不愿向銀行借貸的家庭更不愿消費嗎?
——基于擴展短視消費模型的分析

鄭蘭祥, 孟鴻坤

(安徽大學 經濟學院,安徽 合肥 230039)

一、引言

受新冠疫情等“黑天鵝”與“灰犀?！笔录臎_擊,全球范圍內的經濟活動受到了嚴重影響,供應鏈緊張和中斷,通脹高企,國際消費市場持續低迷。2023年8月我國出口額同比下降8.8%,海外市場需求萎縮明顯,對經濟增長形成較大挑戰。此外,國內就業市場波動和收入下降也使得消費者更加謹慎地管理支出,進一步抑制了消費需求的釋放。央行數據顯示,2023年5月的消費者信心指數為89.7,為五年來同期最低值。同年7月24日召開的中共中央政治局會議指出,當前的主要問題之一是國內需求不足,如何用好政策擴大內需、提振信心,增強內生動力,發揮消費拉動經濟增長的基礎性作用是一個重大現實課題?？梢?擴消費已經成為穩增長的關鍵。已有研究表明,外部沖擊導致的經濟不確定性會使銀行和金融機構面臨更大的風險,從而使得家庭從銀行等正規金融機構處獲得貸款的能力降低。但現實情況是銀行等正規金融機構手中握有大量的流動性想要貸出,卻存在大量家庭不主動尋求甚至厭惡借貸的現象。尹志超等(2019)從中國家庭普惠金融現狀出發,發現我國供給側的社區金融基礎設施覆蓋處于中等水平,但是需求側的家庭正規信貸市場參與度卻很低,信貸需求的發展明顯滯后金融供給的增長[1]。鐘春平等(2010)以安徽的經驗證據為基礎,發現農戶融資問題的主要原因是農戶信貸需求較低[2]。當下限制家庭信貸可得,進而影響家庭消費支出的可能不僅僅是金融供給不足,也有可能是家庭“不愿借”。在我國金融市場發展初期,家庭客觀上面臨較強的流動性約束,主要矛盾停留在是否能夠從正規金融機構成功借貸。隨著金融市場改革的持續推進,家庭面臨的客觀流動性約束逐步降低,此時限制家庭信貸需求的主要矛盾已經從“能不能”開始向“想不想”轉變。中國家庭面臨的流動性約束除了受金融市場發展水平的限制外,還與家庭部門借貸的主觀能動性有關。家中有大事發生的農戶更可能向農村信用社貸款。我國家庭部門對于借貸一直保有著“慎重”的態度,認為借錢是為了解“燃眉之急”,非到“萬不得已”的時候人們都會避免尋求借貸。結合當下金融供給端與需求端失衡的現狀,這一行為模式或已成為當下家庭部門面臨流動性約束的主要動因。目前鮮有文獻詳盡闡明居民主觀態度對家庭消費的影響機制。在當前“擴消費、穩增長”背景下,結合習近平總書記在黨的二十大報告中關于“增強消費對經濟發展的基礎性作用”(1)資料來源:高舉中國特色社會主義偉大旗幟為全面建設社會主義現代化國家而團結奮斗——中國共產黨第二十次全國代表大會上的報告。的論述,研究需求側信貸約束對家庭消費支出的影響就顯得尤為必要。

相較于已有研究,全文邊際貢獻在于:(1)構建了“擴展的短視消費模型”,將主觀流動性約束的影響納入到傳統消費模型之中,補充和完善了傳統消費模型中的限制條件,從而更準確地解釋了消費行為的動態變化。這一模型有助于為經濟學研究提供一個更準確的理論框架,可以更好地解釋消費行為的動態變化,并為制定有效的經濟政策提供參考依據。(2)在構建的“擴展的短視消費模型”基礎上,進一步分析了主觀流動性約束對家庭信貸、家庭消費的影響機制,揭示了其影響路徑。(3)提出了度量主觀流動性約束的方法,使得將主觀流動性約束納入模型進行實證分析成為可能,同時拓展了流動性約束定義的邊界,為后續有關信貸約束的研究提供了啟示。

其余部分安排如下:第二部分是文獻綜述;第三部分是擴展短視消費模型與假說的提出;第四部分是研究設計;第五部分是實證分析;第六部分是作用機制檢驗;第七部分是結論及政策建議。

二、文獻綜述

目前有關需求側信貸約束的研究大多集中在影響因素層面,較少有文獻探究過需求側信貸約束對家庭消費支出的影響,更多的是在研究普惠金融、數字金融、消費信貸等供給側因素對家庭消費支出的影響。同時,學界越來越重視金融素養在家庭金融資產配置、投資決策、信貸決策等方面發揮的作用,但關于金融素養如何影響家庭消費的研究卻鮮有涉及。Kempson &Whyly(1999)較早提出了有關“自我排斥”的觀點,指出金融排斥是一個包含“自我排斥”在內的多維度的復合概念,且與特定人群的語言、文化、民族等因素都有關系[3]。Kon &Stoney(2003)更加強調信息不對稱的作用,認為借貸者會由于信息不對稱而誤以為自己肯定不能獲得貸款而放棄申請貸款[4]。程郁等(2009)也發現正規金融機構過高的交易成本和不完善的信貸配給制度會與農戶的風險規避行為產生交互作用,降低農戶對于信貸獲得的預期,從而產生需求型的信貸約束[5]。較多文獻從認知能力(2)認知型能力:認知能力是指人們對于外界信息的感知、理解、處理和應用的能力。視角出發對需求側信貸的產生原因進行闡述。何婧和岳靚(2021)從非認知能力視角出發,發現外向型特質可以顯著降低農戶的信貸排斥程度,而缺乏主見、猶豫不決的消極型和順同型特質則會顯著增加農戶受到的信貸排斥程度[6]。改革開放以來,我國金融市場改革更多集中在供給側。胡元聰和羊海燕(2017)發現中國農村地區信貸供給與信貸需求存在結構性失衡,消費信貸市場這種結構性失衡使居民得不到來自正規金融機構的有效流動性支持[7]。而供需兩端的不匹配是該種失衡的主要原因。造成金融需求缺乏的原因有很多,劉西川等(2009)發現只有在家中有大事發生時,農戶才會向農村信用社貸款[8]。甘犁等(2018)發現,中國農戶融資偏向內源性,并且民間互助信貸對正規金融機構貸款具有較強的替代性,中國農戶借貸行為具有“道義小農”假說的特點[9]。相較于從陌生的正規金融渠道,中國居民更愿意從熟悉的渠道獲得流動性,這是目前存在于現實經濟生活中的問題,也是需求側信貸約束存在的一個主要原因?，F有研究對需求側信貸約束缺乏足夠的關注度,相關文獻也大多停留在影響因素層面,少有研究涉及需求側信貸約束對消費者行為的影響。鑒于此,致力于識別流動性約束中歸屬于需求側信貸約束的部分,并探究需求側信貸約束對家庭消費行為的影響。

