謝綿陛

一、引言

家庭作為社會經(jīng)濟(jì)的一個基本單元，其財務(wù)狀況對宏觀和微觀經(jīng)濟(jì)都有重要的影響。在宏觀方面，家庭的債務(wù)水平和流動性會影響宏觀貨幣政策等的有效性，當(dāng)家庭財務(wù)狀況普通脆弱時，一旦出現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)波動，就可能導(dǎo)致大面積的家庭破產(chǎn)、住房被拍賣等現(xiàn)象，家庭消費收縮，從而導(dǎo)致總需求下降，經(jīng)濟(jì)衰退 （Mian 和 Sufi，2010［1］，2011［2］，2015［3］）。 這就是美國次貸危機(jī)后的表現(xiàn)。在微觀上，家庭的財務(wù)狀況直接影響家庭的消費支出、效用水平，以及對生活和社會的滿意度；隨著年齡的增長和社會老齡化的發(fā)展，家庭財務(wù)狀況也決定了家庭自身對養(yǎng)老支出的承受能力。

在美國2008年次貸危機(jī)之后，國際學(xué)術(shù)界和金融管理部門廣泛開展了以微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的家庭金融研究。Mian和Sufi等的系列文獻(xiàn)主要研究了美國家庭住房債務(wù)的特征、影響因素以及對大衰退之后經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的影響，這些成果對美國當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)政策產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響 （Mian 和 Sufi，2010［1］，2011［2］，2015［3］； Zinman，2015［4］； Dunn 和 Mirzaie，2016［5］）。2010年起，歐洲中央銀行 （ECB）開始協(xié)調(diào)歐盟各國開展家庭金融與消費調(diào)查 （HFCS），協(xié)調(diào)并納入了歐盟各國原有家庭金融和消費調(diào)查；并以此為基礎(chǔ)廣泛開展歐盟各國的家庭金融研究 （Bover等，2016［6］； Du Caju等，2014［7］； Bruggeman 和 Nieuwenhuyze，2013［8］）。

對家庭金融的研究，主要有兩條主線，其一是研究家庭財富的分布和決定因素，以及家庭的資產(chǎn)構(gòu)成等。家庭財富就是家庭的總資產(chǎn)與總負(fù)債之差，如：Wolff （2002）［9］，Headey 等 （2005）［10］，Davies 等（ 2011 ）［11］，Wakita 等 （ 2000 ）［12］，Huggett（1996）［13］，Kessler 和 Wolff （1991）［14］，李 實 等（2000，2005）［15-16］的研究。 其二是研究家庭負(fù)債的特征、決定因素及其對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響等，這類研究主要是在美國次貸危機(jī)之后引起了廣泛的關(guān)注，并形成了以美國消費金融調(diào)查 （SCF）數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的大量文獻(xiàn)。 如：Mian和 Sufi等的系列文獻(xiàn)［1-3］，Zinman（2015）［4］，Dunn 和 Mirzaie （2016）［5］。 但是這種圍繞家庭資產(chǎn)負(fù)債表中的單個因素展開的研究有其局限性，特別是在研究家庭資產(chǎn)或負(fù)債的決定因素時。

實際上，家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn) （俗稱家庭財富）是家庭資產(chǎn)負(fù)債表中三個相互依存的有機(jī)構(gòu)成成分。首先，家庭凈資產(chǎn)等于家庭總資產(chǎn)減去家庭總負(fù)債；但家庭總資產(chǎn)并非只是簡單地包括凈資產(chǎn)，家庭總資產(chǎn)是家庭能夠控制的資產(chǎn)。在傳統(tǒng)上，家庭被認(rèn)為只是儲蓄和消費部門，不從事生產(chǎn)，其所控制的資產(chǎn)不易帶來收入和增值；但隨著金融市場和房地產(chǎn)市場的快速發(fā)展，家庭理財和投資活動的普遍開展，家庭已經(jīng)能夠運(yùn)用其控制的資產(chǎn)進(jìn)行投資或投機(jī)而獲得收入或資產(chǎn)增值，從而增加其家庭凈資產(chǎn)。其次，家庭負(fù)債在傳統(tǒng)上被認(rèn)為只是家庭平滑消費的行為，而現(xiàn)在，家庭可能通過負(fù)債而獲得投資性資產(chǎn)，如融資購買證券，投資性的按揭購房等；家庭負(fù)債通過增加總資產(chǎn)而間接地增加家庭凈資產(chǎn)。此外，家庭負(fù)債也依賴于家庭資產(chǎn)或凈資產(chǎn)，如按揭購房、汽車金融和分期付款的各類家庭耐用品消費信貸，都以占有資產(chǎn)為前提而獲得負(fù)債；同時，家庭越富裕，也越容易獲得貸款。因此，隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、金融市場的進(jìn)步、家庭投資意識的覺醒，家庭資產(chǎn)與負(fù)債之間的依存關(guān)系也會更加地顯著。但在資產(chǎn)負(fù)債統(tǒng)一框架下研究家庭資產(chǎn)負(fù)債決定因素的文獻(xiàn)卻不多。多數(shù)文獻(xiàn)都是以單方程方法研究家庭凈資產(chǎn)或負(fù)債的決定因素，如： Van Rooij等 （2012）［17］以單方程方法研究了瑞典的家庭財富的決定因素，重點分析了金融知識對家庭財富的影響；Barba等 （2009）［18］研究了美國家庭負(fù)債增長的成因及其對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響；李實等 （2000）［15］、梁運(yùn)文等 （2010）［19］等均用單方程方法估計以家庭凈資產(chǎn)表示的家庭財產(chǎn)函數(shù)。也有一些文獻(xiàn)運(yùn)用方程系統(tǒng)的聯(lián)合估計方法研究家庭資產(chǎn)負(fù)債的決定因素，陳斌開和李濤 （2011）［20］首先采用二元probit模型估計了家庭是否擁有資產(chǎn)和負(fù)債，然后采用雙變量Tobit模型聯(lián)合估計家庭資產(chǎn)、負(fù)債持有規(guī)模的決定因素；但該文所用的資產(chǎn)只是金融資產(chǎn)，不包括住房等其他資產(chǎn)，無法反映因住房按揭貸款等而導(dǎo)致的家庭資產(chǎn)與負(fù)債之間的相互關(guān)系；同時，該文所指的家庭凈資產(chǎn)是家庭金融資產(chǎn)與負(fù)債之差，并用單方程方法估計其決定因素，無法反映家庭實際凈資產(chǎn)及其對家庭總資產(chǎn)和總負(fù)債之間的相互聯(lián)系。Brown 和 Taylor（2008）［21］也用雙變量 Tobit模型研究了英國、德國和美國家庭金融資產(chǎn)與負(fù)債的決定因素并進(jìn)行了比較。

