邰倫騰,周世軍

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院,安徽 馬鞍山 243032)

中國(guó)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素研究
——基于CHFS的城鄉(xiāng)比較分析

邰倫騰,周世軍

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院,安徽 馬鞍山 243032)

運(yùn)用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù),建立Logit模型和中介效應(yīng)模型,分別研究農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性影響因素及中介效應(yīng)。結(jié)果表明:就業(yè)質(zhì)量、風(fēng)險(xiǎn)偏好、本地治安狀況、工作職務(wù)顯著影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性;而去年收入水平、年齡、文化程度、政治面貌、民族顯著影城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性。

正規(guī)金融借貸可得性;就業(yè)質(zhì)量;風(fēng)險(xiǎn)偏好;中介效應(yīng)

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,經(jīng)濟(jì)水平有了極大提高。與此同時(shí),金融體系不斷完善,但金融資源在我國(guó)城、鄉(xiāng)之間出現(xiàn)了嚴(yán)重的分配不均衡現(xiàn)象,表現(xiàn)為大量資金流向城鎮(zhèn)金融市場(chǎng),農(nóng)村居民難以獲得金融借貸,面臨更大金融約束[1]。2014年中國(guó)家庭金融調(diào)查系列報(bào)告表明,城鎮(zhèn)正規(guī)金融借貸可得性水平為65.9%,農(nóng)村為23.0%,存在較大差距。因此,基于城、鄉(xiāng)比較視角,研究農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民正規(guī)借貸可得性的影響因素,對(duì)提高居民正規(guī)借貸可得性具有重要意義。

目前,有關(guān)居民正規(guī)借貸可得性影響因素的研究主要集中于農(nóng)村居民,涉及家庭特征、風(fēng)險(xiǎn)偏好、金融環(huán)境、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、貸款用途、利率、離金融網(wǎng)點(diǎn)距離、對(duì)借貸政策認(rèn)知狀況、信譽(yù)水平、居住地等因素,而少有文獻(xiàn)研究城鄉(xiāng)居民正規(guī)借貸可得性影響因素的異質(zhì)性。例如,賀莎莎利用湖南省花巖溪村81戶農(nóng)戶的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)地位、工資性收入、家庭規(guī)模等變量顯著影響農(nóng)戶借貸行為。褚保金等研究表明,耕地面積、房產(chǎn)、收入水平顯著促進(jìn)正規(guī)借貸可得性。魏燕娜基于Probit模型和Tobit 模型對(duì)江西和湖北的農(nóng)戶進(jìn)行了調(diào)查分析,結(jié)果表明,金融意識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)偏好顯著促進(jìn)其正規(guī)借貸可得性。另外,有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)不穩(wěn)定的群體,更愿創(chuàng)業(yè),創(chuàng)業(yè)最大的制約因素是資金借貸困難[2-23]。然而,國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響居民正規(guī)借貸可得性的研究還不充分。

本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)研究思路,基于城、鄉(xiāng)比較視角,采用logit回歸分析的計(jì)量方法,實(shí)證研究城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素及其異質(zhì)性,進(jìn)一步提出并檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性的中介效應(yīng),豐富相關(guān)研究?jī)?nèi)容。同時(shí),使用具有全國(guó)代表型的覆蓋城鄉(xiāng)地區(qū)的大型調(diào)査數(shù)據(jù)(CHFS),這種大樣本的實(shí)證分析結(jié)果更有利于對(duì)城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素及其異質(zhì)性的研究。

二、數(shù)據(jù)選取與描述

為研究居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素,本文使用2011年“中國(guó)家庭金融調(diào)查”(CHFS)數(shù)據(jù),提取18至75周歲受訪者家庭數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)清理過(guò)程中,刪除重要信息缺失家庭樣本,并通過(guò)調(diào)查問(wèn)卷“您家沒(méi)申請(qǐng)的原因是什么?”這一問(wèn)題進(jìn)行篩選,剔除有借貸需求,但沒(méi)有申請(qǐng)貸款的居民樣本,同時(shí)篩選出家庭戶主數(shù)據(jù)作為樣本,最終得到3207個(gè)樣本。圍繞研究目標(biāo),選取相關(guān)實(shí)證研究變量,說(shuō)明如下:

