不同类型信贷约束对城乡家庭储蓄率的影响

■何维

一、引言

在逆全球化趋势和新冠疫情影响下，中国宏观经济增长面临较大压力。2021 年3 月发布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确指出：“加快培育完整内需体系，深入实施扩大内需战略，增强消费对经济发展的基础性作用，建设消费需求旺盛的强大国内市场。”

消费作为经济增长的三驾马车之一，家庭的储蓄率处于合理水平，是发挥消费对经济增长支撑作用的前提。然而，消费与家庭储蓄具有此消彼长的关系。由于住房、医疗、教育、养老等制度还不够完善，我国家庭面临的不确定性较高，进行预防性和目标性储蓄的动机较强，因此“建设消费旺盛的国内市场”面临着家庭储蓄意愿高、消费倾向低的制约。从储蓄率水平来看，中国家庭储蓄率在2010 年达到51.33%的历史高位，近十年虽有下降趋势，但2021年仍达到46%。图1显示了中国、美国、日本和印度四国近二十年的家庭储蓄率变化趋势，比较发现中国家庭储蓄率远高于欧美发达国家和同等收入水平的发展中国家。高储蓄率除了与中国的储蓄文化、购房压力、子女教育和养老等因素高度相关外，还与中国城乡家庭面临的信贷约束紧密相关。

图1 四国储蓄率比较

信贷约束在各国都是普遍存在的问题，特别是发展中国家由于金融抑制，正规金融市场存在明显的利率管制和道德风险问题，导致金融供给不足；民间金融市场则由于利率和交易成本高，抑制了家庭的金融需求。研究表明，日本和美国分别有16%和20%的家庭存在信贷约束。中国金融市场也存在较严重的信贷约束，城市中低收入群体和农村家庭较难获得正规信贷支持。特别是农村地区部分商业银行退出，农村房产、宅基地、土地等均存在抵押的制度障碍，非正规金融是农户获取资金的主要渠道[1]。

从家庭生命周期来看，收入与消费支出常常是错配的。在家庭成员处于年轻和年老阶段时，收入小于支出，只能抑制消费；当家庭成员处于中年阶段时，收入大于支出，但由于未来支出的不确定性，预防性储蓄需求提高，从而压缩当期家庭消费。同时，由于信息不对称、城乡金融发展不平衡、家庭金融素养差异等原因，家庭信贷约束存在显著的异质性。

整体来看，在当前国内外经济形势下，城乡家庭不同类型的信贷约束对储蓄率产生异质性影响。如何更有针对性地缓解家庭面临的信贷约束，充分释放其消费潜力，培育完整内需体系和建设消费旺盛的国内市场，是值得研究的现实问题。在这一背景下，本文从微观家庭这一视角，实证研究了不同类型信贷约束对家庭储蓄率的影响。

二、文献评述

家庭在资产配置过程中面临两个选择：一是消费与储蓄的选择，即通过储蓄或借贷来平滑家庭消费需求；二是投资组合的选择，即各类资产的投资比例。这两个选择主要通过金融市场来实现。传统的储蓄理论认为家庭可以通过市场化的借贷进行资产跨期配置，从而平滑家庭生命周期的消费需求。因而，家庭能否实现资产跨期配置，关键取决于其能否通过市场进行自由借贷。当家庭面临信贷约束时，就难以通过金融市场的借贷进行跨期配置，从而会改变当期的消费和储蓄行为，最终影响家庭储蓄率。

信贷约束一般定义为家庭资金短缺时，在融资过程中无法获得或无法足额获得资金支持[2]。但在一些文献中，又将信贷约束称为流动性约束[3]。家庭信贷约束有多种表现形式，其中因参与农业和工商业生产经营而面临信贷约束是一种重要形式。信贷约束的识别和度量一直是进行实证研究的难点，也是导致结论差异化的重要原因。目前，学术界主要用直接法和间接法来度量信贷约束强度。直接法主要通过调查问卷获得家庭参与信贷市场的经验信息作为信贷约束的度量，比较常见的是直接询问家庭信贷需求是否得到满足，或当前利率水平下是否有贷款意愿、是否申请过贷款或申请被拒绝等。而间接法是通过信贷约束产生的结果来反推家庭是否受到信贷约束，其基本思想是在持久收入假说下，认为家庭的消费支出取决于持久收入，而短期收入波动不影响消费支出。在该理论框架下，如果家庭违反持久收入假说，即收入的短期波动影响了消费支出，则说明存在信贷约束。间接法的不足之处是信贷约束只是家庭违背持久收入假说的一个原因。

