不同類型信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率的影響

■何維

一、引言

在逆全球化趨勢(shì)和新冠疫情影響下，中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長面臨較大壓力。2021 年3 月發(fā)布的《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》明確指出：“加快培育完整內(nèi)需體系，深入實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，建設(shè)消費(fèi)需求旺盛的強(qiáng)大國內(nèi)市場?！?/p>

消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，家庭的儲(chǔ)蓄率處于合理水平，是發(fā)揮消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長支撐作用的前提。然而，消費(fèi)與家庭儲(chǔ)蓄具有此消彼長的關(guān)系。由于住房、醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等制度還不夠完善，我國家庭面臨的不確定性較高，進(jìn)行預(yù)防性和目標(biāo)性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，因此“建設(shè)消費(fèi)旺盛的國內(nèi)市場”面臨著家庭儲(chǔ)蓄意愿高、消費(fèi)傾向低的制約。從儲(chǔ)蓄率水平來看，中國家庭儲(chǔ)蓄率在2010 年達(dá)到51.33%的歷史高位，近十年雖有下降趨勢(shì)，但2021年仍達(dá)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(chǔ)蓄率變化趨勢(shì)，比較發(fā)現(xiàn)中國家庭儲(chǔ)蓄率遠(yuǎn)高于歐美發(fā)達(dá)國家和同等收入水平的發(fā)展中國家。高儲(chǔ)蓄率除了與中國的儲(chǔ)蓄文化、購房壓力、子女教育和養(yǎng)老等因素高度相關(guān)外，還與中國城鄉(xiāng)家庭面臨的信貸約束緊密相關(guān)。

圖1 四國儲(chǔ)蓄率比較

信貸約束在各國都是普遍存在的問題，特別是發(fā)展中國家由于金融抑制，正規(guī)金融市場存在明顯的利率管制和道德風(fēng)險(xiǎn)問題，導(dǎo)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(yán)重的信貸約束，城市中低收入群體和農(nóng)村家庭較難獲得正規(guī)信貸支持。特別是農(nóng)村地區(qū)部分商業(yè)銀行退出，農(nóng)村房產(chǎn)、宅基地、土地等均存在抵押的制度障礙，非正規(guī)金融是農(nóng)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(fèi)支出常常是錯(cuò)配的。在家庭成員處于年輕和年老階段時(shí)，收入小于支出，只能抑制消費(fèi)；當(dāng)家庭成員處于中年階段時(shí)，收入大于支出，但由于未來支出的不確定性，預(yù)防性儲(chǔ)蓄需求提高，從而壓縮當(dāng)期家庭消費(fèi)。同時(shí)，由于信息不對(duì)稱、城鄉(xiāng)金融發(fā)展不平衡、家庭金融素養(yǎng)差異等原因，家庭信貸約束存在顯著的異質(zhì)性。

整體來看，在當(dāng)前國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，城鄉(xiāng)家庭不同類型的信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生異質(zhì)性影響。如何更有針對(duì)性地緩解家庭面臨的信貸約束，充分釋放其消費(fèi)潛力，培育完整內(nèi)需體系和建設(shè)消費(fèi)旺盛的國內(nèi)市場，是值得研究的現(xiàn)實(shí)問題。在這一背景下，本文從微觀家庭這一視角，實(shí)證研究了不同類型信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

家庭在資產(chǎn)配置過程中面臨兩個(gè)選擇：一是消費(fèi)與儲(chǔ)蓄的選擇，即通過儲(chǔ)蓄或借貸來平滑家庭消費(fèi)需求；二是投資組合的選擇，即各類資產(chǎn)的投資比例。這兩個(gè)選擇主要通過金融市場來實(shí)現(xiàn)。傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為家庭可以通過市場化的借貸進(jìn)行資產(chǎn)跨期配置，從而平滑家庭生命周期的消費(fèi)需求。因而，家庭能否實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)跨期配置，關(guān)鍵取決于其能否通過市場進(jìn)行自由借貸。當(dāng)家庭面臨信貸約束時(shí)，就難以通過金融市場的借貸進(jìn)行跨期配置，從而會(huì)改變當(dāng)期的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為，最終影響家庭儲(chǔ)蓄率。