家庭信貸是溝通流動性約束與家庭消費的重要中介變量。早在20世紀末,Campbell &Mankiw(1991)就認為流動性約束會對消費產生影響[10]。Mian &Sufi(2018)認為流動性約束主要通過影響家庭的信貸需求來影響家庭消費,發現金融市場的發展能緩解居民面臨的流動性約束,讓更多消費者可以從金融市場獲得貸款來平滑消費,從而提高居民消費水平[11]。家庭信貸與流動性約束是一枚硬幣的兩面,都深刻影響著家庭的消費支出。徐亞東等(2023)以借錢被銀行拒絕過的農戶家庭面臨較強的流動性約束為標準,發現面臨更強流動性約束家庭的消費水平會顯著低于面臨更弱流動性約束的家庭[12]。近些年來,流動性約束更多的是以中介變量的形式出現在很多研究之中。易行健和周利(2018)研究結果表明數字金融的發展主要通過緩解流動性約束、便利居民支付這兩種機制促進居民消費[13];數字金融的發展可以通過緩解家庭面臨的流動性約束進而改善家庭部門人力資本狀況、促進代際教育流動,最終對代際收入流動產生影響。藏旭恒和李燕橋(2012)認為消費信貸能夠緩解居民當期流動性約束進而促進居民對耐用消費品的消費需求[14]。綜上所述,學術界對流動性約束和家庭信貸會抑制消費這一觀點已經達成共識,但關于流動性約束的研究更多停留在供給側信貸約束層面,少有文獻詳細闡述需求側信貸約束會如何影響消費?；诖?將視角放在需求側信貸約束對家庭消費的影響之上,以期能夠闡明需求側信貸約束對家庭消費的影響機制。

梳理文獻過程中發現金融素養在需求側信貸約束影響家庭消費支出的過程中扮演著重要角色。已有大量文獻表明金融素養對居民家庭的影響是多方面、深層次的,但同樣需要接受當前絕大多數中國居民家庭金融素養較低的現實(吳衛星等,2018)[15]。姚玲珍和張雅淋(2020)在探討家庭債務對消費的影響過程中引入家庭金融素養,發現金融素養對“負債性消費”有顯著調節作用[16]。金融素養在家庭消費、資產配置、投資決策等方面發揮著重要的作用。Lusardi &Mitchell(2007)發現金融素養水平高的家庭比金融素養水平低的家庭能積累更多的財富[17]。羅娟和王露露(2018)[18]同樣發現金融素養對家庭財富有直接顯著的正向影響,除此之外還發現“金融素養自信偏差”對家庭財富的影響呈倒U型,在一定程度內金融素養水平的上升會提高自信程度,從而對家庭財富產生正向的影響,這種影響會在自信程度過高時發生反轉。尹志超等(2014)[19]研究發現,金融知識的增加會推動家庭參與金融市場,并增加家庭在風險資產上的配置。除了家庭資產外,金融素養也會影響家庭負債。Stango &Zinman(2009)[20]發現,缺乏復利計算能力的消費者往往難以正確認識到貸款的真實利率與成本,從而更有可能產生不合理負債。Klapper(2013)、Fernandes et al.(2014)、Friedman(1957)發現金融素養的提高一方面會減少家庭的過度負債,另一方面也會增加家庭對正規金融機構提供信貸的偏好[21-23]?，F有文獻關于金融素養對家庭財富、家庭信貸等方面的影響較為詳盡,但對家庭消費方面的研究卻并不多見。除此之外,有關金融素養的研究大多將其與認知型能力相聯系,這與本文所研究的需求側信貸約束有著較高的適配度。因此嘗試引入金融素養這一變量,期望能夠找到可以緩解需求側信貸約束的變量。

在已有文獻基礎上,從微觀視角出發,就主觀流動性約束對家庭信貸需求以及家庭消費的影響進行理論探討及實證檢驗,并進一步探究金融素養在主觀流動性約束影響信貸需求與家庭消費過程中發揮的作用。

三、擴展的短視消費模型與假說的提出

西方經典消費理論之中,Friedman(1957)的永久收入假說、Leland(1968)的預防性儲蓄假說的一個共同假設是:一位理性消費者會通過合理分配一生的收入使其一生總的效用達到最大[23-24]。根據該假設,人們會在收入高時儲蓄,在收入低時負債,在盛年時期儲蓄,在老年時期負債。這一假設并不適用于我國消費者,我國居民的消費支出具有顯著的階段性。很難想象一個未婚的年輕人在安排當期消費時會考慮退休后的安排(余永定和李軍,2000)[25]。短視消費模型并不以一生為跨度來規劃自身的消費行為,而是尋求每一個人生階段的效用最大化。因此,選擇在短視消費模型基礎上引入主觀流動性約束變量,構建“擴展的短視消費模型”,以此刻畫我國消費者的消費行為[26]。

(一)家庭效用最大化目標

遵循經典無限期消費決策模型,家庭消費最終目標是使其一生總效用最大化。表現為式(1):

(1)

式(1)中,ct是家庭第t期家庭消費支出,U(ct)是消費效用函數,該效用函數一階導大于零,二階導小于零,是個嚴格的凸函數,家戶消費邊際效用遞減。β是時間偏好率(主觀折現率)。借鑒萬廣華(2001)的做法,假設家庭消費的效用函數為自然對數函數,即u(ct)=ln(ct)[27]。式(1)是個無限期消費決策模型,時間跨度是消費者一生。余永定和李軍(2000)[25]、葉海云(2000)[26]認為相較于無窮期消費模型,短視消費模型在分析中國消費者的消費行為時更為契合。短視消費模型與無窮期消費模型最大的不同點在于,前者假設中國家庭在消費決策時更多地是追求當期和下期效用之和最大化 。短視消費模型中消費者效用最大化目標如下式所示:

(2)

式(2)中,t=0表示當期,t=1表示下一期,其余變量含義與前式相同。除目標函數外,還要討論家庭資產、收入和消費在不同期間是如何轉移的。借鑒Deaton(1991)提出的消費與資產約束關系,得到短視消費模型下資產與消費的轉移方程式(3),該式也是家庭在安排消費時所需遵循的限制條件[28]。式(3)表示家庭第t+1期的家庭總資產應是第t期家庭總資產與收入之和減去當期消費后的結果。

