黃 倩，尹志超

(1．云南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，昆明650221;2．西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，成都611130)

信貸約束對家庭消費的影響
——基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析

黃 倩1，尹志超2

(1．云南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，昆明650221;2．西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，成都611130)

基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)微觀數(shù)據(jù)，主要運用Heckman兩步法研究了信貸約束對家庭消費行為的影響。為了克服信貸約束的內(nèi)生性對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響，引入工具變量進行兩階段估計。實證分析結(jié)果一致表明，信貸約束阻礙了家庭消費，使家庭的實際消費低于理論上的最優(yōu)消費。家庭總資產(chǎn)、總收入、家庭規(guī)模、學(xué)歷、房產(chǎn)數(shù)量對家庭消費有顯著的正向影響，風(fēng)險厭惡對家庭消費有顯著的負向影響。另外，那些總資產(chǎn)規(guī)模小、老年撫養(yǎng)比高、戶主收入低、受教育程度低、身體狀況一般的家庭受到信貸約束的概率顯著提高。因此，改善金融環(huán)境和提高家庭可支配收入是促進家庭消費的重要措施。

信貸約束;家庭消費;家庭收入

一、引言

Modigliani生命周期理論和Friedman持久收入理論分析了家庭如何在消費和儲蓄之間進行分配，認為家庭通過資產(chǎn)的跨期配置來平滑消費，實現(xiàn)家庭長期效用的最大化，當(dāng)期和未來消費計劃取決于長期收入。然而在現(xiàn)實生活中，受信貸約束家庭與沒有受到信貸約束家庭的消費行為是大為不同的(Detemple and Serrat，2003):一方面，當(dāng)家庭短期收入發(fā)生波動時，需要通過借貸來完成消費的跨期配置，而信貸約束卻阻礙了家庭的借貸行為;另一方面，信貸約束增加了家庭的不確定性，家庭受到的信貸約束越大，其未來無法平滑消費的概率越大，此時，家庭傾向于增加儲蓄和抑制消費。研究表明:有20%左右的美國家庭受信貸約束(Hubbard et al．，1986)［1］，約有16%的日本家庭負債需求得不到滿足(Hayashi，1985)［2］，中國有34%的農(nóng)戶受到正規(guī)信貸約束(程郁等，2009)［3］，這意味著信貸約束廣泛存在于家庭中并影響著家庭的消費決策。當(dāng)前我國正面臨著將經(jīng)濟增長方式從外向依賴型轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)需增長型，但現(xiàn)實情況是我國居民消費需求不足和較低的消費增長率，為此，研究信貸約束對家庭消費行為的影響具有重要現(xiàn)實意義。

目前，我國在消費和負債方面的研究多以省(市)或國家層面的宏觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，微觀數(shù)據(jù)不足，使得實證分析無法控制家庭的人口特征、經(jīng)濟狀況等信息，即使使用了微觀數(shù)據(jù)，其抽樣范圍也主要基于某個地區(qū)，研究對象的差異使得研究結(jié)論缺乏可比性。本文基于2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)實證研究了信貸約束對家庭消費的影響，并根據(jù)實證研究結(jié)果提出相關(guān)對策建議，為提高我國家庭消費提供了參考，從而補充和完善了國內(nèi)外相關(guān)文獻。本文與以往文獻不同之處在于:首先使用的數(shù)據(jù)是基于全國范圍內(nèi)的大型微觀數(shù)據(jù);其次，利用調(diào)查問卷中所獲得的直接信息對信貸約束進行了度量，由于信貸約束變量存在內(nèi)生性，本文進一步選取社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為工具變量，分別用二階段最小二乘法和極大似然估計方法進行兩階段估計來分析信貸約束對中國家庭消費行為的影響①需要特別說明的是，雖然唐靜(2013)利用CHFS數(shù)據(jù)做過類似研究，但本文的估計結(jié)果與其完全不同，如唐靜研究家庭信貸約束概率對消費影響的偏效應(yīng)為－5681．86，說明家庭受信貸約束的概率每降低1%，家庭消費將增加5681．86元，顯然夸大了信貸約束對消費的作用，其結(jié)果不可信，這可能是由于變量選取和樣本選擇偏誤造成的。本文的研究結(jié)果表明家庭受信貸約束的概率每降低1%，家庭消費將增加1．3%左右。另外，本文與唐靜之文有以下不同: 用Heckman估計時，在選擇方程中必須有相應(yīng)的識別變量，并要求識別變量僅影響選擇方程的因變量，不影響回歸方程的因變量，唐靜的研究沒有相關(guān)的識別變量，也沒有考慮信貸約束的內(nèi)生性，這可能造成估計結(jié)果有偏。。

