不同類型信貸約束對家庭消費的影響存在差異嗎？

摘" "要：構建國內國際雙循環(huán)體系是我國新發(fā)展格局的重點，然而現(xiàn)階段居民消費不足已成為國內大循環(huán)中的一大堵點。本文利用中國家庭收入調查項目（CHIP）2018年數(shù)據(jù)分析了不同類型信貸約束對家庭消費的影響。研究結果表明：信貸約束對家庭消費有顯著的負向影響；需求型信貸約束比供給型信貸約束對家庭消費的負向影響更大；相比于私人信貸約束，機構信貸約束對家庭消費的負向影響更大。信貸約束對家庭各類消費都有抑制作用，其中享樂型消費受到的影響最大。機制分析表明，信貸約束通過影響家庭非工資收入和主觀貧困等抑制家庭消費。異質性分析發(fā)現(xiàn)，農村地區(qū)家庭的消費支出受到信貸約束的影響更大。研究結論可以在一定程度上為政府制定差異化信貸政策提供參考。

關鍵詞：信貸約束；需求型信貸約束；供給型信貸約束；機構信貸約束；私人信貸約束；家庭消費

中圖分類號：F830.5" "文獻標識碼： A" 文章編號：1674-2265（2024）06-0059-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.06.006

一、引言

黨的二十大報告指出，“我們要堅持以推動高質量發(fā)展為主題，把實施擴大內需戰(zhàn)略同深化供給側結構性改革有機結合起來，增強國內大循環(huán)內生動力和可靠性，提升國際循環(huán)質量和水平，加快建設現(xiàn)代化經濟體系”。2022年中央經濟工作會議則進一步提出“要把恢復和擴大消費擺在優(yōu)先位置”。目前我國居民消費水平與主要發(fā)達國家相比仍存在一定差距，2021年我國人均消費支出相當于韓國的30%、日本的23%、美國的10%。從居民消費率分析，盡管我國居民消費率近年來已增長到38.53%，但對比日本、美國及歐元區(qū)等發(fā)達國家和地區(qū)的居民消費率①，我國居民消費率依舊較低。較低的居民消費水平及消費率嚴重制約著我國雙循環(huán)體系特別是國內大循環(huán)體系的發(fā)展，不僅影響我國經濟的短期運行，也制約著我國經濟的長期穩(wěn)定發(fā)展。因此，有必要對抑制我國家庭消費增長的因素進行探索。

現(xiàn)有文獻從房地產財富、人口結構（趙守國和孫中鵬，2023）[1]、家庭收入（任鑫和葛晶，2019）[2]及負債（張自然和祝偉，2019）[3]等多個視角對家庭消費不足問題展開討論，為后續(xù)研究的開展提供了充分的支撐。此外，還有部分學者從信貸約束視角研究家庭消費不足的成因。然而，現(xiàn)有文獻更多關注的是信貸約束對家庭消費支出的影響，而較少分析不同原因和不同渠道的信貸約束對家庭消費支出影響的差異性及傳導機制。實際上，不同類型的信貸約束對家庭消費支出和消費結構可能存在差異化影響，深入探究不同類型信貸約束對家庭消費的影響及其背后的作用機制具有一定的現(xiàn)實意義。

本文運用中國家庭收入調查項目（CHIP）2018年數(shù)據(jù)，通過理論分析和實證模型檢驗了不同類型信貸約束對家庭消費影響的差異性。與以往文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：首先，本文基于現(xiàn)有關于信貸約束與家庭消費的研究，進一步將信貸約束按照形成原因和形成渠道劃分為四類，系統(tǒng)地探討了四種不同類型信貸約束對家庭消費的差異化影響，從更豐富的維度探討了信貸約束對居民消費的影響。其次，在研究家庭消費支出的基礎上，進一步探究了信貸約束對家庭消費結構的影響。最后，本文創(chuàng)新性地從主觀和客觀兩個層面考察了信貸約束作用于家庭消費的傳導路徑?；诓煌愋托刨J約束的作用原理，深入剖析了不同類型信貸約束作用于家庭消費的差異化傳導路徑，并進一步從城鄉(xiāng)二元結構層面展開異質性分析。

二、文獻綜述與理論假說

長期以來，國內外學者非常重視消費相關主題的研究，關于家庭消費影響因素的文獻較多。在早期研究中，學者們主要將研究視角聚焦于收入與家庭消費領域（梅農·戈登等，1993）[4]。而隨著家庭收入水平的普遍提高與研究的不斷深入，部分學者開始探索財富水平對家庭消費的影響（黃靜和屠梅曾，2009）[5]，此后有學者探究了固定資產（張大永和曹紅，2012；李濤和陳斌開，2014；歐陽子云，周孟亮，2022）[6-8]、股市資產（喬智，2018）[9]等對家庭消費的影響。也有部分學者將研究重點放在了家庭負債與家庭消費的關系上。張自然和祝偉（2019）[3]、張雅淋等（2019）[10]指出我國居民家庭存在著負債性消費。李波和朱太輝（2022）[11]研究表明保持合理的債務比例可能會促進家庭消費，但過高的債務杠桿反而會抑制家庭消費水平的提高。從已有研究來看，家庭負債對家庭消費存在著一定影響，但當家庭無法獲得所需貸款或是家庭債務需求不能完全得到滿足時，家庭消費將受到何種影響呢？基于這個問題，Dolde（1978）[12]指出家庭信貸需求無法被完全滿足而形成的信貸約束的確會對家庭消費產生影響，后續(xù)也有不少研究對此問題進行了探討。因此，本文在此基礎上繼續(xù)從以下三個方面對已有的文獻進行綜述：一是回溯了信貸約束對家庭消費水平的影響；二是就信貸約束與家庭消費結構之間的關系進行論述；三是回顧了信貸約束與家庭消費之間可能存在的機制變量及中介效應的相關文獻。

