【信貸約束對家庭資產(chǎn)配置的影響實證探析15000字（論文）】

信貸約束對家庭資產(chǎn)配置的影響實證分析【摘要】近年來，我國大力發(fā)展普惠金融，推動經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型和升級，家庭作為基本的社會單元，家庭金融以及家庭資產(chǎn)的配置方式的研究對普惠金融的發(fā)展有重要意義。影響家庭資產(chǎn)選擇的因素多樣，作用機制復雜，其中，信貸約束這一外部要素，對家庭能否實現(xiàn)跨期配置、平滑消費具有較大影響。本文使用“中國家庭金融調(diào)查項目”（CHFS）2013年的公開數(shù)據(jù)，構(gòu)造Probit模型，首先考察居民所受整體信貸約束對家庭資產(chǎn)選擇有無影響、有何種影響、影響程度如何；其次判斷不同信貸成因?qū)彝ヅ渲觅Y產(chǎn)的影響有無區(qū)別；然后分析借貸規(guī)模對家庭投資決策的影響；最后對模型進行穩(wěn)健性檢驗。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：整體信貸約束與家庭持有股票、債券、基金、金融理財產(chǎn)品有顯著負向影響，外部信貸約束對多種資產(chǎn)的負向影響大于內(nèi)部信貸約束，借貸規(guī)模對持有股票、基金、汽車、房產(chǎn)的影響系數(shù)顯著為負?；诒疚牡膶嵶C分析，我國政府應該積極改善金融環(huán)境，加大對家庭信貸的支持力度，注重農(nóng)村金融體系的構(gòu)建，完善個人征信體系。銀行等金融機構(gòu)應提高管理與創(chuàng)新能力，完善貸款人評估與甄別機制?！娟P(guān)鍵詞】信貸約束；家庭資產(chǎn)配置；Probit；穩(wěn)健性檢驗目錄TOC\o"1-3"\h\u摘要 引言（一）研究背景改革開放40多年來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，人均可支配收入大幅增長，截至2020年，全國居民人均可支配收入達到32189元，家庭總資產(chǎn)隨之逐步累積，截至2019年，城鎮(zhèn)居民家庭平均總資產(chǎn)317.9萬元。在資本市場日益發(fā)達的時代，我國居民的理財觀念也悄然發(fā)生變化，大家積極利用多種金融工具，尋求資產(chǎn)保值、升值的方法。如何更有效地進行資產(chǎn)管理，已經(jīng)成為許多家庭投資決策的重要內(nèi)容。隨著“家庭金融”這一概念的提出（Campbell，2006），越來越多的國內(nèi)外學者關(guān)注家庭資產(chǎn)配置、家庭金融市場參與等相關(guān)問題。家庭資產(chǎn)配置，即將家庭財富在不同資產(chǎn)類別之間進行分配。2015年美國家庭資產(chǎn)配置在房產(chǎn)、金融產(chǎn)品、其他資產(chǎn)的比例大約為3:4:3，較為平均，而我國家庭超過70%的資產(chǎn)配置在房產(chǎn)上，僅有11.8%投資在金融產(chǎn)品上。我國家庭的這種配置方式一方面受中國傳統(tǒng)觀念的影響——尤為重視房產(chǎn)的持有；另一方面，房產(chǎn)投資對風險資產(chǎn)投資具有“擠出效應”（吳衛(wèi)星、高申瑋，2016）。但總的來說，我國家庭資產(chǎn)配置存在結(jié)構(gòu)失衡，風險集中，流動性低等問題（陳雨麗，2020）。自2016年，中央提出“房子是用來住的，不是用來炒的”開始，房貸呈現(xiàn)收緊趨勢，2020年底，央行、銀保監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于建立銀行業(yè)金融機構(gòu)房地產(chǎn)貸款集中度管理制度的通知》，更是為房貸劃了一條“紅線”。出于多重目的考慮，銀行房貸審核也越來越嚴，這意味著我國居民所面臨的房產(chǎn)投資部分的信貸約束增強。與此同時，我國居民在住房資產(chǎn)的配置上比重有所下降，中國家庭住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重，在2017年時為77.7%，而到了2019年，下降至約59.1%。近年來，許多學者發(fā)現(xiàn)信貸約束這一外部因素不僅僅對中小企業(yè)融資和發(fā)展有限制作用，也對家庭資產(chǎn)的配置方式的選擇有重要影響。（二）研究意義良好的家庭資產(chǎn)選擇，可增加居民財產(chǎn)性收入，增強抗風險能力，提高家庭整體生活水平和幸福感，同時，也有助于金融市場的穩(wěn)定。家庭資產(chǎn)配置離不開各種金融工具的運用，因此，對信貸約束和家庭資產(chǎn)配置關(guān)系的研究為金融市場設計新興的金融工具以滿足家庭金融的需求提供幫助，對金融機構(gòu)（尤其是銀行）的經(jīng)營具有指導意義，對家庭投資理財行為的研究也具有一定的借鑒意義。（三）研究思路與主要內(nèi)容本文使用西南財經(jīng)大學2013年“中國家庭金融調(diào)查項目”（CHFS）微觀數(shù)據(jù)，建立Probit模型，側(cè)重于判斷整體信貸約束、信貸約束不同成因和借貸規(guī)模分別對哪些資產(chǎn)的持有影響較大，影響方向和程度如何，為有效改善我國居民家庭資產(chǎn)配置方式措施的提出提供依據(jù)。文章引言部分介紹了家庭金融的概念，我國家庭資產(chǎn)配置存在的問題，信貸約束和家庭資產(chǎn)選擇之間的相關(guān)性。文獻綜述部分主要闡述信貸約束理論的產(chǎn)生發(fā)展過程，從信貸約束的產(chǎn)生原因、定義方法、對不同資產(chǎn)的影響等方面對國內(nèi)外學者的研究進行整理，并加以評述。正文第二部分展示我國當前家庭資產(chǎn)配置和信貸狀況，指出其中存在的問題和原因所在。實證檢驗章節(jié)介紹本文使用的數(shù)據(jù)、變量的選取和模型的設定，并進行回歸分析。輔以穩(wěn)健性檢驗，從而更為嚴密地證實所得結(jié)論的穩(wěn)健性。最后總結(jié)實證結(jié)論，給出政策性建議。