具体来看，信贷约束产生的原因既与资金供给端的金融机构有关，也与资金需求端的家庭特征相关，因而，Boucher等[4]将其细分为供给型和需求型信贷约束。供给型信贷约束，是指金融机构基于申请者还款能力等因素的考虑，拒绝发放信贷资金，或因信贷资金配给，发放的资金不能满足家庭的信贷需求。供给型信贷约束产生的原因：一是家庭缺乏抵质押物，缺乏相关增信机制；二是信息不对称导致的道德风险和逆向选择，使正规金融机构的供给低于最优信贷额度。供给层面是早期研究家庭信贷约束的主要方向，虽然从结果上反映了家庭的信贷约束，但忽视了需求型信贷约束问题。需求型信贷约束，是家庭主观认为自己不能获得贷款而主动放弃申请。Kon等[5]将这种主动放弃的家庭称为“无信心借款人”。需求型信贷约束产生的原因：一是金融制度的不完善，导致家庭获得信贷支持的成本较高而主动放弃[6]；二是金融机构的贷款产品与家庭的信贷需求不匹配，贷款申请手续较为烦琐，存在一定的申请壁垒，从而产生需求压抑；三是家庭金融知识缺乏，对金融信贷产品不熟悉，对金融可得性存在认知偏差。程郁等[7]认为，正规金融机构过高的交易成本、不完善的信贷配给机制和农户的风险规避行为等多种因素共同作用，提高了农户信贷感知成本，并降低了其信贷获得的预期，产生了需求型信贷约束，需求型和供给型信贷约束都具有明显的结构性特征。对于不同的城乡家庭而言，供给型信贷约束和需求型信贷约束两者并非独立存在，而是互相影响或兼而有之。本文认为，家庭信贷约束的异质性不仅表现为是否存在信贷约束，更重要的是表现在信贷约束类型和大小的差异上。

影响家庭储蓄率的因素既与宏观经济发展和金融制度有关，如社会保障水平、住房制度、收入分配等；也与微观家庭经济和社会特征相关，如社会网络[8]、金融素养[9]、早年的饥荒经历[10]、女性劳动参与[11]、成年未婚子女性别[12]。信贷约束是家庭储蓄率的一个重要影响因素。从现有文献来看，信贷约束通过制约家庭收入和消费的跨期配置，改变了家庭的风险偏好，进而影响家庭的储蓄率。直接研究信贷约束对家庭储蓄率影响的文献较少。Zeldes[13]认为信贷约束显著影响了家庭未来收入预期，从而显著影响了家庭的消费和储蓄。杭斌等[14]认为收入差距的扩大抑制了家庭消费，但这种抑制作用与信贷约束有关。黄倩等[15]用CHFS数据实证发现，信贷约束阻碍了家庭消费，使家庭的实际消费低于理论上的最优消费。余泉生等[16]发现信贷约束强度每增加1%，农户家庭平均生产收入、非基本消费支出和一般资产分别减少61.42元、55.77元和35.01元。曹瓅等[17]认为信贷约束是影响农户收入的关键因素，尤其是正规金融信贷约束减少了低收入农户的生产收入。同时，面临信贷约束的家庭，未来收入和支出的不确定性更大，需要持有较多的预防性储蓄[18]。但刘佳倩等[19]认为信贷约束降低了家庭预防性储蓄比例。由收入不确定性导致的预防性储蓄能够解释城乡家庭金融财富积累的20%～30%[20]。家庭即使当前没有信贷约束，未来预期的信贷约束也会影响其风险金融资产的选择。综上，不同学者根据自己的研究目的，选择不同的变量和模型，得出了差异化的研究结论。

本文的边际贡献在于：一是以家庭农业和工商业经营面临的借贷障碍作为信贷约束的指标，发现了信贷约束对家庭储蓄率有负向影响；二是进一步将信贷约束细分为供给型、需求型和部分信贷约束几类，研究其对储蓄率的异质性影响，发现家庭储蓄率主要受需求型信贷约束的影响。