（一）信貸約束對家庭消費水平的影響

早期探討信貸約束對家庭消費影響的文獻大多未對信貸約束進行詳細的劃分。Hayashi（1985）[13]通過對比全樣本家庭和受信貸約束家庭的收入與消費之間差異化的回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)家庭消費水平的確會受到信貸約束的影響。萬廣華等（2001）[14]研究也表明信貸約束對居民消費存在顯著的抑制作用。此后，也有部分學者將信貸約束作為關鍵機制變量，探究所關注的研究對象如何通過信貸約束從而影響家庭消費，這也從一定程度上證明了信貸約束與家庭消費之間存在關系。部分文獻圍繞如何緩解信貸約束對家庭消費的抑制作用展開討論，蒲艷萍和王皓（2021）[15]、吳錕等（2022）[16]、張琳琬等（2022）[17]、易行健和郭壯哲（2023）[18]及楊碧云等（2023）[19]分別指出可以通過降低金融成本、提高金融素養(yǎng)、拓展社會網絡、推動數(shù)字經濟發(fā)展及緩解數(shù)字鴻溝等方式緩解信貸約束對家庭消費的負向影響。

隨著研究的深入，現(xiàn)有文獻將視角延伸至不同種類信貸約束對消費的異質性影響層面。國外研究依據(jù)信貸約束形成的原因，分別考察了供給型信貸約束與需求型信貸約束對家庭消費的影響。Balana等（2022）[20]基于國別的異質性研究發(fā)現(xiàn)，供給型信貸約束與需求型信貸約束在不同經濟體中對消費的抑制作用并非完全相同。Megersa（2023）[21]研究結果表明，受到需求型信貸約束的家庭比受到供給型信貸約束的家庭數(shù)量更多，且對消費支出的抑制作用更強。總的來看，國外學者在信貸類型與消費支出二者關系方面已經進行了部分探索。但我國學者對此類問題的探究還相對缺乏，故本文首先就需求型與供給型信貸約束對家庭消費影響的差異性進行分析。

供給型信貸約束是由于金融機構或個人出借方拒絕向家庭提供借款而形成的，這種信貸約束會導致家庭的借貸意愿不能被足額滿足，從而使得家庭負債水平、預期收入等有所下降，最終導致家庭的消費支出有所下降。需求型信貸約束則是需求方自身決策的結果，即需求方雖有借貸需求，但出于多種考量并未向貸款機構提出申請（李成友和李慶海，2016）[22]，其成因可能有借款方對借款流程不熟悉、擔心借貸請求會被機構或個人拒絕、認為借款成本較高等。對比兩種信貸約束，供給型信貸約束通過降低家庭的可支配收入而導致居民家庭消費支出有所減少，而面臨需求型信貸約束的家庭則在相關機構或個人拒絕自己的借款請求前就放棄借款。因此，相對于面臨供給型信貸約束的家庭，受需求型信貸約束的家庭貸款意愿更弱，此類家庭風險承受能力相對更低，家庭消費受到的抑制作用也更為嚴重（王亞柯和劉東亞，2023）[23]。據(jù)此，提出本文的第1個假說：

H1：信貸約束對家庭消費水平具有抑制作用，且需求型信貸約束對家庭消費水平的抑制作用大于供給型信貸約束。

還有部分學者側重于分析正規(guī)信貸約束與非正規(guī)信貸約束對家庭消費的影響。朱信凱和劉剛（2007）[24]研究指出非正規(guī)金融機構通過向家庭提供金融服務，緩解家庭受到的消費限制，促進家庭消費水平提高。易行健等（2017）[25]研究表明緩解正規(guī)信貸約束可以減少家庭受到的流動性約束，從而增加居民消費。邱黎源和胡小平（2018）[26]指出農戶受到正規(guī)信貸約束時，其預防性儲蓄會有所提高，因此，消費支出會受到抑制。同樣，有部分學者對比了正規(guī)機構和非正規(guī)機構信貸約束對家庭金融行為的影響。周弘和史劍濤（2021）[27]指出當家庭無法從正規(guī)渠道借入資金時，會從親戚朋友等非正規(guī)渠道借貸，由于往往涉及金額較小，對家庭投資能起到的緩解作用有限。夏會珍等（2023）[28]則指出正規(guī)金融涉及金額較大，貸款條件較高，審批程序復雜，交易時間成本更高，獲取資金難度更大，因此，對家庭收入的抑制作用更大。基于家庭收入、投資與消費的密切聯(lián)系，與機構貸款相比，私人貸款具有手續(xù)靈活簡便、成本低、無擔保等特點，故機構信貸約束和私人信貸約束可能會對家庭消費支出產生不同的影響。由于家庭向機構借款金額往往較大，因此，機構信貸約束對家庭消費支出的影響相對更大。據(jù)此，提出本文的第2個假說：

