金融知識、正規信貸可得性與信貸需求
——基于CHFS微觀數據的實證分析

唐 瑭 臧敦剛

（四川農業大學經濟學院，四川 成都 611130）

金融知識、正規信貸可得性與信貸需求
——基于CHFS微觀數據的實證分析

唐 瑭 臧敦剛

（四川農業大學經濟學院，四川 成都 611130）

本文運用2013年中國家庭金融調查的微觀數據（CHFS），實證研究了金融知識對家庭正規信貸可得性和信貸需求的影響。實證結果顯示，金融知識對提高正規經營性貸款獲得的邊際效應為0.026，對提高正規住房貸款獲得的邊際效應為0.072，這說明金融知識對提高家庭正規信貸可得性有顯著的正向影響。進一步分析發現，正規信貸需求在金融知識與家庭正規信貸獲得之間起“中介”作用，金融知識可以通過提高家庭正規信貸需求來提高家庭正規信貸可得性。

金融知識；正規信貸可得性；信貸需求；CHFS

一、引言

2008年美國次貸危機后，隨著全球范圍內企業部門信貸增長放緩，家庭信貸所占比例呈顯著上升趨勢，家庭信貸在經濟發展中的作用凸顯。一方面，信貸體系是保證家庭在資產變動時平穩過渡的有效途徑，能夠在家庭遭遇自然災害或疾病時提供保障；另一方面，信貸能夠為家庭投資和理財提供資金支持，有利于改善家庭資產狀況。

隨著中國社會的轉型和發展，非正規信貸的作用和規模在不斷減弱，非正規信貸對正規信貸的補充作用將隨著經濟轉型逐漸下降，我國信貸市場的長期發展趨勢將以正規信貸為主、非正規信貸為輔（吳雨等，2016）。因此，如何幫助城鄉居民更多地使用正規信貸服務、提高正規信貸可得性是當前我國規范信貸市場的重點。

在金融產品及服務日益深入家庭金融行為的知識時代，獲取信貸資金包括發掘信貸信息、整合信貸資源和選擇信貸渠道等方面，需要時間和精力去搜尋有效信息，并進行分析和運用，這整個過程將不可避免地涉及金融知識領域。因此，研究金融知識對家庭正規信貸可得性的影響具有重要意義，這不僅有助于家庭從正規信貸市場上獲取足夠的信貸資金、增進家庭福利水平，而且有利于推動我國信貸市場健康運行。

二、文獻綜述與研究假設

金融知識的含義最早由Noctor等（1992）提出，他將金融知識定義為在使用和管理資金上能夠做出明智判斷和有效決策的能力。后續相關研究在已有基礎上不斷補充和完善了金融知識的定義。

在研究金融知識方面，大量文獻表明缺乏金融知識會導致家庭養老儲蓄計劃的非理性行為。如沒有退休計劃（Lusardi和Annamaria，2009）、影響家庭投資多樣性和風險資產配置（尹志超等，2014）、影響正規金融市場的有限參與（吳雨等，2016）、影響家庭創業的決策和動機（馬雙和趙朋飛，2015）?？梢钥吹剑壳皣鴥韧怅P于金融知識的相關研究多集中在退休規劃、家庭投資、家庭創業以及家庭金融市場參與等方面。

在研究信貸行為和信貸獲得方面，相關研究重點關注了農村信貸市場。Petrick（2004）分析發現較高的交易成本和貸款拒絕率使部分信貸需求者主動放棄申請貸款。國內關于農戶信貸的研究主要分為兩個方面：一是宏觀分析，探討信貸配給對農村經濟發展的影響；二是微觀分析，探討微觀因素對農戶信貸獲得的影響，主要從供給和需求兩個角度展開。韓俊等（2007）指出農戶正規信貸獲得是農村正規金融機構信貸供給與農戶正規信貸需求共同作用的結果，可分為供給型和需求型的信貸約束。一方面，從供給角度，劉娟和張樂柱（2014）認為由于農村信貸市場中正規金融機構缺乏對貸款申請者的了解，對抵押品的要求較高迫使一部分借貸者被排斥在正規金融體系之外；另一方面，從需求角度，鐘春平等（2010）研究發現農戶主要通過非正規借款渠道滿足融資需求，農村地區不存在嚴格意義的信貸約束，反而是農戶缺少正規信貸需求導致了正規信貸可得性水平較低。此外，不少學者探討了微觀因素如何影響農戶的信貸獲得，金燁和李宏彬（2009）指出農戶的家庭經濟狀況、家庭結構和人口特征會影響農戶的貸款需求，而戶主的年齡、黨員身份、風險態度、受教育水平（劉輝煌和吳偉，2014）會對農戶的正規信貸獲得產生影響。