三、理论分析与研究假说

关于家庭金融资产选择的资本资产定价模型和资产组合理论、生命周期理论等，均假设家庭可以通过市场自由获得资金供给，从而达到优化资产组合和平滑生命周期的目的。然而，在家庭生命周期中，资金的供给平衡是一种偶然状态，供求不均衡是常态，家庭的消费需求往往和拥有的金融资源在时间上是错配的。由于信息不对称和交易成本等因素，信贷约束的存在：一方面，导致家庭不能通过市场获得（或足额获得）资金支撑，家庭金融资产组合和平滑消费的目的就难以达到；另一方面，增加了家庭未来的不确定性，改变了家庭的风险偏好，从而影响家庭的消费和储蓄行为。

整体来看，在普通家庭中，资金往往被当作一种储蓄性的金融资产，而在参与农业和工商业经营的家庭中，资金往往作为一种生产要素参与生产经营，且与劳动力等其他要素具有一定的比例关系，通过商品流动实现增值。同时，资金作为要素投入，在生产经营各环节费用的结算上具有较强的时效性。当参与生产经营的家庭面临信贷约束时，更倾向于降低家庭储蓄来解决资金需求，从而保证生产经营活动的开展，因而这类家庭的资源配置决策与普通家庭相比具有一定的异质性。同时，存在信贷约束的家庭虽然具有增加储蓄和抑制消费的心理预期，但往往面临收入更低、收入风险更高以及支出在收入中占比更高的情况，导致家庭可用的储蓄资源较少，储蓄率更低。因此，本文提出：

假说1：信贷约束会降低城乡家庭储蓄率水平。

信贷约束虽然是国内外家庭普遍存在的问题，但值得注意的是，需求型信贷约束和供给型信贷约束对家庭储蓄率的影响也有显著差异。在金融市场发展不完善、金融素养低的地区，需求型信贷约束更普遍。马涵等[21]发现，农户受到的需求型信贷约束比供给型信贷约束程度更大。从家庭农业和工商业发展阶段的特征和融资来源看，初期资金需求较小且投资风险较高，融资来源主要是家庭内部资金积累。因而，家庭主动放弃申请借款产生的需求型信贷约束，降低了家庭储蓄率。当发展到一定阶段，随着经营模式的成熟和销售收入的稳定，家庭要扩大生产规模，更可能向金融机构申请借款。特别是家庭农业和工商业经营规模的扩大，需要多种生产要素的同步增加，资金要素缺乏导致的信贷约束是制约其规模扩大的主要原因。供给型信贷约束的存在使家庭更倾向于维持现有生产规模，避免盲目扩大生产从而占用家庭储蓄。由此，本文提出：

假说2：不同类型信贷约束对家庭储蓄率产生差异化影响。

综上所述，当家庭生产经营活动面临信贷约束时，通过降低储蓄率来维持或扩大生产经营，导致家庭的储蓄率水平下降。进一步地，需求型信贷约束对储蓄率的负向影响更大。接下来，本文基于微观数据对上述研究假说进行实证检验。

四、数据来源及模型构建

（一）实证模型设定

本文的数据来自2015 年“中国家庭金融调查”（China Household Finance Survey，CHFS）①，该调查采用PPS 抽样方式。样本涉及全国29 个省2585 个县，样本家庭37289 户，家庭成员133183 人，其中城镇家庭25635户，农村家庭11654户。本文构建如下实证模型来检验信贷约束对家庭储蓄率的影响：

其中，savingratei代表家庭储蓄率，constrainti代表家庭是否面临信贷约束，为二值虚拟变量，其中有信贷约束取值为1，无信贷约束取值为0；Xi是控制变量，包含了家庭的一系列控制特征，如收入、年龄、教育程度等；εi是误差项。如果信贷约束的回归系数β显著为负，则说明控制了家庭其他特征后，信贷约束对家庭储蓄率有显著负向影响。

（二）变量定义

1.被解释变量

家庭储蓄率（savingratei）。家庭储蓄率的高低主要取决于家庭收入和消费支出，其中家庭收入包括工资性收入、转移性收入、财产性收入和经营性收入，支出包含了食品、交通、医疗、教育等15 类消费支出②。为了增加实证结果的稳健性和可靠性，参考已有文献，采用储蓄率的三种衡量方式：