信貸約束一般定義為家庭資金短缺時(shí)，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(xiàn)中，又將信貸約束稱為流動(dòng)性約束[3]。家庭信貸約束有多種表現(xiàn)形式，其中因參與農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營而面臨信貸約束是一種重要形式。信貸約束的識(shí)別和度量一直是進(jìn)行實(shí)證研究的難點(diǎn)，也是導(dǎo)致結(jié)論差異化的重要原因。目前，學(xué)術(shù)界主要用直接法和間接法來度量信貸約束強(qiáng)度。直接法主要通過調(diào)查問卷獲得家庭參與信貸市場的經(jīng)驗(yàn)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(dāng)前利率水平下是否有貸款意愿、是否申請(qǐng)過貸款或申請(qǐng)被拒絕等。而間接法是通過信貸約束產(chǎn)生的結(jié)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(rèn)為家庭的消費(fèi)支出取決于持久收入，而短期收入波動(dòng)不影響消費(fèi)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(dòng)影響了消費(fèi)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(gè)原因。

具體來看，信貸約束產(chǎn)生的原因既與資金供給端的金融機(jī)構(gòu)有關(guān)，也與資金需求端的家庭特征相關(guān)，因而，Boucher等[4]將其細(xì)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(jī)構(gòu)基于申請(qǐng)者還款能力等因素的考慮，拒絕發(fā)放信貸資金，或因信貸資金配給，發(fā)放的資金不能滿足家庭的信貸需求。供給型信貸約束產(chǎn)生的原因：一是家庭缺乏抵質(zhì)押物，缺乏相關(guān)增信機(jī)制；二是信息不對(duì)稱導(dǎo)致的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，使正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的供給低于最優(yōu)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(jié)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(rèn)為自己不能獲得貸款而主動(dòng)放棄申請(qǐng)。Kon等[5]將這種主動(dòng)放棄的家庭稱為“無信心借款人”。需求型信貸約束產(chǎn)生的原因：一是金融制度的不完善，導(dǎo)致家庭獲得信貸支持的成本較高而主動(dòng)放棄[6]；二是金融機(jī)構(gòu)的貸款產(chǎn)品與家庭的信貸需求不匹配，貸款申請(qǐng)手續(xù)較為煩瑣，存在一定的申請(qǐng)壁壘，從而產(chǎn)生需求壓抑；三是家庭金融知識(shí)缺乏，對(duì)金融信貸產(chǎn)品不熟悉，對(duì)金融可得性存在認(rèn)知偏差。程郁等[7]認(rèn)為，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)過高的交易成本、不完善的信貸配給機(jī)制和農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為等多種因素共同作用，提高了農(nóng)戶信貸感知成本，并降低了其信貸獲得的預(yù)期，產(chǎn)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(jié)構(gòu)性特征。對(duì)于不同的城鄉(xiāng)家庭而言，供給型信貸約束和需求型信貸約束兩者并非獨(dú)立存在，而是互相影響或兼而有之。本文認(rèn)為，家庭信貸約束的異質(zhì)性不僅表現(xiàn)為是否存在信貸約束，更重要的是表現(xiàn)在信貸約束類型和大小的差異上。

影響家庭儲(chǔ)蓄率的因素既與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融制度有關(guān)，如社會(huì)保障水平、住房制度、收入分配等；也與微觀家庭經(jīng)濟(jì)和社會(huì)特征相關(guān)，如社會(huì)網(wǎng)絡(luò)[8]、金融素養(yǎng)[9]、早年的饑荒經(jīng)歷[10]、女性勞動(dòng)參與[11]、成年未婚子女性別[12]。信貸約束是家庭儲(chǔ)蓄率的一個(gè)重要影響因素。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，信貸約束通過制約家庭收入和消費(fèi)的跨期配置，改變了家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，進(jìn)而影響家庭的儲(chǔ)蓄率。直接研究信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率影響的文獻(xiàn)較少。Zeldes[13]認(rèn)為信貸約束顯著影響了家庭未來收入預(yù)期，從而顯著影響了家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄。杭斌等[14]認(rèn)為收入差距的擴(kuò)大抑制了家庭消費(fèi)，但這種抑制作用與信貸約束有關(guān)。黃倩等[15]用CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，信貸約束阻礙了家庭消費(fèi)，使家庭的實(shí)際消費(fèi)低于理論上的最優(yōu)消費(fèi)。余泉生等[16]發(fā)現(xiàn)信貸約束強(qiáng)度每增加1%，農(nóng)戶家庭平均生產(chǎn)收入、非基本消費(fèi)支出和一般資產(chǎn)分別減少61.42元、55.77元和35.01元。曹瓅等[17]認(rèn)為信貸約束是影響農(nóng)戶收入的關(guān)鍵因素，尤其是正規(guī)金融信貸約束減少了低收入農(nóng)戶的生產(chǎn)收入。同時(shí)，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(yù)防性儲(chǔ)蓄[18]。但劉佳倩等[19]認(rèn)為信貸約束降低了家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄比例。由收入不確定性導(dǎo)致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄能夠解釋城鄉(xiāng)家庭金融財(cái)富積累的20%～30%[20]。家庭即使當(dāng)前沒有信貸約束，未來預(yù)期的信貸約束也會(huì)影響其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的選擇。綜上，不同學(xué)者根據(jù)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(jié)論。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一是以家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)經(jīng)營面臨的借貸障礙作為信貸約束的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)了信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響；二是進(jìn)一步將信貸約束細(xì)分為供給型、需求型和部分信貸約束幾類，研究其對(duì)儲(chǔ)蓄率的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)家庭儲(chǔ)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(guān)于家庭金融資產(chǎn)選擇的資本資產(chǎn)定價(jià)模型和資產(chǎn)組合理論、生命周期理論等，均假設(shè)家庭可以通過市場自由獲得資金供給，從而達(dá)到優(yōu)化資產(chǎn)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(tài)，供求不均衡是常態(tài)，家庭的消費(fèi)需求往往和擁有的金融資源在時(shí)間上是錯(cuò)配的。由于信息不對(duì)稱和交易成本等因素，信貸約束的存在：一方面，導(dǎo)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(chǎn)組合和平滑消費(fèi)的目的就難以達(dá)到；另一方面，增加了家庭未來的不確定性，改變了家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而影響家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。