At+1=(1+r)(At+Yt-ct)

(3)

式(3)中,At為家庭第t期資產總量,包括實物資產、金融資產以及儲蓄等資產;r是名義利率;Yt是t期家庭的總收入,包括企業利潤、勞動所得以及投資收益等;ct為t期家庭的總消費量。

(二)引入主觀流動性約束系數

前面討論了在不考慮借貸時,家庭在安排消費時應遵循的條件,下面將引入流動性約束條件。傳統引入流動性約束的做法是引入不等式:B

debtt=ε(At+Yt)b,0≤ε,b≤1

(4)

式(4)中,主觀流動性約束參數ε受家庭財富、偏好、文化背景等因素影響,是內生變量。以該參數來表示家庭的主觀借貸意愿強弱。家庭向正規金融機構的借貸意愿越強烈,ε就越大,此時認為該家庭所面臨的主觀流動性約束就越小,反之亦然。將式(4)代入式(3)得到新的約束式:

s.tAt+1=(1+r)(At+Yt+debtt-ct)

(5)

s.t0≤ct≤At+Yt+debtt

(6)

為方便后續求解,借鑒Deaton(1991)處理消費方程的辦法,將Xt定義為“t期家庭手中持有的財富(cash on hand)”。

Xt=At+Yt

(7)

將式(7)代入式(5)、(6)可以得到:

s.tXt+1=(1+r)+(Xt+εXtb-ct)+Yt+1

(8)

s.t0≤ct≤Xt+debtt

(9)

(三)動態規劃求解

前文已經給出了目標函數與限制條件,接下來將遵循動態規劃思想,進行逆序求解。以家庭效用最大化函數式(2)為目標函數,式(8)為狀態轉移方程,而想要利用動態規劃進行求解,還需確定邊界條件。此時考慮消費者整個生命周期的傳統邊界條件(Xt+1=0:消費者會在下一期花光所有積蓄)并不適合為短視消費模型中的邊界條件,于是需要回到短視消費模型的前提假設中尋找邊界條件。余永定和李軍(2000)[25]指出,中國消費者支出有兩個前提假設:一是居民的消費支出安排具有顯著的階段性。二是在其生命的不同階段一般都存在一個儲蓄目標,例如,在結婚前中國消費者會為婚姻儲蓄。第一個特征已經在目標函數中得到體現,第二個假設則提供了支持動態規劃求解的邊界條件。家庭在每一期都會有階段性儲蓄目標R*,這里的儲蓄目標是指包括資產在內的廣義儲蓄,這部分儲蓄目標是家庭在安排當期消費支出之前預留出來的,例如中國家庭在為婚姻支出同時也會為撫育后代而儲蓄。于是每一期家庭在安排完消費支出后都會有R*留到下一期,最后一期也是如此。于是邊界條件為Xt+1=R*。此外,在限制條件中引入了債務變量后,家庭每期的支出中便包含了利息支出,而利息支出會減少消費帶來的效用,假設家庭是風險中性,則目標函數由(2)可以改寫為(10)。綜上所述,新的目標函數與邊界條件為:

(10)

式(10)第一項等號右側分為兩部分,第一部分是第t期消費帶來的總效用,第二部分表示因償還債務與利息為家庭帶來的效用損失。在擴展的短視消費模型中“短視”的消費者追求當期效用最大化,令R*=sXK,其中s為家庭的平均儲蓄率。遵循動態規劃逆序解法,得到家庭效用最大化的消費量為:

(11)

假設1:主觀流動性約束會抑制消費支出,且會降低家庭平滑消費的能力。

具體來看,主觀流動性約束系數ε是通過影響家庭實際信貸可得額來影響家庭消費支出的。主觀流動性約束增大時,家庭實際信貸可得額會隨著ε的減小而降低,進而抑制家庭消費支出。據此,提出如下假設:

假設2:主觀流動性約束與家庭實際信貸余額負相關,且主觀流動性約束會通過降低家庭信貸規模進而抑制家庭消費支出。

(四)引入金融素養

ε=ε(FL),ε(FL)>0

(12)

(13)

式(12)中,FL是家庭金融素養水平。如果金融素養能夠緩解主觀流動性約束,在上式中表現為參數ε隨著FL的變大而變大,最終會使家庭消費支出增加。除此之外,當Xk較大時,即家庭擁有較多財富時,主觀流動性約束系數ε很小的變化就能引起家庭實際借貸額的大幅度變動,從而對消費產生較大影響;但是當Xk較小時,即家庭擁有的財富較少時,參數ε很大的變動量也只能引起家庭消費支出的較小幅度變動。而在該式中,參數ε的變化又取決于金融素養變動。因此,金融素養的調節作用可能存在著異質性。即金融素養的調節作用在高資產組內可能更為顯著;而在低資產家庭這部分影響可能并不顯著。據此,提出如下假說:

假說3.1:金融素養能夠緩解主觀流動性約束對家庭消費支出和家庭信貸的抑制作用。

假說3.2:金融素養的調節作用存在異質性。對于擁有更多財富的家庭來說,金融素養能夠緩解主觀流動性約束對家庭信貸以及家庭消費的抑制作用;對于擁有較少財富的家庭來說,金融素養的調節作用并不顯著。

四、研究設計

(一)樣本選擇及數據來源

使用的數據來自2021年西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey,CHFS)。具有全國代表性的CHFS始于2011年,每兩年調查一次,樣本分布于29個省,355個縣(區、縣級市)、1428個社區;覆蓋40011戶家庭及12.7萬個個體;具有全國、省級和副省級城市代表性。選擇2021年中國家庭金融調查數據為樣本來源,剔除缺失值、極端值與無效問卷后獲得26824個家庭觀測值。