由于我國對家庭金融開展系統(tǒng)調(diào)查的時間較遲，數(shù)據(jù)可得性不高，對家庭資產(chǎn)負(fù)債成因的實證研究文獻(xiàn)還很有限。 李實等 （2000）［15］利用1995年的 “中國城鎮(zhèn)住戶收入調(diào)查”（CHIP）數(shù)據(jù)估計了城鎮(zhèn)家庭總資產(chǎn)的決定函數(shù)，重點分析了年齡和教育水平對家庭總資產(chǎn)的影響。梁運(yùn)文等 （2010）［19］、吳衛(wèi)星和張琳琬 （2015）［22］、陳彥斌 （2008a，2008b）［23-24］等文獻(xiàn)都是利用奧爾多投資研究中心的調(diào)查數(shù)據(jù)。梁運(yùn)文等 （2010）［19］估計了凈資產(chǎn)表示的財產(chǎn)函數(shù)，重點分析了年齡、職業(yè)、教育、婚姻等因素對家庭凈資產(chǎn)的影響；吳衛(wèi)星和張琳琬 （2015）［22］重點分析了收入結(jié)構(gòu)對家庭財富的影響，發(fā)現(xiàn)財產(chǎn)性收入對家庭財富水平具有重要的正向影響。陳彥斌 （2008a，2008b）［23-24］分別對城鄉(xiāng)財產(chǎn)分布進(jìn)行了對比研究，初步考察了中國城鄉(xiāng)居民的財產(chǎn)分布狀況和城鄉(xiāng)居民負(fù)財產(chǎn)或零財產(chǎn)的決定因素。

雖然以上國內(nèi)文獻(xiàn)開創(chuàng)性地填補(bǔ)了國內(nèi)家庭資產(chǎn)負(fù)債成因和決定因素、財富分布等研究的空白，但多數(shù)研究方法或是初步的單因素考察，或是單方程函數(shù)估計，難以綜合考慮家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)之間相互的影響關(guān)系?；蛘呤菙?shù)據(jù)太早，如李實等（2000）［15］使用的是1995年的數(shù)據(jù)?；蛘呤怯捎跀?shù)據(jù)樣本有限，如梁運(yùn)文等 （2010）［19］使用的是奧爾多投資研究中心的調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本總數(shù)不足3 000個；陳斌開和李濤 （2011）［20］使用的是國家統(tǒng)計局在 2009年7—8月進(jìn)行的 “中國城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”，調(diào)查范圍是12個省市，共5 056個樣本。這些數(shù)據(jù)多數(shù)不是專門的家庭金融調(diào)查，樣本有限，覆蓋面較窄；有些調(diào)查是一次性的，或時間跨度太長；對于首次或一次性調(diào)查，由于調(diào)查者經(jīng)驗不足，調(diào)查數(shù)據(jù)的可靠性難以保證。

本文利用中國家庭金融調(diào)查與研究中心開展的中國家庭金融調(diào)查 （China Household Finance Survey，簡稱CHFS）數(shù)據(jù)，綜合考慮家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)之間的相互依賴關(guān)系，運(yùn)用多變量Tobit模型（Barslund，2015［25］，Kamakura 和 Wedel，2001［26］）構(gòu)建相互依存的方程系統(tǒng)，聯(lián)合估計家庭資產(chǎn)負(fù)債的決定函數(shù)，分析研究家庭資產(chǎn)負(fù)債的影響因素。