整體來看，在普通家庭中，資金往往被當(dāng)作一種儲(chǔ)蓄性的金融資產(chǎn)，而在參與農(nóng)業(yè)和工商業(yè)經(jīng)營的家庭中，資金往往作為一種生產(chǎn)要素參與生產(chǎn)經(jīng)營，且與勞動(dòng)力等其他要素具有一定的比例關(guān)系，通過商品流動(dòng)實(shí)現(xiàn)增值。同時(shí)，資金作為要素投入，在生產(chǎn)經(jīng)營各環(huán)節(jié)費(fèi)用的結(jié)算上具有較強(qiáng)的時(shí)效性。當(dāng)參與生產(chǎn)經(jīng)營的家庭面臨信貸約束時(shí)，更傾向于降低家庭儲(chǔ)蓄來解決資金需求，從而保證生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)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(zhì)性。同時(shí)，存在信貸約束的家庭雖然具有增加儲(chǔ)蓄和抑制消費(fèi)的心理預(yù)期，但往往面臨收入更低、收入風(fēng)險(xiǎn)更高以及支出在收入中占比更高的情況，導(dǎo)致家庭可用的儲(chǔ)蓄資源較少，儲(chǔ)蓄率更低。因此，本文提出：

假說1：信貸約束會(huì)降低城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率水平。

信貸約束雖然是國內(nèi)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(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響也有顯著差異。在金融市場發(fā)展不完善、金融素養(yǎng)低的地區(qū)，需求型信貸約束更普遍。馬涵等[21]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)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(nóng)業(yè)和工商業(yè)發(fā)展階段的特征和融資來源看，初期資金需求較小且投資風(fēng)險(xiǎn)較高，融資來源主要是家庭內(nèi)部資金積累。因而，家庭主動(dòng)放棄申請(qǐng)借款產(chǎn)生的需求型信貸約束，降低了家庭儲(chǔ)蓄率。當(dāng)發(fā)展到一定階段，隨著經(jīng)營模式的成熟和銷售收入的穩(wěn)定，家庭要擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，更可能向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)借款。特別是家庭農(nóng)業(yè)和工商業(yè)經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，需要多種生產(chǎn)要素的同步增加，資金要素缺乏導(dǎo)致的信貸約束是制約其規(guī)模擴(kuò)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(xiàn)有生產(chǎn)規(guī)模，避免盲目擴(kuò)大生產(chǎn)從而占用家庭儲(chǔ)蓄。由此，本文提出：

假說2：不同類型信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生差異化影響。

綜上所述，當(dāng)家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)面臨信貸約束時(shí)，通過降低儲(chǔ)蓄率來維持或擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營，導(dǎo)致家庭的儲(chǔ)蓄率水平下降。進(jìn)一步地，需求型信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響更大。接下來，本文基于微觀數(shù)據(jù)對(duì)上述研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

四、數(shù)據(jù)來源及模型構(gòu)建

（一）實(shí)證模型設(shè)定

本文的數(shù)據(jù)來自2015 年“中國家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Survey，CHFS）①，該調(diào)查采用PPS 抽樣方式。樣本涉及全國29 個(gè)省2585 個(gè)縣，樣本家庭37289 戶，家庭成員133183 人，其中城鎮(zhèn)家庭25635戶，農(nóng)村家庭11654戶。本文構(gòu)建如下實(shí)證模型來檢驗(yàn)信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響：