借鉴马光荣等[22]的做法，将教育培训支出和医疗保健支出从家庭消费支出中减去，作为常规性消费支出，在此基础上构建储蓄率2：

在稳健性检验部分，为了尽可能避免极端值对实证结果的影响，参考Chamon 等[23]的做法，对城乡家庭的收入和支出同时取对数，在此基础上构建储蓄率3：

在实证中，用储蓄率1 和储蓄率2做回归分析，用储蓄率3 做稳健性检验。此外，在对储蓄率的处理过程中，为了避免异常值和极端值的影响，参照李雪松等[24]的做法，剔除家庭年收入小于0的样本。同时，将家庭有效储蓄率区间设定为-150%至100%。

2.解释变量

信贷约束（constraint）。本文认为，家庭存在信贷约束的前提是有信贷需求，没有信贷需求的家庭则不存在信贷约束问题。因而，本文将信贷约束界定为家庭有信贷需求，但没有获得或没有足额获得信贷资金支持。根据2015 年CHFS 的调查，借鉴Jappelli[25]的研究采用直接度量方式，将本文的信贷约束界定为“需要但没有申请或申请被拒绝”，并进一步将“需要但没有申请”和“申请被拒绝”分别界定为需求型信贷约束和供给型信贷约束。该变量为二值虚拟变量，家庭存在信贷约束取值为1，反之取值为0。在稳健性检验中，将“获得借款但未能完全满足需求”界定为存在部分信贷约束。本文采用家庭参与农业和工商业生产经营面临的贷款障碍作为信贷约束的指标进行直接度量。CHFS 调查涉及农业和工商业经营产生的银行贷款、小额信用贷款、农村土地经营权贷款，问卷首先询问了是否有上述项目的未还清借款，对于无借款的家庭则继续询问了是否有借款需求，对于有借款的则询问了借款是否满足需要。此外，在异质性检验部分，分别使用需求型信贷约束（demcons）和供给型信贷约束（supcons）进行分析；在稳健性检验部分，分别使用信贷满足程度（satcons）和信用卡信贷约束（creditcons）进行检验。

本文对信贷约束的甄别思路如图2所示：

图2 城乡家庭信贷约束甄别思路

3.控制变量

参考已有文献，考虑到家庭储蓄率的影响因素，选取如下控制变量：（1）家庭规模（hhsize），即家庭的人口数量。样本均值和中位数分别为3.57 人和3人，即大部分的家庭规模为3人。（2）婚姻状况（marriage）③，二值虚拟变量。样本均值为0.85，即85%为已婚家庭。（3）家庭年收入（lnincome）。为保证数据的平稳性，家庭年收入取对数。（4）自有住房（house），二值虚拟变量。有自有住房的家庭取值为1，无住房（包括免费居住或租赁）取值为0。样本均值为0.85，即85%的家庭有自有住房。（5）住房贷款（house_loan），包含银行贷款和民间贷款，二值虚拟变量。有住房贷款的家庭取值为1，无住房贷款的家庭取值为0。样本均值为0.16。（6）性别（gender），二值虚拟变量。男性取值为1，共20320 人；女性取值为0，共16969 人。样本均值为0.54。（7）年龄（age），即家庭财务决策者的年龄。样本均值为52.18 岁，中位数为52 岁。（8）就业（employ），二值虚拟变量。有工作（含务农）取值为1，无工作取值为0。样本均值为0.61。（9）教育程度（education），虚拟变量。将文化程度从小学以下到博士，分别取值1—9。样本均值为3.41，中位数为3，说明样本家庭的平均文化程度为初中至高中。（10）农业经营（agriculture）。参与农业经营取值为1，未参与取值为0。样本均值为0.3228。（11）社会互动（interaction）④，二值虚拟变量。有社会互动取值为1，无则取值为0。（12）风险金融资产（riskfina），二值虚拟变量。持有风险金融资产取值为1，无则取值为0。（13）人均GDP（gdp_perca），即家庭所在省份的人均GDP 水平。为保证数据的平稳性，以万元为单位。

（三）描述性统计分析

表1为相关变量的定义及描述性统计结果。表2 以家庭是否存在信贷约束进行分组比较，发现两组家庭的收入、支出、储蓄率均有显著差异。整体来看，有信贷约束的家庭，其收入和储蓄率水平均低于无信贷约束的家庭。