研究創(chuàng)新點與不足創(chuàng)新之處本文從整體信貸約束、信貸約束的不同成因、借貸規(guī)模等多個方面闡述流動性約束對家庭資產(chǎn)配置的影響，涵蓋的角度更為廣泛，分析更為全面，為家庭金融的進一步研究作補充與完善。將信貸約束的成因拆分成外部和內(nèi)部兩個方面，分別討論其對家庭資產(chǎn)配置的影響和存在的差異。以往的研究中絕大部分只關(guān)注信貸約束對家庭金融市場參與或投資組合有效性的影響，而本文所做的資產(chǎn)配置研究中，不僅僅包含了較為全面的金融資產(chǎn)，像股票、基金、債券、金融理財產(chǎn)品、金融衍生品，還包括房產(chǎn)、汽車兩類非金融資產(chǎn)，對于家庭資產(chǎn)選擇的探究更為全面。不足之處本文因為考慮到調(diào)查數(shù)據(jù)的廣泛性、代表性、權(quán)威性，問卷的質(zhì)量，對信貸約束這一變量度量的準確性和全面性，所以選取2013年“中國家庭金融調(diào)查項目”（CHFS）微觀數(shù)據(jù)，但這一版數(shù)據(jù)并不夠時新，無法很好地展現(xiàn)目前中國家庭的資產(chǎn)配置狀況。后續(xù)如果有更好的調(diào)查項目、公開可得的數(shù)據(jù)，可為進一步的研究選用。由于問卷內(nèi)容設置上的局限，本文在變量的定義上還不夠嚴謹。本文僅僅挑選了問卷有所涉及的且較為重要的因素作為控制變量，而影響家庭資產(chǎn)配置的因素過于龐雜，未來的研究可控制更多的變量，以提高結(jié)果的準確性。在回收到的問卷回答中，存在數(shù)據(jù)稀疏的現(xiàn)象，因此在做三個Probit回歸時，無法在每個回歸中，都得到股票、基金、債券、金融理財產(chǎn)品、金融衍生品、房產(chǎn)、汽車這六類資產(chǎn)的完整結(jié)果。二、文獻綜述（一）信貸約束理論的產(chǎn)生與發(fā)展生命周期理論（Modigliani，1954）和持久收入理論（Friedman，1957）一直是早期學者們研究家庭資產(chǎn)配置的理論基礎(chǔ)，兩個理論的核心思想是理性的消費者將秉持效用最大化的原則，對其長期消費能力形成良好的估計，根據(jù)長期中能保持的收入水平來安排當前收入用于消費和儲蓄的比例。直到1981年Flavin提出信貸約束理論：由于未來的收入對當期消費作用有限，可能導致消費者當期消費對個人可預測收入所發(fā)生的變化過度敏感，消費者貸款以滿足當前消費時所受的限制將促使個人儲蓄。這一理論的產(chǎn)生，引發(fā)了大量學者對生命周期、持久收入假說的質(zhì)疑和檢驗。Hayashi（1985）注意到生命周期——理性預期假設當前可支配收入和消費變化之間沒有相關(guān)性，而統(tǒng)計學上顯著的相關(guān)性意味著家庭流動性受限。他基于美聯(lián)儲理事會1963—1964年對消費者心理特征的調(diào)查研究，得出低儲蓄家庭流動性受限，流動性約束降低了家庭當前的消費的結(jié)論。Jappelli（1990）基于美國消費者金融調(diào)查（SCF）數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)流動性約束對消費者的儲蓄行為存在影響。Chah等（1995）通過建立借款限制下的最優(yōu)消費行為模型，證明消費對收入的可預測變化歸因于流動性限制。Campbell（2006）認為家庭的消費還取決于借款受到限制的未來凈收入。對于形成期的家庭而言，借貸限制可能比已積攢部分退休儲蓄的老齡家庭更為嚴重。因此，家庭財務的生命周期研究應當使用更復雜的有限級模型。楊凌和陳學彬（2006）研究發(fā)現(xiàn)面臨信貸約束和不受信貸約束這兩種情況下，家庭生命周期中的最優(yōu)消費儲蓄路徑不同。（二）信貸約束產(chǎn)生的原因關(guān)于信貸約束產(chǎn)生的原因，大致可以分為外因和內(nèi)因兩個方面。從外在因素看，由于信貸市場存在信息不對稱現(xiàn)象，從而道德風險和逆向選擇頻頻發(fā)生，銀行在權(quán)衡自身收益和風險時，存在信貸配給問題，使均衡的信貸利率高于信息對稱情況下的均衡利率（Stiglitz，1981）。楊凌和陳學彬（2006）指出在大部分發(fā)展中國家,金融市場發(fā)展時間短，尚不太發(fā)達,金融機構(gòu)為了防范重大金融風險的產(chǎn)生,無法為所有申請貸款的家庭提供滿足需求的足夠信貸,因此，信貸約束對于多數(shù)家庭都是有效約束。從內(nèi)在因素看，部分消費者存在條件排斥、不完全信息、認知偏差等原因，從而導致信貸約束。Zeldes（1989）的理論分析表明消費者由于擁有較少的資產(chǎn)或者沒有資產(chǎn)，無法在短時間內(nèi)變現(xiàn)或抵押，與此同時，獲取信貸的渠道匱乏，難以實現(xiàn)消費的跨期動態(tài)優(yōu)化。Jappelli（1990）發(fā)現(xiàn)當前收入，財富存量和年齡是決定消費者信貸約束程度的最重要因素。Kon等（2003）認為金融機構(gòu)對申請人的不完善的篩選機制，促使部分潛在借款人認為自己會被拒絕，因此不申請貸款。臧日宏，王春燕（2020）將信貸約束分成兩種類型：供給型信貸約束及需求型信貸約束，分別展開研究，得出結(jié)論：兩者都顯著降低家庭資產(chǎn)組合的有效性。相比之下，需求型信貸約束的負向影響程度更大。事實上，信貸約束現(xiàn)象十分普遍，在金融市場欠發(fā)達或經(jīng)濟條件較為落后的地區(qū)更為明顯。Hubbard等（1986）采用模擬凈值約束的方法發(fā)現(xiàn)美國近19%的家庭受到流動性約束。朱喜等（2006）的研究表明我國農(nóng)村戶口的常住居民面臨較為嚴重的信貸約束，其中可以得到正式貸款服務的農(nóng)戶不到10%。在這基礎(chǔ)上，如果包含具備有效貸款需求的農(nóng)戶，那么被正式金融服務排除在外的比例則高達66.1%。何欣等（2019）基于CHFS的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)我國家庭的信貸可得性在2017年平均為31%，整體而言，面臨的信貸約束程度高。其中，農(nóng)村家庭的借貸可得性只有12%，城鎮(zhèn)家庭略高，為38%，城鄉(xiāng)差異極大。