目前，綜合金融知識與家庭信貸方面的研究較少。其中，尹志超等（2015）在研究金融知識對家庭創業的影響時，將家庭信貸獲得視為重要的中介機制。吳雨等（2016）基于金融知識水平和受教育水平視角，從信貸需求結構和信貸渠道偏好角度研究了農村正規金融市場中的信貸問題。

可以看到，國內外大多數關于信貸獲得的研究是基于農村家庭，側重研究了農戶的信貸行為，樣本規模普遍偏小，沒有考慮到城鄉差異。同時，相關文獻著重關注了供給型的信貸約束，較少從信貸需求角度考慮信貸獲得情況。此外，相關研究大都基于家庭收入、家庭結構視角，較少涉及金融知識領域。因此，本文將引入金融知識變量，為了回答金融知識是否會影響家庭正規信貸獲得，以及其如何影響的問題，提出以下假說：

假說1：金融知識對提高家庭正規信貸可得性有顯著的正向作用。

一方面，從信息利用角度，豐富的金融知識有助于家庭花費較少的時間和精力去發掘信貸信息、整合信貸資源和做出信貸決策，從而優化家庭信貸行為。另一方面，金融知識作為一種人力資本可以彰顯個人能力和信用水平等，增加借款人通過金融機構資質審查的可能性，提高正規信貸可得性。

假說2：正規信貸需求在金融知識與家庭正規信貸獲得之間起“中介”作用，金融知識可以通過提高正規信貸需求來提高家庭正規信貸可得性。

豐富的金融知識有助于掌握各類金融產品和經濟、金融類信息，幫助個人理解正規信貸流程、利率等方面的借貸信息和信貸市場風險，從而改善個人信貸渠道偏好，增強正規借貸需求和意愿。

三、模型構建與變量定義

（一）數據來源與正規信貸可得性、正規信貸需求界定

本文數據來源于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2013年在全國范圍內開展的第二輪中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）。CHFS數據共涵蓋家庭農業和工商業經營性貸款、住房貸款、教育貸款、汽車消費貸款、財務投資性貸款、信用卡貸款以及其他貸款等七種不同用途的家庭信貸信息?；趩柧淼奶囟ㄇ闆r，對于不同用途的信貸，部分受訪家庭未明確回答是否有銀行貸款，導致樣本家庭在不同用途的信貸數據中產生了大量樣本缺失值。為了避免對家庭所有用途的信貸進行加總分析損失有效樣本，本文參照劉曉欣和周弘（2012）的做法，采用分借款用途分析的思路。同時，在中國家庭金融調查涵蓋的多種貸款用途中，家庭農業、工商業經營性信貸以及住房信貸占家庭信貸總額約90%。因此，本文選取經營性貸款、住房貸款兩種用途，研究金融知識對家庭正規信貸可得性的影響。

本文的目的是研究金融知識對家庭正規信貸可得性的影響，對正規信貸獲得和正規信貸需求的界定是本文的關鍵。中國家庭金融調查與研究中心在獲取涉及信貸信息的數據時，首先詢問受訪者是否有銀行貸款，其選項有①有；②沒有。其次，訪員對沒有貸款的受訪者進一步詢問“為什么沒有貸款”，其選項有：①不需要；②需要，但沒有申請；③申請過，但被拒絕；④曾經有貸款，現在已經還清。最后，對聲稱不需要銀行貸款的受訪者詢問“是否從其他渠道借款”，其選項有：①有；②沒有。

其中，有銀行貸款和沒有銀行貸款但原因是④曾經有貸款，現在已經還清的視為獲得正規信貸，而有銀行貸款和沒有銀行貸款但其原因是選項②需要，但沒有申請和③申請過，但被拒絕的視為有正規信貸需求，而不需要銀行貸款但通過其他渠道借款的視為有非正規信貸需求，最后，因①不需要而沒有銀行貸款并且也沒有其他渠道借款行為的視為完全沒有信貸需求。

（二）模型構建

本文主要采用Probit模型對金融知識與家庭正規信貸可得性進行實證檢驗：

上式中，loan_available是虛擬變量：取值為1，表示農戶獲得正規經營性或住房貸款；取值為0，表示農戶未獲得正規信貸。Financial_literacy代表戶主金融知識水平，X為控制變量，ui是殘差項。