中國家庭金融調(diào)查的抽樣設(shè)計包括整體抽樣方案和繪圖與末端抽樣方案。每個家庭的調(diào)查，通過計算機(jī)輔助，入戶訪問家庭代表性成員。調(diào)查內(nèi)容包括家庭住房資產(chǎn)和金融財富、負(fù)債、收入和支出、社會保障和保險、人口特征和就業(yè)等。CHFS為研究中國家庭金融問題提供了高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù) （甘犁等，2013［27］； Gan 等，2013［28］）。

本文對現(xiàn)有家庭金融文獻(xiàn)的貢獻(xiàn)主要有：在數(shù)據(jù)上，本文在目前中國唯一的大規(guī)模、持續(xù)性的家庭金融調(diào)查CHFS2015數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了規(guī)范、完整的家庭資產(chǎn)負(fù)債表；在方法上，應(yīng)用多變量Tobit模型聯(lián)合估計家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和家庭凈資產(chǎn)的決定函數(shù)。在結(jié)論上，筆者發(fā)現(xiàn)了一些與已有研究不同的結(jié)論，中國家庭資產(chǎn)負(fù)債的年齡結(jié)構(gòu)與生命周期理論預(yù)期的倒U型結(jié)構(gòu)不同，家庭總資產(chǎn)的年齡分組間差異較小，最年輕家庭分組的總資產(chǎn)水平略少。但年輕家庭的總負(fù)債顯著高于年長家庭，結(jié)果是家庭凈資產(chǎn)隨戶主年齡的增大而增長；高收入高學(xué)歷家庭存在高負(fù)債現(xiàn)象，這反映了我國家庭負(fù)債具有較高的投資和投機(jī)性成分。這些結(jié)論對于深入理解微觀經(jīng)濟(jì)行為、合理制定經(jīng)濟(jì)政策具有重要意義。

本文余下部分安排如下：第二部分討論家庭資產(chǎn)負(fù)債決定的影響因素和實證分析的模型假設(shè)；第三部分介紹數(shù)據(jù)處理過程和數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計；第四部分是家庭資產(chǎn)負(fù)債決定的估計結(jié)果分析；第五部分是主要結(jié)論與建議和未來的研究展望。

二、家庭資產(chǎn)與負(fù)債的決定與模型假設(shè)

家庭資產(chǎn)的形成主要有以下三種渠道：一是通過繼承、轉(zhuǎn)移而獲得，這通常是年輕家庭在成家時，由長輩資助，或在長輩離世時通過繼承而獲得。二是在家庭收入超過家庭支出的情況下，通過積累而形成。家庭收入包括勞動收入和投資收入等，而家庭收入直接與家庭成員的年齡、健康和智力水平等人力資本因素相關(guān)，較高人力資本的家庭能獲得更高的收入，從而積累更多的家庭資產(chǎn)。三是通過負(fù)債獲得資產(chǎn)，如通過按揭購房而獲得住房資產(chǎn)，通過汽車金融貸款而獲得汽車資產(chǎn)，或者通過分期付款而獲得家庭耐用消費品。在該方式下家庭獲得資產(chǎn)的同時，也承擔(dān)了負(fù)債，實際上是家庭資產(chǎn)和負(fù)債的同步擴(kuò)張，即資產(chǎn)負(fù)債表的膨脹。但對于家庭來說，獲得了更多的可支配資產(chǎn)，該資產(chǎn)可能用于消費，提高生活水平，也可能用于投資而獲得更多的收入。

傳統(tǒng)的家庭消費理論認(rèn)為，家庭負(fù)債的形成是由于個人收入在生命周期內(nèi)是不平衡的，通過借貸活動以平滑消費，能否實現(xiàn)借貸也與家庭的資產(chǎn)和收入等因素相關(guān)。貸出方要考慮貸出資金能否安全收回，通常要求借貸家庭有資產(chǎn)做擔(dān)保，或有穩(wěn)定的未來收入作為還款保證。按揭貸款和抵押貸款都是以家庭住房等資產(chǎn)作為還款保證的；信用貸款一般也只給有較高穩(wěn)定收入的家庭。因此家庭負(fù)債的形成也與家庭資產(chǎn)和收入相關(guān)。

通常所說的家庭財富是指家庭實際擁有所有權(quán)的資產(chǎn)價值，即家庭凈資產(chǎn)，它等于家庭總資產(chǎn)減去家庭總負(fù)債。如果家庭凈資產(chǎn)為0或負(fù)值，表明該家庭已經(jīng)資不抵債，已經(jīng)陷入財務(wù)困境或破產(chǎn)，是一種特殊的家庭財務(wù)狀況。