(二)變量定義

1.解釋變量:主觀流動性約束。借鑒Kempson &Whyley(1999)[3]、程郁和韓俊(2009)[5]、王修華等(2013)[29]、吳雨等(2016)[30]關于需求型流動性約束、金融的自我排斥以及潛在信貸需求的相關描述,提出家庭所面臨的主觀流動性約束的定義方法[30-31]:“我們將那些由于缺乏自信、對信貸政策存在偏見等主觀因素而選擇不向正規金融機構借貸,寧愿選擇從其他渠道獲取借款的家庭視為面臨主觀流動性約束的家庭”。具體判斷一個家庭是否正面臨著主觀流動性約束應分為兩步:第一,該家戶是否有信貸需求;第二,若該家戶有信貸需求但由于主觀原因選擇通過非正規金融渠道借款,則可認為該家庭正面臨主觀信貸約束,即家戶出于主觀因素而放棄通過正規渠道獲得信貸的機會。結合定義與CHFS提供的數據,若家庭有信貸需求且因為②③⑥⑧這類原因而不選擇正規借貸渠道(銀行或信用社)的家庭面臨著主觀流動性約束,賦值為1,反之為0。(4)CHFS數據的問卷詢問了家庭“是否需要貸款”,包括生產經營性貸款和消費貸款(買房、買車、醫療、教育等需求),若受訪者的答案是:“需要”,則有信貸需求(需要貸款)的受訪者會被詢問“計劃借款渠道”,選項有:①銀行或者信用社。②親朋好友。③民間金融渠道。④支付寶等網絡借貸平臺。⑤小貸公司。借鑒劉西川(2014)的分類方法,上述借款渠道中只有①屬于正規金融機構,其他選項都屬于非正規金融機構。因此,對需要貸款且選擇從非正規金融機構渠道借款(計劃借款渠道中不包含選項①)的家庭進一步詢問“為什么不選擇正規金融機構”,該問題的選項有:①申請過被拒。②不知道如何申請貸款/申請太麻煩。③估計貸款方不會批準。④貸款利息太高。⑤還款期限或方式不符合要求。⑥不認識銀行/信用社工作人員。⑦沒有抵押或擔保人。⑧擔心還不起。⑨有銀行貸款沒還清。

2.中介變量:家庭信貸額。借鑒王修華和趙亞雄(2022)的研究,首先,按照家庭信貸獲得渠道的不同將家庭信貸分為正規信貸與非正規信貸[31];進一步,從信貸需求與信貸可得數量兩個層面出發分析家庭的正規信貸與非正規信貸情況:具體來看,一是家庭是否有正規信貸需求或非正規信貸需求。其中,家庭正規信貸需求由“家庭是否想要在未來某個時點通過正規渠道獲得貸款”來衡量,若存在則賦值為1,不存在則賦值為0。家庭非正規需求則由“家庭是否想要在未來某個時點獲得來自親戚朋友等非正規渠道的貸款”來衡量,若有則賦值為1,反之為0。二是家庭正規信貸與非正規信貸可得數量。借鑒汪昌云(2014)的研究[32],統計家庭在生產經營項目負債(包括工商業項目、農業生產項目)、房產與車輛負債、教育負債、醫療負債、除上述負債以外的其他負債中從正規金融機構獲得的信貸余額之和定義為家庭正規信貸可得數量(formal_debt),通過非正規渠道獲得的信貸余額之和定義為家庭非正規信貸可得數量(informal_debt)。

3.調節變量:家庭金融素養。延用尹志超等(2014)[19]、張號棟和尹志超(2016)[33]、吳衛星等(2018)[15]等做法,提取問卷中有關“是否關注經濟金融信息、分辨股票或債券、利率計算、通脹計算、彩票期望問題、風險偏好”等6個問題變量,考慮到上述6個問題變量都是啞變量的形式,采取迭代主因子法提取了知識因子、計算因子、風險偏好因子。3個因子的累積方差貢獻率為93.94%,超過了80%,對所提取的問題變量有著較好的解釋力度。此外,總體 KMO值為0.6776,各個變量的KMO值都在0.6以上,根據Kaiser規則(Kaiser,1974),選取的問題變量可以進行因子分析。但是根據更為嚴格的Kaiser準則(特征值超過1的納入因子數),3個因子中只有知識因子的特征值超過了1,可是其方差貢獻率只有0.671,因此選擇借鑒張號棟和尹志超(2016)[33]的辦法,將3因子矩陣的方差解釋比例(0.671、0.179、0.088)為權重,擬合金融素養指標,全面衡量家庭的金融素養。

表1詳細描述了問題變量的統計特征,顯示出我國有29.98%的家庭關注經濟金融信息,46.82%的家庭投資選擇正確,26.92%的家庭利率計算正確,15.61%的家庭能夠較好理解通脹與利率之間的關系,30.23%的家庭偏好高風險。

表1 金融素養指標提取的因子降緯過程

4.工具變量。選取“家庭距最近的快遞點距離”作為主觀流動性約束的工具變量。選擇該工具變量原因如下:第一,根據倪玲霖和王姣娥(2012)[34]的研究發現:我國快遞企業網店組織總體呈現出為社會經濟和人口服務的特征趨勢,并且與區域地形地貌、當地的區位條件相關?？傮w來看,行政級別越高的城市,網點覆蓋率越高。李鋼和楊蘭(2018)[35]以菜鳥驛站為例,發現西安市內快遞點與目標對象的直線距離約為200米,該距離與目標服務對象離市中心的距離大體上成反比。結合已有研究,發現家庭離快遞點的平均距離能夠在一定程度上反映家庭所處城市經濟、地形地貌等信息。隨著城市行政級別、經濟發展水平的遞減,身處不同城市家庭距快遞件的平均距離也在不斷變遠。以安徽省某農村為例,主要的幾個快遞點都建在鄉政府周圍,農戶距快遞點的平均距離約為2到3公里,最遠的能達到5公里。因此“家庭距離最近快遞點的距離”大致能夠反映其所在地區行政級別、經濟發展水平、人口密集度等信息。此外,結合已有文獻(陳鵬和劉錫良,2011)[36],發現導致主觀流動性約束較為主要的問題大多會隨著地區經濟發展水平的提高而減緩。例如行政級別較高、經濟更為發達的城市,其金融發展水平更高,居民有更多信息來源、更容易“移風易俗”,因而居住在該地區的家庭面臨的主觀流動性約束水平會越低;反之,在經濟欠發達、道路交通不便、行政級別較低的區域,家庭更有可能排斥正規信貸?！凹彝ゾ嚯x最近快遞點的距離”與主觀流動性約束在理論上具有較高的相關性,該變量也具有較好的外生性。綜上所述,選擇“家庭距離最近快遞點距離”為主觀流動性約束的工具變量。

5.控制變量。參考易行健等(2023)[37]、王修華等(2013)[29]、尹志超等(2014)[19]、張號棟等[33](2016)、吳雨(2016)[30]的研究,分別控制樣本的戶主特征、家庭特征以及所在縣域的金融發展程度特征。選擇戶主性別(gender)、年齡(age)、受教育程度(education)、政治面貌(policatial)、婚姻狀況(married)、戶主健康狀況(health_condition)、家庭總收入(total_income)、家庭總資產(asset)、家庭資產負債比(tdr)、縣域金融機構貸款數量(loan)、數字金融發展水平(digitization_level)。被解釋變量、解釋變量、控制變量的計算辦法及含義見表2。