第二步繼續采用Probit模型對金融知識與正規信貸需求進行實證檢驗：

上式中，loan_need是虛擬變量：取值為1，表示家庭有正規經營性貸款或住房信貸需求；取值為0，表示家庭無正規信貸需求。其他變量定義與（1）式相同。

此外，只有有信貸需求的家庭才能分析正規信貸可得性和正規信貸需求情況，將沒有信貸需求家庭納入可能會造成對正規信貸可得性的低估。因此，本文剔除了完全沒有信貸需求的家庭和沒有回答“是否有銀行貸款”這一關鍵問題的樣本缺失值，分別得到3532個和3849個樣本。

（三）變量定義

1.金融知識水平。2013年中國家庭金融調查設計了利率計算、通貨膨脹理解和投資風險3個問題①以考察受訪者的金融知識水平。表1給出了金融知識相關問題回答情況描述性統計結果。從表1可以看出，我國居民回答金融知識相關問題正確比例較低，回答不知道或算不出來比例較高，所占比例接近一半，這表明，我國居民金融知識嚴重缺乏。

表1：金融知識問答情況描述性統計

Rooij等（2004）認為，受訪者回答錯誤與回答不知道或算不出來所代表的金融知識水平不同，回答不知道或算不出來表明受訪者缺乏基本的金融經濟概念，不理解相關問題，金融知識缺乏的程度更加嚴重。因此，本文使用迭代主因子分析方法構建金融知識水平衡量指標，針對每個問題分別構建兩個啞變量，第一個啞變量為是否理解相關問題，第二個啞變量為是否正確回答相關問題。

根據金融知識相關的三個問題六個啞變量進行迭代主因子分析。表3顯示KMO均值為0.6447，說明樣本適合做因子分析。根據表2因子分析結果，按照特征值大于1的原則，選取因子1和因子2衡量金融知識。接著，計算旋轉后因子載荷和因子得分，構建金融知識指標。金融知識因子分析的描述統計結果見表4。

表2：因子分析結果

表3：kmo檢驗結果和旋轉因子載荷

表4：金融知識（因子分析）描述性統計

2.其他控制變量。參照以往文獻，本文選擇的控制變量包括戶主特征變量、社會網絡變量、家庭人口學變量、家庭經濟實力以及城鄉虛擬變量。表5給出了控制變量的描述性統計結果。

四、實證檢驗

（一）金融知識對家庭正規信貸可得性的影響

本部分主要分析金融知識對家庭正規信貸可得性的影響，表6給出了估計結果。結果顯示，金融知識對提高正規經營性貸款獲得的邊際效應為0.026，在5%水平上顯著，對提高正規住房信貸獲得的邊際效應為0.072，并且在1%水平上顯著，這表明提高金融知識水平可以提高家庭正規信貸可得性。

進一步分析表6可以看出，在戶主特征方面：第一，戶主男性對正規信貸獲得有負向影響，并且對住房貸款影響顯著。這可能是由于女性家庭責任感較強、投資策略更穩妥、貸款違約率較低，因此更容易通過正規金融機構的資格審查。第二，戶主年齡增長對提高正規經營性貸款獲得有顯著而遞減的正向作用，而對提高正規住房信貸獲得有顯著負向影響，并且這一負向影響隨著年齡增長而減弱。第三，風險偏好對提高正規經營性貸款可得性產生負向影響，對正規住房貸款獲得產生正向影響，但影響均不顯著。第四，正規信貸渠道偏好是影響家庭正規信貸可得性的重要因素，回歸結果均在1%水平上顯著。第五，戶主受教育年限對提高正規經營性貸款和住房貸款獲得的正向影響分別在5%和1%水平上顯著，是研究信貸獲得的重要變量。在部分文獻中，受教育水平被用作金融知識的代理變量，但從表6回歸結果來看，在將戶主受教育年限作為控制變量后，金融知識對提高家庭正規信貸可得性依然有顯著正向影響，這說明教育水平并不是金融知識的良好代理變量。第六，戶主黨員身份反映了戶主的政治資本，有利于提高家庭正規經營性貸款和住房貸款獲得，其影響均在5%水平上顯著。第七，戶主健康狀況良好對提高家庭正規經營性貸款獲得的邊際效應為0.035，在10%水平上顯著，對提高正規住房貸款獲得有正向影響，但并不顯著。這可能是因為家庭成員健康狀況惡化會增加家庭由于疾病和醫療造成的未來支出的不確定性，降低家庭經營性項目的盈利概率，家庭出于規避債務重負的考慮，會減少貸款需求，出現自我信貸風險配給現象。第八，戶主兄弟姐妹數在一定程度上反映了戶主的家庭社會網絡情況，對提高正規經營性貸款獲得有顯著正向影響，對提高正規住房貸款獲得有負向影響。