正規(guī)金融借貸。用“是否有銀行貸款”作為虛擬變量衡量有無(wú)正規(guī)金融借貸,判斷方法相對(duì)準(zhǔn)確,有定義為“1”,無(wú)定義為“0”,樣本中有320家庭有正規(guī)金融借貸。

就業(yè)質(zhì)量。選取“公積金和養(yǎng)老保險(xiǎn)金總額自然對(duì)數(shù)值”作為就業(yè)質(zhì)量代理變量,研究就業(yè)質(zhì)量對(duì)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響[24]。

風(fēng)險(xiǎn)偏好。CHFS問(wèn)卷通過(guò)斯科特五級(jí)量表調(diào)查居民風(fēng)險(xiǎn)偏好狀況,本文將量表選項(xiàng)分別賦值為1、2、3、4、5。賦值越低,越偏好風(fēng)險(xiǎn)。

信用水平。選取選取教育負(fù)債、信用卡欠費(fèi)總額、其他負(fù)債總額之和,作為農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民信用水平的代理變量。

控制變量。以反映家庭和戶主特征的變量為特征變量,包括性別、年齡、民族、文化程度、工作職務(wù)、本市戶口、去年收入、經(jīng)濟(jì)預(yù)期、本地治安狀況、家庭資產(chǎn)、家庭成員數(shù)。

表1給出了相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)性描述?？梢钥闯?農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸的比例為26%,城鎮(zhèn)居民的比例為39%,城鎮(zhèn)居民占比要明顯高于農(nóng)村居民。就業(yè)質(zhì)量方面,農(nóng)村居民的

“五險(xiǎn)一金”總額為717.15元,城鎮(zhèn)居民為1 026.35元,城鎮(zhèn)居民就業(yè)質(zhì)量更好。此外,相比城鎮(zhèn)居民,農(nóng)村居民風(fēng)險(xiǎn)偏好均值更高,受教育程度更低,年齡更大,黨員身份占比更少,工資收入更低。

三、實(shí)證分析

(一)計(jì)量模型建立

由于被解釋變量正規(guī)金融借貸可得性是一個(gè)二值虛擬變量,采用Logit模型對(duì)影響正規(guī)金融借貸可得性的因素進(jìn)行實(shí)證考察,實(shí)證模型基本形式如下:

(1)

(1)式中,Pi為第i個(gè)居民貸款可得性的概率,yi表示第i個(gè)居民是否有貸款需求,Xi為解釋變量,β1是常數(shù)項(xiàng),β2是解釋變量的系數(shù),i=1,2…,n。

(二) 回歸結(jié)果分析

為考察城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素及其異質(zhì)性,本文將全樣本分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民分別進(jìn)行回歸,具體估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。表2中的模型(1)至(5)、(6)至(10)以及(11)至(15)分別以城鄉(xiāng)全樣本、農(nóng)村樣本以及城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行選元回歸(stepwise)分析。表2給出了城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素的實(shí)證結(jié)果。從前五列結(jié)果中發(fā)現(xiàn),就業(yè)質(zhì)量對(duì)居民正規(guī)金融借貸可得性有顯著負(fù)向作用,說(shuō)明就業(yè)質(zhì)量越好的居民,其正規(guī)金融借貸可得性越低;風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)居民正規(guī)借貸選擇有顯著正向作用。在控制變量方面,信用水平、去年收入水平、政治面貌及家庭人口規(guī)模對(duì)居民正規(guī)金融借貸可得性均具有顯著正向影響;本地治安狀況、工作職務(wù)及本地戶口與正規(guī)金融借貸可得性之間存在顯著負(fù)向關(guān)系。

接著考察城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性影響因素的異質(zhì)性。從表2中第(6)至第(10)列以農(nóng)村分樣本的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn):就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性有顯著抑制作用。第(11)至第(15)列以城鎮(zhèn)分樣本的實(shí)證結(jié)果表明,就業(yè)質(zhì)量同樣抑制城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性,但估計(jì)值不顯著。其原因可能為:農(nóng)村居民一般比較保守,一份好工作對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)更是來(lái)之不易的,故越不想放棄現(xiàn)有的好工作,其就業(yè)質(zhì)量與正規(guī)金融借貸可得性有直接關(guān)系;較農(nóng)村居民,城鎮(zhèn)居民一般思想較開(kāi)放,視野較開(kāi)闊,其就業(yè)質(zhì)量對(duì)正規(guī)借貸可得性的影響不顯著。另外,風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性有顯著負(fù)向影響,對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響不顯著。信用水平對(duì)城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性都有顯著的正向影響。