表1 变量定义及描述性统计结果

表2 家庭收入和储蓄率比较分析

五、实证分析

（一）基本回归结果

表3汇报了信贷约束对城乡家庭储蓄率影响的基准回归结果，其中（1）至（3）列以储蓄率1 为被解释变量，（4）至（6）列以储蓄率2为被解释变量，分别对全样本、城镇和农村样本进行OLS检验；（7）和（8）列分别以储蓄率1、储蓄率2 为被解释变量，将信贷约束进一步区分为需求型和供给型信贷约束对全样本进行OLS 回归。整体来看，在控制了家庭的其他特征变量后，信贷约束对家庭储蓄率有显著的负面影响，显著性水平均为1%，即与未受到信贷约束的家庭相比，存在信贷约束的家庭储蓄率显著更低；但信贷约束对家庭储蓄率的这种负面影响并没有表现出显著的城乡异质性。需求型信贷约束的负向影响大于供给型信贷约束，表现出显著的异质性。

表3 信贷约束对家庭储蓄率的影响：基准回归结果

具体来看，（1）列信贷约束对储蓄率1的回归系数为-0.0563，且在1%的水平上显著，表明信贷约束显著降低了家庭的储蓄率；（2）和（3）列分别对城镇和农村样本进行回归，系数分别为-0.0532 和-0.0608，且均在1%的水平上显著，表明信贷约束对农村家庭储蓄率1的影响程度略大于城镇家庭。（4）列信贷约束对储蓄率2的回归系数为-0.0437，且在1%的水平上显著，表明即使不包含教育和医疗支出，信贷约束对家庭储蓄率仍有显著负向影响；（5）和（6）列分别对城镇和农村样本进行回归，系数分别为-0.0492 和-0.0475，且均在1%的水平上显著，表明信贷约束对城镇家庭储蓄率2的影响略大于农村家庭。从储蓄率1和储蓄率2的城乡回归结果来看，信贷约束对城乡家庭储蓄率虽有显著负面影响，但这种城乡异质性并不显著。（7）和（8）列进一步将信贷约束分为需求型和供给型，以研究信贷约束异质性对家庭储蓄率1和储蓄率2的影响。结果表明，需求型信贷约束的回归系数分别为-0.0544和-0.0448，且均在1%的水平上显著；供给型信贷约束的回归系数分别为-0.0469 和-0.0210，且均不显著。从回归结果来看，信贷约束对家庭储蓄率的负向影响以需求型信贷约束为主，体现出信贷约束类型的影响具有异质性。

上述实证发现，信贷约束对城乡家庭储蓄率有显著的负向影响，需求型信贷约束的这种负向影响更为显著。原因在于：一是当家庭在生产经营过程中面临信贷约束时，其减少家庭储蓄的动机更强烈。二是存在信贷约束的家庭，虽然有强烈的预防性储蓄动机，但缺乏储蓄的资金来源，这些家庭往往存在收入低和收入风险高的情况，可用于储蓄的资源较少。三是当前中国正规信贷市场仍然以商业银行为主，家庭信贷存在产品单一、注重抵质押品、信贷准入及审批流程不透明等现象，信贷寻租较明显，导致家庭正规金融可得性较低；再加上金融知识欠缺、金融素养不高，许多家庭主动放弃申请贷款，从而形成了需求型信贷约束占比高的现象。四是非正规金融的融资成本高，家庭获得贷款后，大部分投资收益需要支付融资成本，从而减少了家庭的储蓄资源。

就控制变量的估计结果而言：一是家庭规模显著降低了城乡家庭的储蓄率水平，这与经济理论相一致。原因是：家庭规模越大，养老、抚养负担越大，在家庭收入一定的前提下，消费支出更高，可用于储蓄的资金更有限，家庭储蓄率更低。二是已婚家庭的储蓄率水平更低。原因在于：一方面，已婚家庭在购置房产等大额固定资产方面的支出较大；另一方面，伴随着子女的出生，家庭抚养支出增加，从而降低了储蓄率。三是家庭收入与储蓄率水平高度正相关，这与经典的储蓄理论相符，即收入越高的家庭其储蓄率水平越高。与甘犁等[3]研究结论一致。四是住房贷款显著降低了家庭的储蓄率水平。原因是：有住房贷款的家庭每月需要拿出一部分收入进行还贷，对家庭储蓄有挤出效应。五是家庭的教育程度越高，家庭的储蓄率越低。原因是：教育程度的提高，降低了家庭的收入风险和职业风险，使预防性储蓄动机更小。与李蕾等[26]研究结论一致。六是社会互动与家庭储蓄率显著负相关。原因是：社会互动本身就是家庭的一笔支出，同时社会互动在家庭社会生活中常常发挥着非正式社会保险的功能，在一定程度上改变了家庭的风险偏好，从而降低了家庭的储蓄率。与王春超等[27]研究结论一致。