表5：控制變量的描述性統計

在家庭特征方面；第一，家庭人口規模擴大對提高正規信貸獲得有負向影響，對經營性貸款影響不顯著，對住房貸款影響在5%水平上顯著。這可能是由于家庭規模擴大在一定程度上意味著家庭負擔加大，因此會降低家庭獲得正規信貸的概率。第二，家庭經營收入增加對提高正規經營性貸款獲得的邊際效應為0.009，在5%水平上顯著。這可能是由于家庭生產經營收入提高降低了家庭現金流的不確定性，促使家庭選擇經營期望收益高和收益波動性強的項目，有利于增加家庭信貸正規需求。此外，回歸結果表明家庭經營收入對提高正規住房貸款獲得沒有影響，這可能是因為正規金融機構發放住房貸款時不將家庭經營收入作為主要授信條件，而主要觀測其他條件，如家庭資產情況。第三，家庭住房價值對提高正規信貸可得性有顯著正向影響，分別在1%和10%水平上顯著。這可能是因為正規金融機構考慮到住房是家庭資產的重要組成部分，表示家庭有能力提供抵押品，違約風險降低，可能會因此增加授信額度。第四，家庭存款余額在一定程度上反映了家庭經濟實力，對提高家庭正規信貸可得性有顯著正向影響。

最后，從城鄉差距來看，農村地區的正規信貸獲得低于城市地區，但正規信貸獲得的城鄉差異在正規住房貸款上表現得更為顯著。這可能是由于目前農戶借款主要用途是生活消費，比如用于建房和紅白喜事支出，但農村信貸投向主要是農業生產和經營用途，對于農戶消費類貸款支持力度較弱，導致農村地區正規住房信貸可得性水平偏低。

表6：金融知識對家庭正規信貸可得性的影響（邊際效應）

（二）金融知識對家庭正規信貸需求的影響

本部分主要分析金融知識對家庭正規信貸需求的影響。表7估計結果表明，金融知識對提高正規經營性貸款需求的邊際效應為0.026，對提高正規住房貸款需求的邊際效應為0.019，并且均在5%水平上顯著，這表明豐富的金融知識水平有利于從推動正規借貸意愿的角度提高家庭正規信貸可得性。

（三）內生性檢驗

在以上實證分析中，金融知識可能存在內生性問題。金融知識水平本身可能會受到信貸行為的影響，在獲取信貸的過程中，了解信貸信息和貸款流程可能會提高金融知識水平。基于數據的特定情況，本文選取問卷中詢問受訪者上學期間是否接受過金融或經濟學課程②這一相關問題作為金融知識的工具變量，進行兩階段回歸。結果如表8所示。

表7：金融知識對家庭正規信貸需求的影響（邊際效應）

表8：內生性檢驗（金融知識與家庭正規信貸可得性）

首先，表8給出了Wald檢驗金融知識內生性的結果，分別在10%水平上拒絕了變量不存在內生性的假設，說明金融知識存在內生性問題。其次，表8給出一階段估計的F值分別為71.78和136.29，根據F值大于10%偏誤水平下的臨界值為16.38，說明不存在弱工具變量問題。此外，表8中工具變量回歸的結果表明，金融知識對提高家庭正規信貸可得性的邊際效應分別在5%和1%水平上顯著，其他變量的估計結果與原始回歸結果基本一致，這表明金融知識對提高家庭正規信貸可得性有顯著正向影響。

（四）穩健性檢驗

本文在第三部分采用迭代主因子分析方法構建了金融知識指標，下文將采用得分加總法來衡量金融知識水平。參照Andrews（2005）的做法，對受訪者正確回答問題的個數進行得分加總以其衡量金融知識水平。表9回歸結果表明，金融知識對提高正規經營性貸款、住房貸款獲得的正向影響分別在5%和1%水平上顯著，對提高正規經營性貸款、住房信貸需求的正向影響分別在1%和5%水平上顯著，顯著性水平沒有明顯變化，系數水平略有調整。這說明本文結果是穩健的。

五、結論與政策啟示

本文運用中國家庭金融調查2013年微觀數據，研究了金融知識對家庭正規信貸獲得的影響?；趩柧淼奶囟ㄇ闆r，本文對正規信貸可得性和正規信貸需求進行了界定，為避免加總分析缺失大量樣本，本文分別對經營性貸款和住房貸款用途進行實證分析。結果表明，在保持其他控制變量不變的基礎上，金融知識對提高正規經營性貸款獲得的邊際效應為0.026，對提高正規住房貸款獲得的邊際效應為0.072，進一步分析發現，金融知識對提高正規經營性貸款需求的邊際效應為0.026，對提高正規住房貸款需求的邊際效應為0.019，這說明金融知識水平提高有利于推動家庭的正規借貸意愿，顯著提高正規信貸可得性?？紤]到金融知識可能存在內生性問題，本文選取受訪者是否上過經濟或金融類的課程作為工具變量進行內生性檢驗，仍然得到了顯著的結果。接著，本文將金融知識進行得分加總，對實證結果進行穩健性檢驗，回歸結果的顯著性水平沒有明顯變化。本文結論具有一定的政策啟示：