李偉男（2019）證明在全國樣本下，農(nóng)業(yè)戶口家庭比非農(nóng)業(yè)戶口家庭普遍面臨更高的借貸約束；在都為非農(nóng)業(yè)戶籍類型樣本下，與中西部家庭相比，東部地區(qū)家庭面臨的借貸約束水平更低。（三）信貸約束變量的定義信貸約束這一變量缺乏直觀性，在實證研究中不易度量，Cox等（1990）提出了一個操作性較強的方法，即當家庭的貸款申請被拒絕，或家庭對自身的情況進行評估后，覺得即使申請也會被拒從而沒有申請貸款，均表明家庭面臨著信貸約束，并使用美國消費者金融調(diào)查（SCF）中獲得的信息來衡量信貸約束。該方法直接且全面，被后來的大多數(shù)研究者所沿用。Cardak和Wilkins（2009）選擇將受訪者存款狀況、是否擁有信用卡以及信用卡償還能力作為信貸約束的代理變量，這種改進的方法更有利于問卷信息的收集，也更符合現(xiàn)代人消費習慣。段軍山、崔蒙雪（2016）使用Cardak的方法，利用家庭信用卡持有狀態(tài)及原因?qū)彝サ男刨J約束狀況進行判斷，從而較為全面、方便地對信貸約束這一變量進行描述，并在此基礎(chǔ)上，選用經(jīng)營性貸款、房屋貸款、汽車貸款的可得性作為信貸約束變量的替代變量，進行穩(wěn)健性檢驗。呂學梁、吳衛(wèi)星（2017）把居民借貸與否作為衡量信貸約束強弱的指標。由此可見，信貸約束變量取值的判定需要結(jié)合問卷調(diào)查的設置和所得數(shù)據(jù)，滿足便于統(tǒng)計、描述客觀等要求。（四）信貸約束對家庭資產(chǎn)選擇的影響信貸約束在一定程度上阻礙了家庭資產(chǎn)的跨期配置和平滑消費，因此，家庭在面臨借貸限制時，更傾向于當前儲蓄或持有流動性較強的資產(chǎn)，在未來購置固定資產(chǎn)。不同渠道的信貸約束對于家庭資產(chǎn)的選擇產(chǎn)生的影響不同。Carroll等（1998）比較了以勞動收入或家庭資產(chǎn)為基礎(chǔ)的家庭，在受和不受借貸限額約束時的行為，發(fā)現(xiàn)借款約束的類型和松緊程度對財富積累和投資組合有不同程度的影響。呂學梁、吳衛(wèi)星（2017）的研究表明銀行渠道的借貸約束，相較于其它渠道而言，對家庭配置資產(chǎn)的影響最大；正規(guī)金融機構(gòu)所提供的信貸支持促使家庭更多地投資參與股票、基金和理財產(chǎn)品，投資深度也有所增加。信貸約束對不同的資產(chǎn)會產(chǎn)生不同程度的影響。段軍山等（2016）發(fā)現(xiàn)信貸約束對家庭各類資產(chǎn)的持有都有負向影響。當家庭不受流動性約束時，對各類資產(chǎn)的持有概率都較高；反之，持有概率減少。對于房產(chǎn)而言，Yao等（2005）認為當面臨嚴重的流動性限制時，投資者最優(yōu)選擇租用住房服務。但是，當放松流動性約束后，投資者會選擇擁有房屋而不是租房，以便從房屋所有權(quán)中受益。周京奎（2012）的研究表明信貸約束與住宅權(quán)屬選擇負相關(guān),而且信貸約束程度越高，負向影響越顯著。Yukutake,Moriizumi（2018）使用日本的微觀數(shù)據(jù)，聯(lián)立方程聯(lián)合估計系統(tǒng)影響，將信貸配給對時間的影響分為直接影響和間接影響。研究結(jié)果顯示，信貸配給延遲了潛在的年輕業(yè)主購房時間，同時也降低他們購買的房子的質(zhì)量。對風險資產(chǎn)而言，Guiso等（1996）使用1989年基于意大利常住人口的分層隨機抽樣數(shù)據(jù)的SHIW調(diào)查，發(fā)現(xiàn)對未來借貸限制的期望可以減少家庭資產(chǎn)中風險資產(chǎn)的投資份額。如果存在交易費用，未來的借貸限制將促使家庭資產(chǎn)保持流動性。借款限制構(gòu)成了投資組合缺乏多元化的原因之一。股票作為風險資產(chǎn)中極具代表性的一種，Willen等（2006）發(fā)現(xiàn)當投資者面臨信貸約束時，將較多資產(chǎn)用作股權(quán)投資反而會降低投資收益，這可能導致投資者完全放棄股權(quán)投資。王聰?shù)龋?012）表明信貸約束對股市參與的負向影響顯著，較強的信貸約束降低了居民為未來潛在收益而進行股票投資的動機，因而其參與股市的概率較小。信貸約束不僅僅是對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生較大影響，對家庭消費和負債的選擇也有關(guān)聯(lián)性。Chah等（1995）認為消費者行為在流動性約束下具有前瞻性，耐用品和非耐用品消費之間存在明顯的跨期關(guān)系。當耐用品支出不可通過債務融資時，消費者將支出重新分配到當前非耐用品消費中，預計可持續(xù)支出水平增加后，在未來增加耐用品庫存。Campbell等（2005）在建立的包含家庭抵押債務和時間偏好異質(zhì)性的一般均衡模型中，發(fā)現(xiàn)金融自由化可以增加家庭的平滑消費能力，增加耐用品的購買。Minh等（2016）通過內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型，得出結(jié)論：信貸約束對居民人均消費具有負向影響，非正規(guī)信貸可以替代正規(guī)信貸，緩解約束的影響。Altug,Melih（2018）利用一個結(jié)合了借貸約束機制、預期收入增長率和實際利率大幅下降的模型,發(fā)現(xiàn)放松借貸限制來增加獲得信貸的機會，外加整個生命周期內(nèi)的收入增長，這兩個因素可以對不同人群的儲蓄行為產(chǎn)生實質(zhì)性的影響。Gerlach-Kristen,Merola（2019）的研究表明在金融危機期間，信貸約束是家庭和政策制定者需要注意的一個主要問題。如果家庭無法平滑消費，總支出的下降可能導致產(chǎn)出下降、資產(chǎn)價格下降和信貸約束加劇的惡性循環(huán)。蔡棟梁，王聰，邱黎源（2020）發(fā)現(xiàn)信貸約束會導致農(nóng)戶消費總量、生產(chǎn)性消費和發(fā)展性消費的顯著下降。從信貸約束程度來看，沒有信貸約束和不完全的信貸約束有利于農(nóng)戶在生產(chǎn)方面投入更多資金，消費結(jié)構(gòu)得到改善。