H2：機構信貸約束比私人信貸約束對家庭消費的負向影響更大。

（二）信貸約束對家庭消費結構的影響

實際上，信貸約束不僅會降低消費總量，而且對非生存型消費的負向影響更大（余泉生和周亞虹，2014）[29]，已有文獻就此展開了系列探索。蔡棟梁等（2020）[30]指出，如果家庭受到信貸約束而無法獲取更多借貸資金，由于居民家庭生存型消費剛性較大，對收入的變動敏感度較低，家庭會更偏向于減少發(fā)展型消費。南永清等（2023）[31]和楊碧云等（2023）[32]的研究表明，社會資本、金融素養(yǎng)水平及數(shù)字經濟發(fā)展會通過緩解信貸約束促進家庭發(fā)展型與享樂型消費增長。

受到信貸約束的家庭收入會有所下降。由于各類消費對收入變動敏感性不一樣，因此，收入變動對各類消費的影響存在差異（唐琦等，2018）[33]。家庭生存型消費的剛性較強，對收入變動的敏感性較低，受到信貸約束的影響相對較小。據(jù)此，本文提出假說3：

H3：信貸約束對居民各類消費的抑制作用不同。

（三）信貸約束與家庭消費關系中的中介變量

現(xiàn)有研究表明，收入是信貸約束作用于家庭消費的重要機制變量（梅農·戈登等，1993）[4]。隨著研究的不斷深入，學者進一步探討不同來源收入的差異化影響，并指出工資收入和非工資收入對家庭消費水平及家庭消費結構的影響存在較大差異（任鑫和葛晶，2019）[2]。張冀等（2021）[34]研究表明，非工資收入對家庭總消費及家庭消費結構的影響更大。從我國實際情況來看，盡管居民工資收入為家庭的主要收入來源，但家庭的凈資產收入、經營凈收入等也在家庭收入中占據(jù)了不小的比重。實際上，工資收入幾乎不會受信貸約束的影響，而非工資收入則在一定程度上依賴于外部信貸供給。信貸約束可能使家庭難以獲得足額貸款，造成其從事的經營活動受限，或減少其能進行的投資活動，從而對家庭的非工資收入產生一定影響。因此，本文認為信貸約束可能通過降低家庭非工資收入抑制家庭消費支出。據(jù)此，本文提出假說4：

H4：信貸約束通過降低家庭的非工資收入影響家庭消費支出。

此外，家庭的主觀感受也會在信貸約束對家庭消費支出的影響中起到中介作用。不僅收入水平會對家庭主觀貧困認知產生一定影響，資產積累等因素同樣會對居民的主觀貧困認知產生影響（田雅娟等，2019）[35]。而資產積累及居民收入等又與家庭是否面臨信貸約束有著強烈的關聯(lián)性。劉姣姣等（2021）[36]指出信貸約束會增加居民產生主觀貧困認知的概率。而主觀貧困認知情況又會影響家庭對自身財務狀況的判斷，進而對家庭消費產生影響。也就是說，當居民家庭感知到自己處于貧困境況時，會認為自己的財務狀況較差，進而選擇縮減開支，使得家庭消費支出水平降低?；谝陨戏治?，本文提出假說5：

H5：信貸約束通過增加家庭出現(xiàn)主觀貧困認知的概率影響家庭消費支出。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實證研究所用數(shù)據(jù)來自2018年中國家庭收入調查項目（CHIP）。該數(shù)據(jù)庫樣本來自國家統(tǒng)計局2018年城鄉(xiāng)一體化常規(guī)住戶調查大樣本庫，覆蓋15個省（自治區(qū)、直轄市，以下簡稱省份）的20745戶居民。項目組按照東、中、西部地區(qū)分層，采用系統(tǒng)抽樣方法得到調查樣本，數(shù)據(jù)庫涉及范圍廣、樣本規(guī)模大，具有較好的代表性。該問卷詳盡地調查了信貸約束方面的信息，分別對受訪者向各類金融機構、親戚或朋友借貸的信息進行了詢問。根據(jù)受訪者對這些問題的回答，本文可以從不同原因、不同渠道等多視角對信貸約束進行界定和分析。同時，該問卷中也包括了與家庭消費、非工資收入、主觀貧困等有關的問題，為本文的研究提供了良好的基礎。在剔除異常值和關鍵變量缺失值后，最終得到19557個有效樣本。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計

1.核心解釋變量：信貸約束。已有研究中界定信貸約束的方法有兩種（Diagne等，2000）[37]，一種是間接衡量法，另一種是直接衡量法。其中，間接衡量法是指通過信貸約束的經濟后果來驗證是否受到信貸約束，即檢驗短期收入變化是否對其消費造成影響，如果影響幾乎可以忽略不計，則可認為未受到信貸約束（Zeldes，1989）[38]。但本文所研究的問題正是信貸約束對家庭消費的影響，故采用直接衡量法界定信貸約束，即利用調查問卷中家庭是否獲得貸款等問題來衡量家庭是否受到信貸約束。

進一步地，根據(jù)信貸需求者面臨的信貸約束是被動形成還是主動選擇，將其劃分為供給型信貸約束和需求型信貸約束（Jappelli等，1998；程郁等，2009）[39，40]。借鑒Jappelli等（1998）[38]的做法，將提出借貸申請但被拒絕的家庭界定為受到供給型信貸約束，將需要借貸而未提出借貸申請的家庭界定為受到需求型信貸約束。