表2 變量名稱及變量說明

(三)實證模型設定

1.主觀流動性約束與家庭消費需求。第二部分的三個研究假設中首先是分析主觀流動性約束對我國家庭消費的影響。

假定社會中只存在兩種家庭,第一類家庭的消費行為不受主觀流動性約束影響,符合理性預期—持久收入假說,該類家庭的消費滿足:lnct=lnct-1+et,變換后得到:Δlnct=et,其中,ct是家庭的實際消費支出(total_consumption),Δlnct是家庭消費變動率(delt_consump),et是白噪音。該公式表明第一類家庭的消費與家庭收入無關,其變化只取決于新的信息。第二類家庭則由于受到主觀流動性約束的影響,其消費增長率的變化完全取決于家庭收入增長率變化。

設所有家庭的總公式可以表示為:Δlnct=ΔlnYt,其中,Yt為家庭的總收入(total_income)。收入為Y,總消費為C。第一類家庭總收入為Ya,總消費為Ca;第二類家庭總收入為Yb,總消費為Cb。若第二類家庭的收入占所有家庭總收入的比例為λ,可得Yb= βY,Ya=(1-β)。同理可得Cb=βC,Ca=(1-β)C。將兩類家庭的消費合并起來,便得到:

Δlncit=a0+βΔlnYit+μit

(14)

式(14)中,β反映了居民消費對家庭收入的敏感程度。若β顯著為零,說明家庭根據持久收入進行消費,對當期收入不敏感;如果β顯著不為0,則說明家庭當期消費對同期收入存在依賴,而流動性約束可能是這種依賴產生的主要原因,家庭由于缺乏流動性難以在較長時間跨度間來平滑消費(Jappelli,1989;Campbell and Mankiw,1991;Sarantis,2002;Flavin,1985;Abadie et al.,2004)[38-42]。借鑒徐亞東(2023)的做法,將主觀流動性約束納入式(14),得到一個擴展的C-M消費模型[43]:

Ci=a0+β1SLCi+β2lnincomei+ηXi+PROVINCEi+μi

(15)

式(15)中,Ci是家庭全年消費的對數,SLCi是家庭所面臨的主觀流動性約束,lnincomei是家庭全年收入的對數值,Xi是戶主層面、家庭特征層面、縣域金融發展水平層面的控制變量,PROVINCEi是省份控制變量。β1和β2是本文重點關注的系數,預期β1為負,β2為正,這里的β2即為前文所述的β。為檢驗家庭基于主觀原因對正規信貸的自我排斥是否真的會令家庭陷入流動性約束之中,在式(15)中引入了主觀流動性約束(SLC)與家庭當期總收入的對數值交互項:crossslc,得到以下模型:

ci=a0+β1SLCi+β2lnincomei+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+μi

(16)

由于SLCi是虛擬變量,可以進行如下分析:

當“家庭存在主觀約束”時(SLC=1):“約束組”的截距為a0+β1,斜率為:β2+β3。

當“家庭沒有主觀約束”時(SLC=0),有:“無約束組”截距為a0,斜率為:β2。

理論上,a0、β2為正,β1與β3的符號有四種情況。圖1(a)展示了當β1>0,β3>0,即“約束組”的截距和斜率都大于“無約束組”時的情況,表明了家庭基于主觀原因對正規信貸的自我排斥會提高家庭消費,與此同時家庭消費對家庭收入的“過度敏感性”也因此增加;圖1(b)展示了當β1<0,β3>0,即“約束組”截距小于“無約束組”,但前者的斜率卻大于后者時的情況。與圖1(a)中的相同點在于:β3>0,表明主觀流動性約束的存在會提高“約束組”家庭消費對家庭收入的敏感性——對正規信貸的自我排斥讓家庭面臨了更高的流動性約束,并且在家庭收入較低時主觀流動性約束的存在會使得家庭消費變少。圖1(c)、(d)展示了當β3<0時的情況。

圖1 β1與β3系數可能出現的情況

2.主觀流動性約束對家庭信貸的影響。(1)Tobit模型。當被解釋變量為家庭信貸可得數量時,由于家庭信貸可得數量是限值型因變量,只取大于或等于0的值。因此建立Tobit模型分析主觀流動性約束對家庭信貸可得數量的影響。具體模型設定如下:

debt=a0+a1SLCi+a2Xi+εi

(17)

(18)

式(17)～式(18)中,debt表示家庭信貸余額,α1是待估參數,其余變量與前文變量含義相一致。

(2)probit模型。當被解釋變量為家庭信貸是否可得時,若家庭有未還清的貸款,其信貸需求取值為1,否則為0,是典型的二元變量,因此建立probit模型,具體設定如下:

prob(accessi=1)=φ(a0+a1SLC+a2Xi+PROVINCEi+εi)

(19)

式(19)中,accessi表示家庭的正規信貸和非正規信貸的需求,其余變量與前文變量含義一致。

3.金融素養的調節作用。為探究金融素養是否能夠緩解主觀流動性約束對家庭消費與家庭信貸的抑制作用,在式(15)的基礎之上引入金融素養(Finit)與主觀流動性約束(SLC)的交叉項,得到式(20):

Ci=a0+β1SLCi+β2Finit+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+εt

(20)

式(20)中,crossslc是金融素養與主觀流動性約束的交互項,Finit是金融素養,其余變量與前文變量含義相同。同樣,為探究金融素養是否能夠緩解主觀流動性約束對家庭信貸的抑制作用,將式(20)的被解釋變量替換為家庭信貸可得數量,得到式(21):

debti=a0+β1SLCi+β2Finit+β3crossslc+ηXi+PROVINCEi+εt

(21)

式(21)中,debt為家庭信貸可得數量,其余變量與前問變量含義相同。

五、實證分析

(一)描述性統計

表3對主要變量進行了描述行統計。結果顯示,約30%的家庭面臨著主觀流動性約束,標準差為0.460,表明中國家庭對正規信貸的排斥是一個較為普遍的現象。表3中家庭消費支出、家庭正規信貸余額、家庭非正規信貸余額、家庭收入、家庭總資產都經過了對數化處理。其他變量的取值均在合理范圍之內,表3顯示的結果進行了上下2.5%的縮尾處理。