二、文獻綜述

信貸約束無法直接觀測，在研究信貸約束和消費之間的關(guān)系時，多從研究收入與消費之間的關(guān)系入手間接發(fā)現(xiàn)信貸約束的影響。Dolde (1978)［4］采用數(shù)值模擬方法定量分析消費者在資本市場不完善的情況下對短期收入負向沖擊的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)消費者會對短期負向沖擊做出反應(yīng)，并根據(jù)過去和將來某一段時間的預(yù)期收入平滑消費。Hayashi(1985)通過對比整體家庭和受約束型家庭消費對收入的回歸系數(shù)是否存在顯著差異來判定是否存在信貸約束，并通過比較預(yù)期消費和實際消費間的數(shù)值差距來衡量信貸約束對消費的影響。Zeldes(1989)［5］通過測定消費變動水平對即期收入變動水平的敏感系數(shù)來研究信貸約束對消費的影響。以上研究結(jié)果都表明，信貸約束的存在使得消費者將不再按照生命周期理論中的預(yù)期收入進行最優(yōu)消費，而是依據(jù)短期預(yù)期收入做出消費決策。

一些學(xué)者從消費的非對稱性理論入手研究了信貸約束對家庭消費的影響。Garcia等(1997)［6］衡量了信貸約束型消費者和非信貸約束型消費者對即期收入和預(yù)期收入變動的反應(yīng)，研究結(jié)果表明，信貸約束型消費者對即期收入和預(yù)期收入變動都存在過度敏感，而非信貸約束型消費者只對預(yù)期收入變動存在過度敏感，從而證明了信貸約束加強了消費與即期收入的關(guān)系。但Madsen和McAleer(2000)［7］提出信貸約束不是導(dǎo)致消費對即期收入過度敏感的主要原因，消費的過度敏感主要源于不確定性和當(dāng)前消費的誘惑，即消費的短視行為。Bacchetta和Gerlach (1997)［8］特別指出過度敏感系數(shù)并不是一成不變的，過度敏感系數(shù)將會隨時間的變動而變動，可以理解為信貸約束在不同時期是變化的。

還有一些學(xué)者從生命周期和代際迭代的作用出發(fā)研究了信貸約束對家庭消費的影響。例如Mariger(1987)［9］認為信貸約束內(nèi)生于生命周期，消費者在整個生命周期中受到信貸約束的強度是不同的，中年時期的信貸約束一般較少，而青年時期和步入老年期后，信貸約束對消費的抑制作用明顯增強。Maki等(1993)［10］的研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束能夠深刻影響家庭消費行為。家庭制定的消費計劃能否順利執(zhí)行與代際迭代在私人借貸中發(fā)揮的作用有密切聯(lián)系。

國內(nèi)關(guān)于信貸約束與消費的研究主要集中在整體消費，且實證研究相對分散，但他們的研究工作融入了中國經(jīng)濟的特點。萬廣華等(2001)［11］的研究揭示了中國在開啟經(jīng)濟轉(zhuǎn)型改革前，消費者的消費行為符合持久收入假說，信貸約束對消費的影響不顯著;改革后，市場主動配置國內(nèi)、國際兩個資源，消費行為受到信貸約束的影響顯著，不確定性使得居民總體消費水平難以提高，內(nèi)需不振。宋冬林和金曉彤(2003)［12］把信貸約束劃分為近期、遠期和心理信貸約束，運用可變參數(shù)模型分析發(fā)現(xiàn)，近期信貸約束對城鎮(zhèn)居民的整體消費影響不大，遠期和心理信貸約束則在不確定性的作用下會對消費產(chǎn)生影響。易行建和張德常(2007)［13］指出，中國的信貸市場內(nèi)部發(fā)展并不均衡，信貸約束在不同的地域和市場表現(xiàn)不同，政府應(yīng)幫助市場減少信貸歧視的發(fā)生。程郁等(2009)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶面臨的信貸約束分為了兩種:需求型和供給型，我國正規(guī)金融無法滿足農(nóng)戶的信貸需求，且非正規(guī)信貸比正規(guī)信貸更能解決信息不對稱的問題［3］。