在控制變量方面,收入對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性有負(fù)向影響,且結(jié)果不顯著;而收入對(duì)城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性有顯著的正向影響。戶主年齡對(duì)城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性具有負(fù)向影響,這可能是由于戶主年齡越大,其進(jìn)取心弱化,且脈資源更廣泛,使其在需要資金時(shí)更傾向民間借貸。戶主性別對(duì)城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性具有顯著的正向影響,這是因?yàn)槟兄魍狻⑴鲀?nèi)的分工模式依然普遍存在,相對(duì)女性而言,男性居民具有較強(qiáng)的開(kāi)拓創(chuàng)業(yè)能力,對(duì)金融借貸政策的認(rèn)知水平普遍高于女性,對(duì)借貸需求具有更清晰的思維判斷。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性影響因素的實(shí)證結(jié)果

注：(1)括號(hào)里報(bào)告值是t統(tǒng)計(jì)量;(2)③、②、①、分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

續(xù)表2 城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性影響因素的實(shí)證結(jié)果

注：(1)括號(hào)里報(bào)告值是t統(tǒng)計(jì)量;(2)③、②、①分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

四、就業(yè)質(zhì)量影響城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸行為的作用機(jī)制:風(fēng)險(xiǎn)偏好

前文實(shí)證研究表明,就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性具有顯著負(fù)向影響。進(jìn)一步研究的問(wèn)題是,就業(yè)質(zhì)量是如何影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性?其具體作用機(jī)制是什么?在中國(guó),就業(yè)質(zhì)量越高,居民越安于現(xiàn)狀,更不偏好風(fēng)險(xiǎn)。為此,本文提出假設(shè):就業(yè)質(zhì)量削減居民正規(guī)金融借貸可得性的作用機(jī)制之一是風(fēng)險(xiǎn)偏好。由表3可知,農(nóng)村居民就業(yè)質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)偏好存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,即就業(yè)質(zhì)量狀況相對(duì)較差,居民越偏好風(fēng)險(xiǎn)。相比之下,城鎮(zhèn)居民就業(yè)質(zhì)量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響不顯著,這就說(shuō)明就業(yè)質(zhì)量對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響并沒(méi)受到風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響。為驗(yàn)證上述假設(shè),本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型。

表3 就業(yè)質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)偏好的相關(guān)性

變量名農(nóng)村城鎮(zhèn)就業(yè)質(zhì)量0 714③0 344(3 164)(0 332)

注： (1)括號(hào)里報(bào)告值是t統(tǒng)計(jì)量;(2)③、②、①

分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(一)中介效應(yīng)模型的構(gòu)建

上述分析表明,就業(yè)質(zhì)量是通過(guò)影響農(nóng)村居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好,進(jìn)而影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性。因此,在本文中,居民正規(guī)金融借貸可得性為被解釋變量,風(fēng)險(xiǎn)偏好為中介變量,就業(yè)質(zhì)量為解釋變量。為驗(yàn)證三者關(guān)系,參照Baron和 Kenny(1986)[25]的方法建立如下中介效應(yīng)模型:

Loani=a0+a1workstatusi+a2X1i+ε1i,

(2)

riski=b0+b1workstatusi+b2X2i+ε2i,

(3)

Loani=c0+c1workstatusi+c2riski+c3X3i+ε3i.

(4)

其中:i代表城鄉(xiāng)居民,X1i、X2iX3i為控制變量(性別、年齡、教育年限等)、ε1i、ε2i和ε3i為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)且服從均值為零、方差有限的正態(tài)分布。式(2)表示就業(yè)質(zhì)量(workstatus)對(duì)正規(guī)金融借貸可得性(loan)影響的總效應(yīng),系數(shù)a1衡量總效應(yīng)的大小;式(3)表示就業(yè)質(zhì)量(workstatus)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好(risk)影響的效應(yīng);式(4)中c1衡量的是就業(yè)質(zhì)量對(duì)正規(guī)金融借貸可得性的直接效應(yīng)。如果將式(3)帶入(4)中得:

Loani=(c0+c2b0)+(c1+c2b1)workstatusi+b2c2X2i+c3X3i+ε4i.