由此可見，家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和家庭凈資產(chǎn)是存在相互決定的關(guān)系，研究家庭總資產(chǎn)或總負(fù)債的決定因素時，用獨立的單方程方法是不合適的。此外，家庭總資產(chǎn)和總負(fù)債都不可能取負(fù)值，家庭凈資產(chǎn)小于或等于零的情況是一種特殊狀況，可能由不同的機(jī)制決定。此外，總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的分布嚴(yán)重向下偏斜，即擁有較少總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的家庭占絕大多數(shù)；且存在一定數(shù)量的零總資產(chǎn)、零負(fù)債和負(fù)凈資產(chǎn)家庭。因此，本文將使用對數(shù)多變量刪失數(shù)據(jù)mvtobit模型來同時估計家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的決定因素。家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的決定模型假設(shè)如下：

其中ah、dh、nh是家庭h＝1，…，nh的家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)，不會取負(fù)值；而是可以取負(fù)值的相應(yīng)潛變量。εh1、εh2和εh3是服從聯(lián)合隨機(jī)正態(tài)分布的隨機(jī)干擾項：

ρij是εhi和εhj的相關(guān)系數(shù)，如果ρij≠0，表明家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債或凈資產(chǎn)是相互依賴的，聯(lián)合估計的結(jié)果將更有效。相反，如果ρij＝0，說明家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債或凈資產(chǎn)是相互獨立的，無須聯(lián)合估計，只需分別對方程式 （1）、（3）和 （5）進(jìn)行單獨估計。

解釋變量的選擇主要參考 Brown等 （2008）［21］、李實等 （2000）［15］、梁運(yùn)文等 （2010）［19］、陳斌開和李濤 （2011）［20］的研究，從戶主和家庭收入等家庭特征變量中選擇，主要包括戶主的年齡、教育、職業(yè)、風(fēng)險態(tài)度，家庭的收入、成員健康水平、人口數(shù)量等。

年輕家庭如果靠自身積累，通常家庭資產(chǎn)會較少，但隨著年齡的增長，經(jīng)驗的積累，職位的提升，家庭收入會增長；通過時間的積累，家庭資產(chǎn)會逐步增加。到達(dá)退休年齡之后，家庭收入銳減，原先積累起來的家庭資產(chǎn)需要變現(xiàn)用于維持消費水平，甚至用于支付因年齡原因而需要更多的健康醫(yī)療支出。因此，根據(jù)生命周期理論和家庭相對獨立的假設(shè)，家庭資產(chǎn)的年齡分布應(yīng)是倒U型結(jié)構(gòu)，即中年和成年的家庭資產(chǎn)最多。但在負(fù)債方面，年輕家庭由于有更好的預(yù)期收入，通?？傻玫礁L的貸款期限，如年輕家庭最長可得到30年的貸款期限；而年長家庭由于預(yù)期收入年限有限，可得到的貸款期限也有限，通?？色@得的最長貸款期限只有到退休后5年。在同樣的還款壓力下，年輕家庭可獲得更多的貸款。如果貸款是用于購買資產(chǎn)，則年輕家庭的資產(chǎn)也有可能更多。本文對戶主年齡進(jìn)行分段，分為34歲以下、35～44歲、45～54歲、55～64歲和65歲以上5組，作為因子變量 （啞變量）處理，其中65歲以上組為基準(zhǔn)組。

戶主受教育水平能反映一個家庭的人力資本存量，受教育水平越高的家庭通常會有更穩(wěn)定的工作、更高的收入，具有更強(qiáng)的投資理財能力，也更容易獲得銀行貸款等。因此，受教育水平高的家庭可能在總資產(chǎn)、總債務(wù)和凈資產(chǎn)三個方面都會更高；而受教育水平較低的家庭在總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)方面可能都會更低，而在負(fù)債方面也可能會因為家庭貧困而被動負(fù)債。本文將受教育水平分為低學(xué)歷、中等學(xué)歷和高學(xué)歷三類：初中及以下的為低學(xué)歷、高中及中專的為中等學(xué)歷，大專以上的為高學(xué)歷組。其中中等學(xué)歷為基準(zhǔn)組。

家庭成員的健康水平也是家庭的重要人力資本因素。健康狀況好的成員可以更好地從事勞動，獲得更多的收入；而健康狀況差的成員，可能勞動能力受影響，且需要更多的醫(yī)療支出，甚至需要其他成員照顧等。根據(jù)CHFS的調(diào)查設(shè)計，調(diào)查中會詢問每個家庭成員的健康狀況，共分5個健康等級，1為很好，5為很差。本文取所有家庭成員健康狀況的平均值作為連續(xù)變量考慮。

家庭收入越高，通常會有更多的積累，更不需要借債，但在需要借債的時候，也更容易獲得貸款。本文考慮家庭持久收入對家庭資產(chǎn)和負(fù)債的影響。持久收入是指包含工資等勞動收入、離退休金等養(yǎng)老金收入、金融資產(chǎn)等投資收入，是相對穩(wěn)定持久的收入，不包含臨時性、一次性的補(bǔ)貼，饋贈等收入。將持久收入從低到高分為四個分位數(shù)分組 （q1＿inc，q2＿inc，q3＿inc，q4＿inc），其中收入最高的分組為基準(zhǔn)組。