三、設(shè)計研究

(一)模型設(shè)定

影響家庭消費需求行為的因素較多，涉及家庭的經(jīng)濟狀況、家庭結(jié)構(gòu)等諸多方面，如何才能從眾多復(fù)雜因素中識別出信貸約束的影響呢?一般來說，我們可以建立OLS檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

在(1)式中，C表示家庭總消費;unconstraint為信貸約束變量，當(dāng)家庭不受信貸約束時取值為1，否則為0;X1表示影響家庭消費需求的其他因素。

根據(jù)持久收入理論，存在一個最優(yōu)消費c*，當(dāng)家庭可以自由借貸時，實際消費c等于c*;而當(dāng)家庭受到信貸約束時，實際消費c小于c*，因此，

若家庭受到信貸約束，我們將無法觀察到此類家庭的最優(yōu)消費水平，直接使用OLS回歸將導(dǎo)致估計結(jié)果有偏且內(nèi)生性無法控制，Heckman兩步法能夠較好的解決OLS估計存在的問題。根據(jù)Heckman兩步法的思想，我們將在考慮信貸約束帶來的樣本選擇有偏的基礎(chǔ)上，通過不受信貸約束家庭獲得最優(yōu)消費的一致性估計。由此，我們將有兩個方程:選擇方程和回歸方程。選擇方程解決是否受信貸約束的問題，回歸方程解決最優(yōu)消費是多少的問題。本文所采用的選擇方程為Probit模型，具體形式是:

其中，Prob(unconstraint=1)表示家庭未受到信貸約束的概率，X2表示影響信貸約束的相關(guān)解釋變量。在此基礎(chǔ)上，建立如下回歸方程:

其中，c*表示最優(yōu)消費，X1表示影響信貸約束的相關(guān)解釋變量，ηφ(δX2)/Φ(δX2)為修正項，θ為常數(shù)項，μ為不能被X1和修正項解釋的殘差。

因此，Heckman模型可表示為:

本文將用模型(5)來估計信貸約束對消費的影響，為了檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)定性，我們對回歸方程將分別采用OLS估計法和MLE估計法進行估計。

(二)數(shù)據(jù)描述和變量選取

本文所用數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)2011年在全國范圍內(nèi)調(diào)查的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(China Household Finance Survey，CHFS)。該調(diào)查在全國采用三階段、與人口規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法，對25個省、80個縣、320個社區(qū)共8400多個家庭進行了訪問，涉及家庭資產(chǎn)、負債、收入、消費、保險、保障等方面的數(shù)據(jù)，全面客觀地反映了當(dāng)前我國家庭金融的基本狀況，是進行家庭金融研究的寶貴微觀數(shù)據(jù)庫。

本文的關(guān)注變量為信貸約束，實證研究的主要困難就是對信貸約束的度量。目前絕大多數(shù)文獻是通過間接的方式識別家庭的信貸約束。間接識別法的基本思想是通過信貸約束所產(chǎn)生的結(jié)果來反向推出信貸約束的存在，如Hayashi(1985)和Zeldes(1989)分別將擁有低流動性資產(chǎn)和低儲蓄的家庭視為受信貸約束者。間接識別法的主要問題在于許多家庭雖然持有較低的資產(chǎn)或儲蓄，但他們既沒有在當(dāng)前受到流動性約束，也沒有受到預(yù)期未來流動性約束的影響。Feder等(1990)［14］和 Jappelli (1990)［15］用“擔(dān)心貸款被拒而未申請”和“申請貸款被拒”作為信貸約束的度量，這是一種較為直接的度量方法，這種方法從供給和需求兩方面考察了正規(guī)信貸約束，家庭是否得到貸款從供給方面考察了家庭是否受信貸約束，而需求型信貸約束主要指那些擁有潛在或隱藏信貸需求的家庭未得到貸款，主要有兩種情況:一種是申請了貸款遭到拒絕;一種是因交易成本和風(fēng)險等原因而主觀認為自己不能獲得貸款而未申請。該方法直接且不失全面，因此本文借鑒他們的度量方法將問卷調(diào)查中獲得的直接信息對信貸約束進行度量。在中國家庭金融調(diào)查中，針對家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)或工商業(yè)項目、購買房產(chǎn)或汽車等活動，首先詢問了“是否有銀行貸款”，如果沒有，則繼續(xù)詢問“該項目為什么沒有銀行貸款?”選項為:“①不需要;②需要，但沒有申請;③申請過被拒絕;④曾經(jīng)有貸款，現(xiàn)已經(jīng)還清?！蔽覀儗⑦x擇②和③選項的家庭界定為受正規(guī)信貸約束的家庭。

