信貸約束與家庭投資組合有效性

臧日宏，王春燕

(中國農(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、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)加大家庭未來預(yù)期收入的不確定性，進(jìn)而增加家庭持有無風(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、相互作用的過程[8]。從家庭金融資產(chǎn)配置的角度來看，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看，信貸約束可能會(huì)通過以下三方面產(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)期收入和未來預(yù)期收入等多方面因素來規(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)通過資產(chǎn)的跨期配置來平滑消費(fèi)以實(shí)現(xiàn)長期效用最大化。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的成本，從而削減家庭參與金融市場的積極性，不利于家庭通過金融市場實(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自銀行等金融部門的信貸配給，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]。

具體來說，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，從而無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)來自中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)，該調(diào)查是中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(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。目前，已在2011年、2013年、2015年和2017年成功實(shí)施四次全國范圍內(nèi)的家庭隨機(jī)抽樣調(diào)查。其中，2013年的調(diào)查問卷詳細(xì)詢問了與信貸約束相關(guān)的問題，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年問卷對(duì)信貸約束的問題設(shè)置不全面，2017年的問卷雖然設(shè)置了與信貸約束相關(guān)的問題，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)。

中國家庭金融調(diào)查2013年的調(diào)查覆蓋中國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，通過細(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)來度量資產(chǎn)組合的最終效果[27-28]。另一類則是借鑒基金績效的度量方式，通過計(jì)算夏普比率來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。具體來說，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，則通過中證全債指數(shù)的相應(yīng)數(shù)據(jù)來測算。對(duì)于無風(fēng)險(xiǎn)利率，以一年期國債收益率來替代。上述提及的各類指數(shù)數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

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信心申貸”，稱之為“需求型信貸約束”。

具體而言，根據(jù)中國家庭金融調(diào)查問卷中受訪者對(duì)相應(yīng)問題的回答進(jìn)行度量。調(diào)查中，如果家庭在生產(chǎn)經(jīng)營、購買住房、購買汽車時(shí)沒有銀行貸款的原因是“需要但沒有申請(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)見的地域差異帶來的影響，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Probit選擇模型來衡量家庭參與金融市場的概率。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的概率。當(dāng)家庭參與金融市場時(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“是否有自營工商業(yè)”作為識(shí)別變量。根據(jù)尹志超等[31]的研究，自營工商業(yè)對(duì)家庭金融市場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。從家庭特征來看，家庭平均成員數(shù)量為3.417人，平均年收入6.811萬元，平均資產(chǎn)總額為78.386萬元。此外，有13.8%的家庭存在自營工商業(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，說明樣本存在選擇性偏誤。同時(shí)從Wald chi2的檢驗(yàn)結(jié)果來看，其在1%置信水平下顯著，說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。具體來說，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借貸的形式實(shí)現(xiàn)資金的跨期配置，無疑會(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)一步從控制變量來看，戶主的年齡與其家庭參與金融市場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，家庭參與金融市場的可能性會(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，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。其次，男性戶主所在家庭參與金融市場的概率更低，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)更多的精力來照顧家庭，用于投資金融市場的資金和時(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)，通過假設(shè)檢驗(yàn)并在1%水平上顯著，可見需求型信貸約束對(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，說明其愿意嘗試正規(guī)金融市場中的產(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“無自信借款人”，借款人的這種“無自信”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

具體來說，將受到信貸約束的家庭與沒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，如果受訪家庭沒有信用卡的原因是“沒有還款能力”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年的問卷數(shù)據(jù)對(duì)信貸約束的影響進(jìn)行再驗(yàn)證。經(jīng)過數(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，完善金融市場體系，改善信貸市場環(huán)境。構(gòu)建多層次、覆蓋廣的金融市場體系，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。