早年研究中，Kochar（1997）[41]直接使用是否獲得過正規(guī)貸款來衡量家庭是否受到信貸約束。此后，逐漸有學者依據(jù)形成渠道不同將信貸約束劃分為正規(guī)機構與非正規(guī)機構信貸約束（劉美玉和黃速建，2019）[42]。即依據(jù)資金供給方為正規(guī)金融機構（主要指銀行類金融機構）或非正規(guī)機構（包括民間機構、農村合作基金會等）來進行劃分。但結合2018年中國家庭收入調查項目（CHIP）問卷來看，此問卷并未依據(jù)正規(guī)機構與非正規(guī)機構來分別對受訪者進行訪問，而是依據(jù)受訪者是否向各類機構（包括銀行類正規(guī)金融機構、非正規(guī)放貸組織等）或親戚朋友提出借款申請來進行詢問。因此，依據(jù)受訪者向各類機構提出申請界定是否受到機構信貸約束，依據(jù)受訪者向親戚朋友提出借貸申請界定是否受到私人信貸約束。

具體而言，根據(jù)受訪者對“在過去3年中，家庭成員是否向銀行、農村信用社、其他商業(yè)或金融機構、其他正規(guī)放貸組織或民間放貸者提出借貸申請或要求”問題的回答，將受訪者受到的機構信貸約束劃分為供給型與需求型。如果回答“是”，且回答“借貸申請多次被拒絕”，定義為受到機構供給型信貸約束；如果回答“否”，且沒有提出申請的主要原因為“覺得提出申請或要求會被拒絕”，則定義為受到機構需求型信貸約束。

根據(jù)受訪者對“在過去3年中，家庭成員是否向您的親戚或朋友提出過借錢的要求”問題的回答，將受訪者受到的私人信貸約束劃分為供給型與需求型。如果回答“是”，且“借錢申請多次被拒絕”，則界定為受到私人供給型信貸約束；如果回答“否”，且“覺得親戚朋友沒有能力或不愿意借錢”，則界定為受訪者受到私人需求型信貸約束。

若家庭受到機構供給型信貸約束或私人供給型信貸約束，則界定為受到供給型信貸約束。若家庭面臨機構需求型信貸約束或私人需求型信貸約束，則定義為受到需求型信貸約束。

2.被解釋變量：家庭消費?；谝延形墨I，家庭消費總量使用問卷中家庭消費支出的合計值衡量。借鑒李曉楠和李銳（2013）[43]、尹志超等（2021）[44]的做法，將家庭消費分為生存型消費、發(fā)展型消費和享樂型消費。本文對被解釋變量進行對數(shù)化處理。

3.機制變量。一是家庭非工資收入?；谝延形墨I與問卷，家庭非工資收入使用經營凈收入、財產凈收入及轉移凈收入三者之和來衡量。二是主觀貧困。已有文獻指出，主觀貧困的認定方式分為兩種：經濟地位和最低收入。結合問卷調查的相關問題，本文使用受訪者對家庭生活狀況的自我評價界定主觀貧困變量，將認為家庭生活水平遠低于所在地平均水平的家庭界定為處于主觀貧困的家庭狀態(tài)（田雅娟等，2019）[35]。具體而言，本文依據(jù)城鎮(zhèn)問卷中的問題“您認為您家的生活水平比您所在地區(qū)（市/鎮(zhèn)/縣城）的平均生活水平是怎么樣”構建主觀貧困變量，若受訪者回答“低很多”，則界定為處于主觀貧困狀態(tài)，賦值為1，否則為0；根據(jù)農村問卷中“您認為您所在村的生活水平比同縣其他村的平均生活水平”及“您認為您家的生活水平比同村其他家庭的平均生活水平”兩個問題，若其中一個問題的答案為“低很多”，則界定其為主觀貧困，變量賦值為1，否則賦值為0。

4.控制變量。借鑒吳錕等（2022）[45]、尹志超和張?zhí)枟潱?020）[46]的做法，主要選取個體特征變量及家庭特征變量作為控制變量。個體特征變量包括戶主性別、年齡、民族、婚姻狀況、政治面貌、受教育程度、健康狀況及工作情況。家庭特征變量包括家庭規(guī)模、家庭老人數(shù)量、家庭孩子數(shù)量、家庭工資收入②、家庭住房資產及家庭負債余額。

（三）模型設定

由于消費支出是一個連續(xù)變量，故本文使用普通最小二乘法（OLS）考察信貸約束對家庭消費的影響，具體回歸模型如下：

[lnciα=0+α1creadit_constrainti+α2controli+εi]

（1）

式（1）中，[lnci]為家庭[i]消費支出的對數(shù)，[creadit_constrainti]為家庭[i]是否受到信貸約束的虛擬變量，[controli]為家庭[i]的控制變量。其中，[creadit_constrainti]包括需求型信貸約束、供給型信貸約束、機構信貸約束及私人信貸約束。

此外，盡管上述模型均假定家庭面臨的各類信貸約束為外生的，但仍可能存在內生性問題。一方面，可能仍存在某些不可觀測因素所導致的潛在遺漏變量問題，如個人對金融產品及金融機構的了解與認識程度、個人主觀及客觀金融素養(yǎng)等，這些因素不僅影響家庭消費支出，也會對家庭受到的信貸約束產生一定影響；另一方面，部分家庭面臨的信貸約束是由于自身消費金額較大或不合理消費行為等而形成的，故模型也可能存在互為因果或反向因果關系問題?；谝陨峡紤]，借鑒王亞柯和劉東亞（2023）[23]、吳錕等（2024）[47]的做法，選取“同一省份除本家庭以外其他家庭的信貸約束均值”作為工具變量，并依據(jù)不同信貸約束類型分別計算其均值，使用工具變量法來緩解潛在的內生性問題。該工具變量滿足相關性和外生性要求：一方面，同一地區(qū)的受訪者所處的經濟金融發(fā)展環(huán)境相同，地區(qū)整體的信貸約束情況具有一定的相似性，滿足相關性要求；另一方面，同一地區(qū)的其他家庭平均信貸約束水平不太可能對本家庭的消費支出產生直接影響，滿足外生性要求。