表3 主要變量描述性統計

(二)主觀流動性約束與家庭消費支出回歸分析

表4中列(1)報告的結果表明,主觀流動性約束會顯著減少家庭的消費支出?？紤]到購房行為對家庭資產結構與消費支出的重要影響,添加“近期內是否有購房打算”作為控制變量,同時考慮到可能存在選擇性偏差和互為因果帶來的內生性問題,采用2SLS與IV-TEM進行回歸,回歸結果見列(2)～(3),發現主觀流動性約束依然會顯著減少家庭的消費支出,并且列(2)～(3)SLC的估計系數較列(1)的系數更高。研究假設1前半部分通過檢驗,即主觀流動性約束會抑制家庭的消費支出。

表4 主觀流動性約束對家庭消費支出的影響

列(1)～(3)中家庭總收入的回歸系數顯著大于0,表明樣本期內家庭消費支出與家庭總收入顯著正相關,Flavin(1985)將這種現象稱為消費的“過度敏感性”,消費支出對收入變化的“敏感性”與消費者平滑消費的能力負相關[41]。流動性約束假說認為消費者面臨的流動性約束是造成這一現象的主要原因,因此一般也以敏感性系數的大小來衡量消費者面臨的流動性約束強弱。列(1)中家庭收入的估計系數為0.4769,與徐亞東等(2023)[43]測算的結果較為類似,但遠大于李江一和李涵(2017)測算的0.113[44]。即使考慮數據集年份的差別,兩者的系數相差這么多也并不合理。筆者認為導致該結果的原因可能是,在定義主觀流動性約束的過程中存在著選擇性偏差。(5)本文在判斷一個家庭是否面臨主觀流動性約束時,認為那些有信貸需求且不愿意從正規信貸渠道獲得貸款的家庭有主觀流動性約束,那些有信貸需求且愿意從正規信貸渠道獲得貸款的家庭無主觀流動性約束。因此,實驗樣本會忽略沒有信貸需求的那部分家庭。這樣的問題同樣存在于徐亞東等(2023)[43]等研究流動性約束對消費影響的文獻之中。將之前忽略的數據集納入回歸方程后,得到的消費支出對收入敏感系數約為0.23,較之前結果有所下降。如果將全數據組視為對照組,有信貸需求的樣本視為實驗組,發現實驗組家庭的消費支出比對照組家庭的消費支出更依賴家庭收入,于是猜想主觀流動性約束是不是通過增強家庭消費支出對收入的敏感性來抑制消費的。

為進一步驗證主觀流動性約束是否真的會增加家庭消費對收入的敏感性,使得家庭消費支出減少,將主觀流動性約束與家庭總收入的交互項引入了傳統的C-M消費模型?；貧w結果見列(4):家庭收入的估計系數為正,主觀流動性約束系數為負,主觀流動性約束與家庭總收入的交互項系數為正,該結果與圖1(b)所示情況相一致,猜想得到了證實,即主觀流動性約束會增強家庭消費支出對收入的“敏感性”,強化家庭面臨的流動性約束,削弱家庭平滑消費的能力。而流動性約束假說認為由于面臨流動性約束家庭的消費受到當期收入的限制,無法通過借貸來跨期平滑消費,因此面臨流動性約束消費者的消費支出會更低。綜上所述,主觀流動性約束強化了家庭面臨的流動性約束狀況,削弱了家庭平滑消費的能力,假說1驗證通過。

(三)主觀流動性約束對家庭信貸的檢驗

表5報告了主觀流動性約束對家庭信貸需求需求和信貸可得數量的回歸結果。其中列(2)～(3)采用Tobit模型進行回歸;列(4)～(6)采用Probit模型進行回歸。列(1)中SLC系數顯著為負,表明主觀流動性約束顯著減少了家庭的實際信貸余額,假設2通過檢驗,主觀流動性約束會降低家庭實際信貸余額。為探究主觀流動性約束具體是如何影響家庭信貸的,將家庭信貸按照來源分為正規信貸與非正規信貸。

列(2)～(3)展示了主觀流動性約束對家庭正規信貸余額和非正規信貸余額的影響。結果表明,存在主觀流動性約束家庭的家庭正規信貸余額和非正規信貸余額都顯著減少了。這里的被解釋變量是信貸余額,表明出于主觀因素而不愿向正規金融機構借款的家庭既會減少正規信貸持有量,也會減少非正規信貸的持有量。對于正規信貸的厭惡不僅僅影響到了正規信貸,也影響到了非正規信貸。

列(4)～(6)展示了主觀流動性約束對家庭信貸需求的影響。其中列(4)的被解釋變量——總的信貸需求,是一個啞變量,若家庭未來有信貸需求(無論是正規信貸需求還是非正規信貸需求),則該變量賦值為1,反之為0。列(4)回歸結果表明,面臨主觀流動性約束的家庭未來需要信貸的概率總體上會降低。進一步來看,列(5)～(6)的結果表明,造成家庭信貸需求降低的主要原因是家庭對正規信貸需求的減少。除此之外,發現主觀流動性約束的存在還會增加想要從非正規渠道獲得貸款的家庭數量,在這里非正規信貸需求對正規信貸需求表現出明顯的替代效應,該結論與陳鵬和劉錫良(2011)的觀點基本吻合[37]。由于缺乏對貸款政策的理解、金融知識的匱乏以及觀念上的偏差,不愿意向正規金融機構貸款的家庭轉而選擇向親戚、朋友等非正規信貸渠道尋求借貸來彌補家庭支出的缺口。綜上所述,主觀流動性約束在總量上抑制了家庭實際信貸余額,在可得性上減少了家庭對信貸的需求。

除此之外,在觀察回歸結果時候,發現了以下現象——列(3)和列(6)系數正負號相反,即主觀流動性約束的存在一方面使得家庭降低了非正規信貸的實際余額,另一方面卻增加了家庭未來選擇通過非正規渠道獲得貸款的概率。該結果表明,不愿意從正規渠道獲得貸款家庭對于借貸的抵觸存在著一定的溢出效應,使得家庭同樣也會減少從非正規渠道獲得的貸款數量。除了溢出效應外,主觀流動性約束對家庭信貸需求帶來的影響還會伴隨替代效應,即不愿從正規渠道獲得貸款的一部分家庭可能會轉而向非正規渠道尋求信貸支持,但總量上會因為主觀流動性約束的存在而降低。