其中，savingratei代表家庭儲(chǔ)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(xiàng)。如果信貸約束的回歸系數(shù)β顯著為負(fù)，則說明控制了家庭其他特征后，信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著負(fù)向影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量

家庭儲(chǔ)蓄率（savingratei）。家庭儲(chǔ)蓄率的高低主要取決于家庭收入和消費(fèi)支出，其中家庭收入包括工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營性收入，支出包含了食品、交通、醫(yī)療、教育等15 類消費(fèi)支出②。為了增加實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，參考已有文獻(xiàn)，采用儲(chǔ)蓄率的三種衡量方式：

借鑒馬光榮等[22]的做法，將教育培訓(xùn)支出和醫(yī)療保健支出從家庭消費(fèi)支出中減去，作為常規(guī)性消費(fèi)支出，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建儲(chǔ)蓄率2：

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，為了盡可能避免極端值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，參考Chamon 等[23]的做法，對(duì)城鄉(xiāng)家庭的收入和支出同時(shí)取對(duì)數(shù)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建儲(chǔ)蓄率3：

在實(shí)證中，用儲(chǔ)蓄率1 和儲(chǔ)蓄率2做回歸分析，用儲(chǔ)蓄率3 做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，在對(duì)儲(chǔ)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(shí)，將家庭有效儲(chǔ)蓄率區(qū)間設(shè)定為-150%至100%。

2.解釋變量

信貸約束（constraint）。本文認(rèn)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(jù)2015 年CHFS 的調(diào)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(qǐng)或申請(qǐng)被拒絕”，并進(jìn)一步將“需要但沒有申請(qǐng)”和“申請(qǐng)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(wěn)健性檢驗(yàn)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(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨的貸款障礙作為信貸約束的指標(biāo)進(jìn)行直接度量。CHFS 調(diào)查涉及農(nóng)業(yè)和工商業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生的銀行貸款、小額信用貸款、農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)貸款，問卷首先詢問了是否有上述項(xiàng)目的未還清借款，對(duì)于無借款的家庭則繼續(xù)詢問了是否有借款需求，對(duì)于有借款的則詢問了借款是否滿足需要。此外，在異質(zhì)性檢驗(yàn)部分，分別使用需求型信貸約束（demcons）和供給型信貸約束（supcons）進(jìn)行分析；在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，分別使用信貸滿足程度（satcons）和信用卡信貸約束（creditcons）進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文對(duì)信貸約束的甄別思路如圖2所示：

圖2 城鄉(xiāng)家庭信貸約束甄別思路

3.控制變量

參考已有文獻(xiàn)，考慮到家庭儲(chǔ)蓄率的影響因素，選取如下控制變量：（1）家庭規(guī)模（hhsize），即家庭的人口數(shù)量。樣本均值和中位數(shù)分別為3.57 人和3人，即大部分的家庭規(guī)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(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，家庭年收入取對(duì)數(shù)。（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(fèi)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(cái)務(wù)決策者的年齡。樣本均值為52.18 歲，中位數(shù)為52 歲。（8）就業(yè)（employ），二值虛擬變量。有工作（含務(wù)農(nóng)）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(xué)以下到博士，分別取值1—9。樣本均值為3.41，中位數(shù)為3，說明樣本家庭的平均文化程度為初中至高中。（10）農(nóng)業(yè)經(jīng)營（agriculture）。參與農(nóng)業(yè)經(jīng)營取值為1，未參與取值為0。樣本均值為0.3228。（11）社會(huì)互動(dòng)（interaction）④，二值虛擬變量。有社會(huì)互動(dòng)取值為1，無則取值為0。（12）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（riskfina），二值虛擬變量。持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)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(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以萬元為單位。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1為相關(guān)變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。表2 以家庭是否存在信貸約束進(jìn)行分組比較，發(fā)現(xiàn)兩組家庭的收入、支出、儲(chǔ)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(chǔ)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(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 家庭收入和儲(chǔ)蓄率比較分析