家庭居住區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會對家庭的資產(chǎn)、負(fù)債和財富水平存在影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的區(qū)域，會有更多的工作機(jī)會，更好的收入，也會有更多的投資機(jī)會和家庭融資機(jī)會等。本文根據(jù)我國傳統(tǒng)的分類方法，將家庭所在的省份分為東部、中部和西部三類；同時也考慮了家庭的城鄉(xiāng)區(qū)別，分為城市家庭和農(nóng)村家庭，農(nóng)村家庭為基準(zhǔn)組。

戶主的風(fēng)險偏好不僅影響家庭的投資選擇，也會影響家庭成員的就業(yè)選擇。風(fēng)險偏好高的家庭可能從事一些較高風(fēng)險、較高收益的投資活動，可能帶來財富的增值，也可能導(dǎo)致過度借貸而陷入財務(wù)困境等；而風(fēng)險厭惡的家庭可能會不投資或少投資，更多地持有現(xiàn)金等資產(chǎn)，這類家庭雖然不易陷入困境，但其家庭財富可能更易受到通貨膨脹等因素的侵蝕而貶損，而難以形成家庭財富的積累。與風(fēng)險偏好類似，通常自謀職業(yè)者就是一種高風(fēng)險高收益的職業(yè)選擇。根據(jù)CHFS的調(diào)查設(shè)計，戶主的風(fēng)險偏好也是設(shè)計了5個偏好等級的選擇題由被調(diào)查者選擇，風(fēng)險偏好最高的是1，最低的是5。自謀職業(yè)者包括作家、畫家等自由職業(yè)者和私營業(yè)主等，而非自謀職業(yè)者為基準(zhǔn)組。

最后，由于中國家庭負(fù)債的主要目的是購買住房，因此，家庭是否擁有住房、擁有住房的數(shù)量會是家庭負(fù)債水平的重要影響因素。本文對家庭總負(fù)債的影響因素分析中，額外增加了家庭住房狀況，將家庭住房狀況分為三類：無房家庭、一套房家庭、多套房家庭，其中一套房家庭作為基準(zhǔn)組。無房家庭尚未解決基本生存需要，一套房家庭剛好滿足基本的住房需要，而多套房家庭已經(jīng)通過購買額外的住房進(jìn)行投資了。

三、數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查與研究中心（CHFS），該中心成立于2010年，從2011年起，每兩年開展一次全國范圍內(nèi)的家庭金融調(diào)查，2015年已經(jīng)是第三次調(diào)查。本文采用的是CHFS 2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)。2015年的調(diào)查涵蓋了29個省份的363個縣 （市），1 439個社區(qū)，實際調(diào)查家庭37 289個。在數(shù)據(jù)處理過程中，發(fā)現(xiàn)有些樣本數(shù)據(jù)不全或有誤，例如：有住房但沒有報告住房現(xiàn)值、沒有報告年齡，還有少數(shù)家庭資產(chǎn)和負(fù)債的極端值與資產(chǎn)和負(fù)債類別明顯不符等情況，通過剔除這些樣本后，實際有效樣本為35 276個。

家庭資產(chǎn)包括家庭金融資產(chǎn)、住房、商鋪、經(jīng)營性資產(chǎn)、汽車、其他耐用品等資產(chǎn)，各類資產(chǎn)價值由被調(diào)查家庭自行報告現(xiàn)值，不愿意報告具體現(xiàn)值的，提供價值范圍供選擇，最后由CHFS統(tǒng)一轉(zhuǎn)換成具體數(shù)值。家庭總資產(chǎn)為以上各類資產(chǎn)總和。家庭總負(fù)債包括教育負(fù)債、住房負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、金融資產(chǎn)負(fù)債、經(jīng)營性負(fù)債以及信用卡和無特定用途負(fù)債。家庭凈資產(chǎn)等于總資產(chǎn)減總負(fù)債。家庭持久收入指勞動收入、退休金、農(nóng)業(yè)收入、工商業(yè)收入、金融資產(chǎn)收入、房屋和土地出租收入等各項常規(guī)性收入，不包括各類補(bǔ)貼等臨時性收入。表1是家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債、凈資產(chǎn)和持久收入的描述性統(tǒng)計。如表1所示。家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的絕對數(shù)的中位數(shù)嚴(yán)重低于均值，變異系數(shù)和四分位數(shù)差都很大，即這三個因變量的分布都嚴(yán)重向下偏斜，不能直接用于回歸分析。取自然對數(shù)之后的分布情況如圖1所示?？傎Y產(chǎn)和總負(fù)債取值為0～1的對數(shù)值都設(shè)為0，凈資產(chǎn)價值小于等于1的對數(shù)值也設(shè)定為0，均為下刪失數(shù)據(jù)。三個變量都有下刪失數(shù)據(jù)，總負(fù)債最多，為24 891個，凈資產(chǎn)的次之，為1 542個，總資產(chǎn)的為171個。如圖1所示，排除刪失數(shù)據(jù)之后，三個因變量均大致接近正態(tài)分布，適合使用下刪失的tobit模型。