在負債方面的選擇上，Campbell等（2003）建立了家庭抵押貸款選擇的數(shù)值模型，表明當通貨膨脹風險相對于實際利率風險而言較大時，ARM（可調(diào)整利率抵押貸款）對不受借貸約束的家庭和厭惡低風險的受借貸約束的家庭更具有吸引力。信貸約束對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的方式，大致可分為以下三種(臧日宏,王春燕,2020）：一是收入效應。由于未來收入和支出的不確定性，面臨信貸約束的家庭在可支配收入不足時，無法及時或難以獲得信貸支持達到平滑消費的目的。因此，用一生的穩(wěn)定收入來安排家庭資產(chǎn)配置，對于受流動性約束的家庭而言，顯然不可行，這一類家庭往往更傾向于預防性儲蓄。二是風險態(tài)度效應。段軍山、崔蒙雪（2016）發(fā)現(xiàn)面臨信貸約束的家庭風險厭惡程度會上升，而沒有流動性約束的家庭往往傾向于風險偏好。一系列研究證實，居民的風險態(tài)度與投資選擇有緊密關(guān)聯(lián)，進而影響家庭資產(chǎn)的配置方式。Kubota等（2008）指出家庭的資產(chǎn)配置效率與投資風險偏好程度正相關(guān)；呂學梁、吳衛(wèi)星（2017）的研究表明隨著風險厭惡程度的提高，居民投資于股票和金融理財產(chǎn)品比例都會降低。三是成本效應。周弘等（2018）發(fā)現(xiàn)，金融約束政策會增加居民投資成本，促使居民股市投資效率低，在經(jīng)過實證分析后，得出結(jié)論：居民受到的信貸約束越弱，資產(chǎn)配置效率越高?？梢岳斫鉃?，面臨信貸約束的家庭難以從正規(guī)金融渠道借貸，不得不轉(zhuǎn)向民間、熟人等非正規(guī)金融渠道，其中所花費的時間和信息成本以及利率差，提高了投資成本，對于家庭配置金融資產(chǎn)有負向影響。（五）總結(jié)與評述綜合比較國內(nèi)外的文獻，可以看到國外學者從20世紀80年代起已經(jīng)開始關(guān)注信貸約束對家庭金融的影響，并使用家庭微觀數(shù)據(jù)，通過建立計量、數(shù)值模型等方法對二者的關(guān)系進行了較為系統(tǒng)和深入的研究。然而，國內(nèi)對家庭金融的研究起步較晚，尚處于探索階段，先前的研究大多從宏觀層面上探討諸如通貨膨脹（徐向東，2012）、社會保障（魏先華等，2013）等政治經(jīng)濟因素對家庭資產(chǎn)選擇的影響。隨著家庭金融研究的發(fā)展與深入，有關(guān)的調(diào)查數(shù)據(jù)增加，微觀數(shù)據(jù)庫建立，學者們逐漸從個體角度出發(fā)，分析微觀變量對家庭資產(chǎn)配置的影響。主要集中在收入、受教育程度、年齡（劉輝煌等，2014）、婚姻狀況（段軍山等，2016）等個人基本信息變量對家庭金融的影響上。近年來，隨著我國社會和經(jīng)濟發(fā)展趨勢的變化，國內(nèi)學者們結(jié)合新趨勢，開始關(guān)注金融素養(yǎng)（胡振等，2018）、人口老齡化（盧亞娟等，2018）、數(shù)字普惠金融（周雨晴等，2020）等因素對居民資產(chǎn)選擇的影響。大約從2010年開始，部分國內(nèi)學者逐漸將信貸約束的研究重點從企業(yè)轉(zhuǎn)到家庭金融上。大多數(shù)國內(nèi)外學者都采用Logistic、Probit或Tobit模型對數(shù)據(jù)進行處理，還有部分選用Heckman模型進行樣本選擇偏差的修正，段軍山等（2016）開創(chuàng)性地引入分層非線性模型，在反映了個人和家庭的層級結(jié)構(gòu)方面更為有效。目前，國內(nèi)對于信貸約束與家庭資產(chǎn)配置的研究文獻仍然較為少見，并沒有對信貸約束的總體影響形成完整的認識，不同渠道的借貸約束產(chǎn)生的影響還缺乏深入探討。由于我國經(jīng)濟尚處于轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟發(fā)展速度較快，居民收入水平和可支配收入逐年上升，資本和金融市場規(guī)則逐步完善，因此我國居民的理財觀念和家庭資產(chǎn)配置方式也會隨之發(fā)生改變，時新的家庭金融研究有其存在的必要性。我國家庭資產(chǎn)配置和信貸現(xiàn)狀我國家庭資產(chǎn)配置現(xiàn)狀圖1中美家庭總資產(chǎn)配置對比數(shù)據(jù)來源：2018中國城市家庭財富健康報告從圖1可以看到，我國家庭將近八成的資產(chǎn)都配置在房產(chǎn)上，而分配到金融資產(chǎn)、工商業(yè)和其他資產(chǎn)上的比重過低，美國家庭的資產(chǎn)分配較為平均，配置在金融資產(chǎn)上的比重最高，其次是房產(chǎn)，我國居民在房產(chǎn)上的配置比重是美國的近一倍。相比之下，我國家庭的資產(chǎn)配置方式較為單一，集中于房產(chǎn)時家庭資產(chǎn)的流動性降低，風險集中。同時，在家庭資金一定的情況下，投資有先后與側(cè)重，當房產(chǎn)成為大家的首選增值方式時，對其他投資有擠出效應，最終降低投資組合的有效性，不利于多元化投資。尤其對于家庭形成期的人而言，買房已經(jīng)用掉大量積蓄，甚至背負債務，難以兼顧其他投資。這種對房產(chǎn)的過度配置，是家庭財富管理水平低的原因之一。房產(chǎn)占據(jù)家庭資產(chǎn)較大比重，一方面因為國人一直以來對房子有特殊的情結(jié)，認為房子是安身立命之所，是生活最基本的保障，因此十分注重自有住房；另一方面，我國在過去的十幾二十年里，房價飛漲，并且居高不下，據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，全國平均房價的漲幅約為7.21%，超過了股市的年平均漲幅5.04%，所以大多數(shù)居民覺得將資產(chǎn)配置于房產(chǎn)可以有效保值升值，房產(chǎn)對國人的投資吸引力不減。圖2各國家庭金融資產(chǎn)配置比例數(shù)據(jù)來源：2018中國城市家庭財富健康報告當我們將中國與亞歐的其他發(fā)達國家相比，可以發(fā)現(xiàn)中國家庭在金融資產(chǎn)的配置上明顯偏低，圖2中絕大多數(shù)國家的家庭分配在金融資產(chǎn)上的比重都接近或超過50%，最低的法國家庭配置比重也是我國的近三倍。