(5)

其中,系數(shù)c2b1度量的是中介效應(yīng),即就業(yè)質(zhì)量通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)偏好影響居民正規(guī)金融借貸可得性的程度。

(二)估計(jì)結(jié)果與分析

表4 中介效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

注： (1)括號(hào)里報(bào)告值是t統(tǒng)計(jì)量;(2)③、②、①分

別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

由表4中式(2)與式(3)可知,就業(yè)質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)分別為-0.496與0.714,說(shuō)明就業(yè)質(zhì)量對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性有負(fù)向影響,就業(yè)質(zhì)量越高,正規(guī)金融借貸可得性越低,這與前文結(jié)論相吻合。此外,式(3)與式(4)中風(fēng)險(xiǎn)偏好的估計(jì)系數(shù)也充分證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)偏好確實(shí)對(duì)農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性有負(fù)向影響。根據(jù)式(5)可計(jì)算出,就業(yè)質(zhì)量影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性的中介效應(yīng)為c2b1為-0.117 8。

(三)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

溫忠麟等根據(jù)Baron & Kenny以及Judd & Kenny的研究[26-27],提出了一個(gè)中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序,該程序比單一的檢驗(yàn)方法要好。按照該程序,本文進(jìn)行了檢驗(yàn),結(jié)果表明,系數(shù)a1、b1和c2的t值均在5%和1%的水平上顯著,風(fēng)險(xiǎn)偏好作為中介變量是顯著的。在此基礎(chǔ)上,系數(shù)c1的 t值也在1%的水平上顯著,故中介效應(yīng)顯著,即就業(yè)質(zhì)量的影響部分是通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)實(shí)現(xiàn),中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為24.9%。

五、研究結(jié)論和政策建議

本文運(yùn)用中國(guó)家庭微觀調(diào)査數(shù)據(jù),實(shí)證分析了城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性的影響因素及其異質(zhì)性。結(jié)果表明,就業(yè)質(zhì)量、風(fēng)險(xiǎn)偏好、本地治安狀況、工作職務(wù)顯著影響農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性;而去年收入水平、年齡、文化程度、政治面貌、民族顯著影城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性;信用水平、家庭人口規(guī)模對(duì)城鄉(xiāng)居民都有顯著影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),對(duì)于農(nóng)村居民而言,就業(yè)質(zhì)量是通過(guò)影響居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好間接作用于居民正規(guī)金融借貸可得性,即就業(yè)質(zhì)量會(huì)在一定程度上削弱的居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好,進(jìn)而降低了農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性。而對(duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō),“就業(yè)質(zhì)量——風(fēng)險(xiǎn)偏好——正規(guī)金融借貸可得性”的作用機(jī)制并不成立。

基于以上結(jié)論,為提高城鄉(xiāng)居民正規(guī)金融借貸可得性,本文提出以下政策建議:

風(fēng)險(xiǎn)偏好顯著促進(jìn)農(nóng)居民正規(guī)金融借貸可得性,可通過(guò)提升農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力,增加其融資渠道,提高農(nóng)村居民正規(guī)金融借貸可得性。具體措施有:第一,通過(guò)對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)教育,使其深入了解所面臨的風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而提高風(fēng)險(xiǎn)管理能力。第二,加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣,削弱信息不對(duì)稱的程度,有助于減少農(nóng)村居民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上面臨的風(fēng)險(xiǎn)。

去年收入水平、信用水平顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性。因此,可通過(guò)多種渠道提高城鎮(zhèn)居民收入,加快城鎮(zhèn)信用體系建設(shè)進(jìn)程,增強(qiáng)城鎮(zhèn)居民誠(chéng)信意識(shí),以提高城鎮(zhèn)居民正規(guī)金融借貸可得性。

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[責(zé)任編輯:劉 煒]

2016-12-26

世界銀行貸款項(xiàng)目“農(nóng)民培訓(xùn)與就業(yè)”(AHHRSS-ZX01);安徽省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“收入倍增目標(biāo)約束下縮小城鄉(xiāng)收入不平等的理論與對(duì)策研究”(AHSKQ2014D47)

邰論騰,1992年生,男,安徽馬鞍山人,安徽工業(yè)大學(xué)碩士生, 研究方向?yàn)殂y行信貸,(電子信箱) 1292203364@qq.com。周世軍,男,副教授,博士,碩士生導(dǎo)師,研究方向?yàn)閯趧?dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

10.3969/j.issn.1672-5956.2017.04.014

F832.479

A

1672-5956(2017)04-0094-09