金融知識(shí)視角下的家庭信貸自我排斥研究

摘要：本文基于2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，選取工具變量，首先利用Probit模型進(jìn)行基礎(chǔ)回歸，而后選擇IVProbit模型進(jìn)行極大似然估計(jì)，得出金融知識(shí)對(duì)家庭信貸自我排斥的影響程度。研究結(jié)果顯示：金融知識(shí)水平的提高能顯著降低家庭信貸自我排斥。因此，提高家庭金融知識(shí)水平，能有限緩解自我排斥，釋放自身信貸需求，對(duì)我國(guó)普惠金融發(fā)展具有意義。

關(guān)鍵詞：家庭金融;金融知識(shí);自我排斥

2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查中心發(fā)布的《中國(guó)家庭金融調(diào)查專(zhuān)題——中國(guó)居民杠桿率和家庭消費(fèi)信貸問(wèn)題研究》報(bào)告顯示，中國(guó)家庭整體信貸參與率為28.7%，資產(chǎn)負(fù)債率為5.7%，而美國(guó)家庭的信貸參與率為77.1%，資產(chǎn)負(fù)債率為12.2%。中國(guó)家庭信貸參與率與美國(guó)差距明顯，仍處于較低水平，部分地區(qū)金融排斥較為嚴(yán)重。因此，探索我國(guó)家庭金融排斥的內(nèi)在影響因素對(duì)于緩解金融排斥，提高普惠金融發(fā)展水平有重大意義。

Sarma（2008）將金融排斥劃分為物理排斥、評(píng)估排斥、條件排斥、價(jià)格排斥、營(yíng)銷(xiāo)排斥和自我排斥六個(gè)維度。一般來(lái)說(shuō)，非金融服務(wù)體系內(nèi)人群了解渠道受限，疏于產(chǎn)品認(rèn)識(shí)，易滋生抵觸情緒，從而產(chǎn)生自我排斥[1]。在城鄉(xiāng)二元體系下，農(nóng)村家庭更易出現(xiàn)自我排斥。張敏（2015）認(rèn)為由于低收入家庭對(duì)于維持生計(jì)投入較多，金融需求增長(zhǎng)缺乏內(nèi)在動(dòng)力，所以自我排斥程度較重[2]。為破除低收入農(nóng)戶(hù)窘境，數(shù)字普惠金融在政策扶持下發(fā)展迅速。鄒濤（2019）認(rèn)為數(shù)字化技術(shù)能提高家庭金融認(rèn)知水平，有助于破局自我排斥[3]。

金融知識(shí)作為一種人力資本，對(duì)金融決策行為產(chǎn)生重要影響。張?zhí)枟澋龋?016）認(rèn)為家庭金融知識(shí)儲(chǔ)備在提升自信、增強(qiáng)決策能力等方面起到作用，金融知識(shí)水平高的家庭受到金融排斥難度較小[4]。此外，同為微觀主體的企業(yè)融資也難擺脫金融知識(shí)的影響。李建軍等（2019）選取高管作為企業(yè)人力資本展開(kāi)論述，認(rèn)為企業(yè)人力的金融知識(shí)水平也能影響企業(yè)融資[5]。

綜上，盡管不乏有關(guān)金融排斥中物理排斥、條件排斥和金融知識(shí)的研究，但缺乏從金融知識(shí)視角研究金融自我排斥的文獻(xiàn)，故選取其中最具典型的信貸排斥展開(kāi)研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多研究的是家庭中顯性因素產(chǎn)生的金融排斥的影響，對(duì)于家庭中因心理因素產(chǎn)生的金融排斥，未能較多進(jìn)行考慮。因此，本文結(jié)合金融知識(shí)與家庭自我排斥，基于2017年CHFS的微觀數(shù)據(jù)，選用樣本既包含城鎮(zhèn)家庭也包含農(nóng)村家庭，能更全面考察金融知識(shí)對(duì)我國(guó)家庭自我排斥的影響，并根據(jù)實(shí)證研究結(jié)論提出可行性建議。

1.模型設(shè)定與描述性統(tǒng)計(jì)

1.1數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)家庭金融調(diào)查2017年數(shù)據(jù)（China Household Finance Survey，CHFS）。該調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)省/直轄市/自治區(qū)，且數(shù)據(jù)拒訪率低，在全國(guó)、省級(jí)和副省級(jí)層面均具有良好的代表性（甘犁等，2013）[6]。2017年共采集有效樣本40011戶(hù)。

1.2模型設(shè)定

為考察金融知識(shí)對(duì)于家庭信貸自我排斥的影響，本文構(gòu)建Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析。模型設(shè)定如下：