四、實證分析及結果檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告了受到信貸約束與未受到信貸約束家庭的變量描述性統(tǒng)計情況。統(tǒng)計結果顯示，總樣本中有1007戶家庭受到信貸約束，其中253戶家庭受到供給型信貸約束，785戶家庭受到需求型信貸約束，相比較而言受到需求型信貸約束的家庭較多。未受到信貸約束的家庭消費支出平均為47810元，而受到信貸約束的家庭消費支出平均為39696元，所以整體來看，比起未受到信貸約束的家庭，受到信貸約束家庭的消費支出有所減少，且家庭的生存型消費、發(fā)展型消費及享樂型消費都有所下降。

就戶主特征變量而言，在受到信貸約束的家庭中，戶主為男性、工作狀況好的比例較高，而戶主的平均年齡、結婚比例、黨員占比、受教育程度以及健康狀況則略低于未受信貸約束的家庭。

從家庭特征來看，受到信貸約束的家庭成員數(shù)量、孩子數(shù)量與負債余額相對較高，家庭老人數(shù)量、擁有住房資產的比例以及工資收入則低于未受信貸約束的家庭。

（二）信貸約束對家庭消費的影響

先使用OLS進行回歸分析，具體結果如表2所示。整體來看，信貸約束對家庭消費有顯著抑制作用，且與供給型信貸約束相比，需求型信貸約束對家庭消費支出的抑制作用更大。

考慮到模型中可能存在的內生性問題，使用工具變量“同一省份除本家庭以外其他家庭的信貸約束均值”進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計?；貧w結果表明，對模型進行DWH檢驗時其F值相對較小，內生性問題并不嚴重。同時，LM檢驗和Cragg-Donald Wald檢驗證明了此工具變量的有效性，結果顯示該工具變量不存在弱工具變量的問題。第（2）列回歸結果表明，信貸約束抑制家庭消費水平。第（4）列和第（6）列顯示，受到供給型與需求型信貸約束的家庭消費水平較低。說明在修正了信貸約束的內生性偏誤后，信貸約束對家庭消費支出依然有顯著的抑制作用。同樣，與供給型信貸約束相比，需求型信貸約束對家庭消費的抑制作用仍更大。據(jù)此，假說1得到驗證，該結論亦表明，將不同類型信貸約束合并為信貸約束會混淆需求型信貸約束與供給型信貸約束對家庭消費影響的差異性，將信貸約束劃分為不同類型進行分析有積極的現(xiàn)實意義。

（三）不同渠道信貸約束對家庭消費的影響

前文主要研究了按照成因劃分的信貸約束對家庭消費的差異化影響，此部分在已有文獻的基礎上，就不同渠道信貸約束對家庭消費產生的影響進行分析，估計結果如表3所示。

表3第（1）列和第（3）列顯示的是機構信貸約束和私人信貸約束對家庭消費影響的OLS回歸結果。回歸結果表明，機構信貸約束對家庭消費支出的負向影響大于私人信貸約束。第（2）列和第（4）列是考慮了可能存在的內生性問題后的回歸結果，與OLS回歸結果基本一致。第（5）列和第（6）列回歸結果則同時考察了機構信貸約束與私人信貸約束對家庭消費的影響，盡管系數(shù)大小有一定的變化，但對家庭消費支出的影響方向是一致的。據(jù)此，假說2得到驗證。

（四）信貸約束對家庭消費結構的影響

1. 信貸約束對消費結構的影響。如果僅分析不同類型信貸約束對家庭消費總量的影響，可能會忽略信貸約束對家庭消費結構的影響。因此，在此部分將家庭消費細分為生存型消費、發(fā)展型消費以及享樂型消費，分別就信貸約束、供給型信貸約束與需求型信貸約束對各類消費的影響進行分析，結果見表4。表4結果表明，信貸約束對家庭享樂型消費的負向影響最大，對生存型消費的影響次之，對發(fā)展型消費的影響最小，說明面臨信貸約束的家庭出于對家庭基本消費剛性的考慮，會選擇優(yōu)先縮減非必需的享樂型消費。對比分析來看，需求型信貸約束對各類消費的影響均顯著，且系數(shù)均大于供給型信貸約束，而供給型信貸約束對發(fā)展型消費的影響并不顯著。由此，假說3得到驗證

2.不同渠道信貸約束對家庭消費結構的影響。此部分分別探究機構信貸約束、私人信貸約束對家庭消費結構的影響，回歸結果如表5所示?；貧w結果表明，機構信貸約束對家庭享樂型消費的抑制作用最大，對發(fā)展型消費影響次之，對生存型消費影響最?。欢饺诵刨J約束對家庭享樂型消費的抑制作用最大，對生存型消費的影響次之，對發(fā)展型消費的影響最小。不同渠道信貸約束對消費結構的影響有所差異，這可能是由不同渠道產生的信貸約束對家庭收入與家庭風險的影響程度不同所導致。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結論的可靠性，進一步采用僅考慮有信貸需求的樣本、變換回歸模型以及對樣本進行縮尾處理等三種方法對估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1. 僅考慮有信貸需求的子樣本。無信貸需求家庭與有信貸需求家庭的行為可能存在一定差異。表6報告了信貸約束對有信貸需求家庭消費支出的影響。結果顯示，信貸約束對家庭消費支出影響的結果與基準回歸結果基本一致。