表9：穩健性檢驗

首先，我國城鄉居民金融知識普遍缺乏，提升國民整體金融素養十分必要。具體可以從以下幾個方面進行：第一，多渠道開展金融教育，通過廣播電臺、電視節目等渠道實施娛樂教育策略，同時建立金融知識普及活動的長效機制，對金融知識普及活動的力度和方向進行動態調整。第二，充分利用互聯網開展金融知識教育，持續更新投資信息，幫助城鄉居民均等享受低成本的金融信息服務。第三，將金融知識教育與實務技能培訓相結合，促進家庭對金融知識的有效消化和吸收。

其次，在考慮如何提高我國城鄉居民整體正規信貸可得性水平時，相關部門應從國家發展規劃出發，加大對家庭部門信貸政策支持，構建有序、開放的多元化金融體系，以適應規模偏小、相對分散的家庭信貸需求。包括完善正規金融機構抵押、擔保制度，推行政策貸款模式，對急需貸款的家庭提供適當的信貸支持；引入民營銀行作為國有大型銀行的競爭主體，推動我國銀行業變革，提高正規金融機構的管理能力，擴大信貸服務的受益半徑。

第三，要緩解農村家庭正規信貸可得性水平偏低的現狀，應該強化政策性金融在農村地區的扶持作用，完善財政補貼政策，推動偏遠地區基礎金融服務覆蓋工作，包括優化縣域金融機構網點布局，增強網點服務功能等；同時，加強社會信用體系建設，完善農戶信息征集與征信系統，建立惠民便民信貸平臺和綠色通道。

最后，改進農村金融機構服務方式，簡化信貸流程，推行通俗易懂的文本合同，減少借款人因不了解信貸信息和信貸流程而缺乏正規信貸需求和申請意愿的情況，引導農戶積極合理地使用正規金融服務。

注：

①利率計算問題：假設您現在有100塊錢，銀行的年利率是4%，如果您把這100元錢存5年定期，5年后您獲得的本金和利息為?1.小于120元；2.等于120元；3.大于120元；4.算不出來。

通貨膨脹問題：假設您有100塊錢，現在的銀行利率是5%，通貨膨脹率每年為3%，您的這100元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將?1.比一年前多；2.跟一年前一樣多；3.比一年前少；4.算不出來。

投資風險問題：您認為一般而言，單獨買一只公司的股票是否比買一只股票基金風險更大?1.是；2.否；3.沒有聽過股票；4.沒有聽說過股票基金；5.兩者都沒有聽說過。

②中國家庭金融調查詢問受訪者“您是否上過經濟或金融類的課程?1.是；2.否。本文以此構建虛擬變量，若接受過相關課程則取值為1，否則取值為0。

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Financial Literacy，Formal Credit Availability and Credit Demand——An Empirical Analysis Based on Micro-Data of CHFS

Tang Tang Zang Dungang
（School of Economics，SichuanAgricultural University，Sichuan Chengdu 611130）

Based on the questionnaire data from China Household Finance Survey（CHFS）in 2013，the paper investigates the influence of financial literacy on the availability of formal credit and credit demand.In order to avoid sample missing，the paper uses iterative principal factor analysis and Probit estimation model based on different lending purposes，and the empirical result is tested by means of instrumental variablesand score plus method.Theresultshows thatthe marginal effect of financial literacy to increase the formal commercial credit availability is 0.026，and the marginal effect on the increase of formal housing credit availability is 0.072，which indicate that financialliteracy has a significant positive effect on the improvement of the formal creditavailability.Further analysis finds that formal credit demand plays an intermediary role between financial literacyand the formal creditavailability，financial literacy can improve the formal credit availabilityby raising the formal credit demand.

financial literacy，formal credit availability，credit demand，CHFS

F830.5

A

1674-2265（2017）08-0024-07

2017-06-11

唐瑭，女，四川綿陽人，四川農業大學經濟學院，研究方向為農村金融與家庭金融等；臧敦剛，男，山東泰安人，四川農業大學經濟學院區域經濟與金融研究所講師，金融系副主任，研究方向為家庭金融與農村金融、國際金融等。

（責任編輯 耿 欣；校對 WJ，GX）