其中;μN(yùn)（0，σ2）， Y是被解釋變量，本文借鑒尹志超等（2020）的做法[7]，將2017年CHFS問(wèn)卷涉及的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)信貸項(xiàng)目和其他負(fù)債項(xiàng)目中的“您家為什么不從銀行/信用社申請(qǐng)貸款獲取所需資金？”兩個(gè)問(wèn)題回答情況作為依據(jù)。若這兩個(gè)問(wèn)題的答案是“不知道如何申請(qǐng)貸款/申請(qǐng)過(guò)程麻煩”、“估計(jì)貸款申請(qǐng)不會(huì)被批準(zhǔn)”或“擔(dān)心還不起”，則認(rèn)為該家庭存在信貸自我排斥，將虛擬變量“自我排斥”（Self_Exclusion）賦值為1，否則為0。

（金融知識(shí)）是核心解釋變量。本文依據(jù)前人對(duì)指標(biāo)的構(gòu)建方式，結(jié)合2017年CHFS問(wèn)卷，采用因子分析法構(gòu)建金融知識(shí)水平指標(biāo)。選取客觀層面的“利率計(jì)算”（Interest_rate）、“通貨膨脹計(jì)算”（Inflation_rate）、“投資風(fēng)險(xiǎn)計(jì)算”（Investment_Risk）和“投資風(fēng)險(xiǎn)判斷”（Investment_Risk）以及主觀層面的“財(cái)經(jīng)信息關(guān)注度”（Attention）五個(gè)因子進(jìn)行降維。KMO值為0.5918，Bartlett球形檢驗(yàn)的P值為0，表明原始變量進(jìn)行因子分析是可行的。通過(guò)因子分析中的最大似然法提取知識(shí)因子和關(guān)注因子，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后兩因子各自的方差解釋率為權(quán)重進(jìn)行求和，從而得到各家庭的金融知識(shí)水平。

X為控制變量，分為戶(hù)主特征變量（年齡，受教育程度，性別，婚姻狀況，風(fēng)險(xiǎn)偏好，風(fēng)險(xiǎn)厭惡）和家庭特征變量（小孩數(shù)量，老人數(shù)量，ln家庭收入）。

1.3描述性統(tǒng)計(jì)

由于2017年CHFS為分批次調(diào)查，問(wèn)卷中部分問(wèn)題僅在第一批次中進(jìn)行提問(wèn)，因此，剔除缺失數(shù)據(jù)后得到最終樣本數(shù)為926戶(hù)。變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示。

在信貸自我排斥方面，均值為0.0702，說(shuō)明大部分家庭不存在信貸排斥或信貸排斥是部分顯性因素造成，只有少數(shù)家庭存在著信貸自我排斥現(xiàn)象。在金融知識(shí)方面，樣本家庭的平均金融知識(shí)得分為6.76e-09，顯示我國(guó)居民家庭金融知識(shí)較為欠缺，且極差為2.23，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5339，說(shuō)明家庭間的金融知識(shí)水平差距較大。

2.實(shí)證分析

2.1實(shí)證結(jié)果

表3分析了金融知識(shí)對(duì)家庭信貸自我排斥是否存在影響，由于回歸系數(shù)本身經(jīng)濟(jì)學(xué)意義不大，本文選取了平均邊際效應(yīng)（margin effect）。其中第（1）列為為沒(méi)有外生解釋變量情況下，金融知識(shí)對(duì)家庭信貸自我排斥的單獨(dú)影響，結(jié)果顯示金融知識(shí)在5%水平下對(duì)家庭信貸自我排斥有顯著的抑制作用。第（2）列為加入金融知識(shí)解釋變量后的Probit回歸結(jié)果。金融知識(shí)在10%的水平下系數(shù)顯著為負(fù)，且金融知識(shí)水平每提升一個(gè)單位，家庭信貸自我排斥概率會(huì)下降3.07%，表明家庭的金融知識(shí)水平越高，家庭存在信貸自我排斥的可能就越低。一方面，由于家庭對(duì)正規(guī)信貸機(jī)構(gòu)借貸申請(qǐng)條件和流程缺乏基本了解，主觀上易產(chǎn)生自我排斥心理;另一方面，金融知識(shí)水平越高的家庭，越有能力結(jié)合自身情況緩解家庭自身約束，理性選擇信貸業(yè)務(wù)，及時(shí)釋放自身信貸需求，提高信貸行為發(fā)生率。