2.使用GMM估計?？紤]到模型可能存在異方差問題，使用GMM估計法進行穩(wěn)健性檢驗，具體結果見表7，回歸結果與基準回歸結果基本一致。

3.將樣本做縮尾處理?？紤]到部分家庭收入僅來源于補貼資金，其消費支出行為可能不具有代表性，故依據(jù)家庭收入對樣本做上下縮尾5%處理，回歸結果（見表8）同樣與基準回歸結果基本保持一致。從上述檢驗的估計結果可知，信貸約束對家庭消費支出及家庭消費結構的影響是比較穩(wěn)健的。

五、影響機制分析

上述分析證明了不同類型的信貸約束與家庭消費之間的關系，同時也證實了不同類型信貸約束對家庭消費結構的影響。此部分參考江艇（2022）[48]的做法，檢驗家庭非工資收入和主觀貧困感受在信貸約束與家庭消費之間的中介作用，具體回歸模型如下：

[intermediaryi=α3+α4credit_constrainti+α5controli+σi] （2）

式（2）中，變量[intermediaryi]為中介變量，在檢驗不同變量中介效應過程中，分別為家庭非工資收入和主觀貧困，其余變量與基準模型相同。

（一）家庭非工資收入的中介效應

面臨信貸約束時，家庭可獲得借款數(shù)額縮減，家庭利用這筆借款可能進行的經營活動、投資活動等獲得的收入也會隨之降低，從而對家庭消費產生影響。據(jù)此，推測家庭非工資收入在信貸約束與家庭消費之間可能存在中介效應，檢驗結果如表9所示。整體來看，信貸約束對家庭非工資收入的影響顯著為負?；诖?，本文認為信貸約束會通過降低家庭非工資收入對家庭消費產生影響。

第（2）列與第（3）列分別列示了供給型信貸約束與需求型信貸約束對家庭非工資收入的影響，其中供給型信貸約束對家庭非工資收入的影響并不顯著，而需求型信貸約束對家庭非工資收入的抑制作用則顯著為負。這表明，家庭非工資收入僅在需求型信貸約束對家庭消費的影響中起中介作用。這可能是因為在面臨需求型信貸約束時，家庭會更快意識到預期的經營收入、財產收入等可能發(fā)生的變化，進而對經營活動、投資活動等進行調整，從而對家庭消費產生影響。

第（5）列與第（6）列分別檢驗了非工資收入在機構信貸約束、私人信貸約束對家庭消費影響過程中起到的作用。面臨機構信貸約束的家庭非工資收入受到的負向影響顯著，而私人信貸約束對家庭非工資收入的影響并不顯著。即非工資收入僅是機構信貸約束影響家庭消費的中介變量。這可能是因為機構信貸約束涉及的借貸金額較大，其作用機制影響也就更大。據(jù)此，假說4得證。

（二）主觀貧困的中介效應

幸福是人們追求的生活目標。信貸約束可能會影響家庭對自身生活水平的感受。而如果個體感覺自身貧困，可能會通過減少消費、增加儲蓄、積累更多的財富從而降低主觀貧困。因此，信貸約束可能會通過影響主觀貧困來影響家庭的消費支出。

表10第（1）列結果表明，信貸約束對主觀貧困影響的系數(shù)顯著為正，即受到信貸約束的家庭產生主觀貧困認知的概率更高，而主觀貧困認知的加劇則會使家庭減少消費。對兩類信貸約束與家庭消費支出的關系進行分析可知，供給型與需求型信貸約束都會使家庭產生主觀貧困認知的概率加重，其中供給型信貸約束對家庭主觀貧困認知的影響更大。從不同渠道信貸約束來看，機構信貸約束和私人信貸約束均會對家庭主觀貧困認知產生影響。據(jù)此，假說5得到驗證。

六、異質性分析

在我國城鄉(xiāng)二元結構長期存在的背景下，城鎮(zhèn)家庭與農村家庭的金融可得性存在著較大差距，信貸約束對這兩類群體消費支出的影響可能有所不同。因此，本文進一步探究信貸約束對城鎮(zhèn)家庭與農村家庭消費支出影響的差異性，回歸結果見表11。

由表11的回歸結果可知：信貸約束對農村家庭總消費支出的影響顯著為負且影響強于城鎮(zhèn)家庭，農村家庭主要受需求型信貸約束的影響，城鎮(zhèn)家庭則主要受供給型信貸約束的負向影響。不同渠道信貸約束對城鎮(zhèn)家庭消費沒有顯著影響，但對農村家庭消費的影響顯著，且私人信貸約束的負向影響更大。這可能是因為農村家庭收入的不確定性更大，對信貸支持的依賴更強，且更依賴私人信貸。

從消費結構看，信貸約束對城鎮(zhèn)家庭各類消費支出的影響均不顯著，對農村家庭的生存型消費與享樂型消費則有顯著抑制作用。這可能是因為，相較于城鎮(zhèn)家庭而言，農村家庭的收入不確定性更強，消費支出容易受到收入波動的影響，且享樂型消費比生存型消費對收入變化的敏感度更高。