事實上，我國的金融市場尚且不夠發(fā)達，健全度較低，接近弱有效市場；融資者融資手段單一，融資成本高，融資能力不強；與此同時，投資者普遍采用短線投資的方式，較少考慮長期投資，投資能力較弱，投資渠道缺乏多樣性?？傮w而言，我國金融市場資源配置功能效率較低。衍生品市場的高準入門檻，債券市場投資周期長但回報率低等等這些因素都限制了投資活動的發(fā)展。以上所提及的也成為我國家庭金融資產(chǎn)配置僅有11.8%的部分原因。圖3中美家庭投資品多樣性對比數(shù)據(jù)來源：2018中國城市家庭財富健康報告通過中美家庭投資品多樣性對比圖不難發(fā)現(xiàn)，我國超過九成的家庭投資品品種僅有1種或2種，且1種的比重高達67.7%，而美國家庭投資品品種三種及以上的占比超60%。我國家庭的投資品種類過于單一，投資缺少多樣性與分散性。其中，我國家庭主要投資品種有：投資性房產(chǎn)、定期、股票、基金等，美國家庭的主要投資品包括：投資性房產(chǎn)、儲蓄賬戶、貨幣市場賬戶、存款證等。圖4我國城鎮(zhèn)居民家庭金融資產(chǎn)構(gòu)成數(shù)據(jù)來源：《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債情況調(diào)查》根據(jù)圖4所示，我國城鎮(zhèn)居民的家庭金融資產(chǎn)超半數(shù)流向了銀行的活期、定期存款和銀行理財?shù)?，無風險或風險較小的投資品受到我國城鎮(zhèn)居民的偏愛，而風險類金融資產(chǎn)占比過低，其中股票投資只有6.4%，基金為3.5%，債券更低，僅有1.2%。在世界經(jīng)合組織的成員國中，現(xiàn)金和存款占家庭金融資產(chǎn)比重超半數(shù)的國家有8個，超過60%的只有3個。我國城鎮(zhèn)居民的金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一，不利于平衡投資組合的風險，也不利于增加財產(chǎn)性收入。究其原因，首先與大部分居民都持風險厭惡態(tài)度有關(guān)，八成家庭不能承受本金虧損或只能承受10%以內(nèi)的本金虧損，風險承受能力低，即使是在人均財富水平較高的城鎮(zhèn)也是如此；農(nóng)村家庭的風險規(guī)避動機更為明顯，風險厭惡程度更高。其次，在凱恩斯貨幣需求三大動機中，有一類預防性動機，當居民預防需求較高時，儲蓄比重隨之增加，即持有的現(xiàn)金和存款占比提高，從而擠占了其他金融資產(chǎn)的投資。在我國，醫(yī)療支出、養(yǎng)老和子女教育成為居民預防性儲蓄的主要動機。我國家庭信貸現(xiàn)狀圖5中國家庭信貸參與率和資產(chǎn)負債率數(shù)據(jù)來源：CHFS2013-2019年，我國家庭信貸參與率呈先上升后下降的趨勢，其中，2013-2017年間，逐年上漲，達到最高點31.5%后，在2019年下降到28.7%。這一比例遠低于美國，美國家庭2017年的信貸參與率達77.1%，2019年上升至78%。就資產(chǎn)負債率而言，我國家庭在2013-2019年間，這一比率維持在5.7%左右，低于荷蘭、日本等國家，同時期的美國該比率在13%上下浮動。整體來說，我國家庭的信貸參與率處于較低水平，債務負擔平穩(wěn)。圖6我國家庭信貸可得性注：這里的信貸可得性僅僅指從銀行等正規(guī)金融機構(gòu)獲得信貸。數(shù)據(jù)來源：CHFS從2011年至2017年，全國家庭信貸可得性整體呈上升趨勢，除了2013年有較小幅度的下降以外，整體比例從21%增長到31%。城鎮(zhèn)家庭的信貸可得性在2017年達38%，2011年時，這一比例僅為22%。這得益于我國近幾年金融業(yè)的迅速發(fā)展，信貸產(chǎn)品增加，供應渠道多樣。而在金融創(chuàng)新的大背景下，農(nóng)村家庭的情況卻并不樂觀，從2011年至2017年，信貸可得性一路降低，從18%下降至12%。農(nóng)村的金融服務發(fā)展緩慢，銀行等正規(guī)金融機構(gòu)考慮到自身的收益與風險，更多的資源會向城鎮(zhèn)傾斜，這也導致城鄉(xiāng)間信貸可得性的差異呈上升趨勢。圖7中國家庭負債結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來源：CHFS圖7展示了我國家庭的負債結(jié)構(gòu)組成，買房或經(jīng)營工商業(yè)成為我國家庭負債的主要用途，各占47.87%和43.24%。剩余的負債構(gòu)成中，買車占據(jù)了較大比重。值得注意的是，近幾年，購買多套房而貸款的比例呈上升趨勢，甚至超過了首套房貸款。2018年，我國家庭的新增負債中，只有25%用于消費，這與擴大內(nèi)需背道而馳。在住房上的過度資產(chǎn)配置、較高的儲蓄，在一定程度上都導致我國需求增長乏力。圖8中國家庭借貸來源數(shù)據(jù)來源：《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債情況調(diào)查》從圖8中可以看出我國家庭的借貸來源太過單一，96.8%的貸款都來源于銀行，在有銀行貸款的居民中，每戶平均借貸49.6萬元。銀行體系外的貸款占比低，民間借貸的戶均額為1.2萬元，僅占2.4%。由于我國家庭的負債結(jié)構(gòu)中以住房和經(jīng)營借貸為主，這兩種類型的貸款金額通常較大，普通的民間借貸有時無法滿足貸款人的需求，而銀行借貸更為正規(guī)，一旦貸款人滿足信貸要求，可以借貸的金額數(shù)目大，因此，銀行貸款在我國仍占據(jù)主體地位。信貸約束對家庭資產(chǎn)配置影響的實證檢驗（一）數(shù)據(jù)說明盡管“中國家庭金融調(diào)查項目”（CHFS）已經(jīng)完成五輪調(diào)查，但因為2019年的數(shù)據(jù)尚未完全公開，2017年的調(diào)查中，對于信貸約束這一關(guān)鍵變量的相關(guān)問題設置得不夠清晰，無法使用較為準確的方法度量，2015年的調(diào)查則對這一變量的問題設置不夠全面。因此，在權(quán)衡之下，本文選用2013年的微觀數(shù)據(jù)完成實證分析。