表1 家庭資產(chǎn)、負(fù)債和收入的描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

圖1 家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的對數(shù)分布圖

表2是主要因子變量的描述性統(tǒng)計，所有啞變量的均值表示該變量取1所占的比例。家庭的年齡分布方面，45～54歲的家庭數(shù)量最多，占26%；占比最少的是34歲以下的家庭，其占比為12%。在學(xué)歷分布方面，低學(xué)歷家庭占64%，而高學(xué)歷家庭只有9%。在居住區(qū)域分布上，城市家庭占69%；東部家庭占49%；中部家庭占27%。自謀職業(yè)的家庭占比9%。

家庭住房狀況的分布表明多數(shù)家庭擁有自有住房，擁有多套房的家庭占16%，無房家庭占10%，其余74%為擁有一套房的家庭。

家庭平均健康水平的均值是2.55，中位數(shù)是2.5，表明大多數(shù)家庭的平均健康水平較好。戶主風(fēng)險偏好的均值為4.25，中位數(shù)為5，表明多數(shù)家庭的風(fēng)險偏好水平是很保守的。

表2 主要因子變量描述性統(tǒng)計

四、資產(chǎn)與負(fù)債聯(lián)合決定的實證結(jié)果

（一）實證結(jié)果分析

模型的多變量tobit回歸結(jié)果如表3所示。模型通過了 wald＿χ2檢驗，且ρ12＝ρ23＝ρ13＝0 的零假設(shè)也被拒絕；單系數(shù)檢驗的z統(tǒng)計量均高度顯著。ρ12＝0.092取正值，表明中國家庭的總資產(chǎn)與總負(fù)債是正相關(guān)的，即負(fù)債越高，家庭總資產(chǎn)也越多，這與我國當(dāng)前的居民消費信貸以住房信貸為主的特征是相一致的。 該結(jié)果與 Brown和 Taylor（2008）［21］的估計結(jié)果類似，我國的相關(guān)性程度與2000年時的英國相當(dāng)，小于2000年時的德國和美國的相關(guān)程度。ρ23和ρ13的估計結(jié)果是一正一負(fù)，這與凈資產(chǎn)等于總資產(chǎn)減去總負(fù)債的邏輯是相符的，即總資產(chǎn)與凈資產(chǎn)正相關(guān)，而總負(fù)債與凈資產(chǎn)負(fù)相關(guān)。因此，用多變量Tobit模型是合適的，該模型有效反映了家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)之間的相互決定關(guān)系。

由于刪失數(shù)據(jù)Tobit模型各自變量的邊際效應(yīng)不是常數(shù)，還取決于各自變量的取值；估計系數(shù)不能直接反映相關(guān)變量的邊際效應(yīng)。本文根據(jù)Greene（1999）［29］的研究方法，表3同時報告了各自變量在指定參考家庭處的邊際效應(yīng)值。該指定參考家庭是所有啞變量取值為0，健康水平和風(fēng)險偏好取值為3的家庭。以ln（ah）為例，在指定參考家庭處，Tobit模型的期望值函數(shù)為：

其中φ和Φ分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和累計分布函數(shù)。對于連續(xù)變量，在指定參考家庭處的偏導(dǎo)數(shù)，即邊際效應(yīng)為：

若誤差項正態(tài)分布，在指定參考家庭處，連續(xù)變量的邊際效應(yīng)可以用比例因子Φ（β′1Xh／σ）乘以估計參數(shù)。對于啞變量，假設(shè)Φ（β′1Xh／σ）和φ（β′1Xh／σ）在0和1處取值相同而近似得到，其邊際效應(yīng)也與連續(xù)變量相同，都用比例因子Φ（β′1Xh／σ）乘以相應(yīng)的估計系數(shù)。該比例因子就是該參考家庭不被刪失的概率。表中ME所列為相應(yīng)方程的邊際效應(yīng)值。

由回歸結(jié)果分析，家庭總資產(chǎn)在各年齡分組間的差異較小，而總負(fù)債卻有較大的差異，家庭凈資產(chǎn)的年齡分布不符合生命周期理論預(yù)期的倒U型結(jié)構(gòu)。從總資產(chǎn)看，35～64歲家庭的總資產(chǎn)水平較高，高于65歲以上家庭組，最低的是年輕的34歲以下家庭組；總負(fù)債是隨著年齡的遞增而遞減；在凈資產(chǎn)上，大致表現(xiàn)為年齡越高，凈資產(chǎn)越多，65歲家庭組的凈資產(chǎn)最高，34歲以下家庭組的凈資產(chǎn)最低。這基本上反映了我國近年來房地產(chǎn)價格快速上升，年輕家庭負(fù)債購房，老年家庭早期的住房基本沒有負(fù)債，但住房價值卻普遍上升而導(dǎo)致的結(jié)果。