五、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果

表3匯報(bào)了信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中（1）至（3）列以儲(chǔ)蓄率1 為被解釋變量，（4）至（6）列以儲(chǔ)蓄率2為被解釋變量，分別對(duì)全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本進(jìn)行OLS檢驗(yàn)；（7）和（8）列分別以儲(chǔ)蓄率1、儲(chǔ)蓄率2 為被解釋變量，將信貸約束進(jìn)一步區(qū)分為需求型和供給型信貸約束對(duì)全樣本進(jìn)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(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著的負(fù)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(chǔ)蓄率顯著更低；但信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的這種負(fù)面影響并沒有表現(xiàn)出顯著的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。需求型信貸約束的負(fù)向影響大于供給型信貸約束，表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性。

表3 信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

具體來看，（1）列信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率1的回歸系數(shù)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(chǔ)蓄率；（2）和（3）列分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸，系數(shù)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(duì)農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率1的影響程度略大于城鎮(zhèn)家庭。（4）列信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率2的回歸系數(shù)為-0.0437，且在1%的水平上顯著，表明即使不包含教育和醫(yī)療支出，信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率仍有顯著負(fù)向影響；（5）和（6）列分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸，系數(shù)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(duì)城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率2的影響略大于農(nóng)村家庭。從儲(chǔ)蓄率1和儲(chǔ)蓄率2的城鄉(xiāng)回歸結(jié)果來看，信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率雖有顯著負(fù)面影響，但這種城鄉(xiāng)異質(zhì)性并不顯著。（7）和（8）列進(jìn)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(zhì)性對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率1和儲(chǔ)蓄率2的影響。結(jié)果表明，需求型信貸約束的回歸系數(shù)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(shù)分別為-0.0469 和-0.0210，且均不顯著。從回歸結(jié)果來看，信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響以需求型信貸約束為主，體現(xiàn)出信貸約束類型的影響具有異質(zhì)性。

上述實(shí)證發(fā)現(xiàn)，信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著的負(fù)向影響，需求型信貸約束的這種負(fù)向影響更為顯著。原因在于：一是當(dāng)家庭在生產(chǎn)經(jīng)營過程中面臨信貸約束時(shí)，其減少家庭儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)烈。二是存在信貸約束的家庭，雖然有強(qiáng)烈的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但缺乏儲(chǔ)蓄的資金來源，這些家庭往往存在收入低和收入風(fēng)險(xiǎn)高的情況，可用于儲(chǔ)蓄的資源較少。三是當(dāng)前中國正規(guī)信貸市場仍然以商業(yè)銀行為主，家庭信貸存在產(chǎn)品單一、注重抵質(zhì)押品、信貸準(zhǔn)入及審批流程不透明等現(xiàn)象，信貸尋租較明顯，導(dǎo)致家庭正規(guī)金融可得性較低；再加上金融知識(shí)欠缺、金融素養(yǎng)不高，許多家庭主動(dòng)放棄申請(qǐng)貸款，從而形成了需求型信貸約束占比高的現(xiàn)象。四是非正規(guī)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(chǔ)蓄資源。

就控制變量的估計(jì)結(jié)果而言：一是家庭規(guī)模顯著降低了城鄉(xiāng)家庭的儲(chǔ)蓄率水平，這與經(jīng)濟(jì)理論相一致。原因是：家庭規(guī)模越大，養(yǎng)老、撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越大，在家庭收入一定的前提下，消費(fèi)支出更高，可用于儲(chǔ)蓄的資金更有限，家庭儲(chǔ)蓄率更低。二是已婚家庭的儲(chǔ)蓄率水平更低。原因在于：一方面，已婚家庭在購置房產(chǎn)等大額固定資產(chǎn)方面的支出較大；另一方面，伴隨著子女的出生，家庭撫養(yǎng)支出增加，從而降低了儲(chǔ)蓄率。三是家庭收入與儲(chǔ)蓄率水平高度正相關(guān)，這與經(jīng)典的儲(chǔ)蓄理論相符，即收入越高的家庭其儲(chǔ)蓄率水平越高。與甘犁等[3]研究結(jié)論一致。四是住房貸款顯著降低了家庭的儲(chǔ)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(jìn)行還貸，對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有擠出效應(yīng)。五是家庭的教育程度越高，家庭的儲(chǔ)蓄率越低。原因是：教育程度的提高，降低了家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)和職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，使預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更小。與李蕾等[26]研究結(jié)論一致。六是社會(huì)互動(dòng)與家庭儲(chǔ)蓄率顯著負(fù)相關(guān)。原因是：社會(huì)互動(dòng)本身就是家庭的一筆支出，同時(shí)社會(huì)互動(dòng)在家庭社會(huì)生活中常常發(fā)揮著非正式社會(huì)保險(xiǎn)的功能，在一定程度上改變了家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而降低了家庭的儲(chǔ)蓄率。與王春超等[27]研究結(jié)論一致。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