（二）内生性检验

信贷约束与家庭储蓄率可能存在内生性问题。一方面，虽然控制了主要核心变量，但影响家庭储蓄率的因素众多，甚至存在潜在变量，当前数据不能完全反映情况，因而存在遗漏变量的可能。另一方面，家庭信贷约束与储蓄率可能存在反向因果关系，即信贷约束显著降低了家庭储蓄率，而储蓄率低的家庭更有可能面临信贷约束。因而，本文分别通过工具变量法和倾向得分匹配法进行内生性检验。

1.工具变量法

本文采用工具变量法进行二阶段最小二乘法估计，并根据已有文献，分别采取家庭所在省份和县市的平均信贷约束率作为家庭信贷约束的工具变量。一方面，各地区平均信贷约束率与经济发展水平、金融生态、信贷政策、储蓄消费文化高度相关，而家庭信贷约束均受这些政策的影响。另一方面，作为个体家庭，其信贷约束的大小对其所处省份和县市平均信贷约束率的影响很小，可以认为平均信贷约束率与家庭储蓄率不存在反向因果关系。因而，使用家庭所在省份和县市平均信贷约束率作为家庭信贷约束的工具变量是合适的。

表4列示了以家庭所在省份和县市平均信贷约束率作为工具变量的回归结果。其中，（1）和（2）列是使用省份平均信贷约束率对储蓄率1 和储蓄率2进行的两阶段工具变量回归，（3）和（4）列是使用县市平均信贷约束率对储蓄率1和储蓄率2进行的两阶段工具变量回归。DWH 检验的内生性结果，除（4）列外，P值均小于1%，拒绝了模型存在内生性的原假设。一阶段回归结果均表明，家庭所在省份、县市平均信贷约束率对家庭储蓄率的影响系数在1%水平上显著为负，一阶段的F值均远大于经验值10，故使用省份和县市平均信贷约束率作为工具变量是合适的，且不存在弱工具变量问题。工具变量的估计结果表明，家庭信贷约束对储蓄率的影响系数均在1%的显著性水平下为负，表明信贷约束降低了家庭的储蓄率。为了稳健起见，使用对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）再次进行检验，回归结果与2SLS基本一致。

表4 信贷约束对家庭储蓄率的影响：工具变量法

2.倾向得分匹配法

为了缓解自选择问题带来的估计偏差，参考尹志超等[28]的做法，进行倾向得分匹配法估计。计算家庭信贷约束平均处置效应（ATT）的步骤如下：首先，选取家庭规模、婚姻状况、家庭收入的对数等13个变量进行logit 回归，估计出倾向得分；其次，进行一对二的倾向得分近邻匹配和核匹配，表5 汇报了匹配结果。以储蓄率1 为例，近邻匹配显示信贷约束的平均处置效应为-0.0724，显著性水平为5%，储蓄率2 的近邻匹配也保持稳健。数据显示，核匹配与近邻匹配的估计结果基本一致，表明本文的估计结果是稳健的。

表5 信贷约束对家庭储蓄率的影响：倾向得分匹配法

通过图3 对各变量标准化偏差进行比较，发现匹配后所有变量的标准化偏差均小于10%，匹配结果较好地满足了平衡性要求。图4和图5分别是匹配前和匹配后倾向得分值拟合程度，匹配后的拟合程度较匹配前更优。