七、結論與政策建議

基于中國家庭收入調查項目（CHIP）2018年數(shù)據(jù)，就信貸約束對家庭消費的影響進行深入考察，并依據(jù)形成原因和渠道將信貸約束劃分為四類，考察不同類型信貸約束對家庭消費與家庭消費結構的影響。研究結果表明：信貸約束對家庭消費水平存在顯著抑制作用，且需求型信貸約束比供給型信貸約束的抑制作用更大。機構信貸約束比私人信貸約束的抑制作用更大，但在農村家庭中，私人信貸約束對總消費的抑制作用更大。從消費結構看，信貸約束對各類消費均有抑制作用，其中享樂型消費受到的抑制作用最大。機制分析表明，家庭非工資收入是需求型信貸約束抑制家庭消費的中介變量，但其在供給型信貸約束與家庭消費的關系中不起作用；信貸約束通過提高主觀貧困認知進而對家庭消費產生影響，其中供給型信貸約束比需求型信貸約束對家庭主觀貧困的影響更大，從而使家庭消費下降更多。異質性分析表明，需求型信貸約束對農村家庭總消費的負向影響更為顯著，而供給型信貸約束對城鎮(zhèn)家庭消費的影響更為顯著。

基于研究所得結論，提出如下政策建議：首先，需求型信貸約束對家庭消費的負向影響較大，應注重提高居民金融教育水平、增加相關金融知識的普及，以提高家庭金融素養(yǎng)，增強家庭對金融市場的了解。同時，盡管供給型信貸約束相較于需求型信貸約束對家庭消費的抑制作用較小，但同樣會導致家庭消費水平的降低，因此，也應相應調整借貸市場的準入門檻。此外，考慮到不同渠道信貸約束對家庭消費的影響有所差別，一方面，政府應繼續(xù)加大對金融機構的扶持，另一方面也要引導社會信任的構建。其次，基于信貸約束對家庭消費結構的影響，政府應放寬金融機構等對家庭借貸的限制或增強居民的金融信心，以緩解居民家庭受到的供給型和需求型信貸約束，進而促進消費。同時，也應注重產業(yè)結構與家庭消費結構的同步改善，推動結構性改革，防止產業(yè)結構與家庭消費結構錯位。最后，考慮到信貸約束與家庭消費之間存在的中介機制，以及信貸約束對城鎮(zhèn)家庭與農村家庭影響的差異，應考慮降低居民所受信貸約束，增加居民家庭，特別是農民家庭的財產性收入與幸福感，從而促進居民家庭消費支出水平的提高。

注：

①數(shù)據(jù)來源：http：//www.cbimc.cn/content/2022-12/16/content_473871.html。

②考慮到信貸約束與家庭非工資收入之間存在一定相關性，本文使用家庭工資收入進行分析。

③由于非工資收入中存在部分負值，故并未對此變量做對數(shù)化處理，而是以萬元為單位對其進行衡量。

參考文獻：

[1]趙守國，孫中鵬.兒子、房子與票子：獨生子女性別對家庭消費的影響 [J].消費經濟，2023，39（03）.

[2]任鑫，葛晶.金融發(fā)展、收入結構與城鎮(zhèn)居民消費結構 [J].宏觀經濟研究，2019，（01）.

[3]張自然，祝偉.中國居民家庭負債抑制消費升級了嗎？——來自中國家庭追蹤調查的證據(jù) [J].金融論壇，2019，24（08）.

[4]梅農·戈登，陳海淳，鄢志明.中國城鎮(zhèn)家庭的實際收入和消費水平 [J]. 消費經濟，1993，（01）.

[5]黃靜，屠梅曾.房地產財富與消費：來自于家庭微觀調查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].管理世界，2009，（07）.

[6]張大永，曹紅.家庭財富與消費：基于微觀調查數(shù)據(jù)的分析 [J].經濟研究，2012，47（S1）.

[7]李濤，陳斌開. 家庭固定資產、財富效應與居民消費：來自中國城鎮(zhèn)家庭的經驗證據(jù) [J]. 經濟研究，2014，49（03）.

[8]歐陽子云，周孟亮.城鄉(xiāng)家庭住房價值與消費——基于限購政策的實證研究 [J].金融與經濟，2022，（09）.

[9]喬智. 中國家庭股市資產價值變動對居民消費的影響——來自CHFS的微觀證據(jù) [J]. 南方經濟，2018，（08）.

[10]張雅淋，孫聰，姚玲珍. 越負債，越消費？——住房債務與一般債務對家庭消費的影響 [J]. 經濟管理，2019，41（12）.

[11]李波，朱太輝. 債務杠桿、財務脆弱性與家庭異質性消費行為 [J]. 金融研究，2022，（03）.

[12]Dolde W. 1978. Capital Markets and the Short Run Behavior of Life Cycle Savers [J].The Journal of Finance，33（2）.

[13]Hayashi F. 1985. The Effect of Liquidity Constraints on Consumption：A Cross-Sectional Analysis [J].The Quarterly Journal of Economics，100（1）.

[14]萬廣華，張茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費 [J].經濟研究，2001，（11）.

[15]蒲艷萍，王皓.借貸約束與家庭消費——來自CFPS 2018的證據(jù) [J].消費經濟，2021，37（02）.

[16]吳錕，王沈南，李鴻波.金融素養(yǎng)如何影響居民消費？ [J].財貿研究，2022，33（02）.

[17]張琳琬，蘇慧媛，尹志超. 社會網絡對家庭信貸約束的影響——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證研究 [J].學習與實踐，2022，（01）.

[18]易行健，郭壯哲.數(shù)字經濟促進居民服務消費的微觀效應研究——基于中國家庭金融調查數(shù)據(jù)的經驗證據(jù) [J]. 湘潭大學學報（哲學社會科學版），2023，47（03）.