表3 家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的多變量Tobit回歸結(jié)果

續(xù)前表

家庭持久收入對家庭資產(chǎn)負(fù)債的影響是單調(diào)的，不論是總資產(chǎn)、總負(fù)債，還是凈資產(chǎn)都是隨著家庭持久收入的提高而增加。收入對總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的正向影響符合預(yù)期；但家庭持久收入越高家庭總負(fù)債也越高的現(xiàn)象表明，中國家庭負(fù)債的主要目的不是平滑跨期消費，而主要是投資或投機(jī)。即收入越高的家庭越容易獲得貸款用于購買住房等資產(chǎn)進(jìn)行投資或投機(jī)活動。

教育對家庭總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的影響符合預(yù)期，學(xué)歷越高的家庭，其總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)也越多；但對負(fù)債的影響卻不是單調(diào)的，高學(xué)歷和低學(xué)歷的家庭都比中等學(xué)歷家庭具有更多的負(fù)債，且高學(xué)歷家庭的總負(fù)債要高得多，分別比中等學(xué)歷和低學(xué)歷家庭高75.8%（＝e0.564－1，下同）和51.9%。這表明兩類家庭負(fù)債目的是不同的，高學(xué)歷家庭的負(fù)債目的可能是投資或投機(jī)，而低學(xué)歷家庭負(fù)債可能是醫(yī)療、教育等剛需型、生存型負(fù)債。

風(fēng)險偏好與是否自謀職業(yè)對家庭資產(chǎn)、負(fù)債的影響相類似。風(fēng)險偏好程度越高 （數(shù)值減少），家庭的總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)都越高，這驗證了關(guān)于風(fēng)險偏好者會有更多的職業(yè)選擇、投資機(jī)會，也敢于借債，通過投資等手段獲得收入，會提高家庭的財富水平。但我國的平均風(fēng)險偏好水平還是非常低的。是否自謀職業(yè)對家庭資產(chǎn)、負(fù)債的影響也是非常正面的。自謀職業(yè)家庭在家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)三個方面都遠(yuǎn)高于非自謀職業(yè)家庭，尤其是家庭凈資產(chǎn)，自謀職業(yè)家庭比非自謀職業(yè)家庭高1.56倍，而總資產(chǎn)和總負(fù)債大約高93%。這表明自謀職業(yè)家庭能夠通過較多地負(fù)債，控制相應(yīng)更多的總資產(chǎn)，通過對資產(chǎn)的經(jīng)營，獲得多倍的家庭收入，從而積累多倍的家庭凈資產(chǎn)。

居住區(qū)域和健康水平對家庭資產(chǎn)、負(fù)債的影響也符合預(yù)期。東部和城市家庭，由于所處區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，家庭普遍更富裕，均擁有更多的總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)和更少的總負(fù)債；但我國的中、西部之間沒有顯著差別。健康水平的下降，會減少家庭總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)，增加家庭總負(fù)債。

最后，由于住房貸款是我國家庭負(fù)債的最主要目的，宏觀數(shù)據(jù)表明我國個人住房貸款構(gòu)成了個人消費信貸的絕大部分。1998年至2015年間，我國個人住房貸款余額占個人消費信貸余額的比重平均為82%左右。盡管這一比重自2011年以來有所下降，但仍有70%左右。因此，在家庭總負(fù)債的決定方程中增加了家庭住房狀況，估計結(jié)果表明，多套房家庭的總負(fù)債平均要比一套房家庭高1.19倍；而無房家庭的總負(fù)債要比一套房家庭平均低59.7%。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗該回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用不同的數(shù)據(jù)集進(jìn)行回歸分析，比較這些不同的結(jié)果，以檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4是使用城市家庭子樣本的回歸結(jié)果。該子樣本的回歸結(jié)果中，除了戶主年齡等變量的顯著性水平有較明顯變化，回歸系數(shù)特征與表3的主要回歸結(jié)果沒有顯著差異，回歸系數(shù)的符號都一致，所反映的影響特征基本相同，即家庭財富隨戶主年齡的增大而增大，負(fù)債隨年齡增大而減少；高收入、高學(xué)歷家庭有高負(fù)債等結(jié)論在局部樣本中均成立。本文還做了按東部、中部和西部地區(qū)分組，以及個別省份的子樣本回歸，這些子樣本回歸的結(jié)果也都相似 （因篇幅限制，本文只列出城市子樣本的回歸結(jié)果）。有些變量統(tǒng)計顯著性的下降主要是由于該變量在相應(yīng)數(shù)據(jù)子集中數(shù)據(jù)樣本分布或取值特征變化所致。比如，城市分組中，低學(xué)歷家庭和第一分位收入家庭的數(shù)量很少，該數(shù)據(jù)特征導(dǎo)致low＿edu、q1＿inc變量在城市分組中家庭負(fù)債方程的估計結(jié)果不顯著。因此，從總體上看，該模型的實證分析結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)的多變量Tobit回歸的穩(wěn)健性檢驗 （城市家庭）