图3 各变量标准化偏差

图4 匹配前倾向得分值拟合

图5 匹配后倾向得分值拟合

（三）稳健性检验

为了检验估计结果的稳健性，本文接下来分别从样本、变量定义等方面检验信贷约束对家庭储蓄率的影响进行稳健性检验。

首先，分别用家庭借贷满足约束和信用卡约束进行稳健性检验。在家庭获得借款后，CHFS 继续询问了借款额度是否满足家庭需要⑤，将获得借款但未能完全满足需求的界定为存在部分信贷约束，并作为家庭信贷约束的指标再次对样本进行稳健性检验，表6（1）和（2）列汇报了估计结果。结果表明，获得的借款未满足需求导致的信贷约束对城乡家庭储蓄率均有显著的负面影响，其中储蓄率1 的回归系数为-0.0862，储蓄率2 的回归系数为-0.0575，显著性水平均为1%。这表明，与家庭绝对信贷约束相比，部分信贷约束对家庭储蓄率的负面影响程度更大。原因是：当家庭获得借款后仍面临部分信贷约束时，更倾向于通过减少家庭储蓄来解决剩下的信贷约束，而当家庭面临绝对信贷约束不能获得任何资金支持时，存在抑制需求回避信贷约束的可能，降低了对家庭储蓄率的负面影响。

表6 稳健性检验

其次，信用卡作为商业银行发放给个人可用于透支的信用证明，是商业银行对个人客户的授信，因而借鉴甘犁等[3]、谢家智等[29]的研究，将家庭是否持有信用卡作为信贷约束的指标。将未持有信用卡的家庭界定为存在信贷约束，并再次进行稳健性检验。表6（3）和（4）列结果显示，信用卡信贷约束对家庭储蓄率仍有负面影响，其中信用卡信贷约束对储蓄率1 的回归系数为-0.0386，在1%的水平上显著，对储蓄率2的回归系数为-0.0109，但并不显著。

再次，利用前文对储蓄率3的度量方法，即家庭收入的对数减去家庭支出的对数再次进行稳健性检验。表6（5）列的回归结果显示，信贷约束对储蓄率3 的系数为-0.1014，在1%的水平上显著。因而，信贷约束对家庭储蓄率有显著的负向影响。

综上，信贷约束对城乡家庭储蓄率均有显著负面影响，结果表明本文的研究结论是稳健的。

（四）异质性分析

由于微观家庭存在显著的异质性，当家庭面临信贷约束或信贷约束水平发生变化时，储蓄率的变化在不同家庭可能存在显著的差异。接下来，从不同角度分析信贷约束对储蓄率影响的异质性，并进一步检验本文估计结果的稳健性。

1.分位数回归

与OLS 回归相比，分位数回归以残差绝对值的加权平均最小化为目标函数，因而更不容易受极端值的影响，能更全面地在不同分位数据上识别解释变量和被解释变量的关系。通过前面基础回归及稳健性检验，本文发现信贷约束显著降低了家庭的储蓄率，但这种负面影响可能对不同家庭有异质性。因而，考察家庭信贷约束对储蓄率分布的0.2 分位点、0.4 分位点、0.6 分位点、0.8 分位点产生的影响。表7 汇报了分位数回归结果，数据表明，除储蓄率2在0.2分位点不显著外，其余各分位点信贷约束对家庭储蓄率均有显著负向影响。进一步对比发现，随着储蓄率分位点的增大，信贷约束对储蓄率的影响逐渐下降。以储蓄率1为例，在0.2分位点处回归系数是0.8分位点处的3.26倍，表明信贷约束对低储蓄率家庭的影响更大，随着家庭储蓄率的上升，家庭信贷约束的负向影响逐渐降低，且这种下降趋势在统计上也是显著的。储蓄率2的分位数回归结果也与储蓄率1基本保持一致。

表7 分位数回归

2.收入因素

根据经济学消费储蓄理论，收入是影响家庭储蓄率的核心因素，两者呈正相关关系。根据上文基准的OLS回归、工具变量2SLS回归及稳健性检验结果，家庭收入对储蓄率有显著的正向影响，与经济理论一致。但甘犁等[3]发现，不同收入层次的家庭储蓄率表现出显著的非均衡性。同时，根据经济理论，家庭储蓄率除了和家庭总收入有关外，还与家庭人口规模相关。家庭人口规模越大，则家庭的老人赡养和子女抚养负担越大，家庭支出也越高。因而，为了分析信贷约束条件下，家庭收入异质性对储蓄率的影响，以家庭人均收入的均值2.5214 万元作为临界值，将家庭收入分为高收入和低收入，分别进行比较。表8回归结果显示，以储蓄率1为例，信贷约束对高低收入家庭均有显著的负面影响，虽然高收入家庭储蓄率的回归系数略大于低收入家庭，但并没有呈现出显著的差异性。