2013年調(diào)查樣本覆蓋全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），267個縣（區(qū)、縣級市），1048個村（居）委會，樣本規(guī)模為28141戶。調(diào)查中心已初步對收集的數(shù)據(jù)進行處理，調(diào)查樣本覆蓋范圍廣，代表性強，數(shù)據(jù)具體詳細，保證了后續(xù)研究的準確和客觀性。本文將部分缺損的空值數(shù)據(jù)剔除，最終樣本量為18652個。（二）整體信貸約束對家庭所持資產(chǎn)的影響分析變量選取被解釋變量被解釋變量為家庭持有某種資產(chǎn)的概率，以此來判斷信貸約束對家庭資產(chǎn)配置的影響。關(guān)鍵解釋變量本文的關(guān)鍵解釋變量為信貸約束，而這一變量具有抽象性，不易直接度量。因此，本文根據(jù)CHFS2013年的調(diào)查問卷內(nèi)容設置對信貸約束的判定進行調(diào)整。問卷中涉及農(nóng)業(yè)、工商業(yè)、房產(chǎn)、車輛四種非金融資產(chǎn)的調(diào)查中，都有問到“為什么沒有銀行貸款？”，當受訪者回答“不需要”或者“以前申請過，已經(jīng)還清”就視為不受到信貸約束，constrained變量賦值為0；若回答“需要，但沒有申請過”或“申請過被拒絕”的家庭視為受到信貸約束，constrained變量賦值為1。控制變量參考以往的研究，并結(jié)合CHFS2013年問卷內(nèi)容，本文選擇將戶主的年齡、戶主年齡的平方、學歷、風險態(tài)度、家庭總收入、家庭規(guī)模、家庭總資產(chǎn)、家庭總資產(chǎn)的平方作為重要的控制變量。其中，學歷從低到高，依次分為1到9，最低為沒上過學，最高為博士研究生。在涉及風險態(tài)度的問題中，當受訪者表現(xiàn)出風險規(guī)避態(tài)度時，risk-hate變量賦值為1，否則為0，表現(xiàn)出風險偏好態(tài)度時，risk-like變量賦值為1，反之為0。家庭總收入包括工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、工商業(yè)經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移性收入和投資性收入五個部分，數(shù)值為負表示某個家庭入不敷出，收入呈虧損狀態(tài)，例如經(jīng)營虧損等。家庭總資產(chǎn)涵蓋非金融資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。變量的描述性統(tǒng)計如表4.1所示。表4.1變量的描述性統(tǒng)計變量名稱變量含義樣本數(shù)平均值標準差最小值最大值constrained信貸約束186520.1830.38701age年齡1865241.37914.43318104age^2年齡的平方186521920.5451251.75632410816asset家庭總資產(chǎn)（元）1865287698416931462602.00E+07asset^2家庭總資產(chǎn)的平方186523.64E+122.28E+13676004.00E+14total-income家庭總收入（元）1865264614.160152633.700-10000003000000edu學歷186524.4771.85819size家庭規(guī)模186523.5281.619119risk-like風險偏好186520.1100.31301risk-hate風險規(guī)避186520.6680.47101針對constrained這個變量，如圖9所示，在本文選用的18652個樣本中，全國有3420個家庭受到正規(guī)金融機構(gòu)的信貸約束，占比約為18.34%。剩下的15232個家庭中部分不需要借貸，還有部分曾經(jīng)有過或現(xiàn)在正持有銀行貸款，視為不受到正規(guī)信貸約束。圖9我國家庭信貸約束情況模型設定與實證分析P(Yi本文選擇使用Probit非線性模型，引入整體信貸約束Di這一虛擬變量，Yi衡量的是家庭是否參與某種金融資產(chǎn)投資，參與則賦值為1，不參與則賦值為0。P代表概率，Xi是上文所提及的諸多控制變量，μi表4.2-1Probit模型估計整體信貸約束對家庭持有各種資產(chǎn)的影響結(jié)果變量股票債券基金邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量constrained-0.0348-6.51-0.0336-2.66-0.0231-3.81age0.05298.920.03402.940.02904.38age^2-0.0006-8.56-0.0002-1.86-0.0003-3.99asset3.17E-0721.682.18E-077.472.18E-0712.87asset^2-1.63E-14-16.27-1.24E-14-5.08-1.13E-14-9.46total-income2.76E-073.471.29E-070.902.54E-072.89edu0.020721.120.01477.710.020217.60size-0.0155-11.93-0.0805-3.35-0.0102-7.06risk-like0.02916.24-0.0146-1.35-0.0223-0.38risk-hate-0.0326-8.57-0.0129-1.72-0.0126-2.87表4.2-2Probit模型估計整體信貸約束對家庭持有各種資產(chǎn)的影響結(jié)果變量金融理財產(chǎn)品金融衍生品汽車邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量constrained-0.0217-2.86-0.0578-0.33-0.0605-1.90age0.02563.350.01720.760.01102.42age^2-0.0003-3.12-0.0004-1.16-0.0005-7.74asset2.86E-0715.841.17E-072.854.63E-0732.83asset^2-1.40E-14-11.61-2.45E-15-1.10-2.13E-14-22.26total-income2.79E-073.19-7.17E-08-0.417.60E-077.83edu0.019013.760.06631.890.010014.03size-0.0153-8.13-0.0984-2.110.06408.32risk-like0.02710.420.01931.390.01900.48risk-hate-0.2162-4.20-0.0257-1.83-0.0968-3.36注：此處的金融理財產(chǎn)品只包括銀行理財產(chǎn)品、券商集合理財、信托，下同。