本文的其他控制變量主要是家庭人口特征變量和經(jīng)濟變量，人口特征變量包括戶主年齡、學(xué)歷、性別、婚姻狀況、身體狀況、風(fēng)險態(tài)度，經(jīng)濟變量包括家庭規(guī)模、凈財富、總收入和住房擁有量等。另外，Heckman模型的選擇方程和回歸方程的解釋變量完全相同，將可能引起多重共線性問題，導(dǎo)致回歸系數(shù)難以識別(Puhani，2000)［16］，因此，選擇方程中應(yīng)至少應(yīng)該有一個解釋變量與回歸方程不同(即至少有一個排他性變量)，基于此，本文引入了少兒撫養(yǎng)比①少兒撫養(yǎng)比=家庭中0～14歲人口數(shù)/家庭中15～64歲人口數(shù)。和老年撫養(yǎng)比②老年撫養(yǎng)比=家庭中65歲以上人口數(shù)/家庭中15～64歲人口數(shù)。兩個變量來識別選擇方程(陳斌開等，2009)［17］，這兩個變量影響家庭是否受信貸約束，卻不直接影響消費的額度。

關(guān)于數(shù)據(jù)的處理，剔除了家庭成員大于10的家庭，這與謝潔玉等(2012)一樣，因為當(dāng)家庭成員大于10時，家庭的消費決策主體變得不確定［18］。同時，也剔除了一些有異常值和數(shù)據(jù)不全的樣本，包括收入低于 1000元的家庭和收入最高的100戶家庭。最后樣本規(guī)模為5672，其中城市家庭3218戶，農(nóng)戶家庭2454戶。表1為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量的統(tǒng)計描述

從表1可知，家庭總消費的均值為24540元。在5672戶家庭中，有1071戶家庭受信貸約束，約占19%，另外有4601戶沒有受信貸約束，約占81%。家庭總收入的均值為209050元。家庭人口總數(shù)平均為3．438，戶主平均年齡約為49歲，教育水平偏低，有52%的家庭戶主學(xué)歷為高中以下。我國居民整體來說比較厭惡風(fēng)險，僅有14%的家庭愛好風(fēng)險。同時，有26%左右的家庭擁有二套或二套以上住房，說明我國家庭更喜歡投資房地產(chǎn)。

四、實證檢驗

表2為信貸約束對消費影響的實證估計結(jié)果，從第(1)列OLS估計結(jié)果可以看出，信貸約束的概率對消費的影響在1%的水平上顯著為負，家庭受信貸約束的概率每增加1%，消費將減少1．3%。考慮到當(dāng)家庭不受信貸約束時，我們觀察到的消費才等于最優(yōu)消費，此時基于消費理論的實證模型中的因變量為受限因變量，我們將運用Heckman兩步法進行估計:第一步在選擇方程中估計出不受信貸約束的概率，第二步研究不受信貸約束概率對消費的影響。為了加強結(jié)論的穩(wěn)定性，表2 第(2)列和第(3)列分別在Heckman的回歸方程中使用了極大似然估計(MLE)和最小二乘估計(OLS)，可以看出它們的逆Mills比率都顯著為正，說明樣本選擇性偏誤確實存在，Heckman兩步法能夠控制因選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性問題，更適合刻畫家庭消費決策行為。第(2)列中信貸約束的概率系數(shù)為－1.398，在1%的水平上顯著;第(3)列信貸約束的概率系數(shù)為－1.206，在1%的水平上顯著。因此，信貸約束對家庭消費有顯著的負向影響，導(dǎo)致家庭的實際消費低于理論上的最優(yōu)消費。

其他控制變量的回歸結(jié)果也基本符合經(jīng)濟學(xué)意義，家庭總資產(chǎn)和總收入對消費有顯著的正向影響，家庭規(guī)模越大，其消費越多;年齡對消費的影響呈非線性性的變化關(guān)系，隨著年齡的增長，消費的增長率逐漸降低，這符合生命周期理論的預(yù)期;隨著學(xué)歷的上升，家庭的消費需求也相應(yīng)增加;風(fēng)險厭惡對家庭消費有顯著的負向影響，可能是這類家庭消費習(xí)慣比較保守造成的，擁有更多房產(chǎn)的家庭傾向于更多的消費。