信貸約束與家庭儲(chǔ)蓄率可能存在內(nèi)生性問題。一方面，雖然控制了主要核心變量，但影響家庭儲(chǔ)蓄率的因素眾多，甚至存在潛在變量，當(dāng)前數(shù)據(jù)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(chǔ)蓄率可能存在反向因果關(guān)系，即信貸約束顯著降低了家庭儲(chǔ)蓄率，而儲(chǔ)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(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

1.工具變量法

本文采用工具變量法進(jìn)行二階段最小二乘法估計(jì)，并根據(jù)已有文獻(xiàn)，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(qū)平均信貸約束率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融生態(tài)、信貸政策、儲(chǔ)蓄消費(fèi)文化高度相關(guān)，而家庭信貸約束均受這些政策的影響。另一方面，作為個(gè)體家庭，其信貸約束的大小對(duì)其所處省份和縣市平均信貸約束率的影響很小，可以認(rèn)為平均信貸約束率與家庭儲(chǔ)蓄率不存在反向因果關(guān)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(jié)果。其中，（1）和（2）列是使用省份平均信貸約束率對(duì)儲(chǔ)蓄率1 和儲(chǔ)蓄率2進(jìn)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(duì)儲(chǔ)蓄率1和儲(chǔ)蓄率2進(jìn)行的兩階段工具變量回歸。DWH 檢驗(yàn)的內(nèi)生性結(jié)果，除（4）列外，P值均小于1%，拒絕了模型存在內(nèi)生性的原假設(shè)。一階段回歸結(jié)果均表明，家庭所在省份、縣市平均信貸約束率對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，一階段的F值均遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)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(jì)結(jié)果表明，家庭信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)均在1%的顯著性水平下為負(fù)，表明信貸約束降低了家庭的儲(chǔ)蓄率。為了穩(wěn)健起見，使用對(duì)弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）再次進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與2SLS基本一致。

表4 信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)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(jì)偏差，參考尹志超等[28]的做法，進(jìn)行傾向得分匹配法估計(jì)。計(jì)算家庭信貸約束平均處置效應(yīng)（ATT）的步驟如下：首先，選取家庭規(guī)模、婚姻狀況、家庭收入的對(duì)數(shù)等13個(gè)變量進(jìn)行l(wèi)ogit 回歸，估計(jì)出傾向得分；其次，進(jìn)行一對(duì)二的傾向得分近鄰匹配和核匹配，表5 匯報(bào)了匹配結(jié)果。以儲(chǔ)蓄率1 為例，近鄰匹配顯示信貸約束的平均處置效應(yīng)為-0.0724，顯著性水平為5%，儲(chǔ)蓄率2 的近鄰匹配也保持穩(wěn)健。數(shù)據(jù)顯示，核匹配與近鄰匹配的估計(jì)結(jié)果基本一致，表明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響：傾向得分匹配法

通過圖3 對(duì)各變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，匹配結(jié)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(yōu)。

圖3 各變量標(biāo)準(zhǔn)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(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文接下來分別從樣本、變量定義等方面檢驗(yàn)信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，分別用家庭借貸滿足約束和信用卡約束進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在家庭獲得借款后，CHFS 繼續(xù)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(biāo)再次對(duì)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表6（1）和（2）列匯報(bào)了估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，獲得的借款未滿足需求導(dǎo)致的信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率均有顯著的負(fù)面影響，其中儲(chǔ)蓄率1 的回歸系數(shù)為-0.0862，儲(chǔ)蓄率2 的回歸系數(shù)為-0.0575，顯著性水平均為1%。這表明，與家庭絕對(duì)信貸約束相比，部分信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的負(fù)面影響程度更大。原因是：當(dāng)家庭獲得借款后仍面臨部分信貸約束時(shí)，更傾向于通過減少家庭儲(chǔ)蓄來解決剩下的信貸約束，而當(dāng)家庭面臨絕對(duì)信貸約束不能獲得任何資金支持時(shí)，存在抑制需求回避信貸約束的可能，降低了對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的負(fù)面影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其次，信用卡作為商業(yè)銀行發(fā)放給個(gè)人可用于透支的信用證明，是商業(yè)銀行對(duì)個(gè)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(biāo)。將未持有信用卡的家庭界定為存在信貸約束，并再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6（3）和（4）列結(jié)果顯示，信用卡信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率仍有負(fù)面影響，其中信用卡信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率1 的回歸系數(shù)為-0.0386，在1%的水平上顯著，對(duì)儲(chǔ)蓄率2的回歸系數(shù)為-0.0109，但并不顯著。