綜上所述,假設2前半部分通過檢驗,即主觀流動性約束與家庭信貸規模負相關。

(四)金融素養的調節效應

前文已經證實主觀流動性約束會抑制家庭消費、減少家庭的信貸可得。關于金融素養是否可以緩解主觀流動性約束對消費和信貸的抑制還需要進一步實證檢驗。易行健等(2023)發現財富差距能夠解釋中國居民消費傾向下降的58%[37]。家庭財富對家庭消費支出有重要影響,這里所指的財富不僅僅局限于收入等概念,而是包括固定資產在內的家庭所擁有資產的總和。在前文理論推導過程中,家庭資產在主觀流動性約束影響消費過程中可能產生了較為重要的作用,為驗證這一猜想,以樣本中所有家庭資產的中位數為劃分標準,將所有家庭劃分為兩種,將家庭所擁有資產大于387509元的家庭劃分進高資產組,家庭所擁有總資產少于387509元的劃分進低資產組。根據理論推導,金融素養在高資產組中的調節作用應該會大于其在低資產組中所能發揮的作用。如果回歸結果與此相一致,那么假設3即可得證。下表中列(1)結果表明金融素養顯著會提高家庭消費支,該結果與已有研究基本一致,表明金融素養的提升可以顯著增加家庭的消費支出,假設3.1檢驗通過。

表6中列(2)、列(4)、列(6)報告了高資產組的回歸結果,列(3)、列(5)、列(7)報告了低資產組的回歸結果。列(2)的金融素養與主觀流動性約束的交互項顯著為正,表明在高資產組家庭中金融素養確實能夠緩解主觀流動性約束對家庭消費的抑制作用。列(3)金融素養與主觀流動性約束的交互項系數并不顯著,表明在低資產組中金融素養的調節作用并不明顯。但以正規信貸余額為被解釋變量的列(4)、列(5)中,金融素養與主觀流動性約束的系數交互項在高資產組中顯著為正,低資產組中卻并不顯著,于是可以知道對擁有較多資產的家庭來說,金融素養同樣能夠緩解主觀流動性約束對家庭正規信貸余額的抑制作用,但是對低資產組家庭來說,金融素養的調節作用同樣不明顯。列(6)、列(7)報告了以非正規信貸為被解釋變量時的回歸結果,兩個組別內金融素養與主觀流動性約束的交互項系數都不顯著,這表明金融素養的提高并不會顯著影響家庭的非正規信貸余額。綜上所述,金融素養的提高能夠緩解家庭面臨的主觀流動性約束,增加家庭的消費支出與正規信貸余額。但是金融素養調節作用存在異質性,擁有更多資產的家庭,金融素養的提高會促進消費;對于擁有較少資產的家庭來說,金融素養的提高無法緩解主觀流動性約束帶來的負面效應。至此,假說3.2檢驗通過。

表6 金融素養的調節效應

從上述結果看出,金融素養一方面能夠提升家庭對于信貸政策、金融機構的認知,進而掌握更多的信息,減少因信息不對稱帶來的逆向選擇問題。另一方面金融素養提高能夠幫助家庭對自身情況有更清晰的認識,緩解認知偏誤和家庭因不自信而造成的對正規金融機構的排斥。在不引入交互項的全樣本回歸中,發現金融素養對家庭消費、家庭信貸余額與家庭信貸需求的影響都顯著為正,對主觀流動性約束的影響則顯著為負,但是金融素養在低資產組中的調節作用卻并不顯著。對低資產組家庭來說,限制其消費需求的因素可能更多來自家庭資產層面。在理論分析中衡量家庭實際信貸余額的量受三部分影響,分別是主觀流動性約束、客觀流動性約束與家庭資產總額。當家庭缺少足夠的資產為抵押物時,即使該家庭“想借“也難以從銀行處獲得貸款,此時,限制家庭信貸規模的不再是主觀流動性約束,而是家庭的實際資產余額,這與理論分析結果相一致。綜上所述,假設3整體檢驗通過。

(五)穩健型檢驗

1.基準回歸的穩健型檢驗。從主觀流動性約束與家庭消費增長率和家庭消費絕對值之間的互動邏輯來看,家庭主觀流動性約束的存在看似是外生給定的,事實上可能存在樣本選擇偏誤和反向因果引起的內生性問題。家庭是否排斥從正規渠道借貸受到很多因素的影響,包括家庭稟賦和個人特征等,并不是隨機決定的。也就是說,家庭選擇是否將正規信貸渠道作為借貸渠道(是否面臨著主觀流動性約束),是一種自選擇行為。此時若使用OLS進行估計,所得到的結果可能是有偏的。比如,收入更高的家庭可能更有動機向正規金融機構借貸,此時家庭所面臨的主觀流動性約束對家庭消費的影響可能會被高估。此外,收入較低的家庭可能自身就對正規信貸渠道有排斥,使得主觀流動性約束對家庭消費的影響被低估。因此,借鑒Abadie et al.(2004)提出的處理效應模型(Treatment Effect Model,TEM)來分析主觀流動性約束對家庭消費的影響[42]。TEM的優點主要體現在可以同時考慮可觀測因素與不可觀測因素對主觀流動性約束與家庭消費的影響,緩解自選擇偏差帶來的內生性問題。

TEM分為兩階段:第一階段使用Probit模型構建選擇方程;第二階段是主回歸方程,考察主觀流動性約束對家庭消費的影響,已由式(15)給出。在構建TEM模型時,第一階段的選擇方程至少需要一個既滿足外生性,又滿足相關性的工具變量。選擇戶主“家庭戶籍狀態”來作為選擇方程的識別變量。首先,一個家庭的戶籍所在地是完全隨機的,不以個人意志為改變(如果戶籍發生變更,以變更前為準);此外,研究發現主觀流動性約束更多出現在農村家庭之中,戶口狀態與主觀流動性約束發生之間存在較強的相關性。綜上所述,選擇“家庭戶籍狀態(Registered Residence Status)”為第一階段的識別變量。由此得到了處理效應模型第一階段的選擇方程:

prob(SLC=1)=aX1+γZi+εi

其中,Prob(SLC=1)表示家庭面臨主觀流動性約束的概率,Zi是滿足相關性和外生性的工具變量:選取“家庭戶籍狀態”為識別變量;εi表示殘差,包括無法觀測到的會對家庭主觀流動性約束造成影響的因素。將樣本數據帶入第一步選擇方程后,計算得到各個樣本的逆米爾斯比率(Inverse Mills Ratio,IMR),最后將IMR作為控制變量引入第二階段的主回歸方程之中。

如果IMR的估計系數顯著,說明自選擇偏差問題不可忽略。將IMR作為控制變量引入式(15)得到處理效應模型第二階段的主回歸方程與前文相同,只是增加了IMR項。上述兩種辦法的回歸結果見表4列(2)、列(3)。結果表明基準回歸結果是穩健的。