表8 异质性分析

3.就业情况

从表9 来看，就业家庭的收入、支出和储蓄均高于未就业家庭，对于储蓄率1 和储蓄率2，就业家庭的均值分别是未就业家庭的1.53 倍和1.28倍。一般而言，就业是大部分家庭获得劳动报酬的方式，而收入是家庭进行一切经济活动的基础，就业获得稳定的现金流使家庭有更多资源进行储蓄。

表9 就业状况与家庭收支、储蓄率比较

六、结论与建议

本文使用CHFS数据研究了不同类型信贷约束对城乡家庭储蓄率的影响。为避免内生性导致的估计偏差，分别用家庭所在省份和县市的平均信贷约束率作为工具变量、倾向得分匹配进行估计，并使用样本和变量替代进行稳健性检验，通过分位数回归等进行异质性分析。实证结果发现：第一，信贷约束对城乡家庭储蓄率有显著负向影响，但这种负向影响并没有表现出显著的城乡异质性。第二，需求型信贷约束对家庭储蓄率有显著负向影响，供给型信贷约束有负向影响但并不显著，因而信贷约束对储蓄率的负向影响主要是由需求型信贷约束发挥作用。第三，稳健性检验发现，与家庭绝对信贷约束相比，部分信贷约束对家庭储蓄率的负面影响更大。第四，分位数回归发现，信贷约束对低储蓄率家庭的影响更大，随着家庭储蓄率的上升，家庭信贷约束的负向影响逐渐降低，且这种下降趋势在统计上也是显著的。

根据以上结论，本文给出如下建议：

第一，鼓励正规金融机构通过金融科技、大数据等应用，提高家庭信息的获取和识别能力，降低信息不对称，减少机会主义行为，缓解家庭贷款面临的道德风险和逆向选择问题。充分利用智能手机突破传统物理网点服务半径的局限，创新信贷产品，缓解家庭信贷约束。

第二，重视因家庭认知偏差导致的需求型信贷约束，引导家庭充分释放信贷需求并积极进行信贷申请。一方面，加强家庭金融知识教育，提高家庭金融素养，降低家庭对信贷约束的认知偏差；另一方面，提升金融机构信贷产品的透明度，促进家庭更多地了解信贷产品，提高家庭金融知识的可得性。

第三，加强政策支持优化金融监管。对小额贷款、民间融资等效率高的非正规金融机构，纳入政府监管体系内并加强管理，减少多头监管、监管竞争与监管空白。在严监管前提下，放松对金融市场的准入管制，逐步改善城乡金融市场单一的融资结构，形成较完善的家庭融资体系。同时，对农村家庭的房产、宅基地、承包的土地等深入产权改革，释放抵押权，建立合理的风险补偿和增信机制，从多方面降低家庭信贷约束。

注 释

①CHFS 对2017 年和2019 年的问卷进行调整，删除了信贷约束的部分问题。为更好地识别和度量本文的核心变量信贷约束、需求型信贷约束、供给型信贷约束、部分信贷约束，基于数据可得性，本文使用2015年数据进行实证分析。

②中国家庭金融调查的15类消费支出：（1）食品支出（包含伙食费支出及消费农产品折现）；（2）水电燃料及物管费支出；（3）日常用品支出；（4）家政服务支出；（5）交通费用开支；（6）通信费用支出；（7）文化娱乐支出；（8）家庭成员购买衣物支出；（9）住房装修、维修或扩建费用；（10）暖气费支出；（11）家庭耐用品支出；（12）奢侈品支出；（13）教育培训支出；（14）旅游支出；（15）医疗保健支出。

③调查问卷有6 个选项，分别为未婚、已婚、同居、分居、离婚丧偶，分别取值1—6。本文对数据进行合并，将已婚和同居的家庭取值为1共31773户，未婚、分居、离异和丧偶取值为0共5463户。

④考虑到社会互动的支出与收入和地域文化高度相关，本文设计的变量为家庭红白喜事支出占家庭总收入的比例。当有礼金支出而无收入或收入为负数，及红白喜事支出占收入的比例大于样本中位值（4%）时，虚拟变量“社会互动”取值为1，该比例低于中位数时则取值为0。

⑤对于获得借款的家庭，CHFS 继续询问了借款是否满足实际需要，有4个选项：1.完全满足；2.满足小部分；3.满足大部分；4.满足一半需求。本文将选项1界定为无信贷约束取值为0，将选项2、3、4界定为存在部分信贷约束。