再次，利用前文對(duì)儲(chǔ)蓄率3的度量方法，即家庭收入的對(duì)數(shù)減去家庭支出的對(duì)數(shù)再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6（5）列的回歸結(jié)果顯示，信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率3 的系數(shù)為-0.1014，在1%的水平上顯著。因而，信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著的負(fù)向影響。

綜上，信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率均有顯著負(fù)面影響，結(jié)果表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）異質(zhì)性分析

由于微觀家庭存在顯著的異質(zhì)性，當(dāng)家庭面臨信貸約束或信貸約束水平發(fā)生變化時(shí)，儲(chǔ)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(duì)儲(chǔ)蓄率影響的異質(zhì)性，并進(jìn)一步檢驗(yàn)本文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

1.分位數(shù)回歸

與OLS 回歸相比，分位數(shù)回歸以殘差絕對(duì)值的加權(quán)平均最小化為目標(biāo)函數(shù)，因而更不容易受極端值的影響，能更全面地在不同分位數(shù)據(jù)上識(shí)別解釋變量和被解釋變量的關(guān)系。通過前面基礎(chǔ)回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)信貸約束顯著降低了家庭的儲(chǔ)蓄率，但這種負(fù)面影響可能對(duì)不同家庭有異質(zhì)性。因而，考察家庭信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率分布的0.2 分位點(diǎn)、0.4 分位點(diǎn)、0.6 分位點(diǎn)、0.8 分位點(diǎn)產(chǎn)生的影響。表7 匯報(bào)了分位數(shù)回歸結(jié)果，數(shù)據(jù)表明，除儲(chǔ)蓄率2在0.2分位點(diǎn)不顯著外，其余各分位點(diǎn)信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率均有顯著負(fù)向影響。進(jìn)一步對(duì)比發(fā)現(xiàn)，隨著儲(chǔ)蓄率分位點(diǎn)的增大，信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響逐漸下降。以儲(chǔ)蓄率1為例，在0.2分位點(diǎn)處回歸系數(shù)是0.8分位點(diǎn)處的3.26倍，表明信貸約束對(duì)低儲(chǔ)蓄率家庭的影響更大，隨著家庭儲(chǔ)蓄率的上升，家庭信貸約束的負(fù)向影響逐漸降低，且這種下降趨勢(shì)在統(tǒng)計(jì)上也是顯著的。儲(chǔ)蓄率2的分位數(shù)回歸結(jié)果也與儲(chǔ)蓄率1基本保持一致。

表7 分位數(shù)回歸

2.收入因素

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論，收入是影響家庭儲(chǔ)蓄率的核心因素，兩者呈正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)上文基準(zhǔn)的OLS回歸、工具變量2SLS回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，家庭收入對(duì)儲(chǔ)蓄率有顯著的正向影響，與經(jīng)濟(jì)理論一致。但甘犁等[3]發(fā)現(xiàn)，不同收入層次的家庭儲(chǔ)蓄率表現(xiàn)出顯著的非均衡性。同時(shí)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，家庭儲(chǔ)蓄率除了和家庭總收入有關(guān)外，還與家庭人口規(guī)模相關(guān)。家庭人口規(guī)模越大，則家庭的老人贍養(yǎng)和子女撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)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(zhì)性對(duì)儲(chǔ)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(jìn)行比較。表8回歸結(jié)果顯示，以儲(chǔ)蓄率1為例，信貸約束對(duì)高低收入家庭均有顯著的負(fù)面影響，雖然高收入家庭儲(chǔ)蓄率的回歸系數(shù)略大于低收入家庭，但并沒有呈現(xiàn)出顯著的差異性。

表8 異質(zhì)性分析

3.就業(yè)情況

從表9 來看，就業(yè)家庭的收入、支出和儲(chǔ)蓄均高于未就業(yè)家庭，對(duì)于儲(chǔ)蓄率1 和儲(chǔ)蓄率2，就業(yè)家庭的均值分別是未就業(yè)家庭的1.53 倍和1.28倍。一般而言，就業(yè)是大部分家庭獲得勞動(dòng)報(bào)酬的方式，而收入是家庭進(jìn)行一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基礎(chǔ)，就業(yè)獲得穩(wěn)定的現(xiàn)金流使家庭有更多資源進(jìn)行儲(chǔ)蓄。