2.工具變量法。關于可能出現的內生性問題,上文已經討論過一部分,即在實證過程中可能出現自選擇性偏誤問題。但本文的實證結果還有可能存在一些潛在的內生性問題,第一,測量誤差產生的內生性問題;第二,遺漏影響家庭消費與信貸需求的相關變量;第三,反向因果,即家庭本身一方面可能因為較低的消費和較少的正規信貸余額而對自身喪失信心,另一方面因為對正規信貸渠道借款的抵觸心理,使得自身陷入主觀流動性約束之中。在已有的實證文獻基礎之上控制了家庭戶主個人變量、家庭特征變量、家庭所在縣域傳統金融與數字金融發展程度變量,因此遺漏變量造成的內生性問題有所減弱。為緩解其他原因可能造成的內生性問題,選取“家庭距最近的快遞點距離”作為主觀流動性約束的工具變量,采取工具變量法(IV)進行穩健型檢驗。

表7報告了將解釋變量替換為工具變量之后的回歸結果,工具變量回歸模型通過了DWH(Durbin-wu-Huasamn)檢驗,前文的控制變量都參與了回歸,省份固定效應也都得到控制?；貧w結果與基準回歸結果基本一致,表明結果是穩健的。

表7 穩健型檢驗(工具變量法)

六、作用機制檢驗

主觀流動性約束與金融素養是家庭在信貸決策時重要的影響因素。根據前文分析,可以發現主觀流動性約束對家庭消費和信貸都有重要影響,具體表現在主觀流動性約束會惡化家庭面臨的流動性約束狀況抑制家庭消費支出,減少家庭的正規與非正規信貸可得額。而金融素養可以緩解家庭面臨的主觀流動性約束、促進家庭消費與實際信貸可得額。在此背景下,為探討主觀流動性約束是如何影響家庭消費支出的,金融素養在該影響過程中發揮著怎樣的作用,在基準分析基礎之上進一步考察主觀流動性約束與金融素養影響家庭消費的機制。

(一)信貸機制檢驗

根據前文理論分析,主觀流動性約束應該可以通過影響家庭實際信貸額,進而影響家庭的消費支出。使用中介效應模型,對該機制進行了檢驗。表8報告了信貸渠道的機制檢驗結果,主觀流動性約束對實際借貸額有顯著負向影響,表明主觀流動性約束會限制家庭借貸行為,降低家庭信貸所得。在考慮了家庭實際借貸額之后,主觀流動性約束的系數依然顯著為負,由此證實了主觀流動性約束通過限制家庭實際信貸余額進而抑制家庭消費的機制。為了緩解可能存在的內生性問題,表8列(3)、列(4)還報告了使用工具變量后的回歸結果,顯示該結果是穩健的。綜上所述,假設2后半部分通過檢驗,即主觀流動性約束會通過降低家庭信貸規模進而抑制家庭的消費支出。

表8 主觀流動性約束作用機制檢驗

(二)金融素養機制檢驗

前文討論了金融素養對主觀流動性約束的調節作用,發現金融素養可以緩解主觀流動性約束對家庭消費支出的抑制作用。根據前文的理論分析與假設,金融素養應該可以通過影響主觀流動性約束促進家庭消費支出,而不只存在調節效應。因此使用中介效應模型對該機制進行檢驗,表9報告了檢驗結果。結果顯示,金融素養顯著促進了家庭的消費支出,在引入主觀流動性約束之后金融素養的系數依然顯著為正且數值明顯減小,由此證實金融素養確實可以通過影響家庭主觀流動性約束進而促進家庭消費支出的機制。

表9 金融素養作用機制研究

七、結論及政策建議

近年來,我國經濟運行面臨諸多困難挑戰,面對外部沖擊,展現出極強的韌性,但是國內需求不足的問題仍然突出。在“擴消費、穩增長”的政策背景下,從需求側信貸約束視角出發,構建“擴展短視消費模型”,分析了主觀流動性約束對家庭消費支出的影響機制。在此基礎上,基于2021年的中國家庭金融調查數據(CHFS),使用C-M消費模型、處理效應模型(TEM)、Logit、Probit方法對該機制進行實證檢驗。研究發現,主觀流動性約束通過降低家庭正規信貸與非正規信貸規模,對家庭消費支出的減少具有顯著影響。在主觀流動性約束影響家庭消費支出的過程中,金融素養發揮著重要的調節作用。家庭擁有資產越多,其金融素養提升就越能緩解主觀流動性約束對家庭消費支出的抑制。此外,家庭主觀流動性約束也顯著提升了家庭消費支出對家庭收入變化的敏感程度,降低了家庭平滑消費的能力?；谏鲜鼋Y論,相應的政策建議如下。

第一,推動金融教育的普及。拉動消費的政策不應只局限于財政政策和貨幣政策之上,推動金融教育、普及金融知識、提高全民的金融素養是提振內需行之有效的政策選項,是積極探索推動金融教育發展的新渠道。一方面可以鼓勵社交媒體在傳播金融知識過程中發揮更重要的作用,另一方面也可以適度將金融基礎知識引入義務教育階段?！皵U消費、穩增長”是個系統性問題,其政策應該也是復合的,不局限于傳統的貨幣政策與財政政策。

第二,提高銀行、信用社等正規金融機構信貸的信息披露力度,加大信貸政策的宣傳力度。家庭實際信貸額對家庭消費支出有著顯著的正向影響,銀行是家庭正規信貸的主要來源,信息不對稱問題是很多家庭不愿意向銀行貸款的重要因素。很多民眾不選擇向正規金融機構借錢是因為他們不知道能否借到錢,而民眾在借貸時最關注的問題恰恰是這點。信貸政策的發布不應只停留在文件之上或播報之中,而應走到民眾中間,積極發揮互聯網、社交媒體在信息傳播上的優勢,緩解正規金融機構與家庭之間的信息不對稱問題[45]。

第三,優化收入分配制度,增加低資產家庭收入。主觀流動性約束的緩解能提振高資產組家庭的消費水平,但對低資產組家庭的消費水平并無顯著影響。當家庭缺少足夠的資產作為抵押物時,即使該家庭“想借”也難以從銀行處獲得貸款,此時限制家庭信貸規模的不再是主觀流動性約束,而是家庭的實際資產余額。因此,在普及金融教育、提高信息披露力度的同時還要優化收入分配制度,增加低資產家庭的收入,這樣緩解主觀流動性約束政策的效用才能最大化。