根據(jù)兩張表中的估計結(jié)果，在1%的顯著性水平下，整體信貸約束與家庭持有股票、債券、基金、金融理財產(chǎn)品這幾種金融資產(chǎn)顯著負相關(guān)。這意味著當家庭面臨信貸約束，該家庭將資產(chǎn)配置于金融市場的概率顯著降低，其中，整體信貸約束使家庭資產(chǎn)投資于股票的概率平均降低0.0348個單位，投資于債券的概率平均降低0.0336個單位，投資于基金和金融理財產(chǎn)品的概率分別平均降低0.0231、0.0217個單位。對比發(fā)現(xiàn)，整體信貸約束對股票的參與概率影響最大，對金融理財產(chǎn)品參與概率的影響最小。整體信貸約束對金融衍生品和汽車的持有也有負向影響，但是影響都不顯著。年齡、年齡的平方兩個變量的回歸結(jié)果表明，年齡與持有這幾種資產(chǎn)的概率之間的關(guān)系都呈倒U型，即隨著年齡的增長，持有的概率先逐漸增加，到了某一臨界年齡點后，持有的概率再隨年齡的增長而下降。這里可以用生命周期理論來解釋，當一個人處于壯年時期，收入穩(wěn)定，具有一定的資金和投資經(jīng)驗，盡管風險態(tài)度因人而異，但總體而言，會采取較為激進的投資策略，以期獲得很好的投資回報，達到資產(chǎn)增值的目的。而到了老年時期，傾向于更為穩(wěn)健的理財方式，防范投資風險，因此參與金融市場的概率降低。家庭總資產(chǎn)同樣對這里的六種資產(chǎn)的持有概率呈倒U型影響；家庭總收入與持有股票、基金、金融理財產(chǎn)品、汽車顯著正相關(guān)。學歷的提升，使家庭參與金融市場的概率有所增加。因為隨著受教育年限的時間增長，戶主對金融市場的認知、金融知識的儲備會在一定程度上得到提升，從而尋求更多樣化的方式進行資產(chǎn)管理。家庭規(guī)模越大，投資于這五類金融資產(chǎn)的概率越低，但對于持有汽車而言，卻是概率增加。風險偏好的家庭持有股票的概率更高，但風險偏好這一變量對其他資產(chǎn)的持有影響并不顯著，而風險規(guī)避的家庭持有股票、基金和金融理財產(chǎn)品、汽車的概率都顯著降低。（三）不同信貸約束成因?qū)彝ニ仲Y產(chǎn)的影響分析變量選取與模型設定信貸約束的成因大致可以分為兩個方面：一方面是外部因素，銀行出于自身風險與收益的考量，拒絕了部分家庭的貸款申請，促使部分家庭面臨流動性約束，無法平滑消費；另一方面是內(nèi)部因素，借款者本人存在風險規(guī)避、不完全信息、認知偏差等原因，沒有主動申請貸款，從而導致信貸約束。前者可以定義為“外部信貸約束”，在CHFS2013年的問卷中，當涉及“為什么沒有銀行貸款？”問題時，若受訪者選擇“申請過被拒絕”，則該家庭視為受到外部信貸約束，external-constrained變量賦值為1，否則賦值為0；后者定義為“內(nèi)部信貸約束”，在CHFS2013年的問卷中，在涉及“為什么沒有銀行貸款？”問題時，若受訪者選擇“需要，但沒有申請過”，則視為受到內(nèi)部信貸約束，internal-constrained變量賦值為1，不受到則賦值為0。繼續(xù)沿用（*）式的Probit模型，僅僅將整體信貸約束這一變量，拆分為外部信貸約束和內(nèi)部信貸約束，進行回歸。實證分析表4.3-1Probit模型估計不同信貸約束成因?qū)彝コ钟懈鞣N資產(chǎn)的影響結(jié)果變量股票基金邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量internal-constrained-0.0363-5.17-0.0231-2.98external-constrained-0.0514-2.57-0.0580-2.10age0.04877.770.03384.70age^2-0.0006-7.45-0.0003-4.22asset3.08E-0719.332.29E-0712.12asset^2-1.64E-14-14.64-1.30E-14-9.03total-income3.67E-074.053.54E-073.53edu0.021220.390.019616.25size-0.0162-11.72-0.0106-6.95risk-like0.02765.45-0.0439-0.67risk-hate-0.0329-8.09-0.0134-2.83表4.3-2Probit模型估計不同信貸約束成因?qū)彝コ钟懈鞣N資產(chǎn)的影響結(jié)果變量金融理財產(chǎn)品汽車邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量internal-constrained-0.0237-2.36-0.0221-5.22external-constrained-0.0143-0.60-0.0450-3.79age0.02473.030.01593.23age^2-0.0003-2.81-0.0005-7.79asset2.83E-0714.424.76E-0731.45asset^2-1.39E-14-10.53-2.20E-14-21.03total-income3.43E-073.517.92E-077.09edu0.018112.440.078510.22size-0.0152-7.690.084510.48risk-like0.04550.650.01480.34risk-hate-0.0231-4.17-0.0102-3.27如表4.3-1和4.3-2估計結(jié)果所示，在5%的顯著性水平下，內(nèi)部和外部信貸約束對家庭持有股票、基金、汽車都有顯著的負向影響，兩種信貸約束成因均降低了家庭投資于這三類資產(chǎn)的概率。