表9 就業(yè)狀況與家庭收支、儲(chǔ)蓄率比較

六、結(jié)論與建議

本文使用CHFS數(shù)據(jù)研究了不同類型信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。為避免內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)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(jìn)行估計(jì)，并使用樣本和變量替代進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過分位數(shù)回歸等進(jìn)行異質(zhì)性分析。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，信貸約束對(duì)城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著負(fù)向影響，但這種負(fù)向影響并沒有表現(xiàn)出顯著的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。第二，需求型信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有顯著負(fù)向影響，供給型信貸約束有負(fù)向影響但并不顯著，因而信貸約束對(duì)儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響主要是由需求型信貸約束發(fā)揮作用。第三，穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，與家庭絕對(duì)信貸約束相比，部分信貸約束對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的負(fù)面影響更大。第四，分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，信貸約束對(duì)低儲(chǔ)蓄率家庭的影響更大，隨著家庭儲(chǔ)蓄率的上升，家庭信貸約束的負(fù)向影響逐漸降低，且這種下降趨勢(shì)在統(tǒng)計(jì)上也是顯著的。

根據(jù)以上結(jié)論，本文給出如下建議：

第一，鼓勵(lì)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)通過金融科技、大數(shù)據(jù)等應(yīng)用，提高家庭信息的獲取和識(shí)別能力，降低信息不對(duì)稱，減少機(jī)會(huì)主義行為，緩解家庭貸款面臨的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問題。充分利用智能手機(jī)突破傳統(tǒng)物理網(wǎng)點(diǎn)服務(wù)半徑的局限，創(chuàng)新信貸產(chǎn)品，緩解家庭信貸約束。

第二，重視因家庭認(rèn)知偏差導(dǎo)致的需求型信貸約束，引導(dǎo)家庭充分釋放信貸需求并積極進(jìn)行信貸申請(qǐng)。一方面，加強(qiáng)家庭金融知識(shí)教育，提高家庭金融素養(yǎng)，降低家庭對(duì)信貸約束的認(rèn)知偏差；另一方面，提升金融機(jī)構(gòu)信貸產(chǎn)品的透明度，促進(jìn)家庭更多地了解信貸產(chǎn)品，提高家庭金融知識(shí)的可得性。

第三，加強(qiáng)政策支持優(yōu)化金融監(jiān)管。對(duì)小額貸款、民間融資等效率高的非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，納入政府監(jiān)管體系內(nèi)并加強(qiáng)管理，減少多頭監(jiān)管、監(jiān)管競爭與監(jiān)管空白。在嚴(yán)監(jiān)管前提下，放松對(duì)金融市場的準(zhǔn)入管制，逐步改善城鄉(xiāng)金融市場單一的融資結(jié)構(gòu)，形成較完善的家庭融資體系。同時(shí)，對(duì)農(nóng)村家庭的房產(chǎn)、宅基地、承包的土地等深入產(chǎn)權(quán)改革，釋放抵押權(quán)，建立合理的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償和增信機(jī)制，從多方面降低家庭信貸約束。

注 釋

①CHFS 對(duì)2017 年和2019 年的問卷進(jìn)行調(diào)整，刪除了信貸約束的部分問題。為更好地識(shí)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(shù)據(jù)可得性，本文使用2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

②中國家庭金融調(diào)查的15類消費(fèi)支出：（1）食品支出（包含伙食費(fèi)支出及消費(fèi)農(nóng)產(chǎn)品折現(xiàn)）；（2）水電燃料及物管費(fèi)支出；（3）日常用品支出；（4）家政服務(wù)支出；（5）交通費(fèi)用開支；（6）通信費(fèi)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(kuò)建費(fèi)用；（10）暖氣費(fèi)支出；（11）家庭耐用品支出；（12）奢侈品支出；（13）教育培訓(xùn)支出；（14）旅游支出；（15）醫(yī)療保健支出。

③調(diào)查問卷有6 個(gè)選項(xiàng)，分別為未婚、已婚、同居、分居、離婚喪偶，分別取值1—6。本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(huì)互動(dòng)的支出與收入和地域文化高度相關(guān)，本文設(shè)計(jì)的變量為家庭紅白喜事支出占家庭總收入的比例。當(dāng)有禮金支出而無收入或收入為負(fù)數(shù)，及紅白喜事支出占收入的比例大于樣本中位值（4%）時(shí)，虛擬變量“社會(huì)互動(dòng)”取值為1，該比例低于中位數(shù)時(shí)則取值為0。

⑤對(duì)于獲得借款的家庭，CHFS 繼續(xù)詢問了借款是否滿足實(shí)際需要，有4個(gè)選項(xiàng)：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(xiàng)1界定為無信貸約束取值為0，將選項(xiàng)2、3、4界定為存在部分信貸約束。