在選擇方程中，因變量為家庭未受信貸約束的概率，總資產(chǎn)和總收入與未受信貸約束的概率在1%的水平上呈顯著正相關(guān)，即總資產(chǎn)或總收入的增加將降低家庭受信貸約束的概率;隨著老年撫養(yǎng)比的增加或家庭規(guī)模的增大，家庭受信貸約束的概率將增加，與預(yù)期相符;年齡對信貸約束的影響同樣呈非線性性的變化關(guān)系，隨著年齡的增長，家庭受信貸約束的概率的增長率逐漸降低;較女性而言，男性更易受到信貸約束，這可能與女性在經(jīng)濟決策上較為保守有關(guān)，已婚的家庭也更易受到信貸約束;隨著受教育程度的提高，家庭受信貸約束的概率逐漸降低;相較于身體一般的家庭，身體好的家庭受信貸約束的概率顯著降低;有三套房及以上的家庭比沒有房的家庭更少的受到信貸約束。

總體而言，表2的實證結(jié)果一致表明，信貸約束對家庭消費行為有重要影響。同時，家庭人口特征變量和經(jīng)濟變量對家庭消費和家庭是否受信貸約束都有影響，老年撫養(yǎng)比也對家庭是否受信貸約束有重要影響。

在表2估計是假設(shè)家庭受信貸約束為外生變量的前提下進行的，然而，家庭信貸約束變量可能存在內(nèi)生性，因為信貸約束與家庭消費之間可能存在相互決定和交互影響的問題。一方面，信貸約束可能使家庭不能有效的進行跨期消費從而制約家庭總消費;另一方面，消費使家庭面臨更大的資金需求，從而使家庭更容易受到信貸約束的影響。為了解決可能存在的內(nèi)生性問題，我們選取社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為工具變量進行兩階段估計。社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量在一定程度上反映了該社區(qū)的金融環(huán)境，發(fā)達的金融環(huán)境不僅能為家庭提供更多的融資渠道，而且有利于家庭了解信貸知識，從而有利于緩解家庭的信貸約束，但不直接對家庭消費產(chǎn)生影響。同時，社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量也與影響消費的不可觀測變量無關(guān)，因而我們認為選取社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為工具變量是合適的。

表3第(1)列直接使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計，在第二階段的回歸中，解釋變量與表2中OLS回歸中的變量完全一致，在第一階段回歸中，被解釋變量為家庭是否受到信貸約束，解釋變量包括第二階段所使用的全部變量(除信貸約束變量以外)。而表3第(2)列和(3)列是將Heckman兩步法和2SLS結(jié)合起來，利用2SLS第一階段的回歸結(jié)果得到的家庭受信貸約束概率的預(yù)測值代替家庭是否受信貸約束值，在此基礎(chǔ)上使用Heckman兩步法回歸。

在表3中我們用社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為信貸約束的工具變量進行兩階段估計。我們用Cragg－Donald方法進行弱工具變量檢驗，通過一階段回歸顯示，Cragg－Donald檢驗的 F值為1078．39，遠遠大于Stock－Yogo弱工具變量10%偏誤水平下的閥值16．38，且工具變量的t值在1%水平下顯著，可見選取社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為工具變量是合適的，不存在弱工具變量的問題。

表3第(1)列報告了用 Durbin－Wu－Hausman檢驗(以下簡稱DWH檢驗)信貸約束內(nèi)生性的結(jié)果，DWH值為12．6，P值為0．037，因此，在5%水平下拒絕了外生性的假設(shè)，因而信貸約束存在內(nèi)生性?？紤]內(nèi)生性后，受信貸約束的概率對家庭消費的影響依然顯著為負，并且受信貸約束概率的系數(shù)顯著提高，說明直接使用OLS和Heckman兩步法進行回歸低估了信貸約束對家庭消費的影響，選取工具變量進行兩階段估計是必要的。表3的結(jié)果進一步表明，信貸約束對家庭消費有顯著的阻礙作用。