續(xù)前表

五、結(jié)論和建議

家庭是社會經(jīng)濟(jì)的基本單元，是微觀經(jīng)濟(jì)行為和決策的核心主體。對家庭資產(chǎn)、負(fù)債的決定因素等家庭金融行為的研究，對分析微觀金融行為和宏觀經(jīng)濟(jì)決策都具有重要意義。長期以來，由于家庭微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的缺乏，對家庭資產(chǎn)、負(fù)債等決定因素的實證研究一直相對較少，近年來，隨著各國對家庭金融調(diào)查的普遍開展，這方面的研究逐漸增多。本文利用CHFS的2015年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究了家庭資產(chǎn)和負(fù)債的決定因素。

由于家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債和凈資產(chǎn)是家庭財富的一體三面，且三個變量都具有典型的下刪失數(shù)據(jù)特征，因此本文采用多變量Tobit模型聯(lián)合估計研究家庭資產(chǎn)、負(fù)債的決定因素。實證結(jié)果表明三個變量的誤差項相關(guān)系數(shù)顯著不為零，且相關(guān)系數(shù)的符號符合預(yù)期，表明用多變量Tobit模型聯(lián)合估計是合適的，要優(yōu)于單方程估計。方程系統(tǒng)聯(lián)合估計的實證研究有以下主要結(jié)論：

第一，家庭總資產(chǎn)的年齡分組間差異較小，最年輕家庭分組的總資產(chǎn)水平略少。但年輕家庭的總負(fù)債顯著高于年長家庭，結(jié)果是家庭凈資產(chǎn)隨戶主年齡的增大而增長。這與生命周期理論預(yù)期的倒U型結(jié)構(gòu)差距較大。該結(jié)論在一定程度上反映了我國近年來年輕家庭過度負(fù)債購房，而年長家庭由于早期的福利分房等獲得的住房快速升值而出現(xiàn)的現(xiàn)象。

第二，除了低學(xué)歷家庭會比中等學(xué)歷家庭有更高的總負(fù)債之外，家庭收入和教育對家庭資產(chǎn)負(fù)債的影響都是單調(diào)上升的，即家庭收入和戶主教育水平越高，家庭總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)和總負(fù)債也越高。高收入、高學(xué)歷的高負(fù)債在一定程度表明我國家庭負(fù)債存在較大成分的投資投機(jī)性目的。

第三，風(fēng)險偏好和是否自謀職業(yè)是兩項重要而顯著的家庭資產(chǎn)負(fù)債影響因素。風(fēng)險偏好程度越高，家庭資產(chǎn)、負(fù)債和財富水平都越高；自謀職業(yè)家庭比其他家庭擁有更多的總資產(chǎn)、總負(fù)債和多得多的家庭凈資產(chǎn)。但我國多數(shù)家庭的風(fēng)險態(tài)度很保守，自謀職業(yè)家庭比例也較低。

第四，居住區(qū)域、健康水平和住房狀況也是家庭資產(chǎn)負(fù)債的顯著影響因素，其影響方向符合預(yù)期。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部和城市家庭具有顯著高的家庭總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)和顯著低的總負(fù)債；健康水平的下降會減少家庭總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)，增加家庭總負(fù)債。住房是家庭負(fù)債的主要原因，多套房家庭比一套房家庭有顯著高的總負(fù)債，無房家庭的家庭總負(fù)債顯著低；但90%的家庭已經(jīng)擁有一套或多套住房。

年輕家庭的高負(fù)債、高收入高學(xué)歷家庭的高負(fù)債，以及風(fēng)險偏好和是否自謀職業(yè)對家庭資產(chǎn)負(fù)債的影響特征等實證結(jié)論值得在宏觀社會經(jīng)濟(jì)決策中給予重視。年輕人具有更強(qiáng)的冒險和創(chuàng)新精神，是社會經(jīng)濟(jì)活力的重要來源，而年輕家庭的高負(fù)債會讓年輕家庭承受更大財務(wù)壓力，消耗年輕家庭的冒險精神和社會經(jīng)濟(jì)活力。因此，有必要重視對保護(hù)年輕家庭財務(wù)健康的經(jīng)濟(jì)政策的研究。

高收入、高學(xué)歷家庭的高負(fù)債現(xiàn)象反映了家庭負(fù)債具有較高的投資和投機(jī)成份。傳統(tǒng)上，家庭部門是典型的儲蓄部門，當(dāng)家庭也逐步成為投資主體部門之后，可能已經(jīng)形成與實體企業(yè)競爭投資資金的局面，這對生產(chǎn)型社會會有怎樣的影響值得深入研究。

最后，風(fēng)險偏好和是否自謀職業(yè)對家庭資產(chǎn)負(fù)債都具有顯著的正向影響；但在總體上我國家庭的風(fēng)險偏好十分保守，這與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論的風(fēng)險中性假設(shè)具有顯著差異；自謀職業(yè)家庭的比例也較低。因此，如何培養(yǎng)個人健康、科學(xué)的風(fēng)險態(tài)度，鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)精神需要家庭教育和基礎(chǔ)教育體系給予必要的重視。