出和儲蓄均高于未就業家庭，對于儲蓄率1 和儲蓄率2，就業家庭的均值分別是未就業家庭的1.53 倍和1.28倍。一般而言，就業是大部分家庭獲得勞動報酬的方式，而收入是家庭進行一切經濟活動的基礎，就業獲得穩定的現金流使家庭有更多資源進行儲蓄。

表9 就業狀況與家庭收支、儲蓄率比較

六、結論與建議

本文使用CHFS數據研究了不同類型信貸約束對城鄉家庭儲蓄率的影響。為避免內生性導致的估計偏差，分別用家庭所在省份和縣市的平均信貸約束率作為工具變量、傾向得分匹配進行估計，并使用樣本和變量替代進行穩健性檢驗，通過分位數回歸等進行異質性分析。實證結果發現：第一，信貸約束對城鄉家庭儲蓄率有顯著負向影響，但這種負向影響并沒有表現出顯著的城鄉異質性。第二，需求型信貸約束對家庭儲蓄率有顯著負向影響，供給型信貸約束有負向影響但并不顯著，因而信貸約束對儲蓄率的負向影響主要是由需求型信貸約束發揮作用。第三，穩健性檢驗發現，與家庭絕對信貸約束相比，部分信貸約束對家庭儲蓄率的負面影響更大。第四，分位數回歸發現，信貸約束對低儲蓄率家庭的影響更大，隨著家庭儲蓄率的上升，家庭信貸約束的負向影響逐漸降低，且這種下降趨勢在統計上也是顯著的。

根據以上結論，本文給出如下建議：

第一，鼓勵正規金融機構通過金融科技、大數據等應用，提高家庭信息的獲取和識別能力，降低信息不對稱，減少機會主義行為，緩解家庭貸款面臨的道德風險和逆向選擇問題。充分利用智能手機突破傳統物理網點服務半徑的局限，創新信貸產品，緩解家庭信貸約束。

第二，重視因家庭認知偏差導致的需求型信貸約束，引導家庭充分釋放信貸需求并積極進行信貸申請。一方面，加強家庭金融知識教育，提高家庭金融素養，降低家庭對信貸約束的認知偏差；另一方面，提升金融機構信貸產品的透明度，促進家庭更多地了解信貸產品，提高家庭金融知識的可得性。

第三，加強政策支持優化金融監管。對小額貸款、民間融資等效率高的非正規金融機構，納入政府監管體系內并加強管理，減少多頭監管、監管競爭與監管空白。在嚴監管前提下，放松對金融市場的準入管制，逐步改善城鄉金融市場單一的融資結構，形成較完善的家庭融資體系。同時，對農村家庭的房產、宅基地、承包的土地等深入產權改革，釋放抵押權，建立合理的風險補償和增信機制，從多方面降低家庭信貸約束。

注 釋

①CHFS 對2017 年和2019 年的問卷進行調整，刪除了信貸約束的部分問題。為更好地識別和度量本文的核心變量信貸約束、需求型信貸約束、供給型信貸約束、部分信貸約束，基于數據可得性，本文使用2015年數據進行實證分析。

②中國家庭金融調查的15類消費支出：（1）食品支出（包含伙食費支出及消費農產品折現）；（2）水電燃料及物管費支出；（3）日常用品支出；（4）家政服務支出；（5）交通費用開支；（6）通信費用支出；（7）文化娛樂支出；（8）家庭成員購買衣物支出；（9）住房裝修、維修或擴建費用；（10）暖氣費支出；（11）家庭耐用品支出；（12）奢侈品支出；（13）教育培訓支出；（14）旅游支出；（15）醫療保健支出。

③調查問卷有6 個選項，分別為未婚、已婚、同居、分居、離婚喪偶，分別取值1—6。本文對數據進行合并，將已婚和同居的家庭取值為1共31773戶，未婚、分居、離異和喪偶取值為0共5463戶。

④考慮到社會互動的支出與收入和地域文化高度相關，本文設計的變量為家庭紅白喜事支出占家庭總收入的比例。當有禮金支出而無收入或收入為負數，及紅白喜事支出占收入的比例大于樣本中位值（4%）時，虛擬變量“社會互動”取值為1，該比例低于中位數時則取值為0。

⑤對于獲得借款的家庭，CHFS 繼續詢問了借款是否滿足實際需要，有4個選項：1.完全滿足；2.滿足小部分；3.滿足大部分；4.滿足一半需求。本文將選項1界定為無信貸約束取值為0，將選項2、3、4界定為存在部分信貸約束。