2.2內(nèi)生性問(wèn)題

在上述模型中，解釋變量金融知識(shí)往往存在著內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，金融知識(shí)水平指標(biāo)的選取與衡量較多借鑒前人的文獻(xiàn)資料，并利用因子分析法合成解釋變量，人為構(gòu)建的指標(biāo)存在遺漏變量與測(cè)量誤差的可能性較大，且當(dāng)受訪者對(duì)于問(wèn)題回答不精確，易出現(xiàn)高估或低估的情況，產(chǎn)生回歸偏誤。另一方面，金融知識(shí)與家庭信貸自我排斥雙向影響，存在信貸自我排斥的家庭由于自身信貸行為的缺乏，金融知識(shí)學(xué)習(xí)主動(dòng)性不強(qiáng)，導(dǎo)致金融知識(shí)基礎(chǔ)薄弱。為解決金融知識(shí)變量引起的參數(shù)估計(jì)不一致問(wèn)題，參照尹志超（2014）做法，選取同一社區(qū)中除自身家庭外的平均金融知識(shí)水平作為家庭金融知識(shí)的工具變量，因?yàn)橄噍^于自身家庭金融知識(shí)水平而言，其為外生變量，與自身家庭信貸的自我排斥不存在直接的相關(guān)性。

第（3）列為加入了工具變量社區(qū)平均金融知識(shí)的IVProbit模型估計(jì)結(jié)果。Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明，金融知識(shí)在1%的水平上存在內(nèi)生性。第一階段F統(tǒng)計(jì)量為14.08，與Douglas Staiger和James H. Stock（1997）的弱工具變量經(jīng)驗(yàn)值10比對(duì)[8]，不存在弱工具變量問(wèn)題，說(shuō)明選取同一社區(qū)的金融知識(shí)平均水平作為工具變量較為合適。實(shí)證結(jié)果顯示金融知識(shí)變量的系數(shù)為-1.8657，且在1%的水平下對(duì)家庭信貸自我排斥起負(fù)向作用，與基礎(chǔ)回歸的結(jié)果基本一致。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察上文模型估計(jì)結(jié)果的可靠性，選用Logit模型對(duì)上述變量進(jìn)行回歸，其回歸結(jié)果系數(shù)與原回歸模型系數(shù)一致，且10%水平下起顯著作用，表明金融知識(shí)對(duì)于家庭信貸自我排斥之間的關(guān)系具有穩(wěn)健性。

4.結(jié)論

本文使用中國(guó)家庭金融調(diào)查2017年的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了居民家庭價(jià)值水平與自我排斥的關(guān)系，并將社區(qū)其他家庭金融知識(shí)平均水平作為工具變量，避免金融知識(shí)的內(nèi)生性。研究發(fā)現(xiàn)，居民家庭的金融知識(shí)水平對(duì)家庭的自我排斥有顯著的負(fù)向影響，金融知識(shí)的缺乏會(huì)提高家庭自我排斥的概率，即使是在克服內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，結(jié)論依舊成立。這可能是由于，自身金融知識(shí)水平的增加有利于提高自信心，從而降低居民家庭主觀上產(chǎn)生自我排斥的可能性。

相較于前人有關(guān)金融知識(shí)與顯性因素造成的金融排斥的研究，本文更側(cè)重于居民心理因素所造成的自我排斥現(xiàn)象，結(jié)論證明了金融知識(shí)水平對(duì)家庭信貸自我排斥的影響，豐富了金融知識(shí)與金融排斥問(wèn)題的研究。此外，本文的研究結(jié)果對(duì)于推動(dòng)普惠金融發(fā)展有一定的政策啟示。首先，對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、教育落后地區(qū)，大部分家庭金融知識(shí)水平不高，地方政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用竦慕鹑谥R(shí)教育，及時(shí)掃盲，正確引導(dǎo)，增強(qiáng)居民的金融自信心。其次，居民家庭應(yīng)正確認(rèn)識(shí)到金融產(chǎn)品和服務(wù)的重要性，擺脫刻板、陳舊觀念，提高學(xué)習(xí)金融知識(shí)的積極性，也可在學(xué)習(xí)后根據(jù)自身情況選擇合適的金融活動(dòng)進(jìn)行時(shí)間。最后，金融機(jī)構(gòu)及時(shí)調(diào)整宣傳策略，幫助家庭了解和使用相應(yīng)的金融產(chǎn)品，這對(duì)金融普惠具有重大意義。

參考文獻(xiàn)：

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本文系安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)大學(xué)生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目《金融知識(shí)視角下家庭信貸約束與自我排斥研究》研究成果，項(xiàng)目編號(hào)：XSKY2165。

作者簡(jiǎn)介：鐘可（1999.10-），女，漢族，廣西賀州人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，2018級(jí)本科生，金融學(xué)專(zhuān)業(yè)。