[19]楊碧云，王藝璇，易行健，張凌霜. “數(shù)字鴻溝”是否抑制了居民消費？——來自中國家庭金融調查的微觀證據(jù) [J]. 南開經濟研究，2023，（03）.

[20]Balana B，Mekonnen D， Haile B，Hagos F，Yimam S，Ringler C. 2022. Demand and Supply Constraints of Credit in Smallholder Farming：Evidence from Ethiopia and Tanzania [J].World Development， 159.

[21]Megersa E L. 2023. Credit Constraint and Agricultural Technology Adoptions：Evidence from Ethiopia [J].Agricultural Finance Review .

[22]李成友，李慶海.農戶信貸需求視角下的信貸配給程度決定分析——基于OPSS模型的實證研究 [J].統(tǒng)計與信息論壇，2016，31（06）.

[23]王亞柯，劉東亞.信貸約束與家庭金融市場參與[J].金融研究，2023，（02）.

[24]朱信凱，劉剛.非正規(guī)金融緩解農戶消費信貸約束的實證分析 [J].經濟理論與經濟管理，2007，（04）.

[25]易行健，莫寧，周聰，楊碧云.消費信貸對居民消費影響研究：基于家庭微觀數(shù)據(jù)的實證估計 [J].山東大學學報（哲學社會科學版），2017，（05）.

[26]邱黎源，胡小平.正規(guī)信貸約束對農戶家庭消費結構的影響——基于全國4141戶農戶的實證分析 [J].農業(yè)技術經濟，2018，（08）.

[27]周弘，史劍濤.信貸約束如何影響家庭風險資產參與——來自CFPS數(shù)據(jù)的證據(jù) [J].貴州財經大學學報，2021，（03）.

[28]夏會珍，王亞柯，劉東亞.信貸約束與農戶收入——基于CHIP數(shù)據(jù)的實證研究 [J].吉林大學社會科學學報，2023，63（06）.

[29]余泉生，周亞虹.信貸約束強度與農戶福祉損失——基于中國農村金融調查截面數(shù)據(jù)的實證分析 [J].中國農村經濟，2014，（03）.

[30]蔡棟梁，王聰，邱黎源. 信貸約束對農戶消費結構優(yōu)化的影響研究——基于中國家庭金融調查數(shù)據(jù)的實證分析 [J]. 農業(yè)技術經濟，2020，（03）.

[31]南永清，臧旭恒，姚健.金融素養(yǎng)與居民家庭消費升級——來自中國家庭微觀調查的經驗證據(jù) [J].南開經濟研究，2023，（09）.

[32]楊碧云，郭壯哲，易行健，張凌霜.數(shù)字經濟促進居民家庭消費升級的微觀效應——基于CHFS的經驗證據(jù)研究[J].經濟評論，2023，（03）.

[33]唐琦，夏慶杰，李實.中國城市居民家庭的消費結構分析：1995—2013 [J].經濟研究，2018，53（02）.

[34]張冀，張彥澤，曹楊.優(yōu)化家庭收入結構能促進消費升級嗎？ [J].經濟與管理研究，2021，42（07）.

[35]田雅娟，劉強，馮亮.中國居民家庭的主觀貧困感受研究 [J].統(tǒng)計研究，2019，36（01）.

[36]劉姣姣，朱明，楊照，張鋼仁.信貸約束對農戶主觀貧困的影響——基于中國居民收入調查數(shù)據(jù)的實證研究 [J]. 科技導報，2021，39（23）.

[37]Diagne A，Zeller M，Sharma M P. 2000. Empirical Measurements of Households' Access to Credit and Credit Constraints in Developing Countries [R].FCND briefs.

[38]Zeldes S P. 1989. Optimal Consumption with Stochastic Income：Deviations from Certainty Equivalence [J]. The Quarterly Journal of Economics，104（2）.

[39]T Jappelli，JS Pischke，NS Souleles. 1998. Testing for Liquidity Constraints in Euler Equations with Complementary Data Sources [J].The Review of Economics and Statistics，80（2）.

[40]程郁，韓俊，羅丹.供給配給與需求壓抑交互影響下的正規(guī)信貸約束：來自1874戶農戶金融需求行為考察 [J].世界經濟，2009，（0 5）.

[41]Kochar A.1997. An Empirical Investigation of Rationing Constraints in Rural Credit Markets in India [J].Journal of Development Economics，53（2）.

[42]劉美玉，黃速建.信貸約束強度與農村企業(yè)績效水平——基于廣義傾向得分方法的經驗分析 [J].中國農村經濟，2019，（12）.

[43]李曉楠，李銳.我國四大經濟地區(qū)農戶的消費結構及其影響因素分析 [J].數(shù)量經濟技術經濟研究， 2013， 30（09）.

[44]尹志超，仇化，潘學峰.住房財富對中國城鎮(zhèn)家庭消費的影響 [J].金融研究，2021，（02）.

[45]吳錕，吳衛(wèi)星，王沈南. 金融教育是有效的嗎？ [J]. 金融研究，2022，（11）.

[46]尹志超，張?zhí)枟?金融知識、自信心和家庭信貸約束 [J].社會科學輯刊，2020，（01）.

[47]吳錕，劉含笑，李琦.農村成長經歷會影響城鎮(zhèn)家庭儲蓄率嗎？——來自CHFS2019的經驗證據(jù) [J/OL].西部論壇，2024.

[48]江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節(jié)效應 [J].中國工業(yè)經濟，2022，（05）.