表2 信貸約束與家庭消費的OLS和Heckman回歸結(jié)果

表3 信貸約束與家庭消費的兩階段回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與啟示

本文運用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)大型微觀數(shù)據(jù)，采用OLS模型和Heckman模型，研究了信貸約束對家庭消費行為的影響，考慮到家庭受信貸約束的概率可能存在內(nèi)生性，我們使用社區(qū)內(nèi)金融機構(gòu)數(shù)量作為工具變量進行兩階段估計，進一步考察信貸約束對家庭消費的影響。本文證明了信貸約束是消費對即期收入“過度敏感”的主要原因(Sarantis和Stewart，2003)［19］，信貸約束對家庭消費有顯著的負向影響，信貸約束阻礙了家庭消費，使家庭的實際消費低于理論上的最優(yōu)消費。本文的研究結(jié)果也顯示，家庭總資產(chǎn)、總收入、家庭規(guī)模、學(xué)歷、房產(chǎn)數(shù)量對消費有顯著的正向影響，年齡對消費的影響呈非線性的變化關(guān)系，隨著年齡的增長消費的增長率逐漸降低，風(fēng)險厭惡對家庭消費有顯著的負向影響。另外，本文的研究結(jié)果表明，那些總資產(chǎn)規(guī)模小、老年撫養(yǎng)比高、戶主收入低、受教育程度低、身體狀況一般的家庭受到信貸約束的概率將顯著提高。

本文的分析表明，緩解信貸約束是家庭實現(xiàn)最優(yōu)消費的重要因素。因此，首先，應(yīng)當(dāng)積極改善金融環(huán)境，理順信貸供求機制，以緩解家庭信貸約束，從而促進家庭消費。具體而言，金融機構(gòu)應(yīng)積極發(fā)展消費信貸，創(chuàng)新信貸產(chǎn)品，從而鼓勵個人消費。消費信貸具有筆數(shù)多、單筆金額少的特點，這使得電子化、自動化的處理方式對其比較適合，所以發(fā)展消費信貸可以主要采取電話銀行、網(wǎng)上銀行以及互聯(lián)網(wǎng)金融的方式，這樣可以同時滿足金融機構(gòu)成本低和易于監(jiān)管的需求。其次，CHFS數(shù)據(jù)顯示，家庭正規(guī)借貸額均值為39114元，民間借貸額均值為26842元，充分說明民間借款在很大程度上緩解了家庭所受到的信貸約束［20］，因而，應(yīng)積極發(fā)展民間金融，規(guī)范民間金融行為，對民間金融交易進行備案和監(jiān)管。最后，應(yīng)當(dāng)提高家庭可支配收入，同時降低家庭收支不確定性預(yù)期，這既可以通過降低家庭受信貸約束的概率間接促進家庭消費，也可直接增加家庭消費額。我國居民消費長期呈現(xiàn)居民消費需求不足和低消費增長率的情況，主要表現(xiàn)為中低收入者消費不足，所以在提高家庭可支配收入方面，政府應(yīng)增加居民收入在國民收入中的比例，降低中低收入者的稅收并增加其轉(zhuǎn)移支付，提高低收入者的低保標(biāo)準(zhǔn);在降低家庭收支不確定性預(yù)期方面，應(yīng)加快完善社會保障體系，引入存款保險機制。

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責(zé)任編輯、校對:王 旭

The Influence of Credit Constraints on Household Consumption —An Empirical Analysis Based on the Data from China Household Finance Survey

HUANG Qian1，YIN Zhi－chao2
(1．School of Finance，Yunnan University of Finance and Economics，Kunming 650221，China; 2．School of Finance，Southwestern University of Finance and Economics，Chengdu 611130，China)

By using the data from China Household Financial Survey(CHFS)and Heckman two－step estimation，this paper investigates the influence of credit constraints on household consumption in China．In order to overcome the influence of the endogenous character of credit constraints on the estimation results，instrument variables are used to make a two－stage estimation．Empirical results show that credit constraints hamper household consumption，which makes the actual consumption of households below the theoretical optimal consumption．Total assets，gross income，family size，education and the number of real estate have a significant positive impact on consumption，while risk aversion has a significant negative impact on household consumption．In addition，families with the characters of small scale assets，high elderly dependency ratio，low income，low level of education and physical condition are more likely to be influenced by credit constraints．Therefore，improving the financial environment and increasing household disposable income are important measures to promote household consumption．

Credit Constraints;Household Consumption;Household Income

F832．4

A

1674－4543(2015)02－0126－09

2014－12－05

國家自然科學(xué)基金項目“流動性約束與中國家庭金融行為——基于CHFS數(shù)據(jù)的研究”(1373213);中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項基金項目“社會網(wǎng)絡(luò)與中國家庭股票市場參與”(BK130932)

黃倩(1988－)，女，湖南醴陵人，云南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院講師，博士，研究方向為微觀金融學(xué);尹志超(1976－)，男，四川廣元人，西南財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，博士，中國家庭金融研究中心副主任。