內(nèi)部信貸約束使家庭資產(chǎn)投資于股票的概率平均降低0.0363個單位，持有汽車的概率平均降低0.0221個單位，投資于基金的概率平均降低0.0231個單位。外部信貸約束使家庭配置資產(chǎn)于股票、基金、汽車的概率分別降低0.0514、0.058、0.045個單位。內(nèi)部信貸約束對投資金融理財產(chǎn)品的負向影響顯著，投資概率平均降低0.0237個單位，而外部信貸約束對金融理財產(chǎn)品的影響不顯著。進一步，內(nèi)部信貸約束對持有股票的負向影響最大，外部信貸約束對持有基金的負向影響最大?？傮w而言，外部信貸約束對家庭持有以上幾種金融資產(chǎn)和汽車的負向影響大于內(nèi)部信貸約束。（四）借貸規(guī)模對家庭所持資產(chǎn)的影響分析變量選取與模型設定本部分使用（*）式Probit模型探究家庭借貸規(guī)模大小對家庭持有股票、債券、基金、金融理財產(chǎn)品、房產(chǎn)概率的影響。將（*）中信貸約束Di這一虛擬變量，替換為借貸規(guī)模，進行回歸。借貸規(guī)模定義為家庭負債余額占家庭總資產(chǎn)的比例，記為變量ratio實證分析表4.4-1Probit模型估計借貸規(guī)模對家庭持有各種資產(chǎn)的影響結(jié)果變量股票債券基金邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量ratio-0.0212-2.15-0.0257-0.30-0.0324-2.08age0.03640.870.02110.500.00810.23age^2-0.0005-0.89-7.87E-050.16-0.0002-0.38asset2.23E-074.052.20E-070.912.10E-072.99asset^2-9.53E-15-3.09-2.77E-14-0.80-8.36E-15-2.23total-income6.72E-080.337.77E-080.102.70E-071.20edu0.01723.230.01271.310.01602.30size-0.0162-2.43-0.0436-2.60-0.0753-1.01risk-like0.02551.30-0.0314-0.860.02680.89risk-hate-0.0412-2.06-0.0102-2.450.03201.21表4.4-2Probit模型估計借貸規(guī)模對家庭持有各種資產(chǎn)的影響結(jié)果變量金融理財產(chǎn)品汽車房產(chǎn)邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量ratio-0.0280-1.78-0.0380-2.12-0.0154-2.46age0.00550.110.02121.080.04731.72age^2-4.30E-06-0.01-3.86E-05-0.15-0.0001-0.33asset2.70E-073.836.81E-0711.396.09E-090.11asset^2-1.04E-14-2.86-3.07E-14-9.022.59E-150.77total-income2.64E-071.201.30E-063.76-5.06E-07-2.35edu0.02052.39-0.0248-1.00-0.0395-1.25size-0.0367-0.440.02340.860.01283.19risk-like-0.0134-0.440.01371.05-0.0996-0.65risk-hate-0.0194-0.70-0.0172-1.710.07140.55由表4.4-1和4.4-2回歸結(jié)果可知，借貸規(guī)模與持有債券或金融理財產(chǎn)品負相關(guān)關(guān)系并不顯著，借貸規(guī)模對持有股票、基金、汽車和房產(chǎn)的影響系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為負，家庭借貸規(guī)模越大，參與股票和基金市場的概率越低，持有汽車和房產(chǎn)這類非金融類資產(chǎn)的概率也越低。具體而言，當家庭借貸規(guī)模增加一個單位，該家庭將資產(chǎn)配置于股票的概率平均降低0.0212個單位，投資基金的概率平均降低0.0324個單位，持有汽車的概率平均降低0.038個單位，擁有房產(chǎn)的概率平均下降0.0154個單位。家庭借貸規(guī)模對汽車的負向影響最大，而對房產(chǎn)的負向影響最小。可見，在面臨負債時，人們?nèi)匀粫?yōu)先考慮購買房產(chǎn)，既是生活所需，也是財富保值方式，而汽車在購買后，需要大量后續(xù)費用的投入，屬于消耗品，幾乎沒有升值空間，并且持續(xù)貶值，因此優(yōu)先級會比較低。在家庭負債余額中，除去未作答相關(guān)問題的家庭，剩余家庭中幾乎沒有為了購買金融類資產(chǎn)而借款，因此當家庭面臨債務時，一方面，缺乏閑置資金配置于金融市場，另一方面，參與金融市場的動機被削弱。穩(wěn)健性檢驗本文選擇用替換核心變量的方法對前文的研究進行穩(wěn)健性檢驗，以此判斷所得估計結(jié)果是否穩(wěn)健。Cardak和Wilkins(2009)選擇將受訪者存款狀況、是否擁有信用卡以及信用卡償還能力作為信貸約束的代理變量。本文借鑒他們定義信貸約束的方法，結(jié)合中國家庭金融調(diào)查項目2013年的問卷內(nèi)容，將“為什么沒有信用卡”這一問題中，選擇3.“沒有還款能力”或4.“愿意使用，但申請被拒”選項的家庭視為受到信貸約束，由此替換原來的信貸約束變量，重新進行Probit回歸。檢驗結(jié)果如表5.1-1和5.1-2所示。表5.1-1穩(wěn)健性檢驗結(jié)果變量股票債券基金邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量邊際效應z統(tǒng)計量credit-constrained-0.0157-2.13-0.0153-1.01-0.0321-3.23age0.04836.220.02631.790.03153.43age^2-0.0005-5.95-0.0001-0.96-0.0003-2.98asset4.43E-0716.143.46E-075.812.68E-079.93asset^2-3.50E-14-1