張冀 孫亞杰 張建龍

摘要：考察中國家庭負債行為對于消費的整體和異質(zhì)性影響，研究結(jié)果顯示，從整體來看，家庭總負債、長期負債和短期負債對居民消費有顯著的負向影響，尤其是短期負債，表明中國家庭存在一定程度的過度負債風(fēng)險。從負債途徑來看，非正規(guī)金融負債對家庭消費的負向影響更為顯著，尤其是短期非正規(guī)金融負債;作為負債的主要部分，房貸對家庭消費具有顯著的抑制作用，尤其是一套房貸，而多套房的財富效應(yīng)不顯著。異質(zhì)性分析表明，短期正規(guī)金融負債對教育程度高、收入高、城市家庭消費具有顯著的正向促進作用;長期正規(guī)金融負債的促進作用和抑制作用相疊加，對異質(zhì)性家庭消費的影響均不顯著;長期非正規(guī)金融負債對城市家庭消費的負向影響最為顯著;多套房的財富效應(yīng)僅存在于35～60歲、高教育程度、高收入家庭中。因此，需要關(guān)注家庭負債的結(jié)構(gòu)和來源變化，尤其是非正規(guī)金融負債，防止負債結(jié)構(gòu)的變化加劇引發(fā)家庭經(jīng)濟風(fēng)險，從而導(dǎo)致家庭債務(wù)緊縮，影響居民消費以及宏觀經(jīng)濟增長。

關(guān)鍵詞：家庭負債;家庭消費;負債期限;非正規(guī)金融;正規(guī)金融

中圖分類號：F833;F063? ?文獻標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2020）05-0028-11

消費，尤其是居民消費，是經(jīng)濟學(xué)的經(jīng)典研究領(lǐng)域。影響消費的因素有很多，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、社會保障制度，也有家庭異質(zhì)性因素，如資產(chǎn)、收入、健康及風(fēng)險態(tài)度等。隨著居民金融可得性的不斷改善以及家庭資金需求的不斷提高，負債逐漸成為我國家庭的重要經(jīng)濟行為之一。從負債規(guī)模來看，我國家庭負債規(guī)模從2007年的5.07萬億元增長到2016年的33.36萬億元，平均年增長率約為20.73%，遠超居民人均可支配收入增長率（城鎮(zhèn)農(nóng)村分別為11.07%和13.17%）和消費增長率（城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭分別為9.74%和12.18%）。從負債結(jié)構(gòu)來看，2016年，消費性負債占家庭總負債的75.08%，其中以房屋抵押為主的中長期負債占消費性負債的95.06%①。負債規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化勢必引發(fā)家庭消費行為的改變，近年來，由負債引發(fā)的“房奴”“卡奴”等極端現(xiàn)象引起了社會的普遍關(guān)注。

傳統(tǒng)西方經(jīng)濟學(xué)理論認為，合理的負債行為可以平滑家庭消費，促進家庭當(dāng)期消費[1]。然而，2008年次貸危機爆發(fā)后，部分研究者將美國家庭消費水平下降歸結(jié)為家庭債務(wù)的過度膨脹[2-3]。因此，在新的經(jīng)濟環(huán)境下需要進一步厘清負債對家庭消費的內(nèi)在影響，尤其是伴隨著我國房價增長引發(fā)的購房壓力持續(xù)增加以及金融工具的不斷創(chuàng)新，負債已成為我國居民家庭普遍經(jīng)濟行為這一大背景下更需要進行深入論證的問題之一。

本文關(guān)注的問題是：經(jīng)過近年來的高速增長，當(dāng)前我國的家庭負債是否過度？現(xiàn)階段的負債對家庭消費有什么影響，是起到了促進作用還是抑制效果？另外，家庭負債規(guī)模、期限和來源如何影響家庭消費的異質(zhì)性？對這一問題的考察在我國具有特殊的重要性，因為中國居民的家庭消費與金融決策傾向于“量入為出”，一般不輕易負債，即負債可能具有被動性。因此，即使總體上我國居民家庭的儲蓄較高，居民家庭負債行為仍然會對消費產(chǎn)生抑制作用，特別是近年來我國居民家庭儲蓄率變化不大而負債持續(xù)增加，這一問題的探討更為必要②。對上述問題的研究將有助于決策層更好地評估和改進現(xiàn)有金融政策，也有利于居民家庭對負債動機、期限和來源進行選擇優(yōu)化，以更有效地管理其負債和消費。

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的家庭微觀數(shù)據(jù)，針對家庭負債決策可能產(chǎn)生的自選擇行為，運用處理效應(yīng)模型控制了可能的選擇性偏差，在控制了財富效應(yīng)的基礎(chǔ)上實證分析負債結(jié)構(gòu)（負債期限和負債來源）對家庭消費影響以及房屋是否具有財富效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合家庭特征變量進行了異質(zhì)性分析。

一、文獻綜述

Friedman[4]及在此基礎(chǔ)上發(fā)展的家庭永久收入理論（LC-PI）[5-6]認為收入是影響家庭消費的主要因素之一。然而，如果家庭能找到合理的方式，收入的波動性并不會必然導(dǎo)致家庭消費和福利的損失[7]，其中，負債就是家庭維持消費的重要方式，合理的負債能夠幫助家庭平滑消費[1]。美國家庭從20世紀70年代呈現(xiàn)收入波動性和債務(wù)持續(xù)上升特點[7-8]，平滑消費動機是家庭借貸的主要動機之一[9-10]，即消費只對財富或者收入的持久性變動作出反應(yīng)，在金融市場無摩擦條件下，家庭可以通過借貸保證消費的平滑性。然而，2008年次貸危機爆發(fā)后，部分研究將美國家庭消費水平下降歸結(jié)為家庭債務(wù)的過度膨脹[2][11][3]，認為負債過度加劇了收入波動性產(chǎn)生的風(fēng)險，影響家庭財務(wù)自由度以及家庭的效用，因為對于脆弱性家庭來說，借助負債平滑消費需要更多的負債滿足現(xiàn)有消費和償還以往負債。然而，Betti等[12]認為LC-PI理論中隱藏著一種含義：在特定的經(jīng)濟環(huán)境和生命周期階段，尤其是早期階段，家庭負債對于消費來說是一種最優(yōu)行為。如果家庭未來支出需求不變以及代際轉(zhuǎn)移機制，家庭當(dāng)前的財富可以平衡未來負債的現(xiàn)值，這種家庭跨期預(yù)算約束將持續(xù)下去，家庭也不會出現(xiàn)過度負債。

西方家庭負債種類較多，負債動機既有主動負債，以此促進當(dāng)期消費，如信用卡負債，也有被動負債，如教育、房屋、汽車負債。Cross和souleles[13]以信用卡負債為例，分析了家庭流動性約束對消費的影響，認為信貸約束的提高會增加負債，而且越接近信用約束線的家庭，其邊際消費傾向越高。住房抵押貸款是家庭另一種負債方式，住房既有消費屬性，降低家庭其他消費，也有投資屬性，可能通過財富效應(yīng)促進其他消費。因此，房屋負債對家庭消費的影響成為更多學(xué)者關(guān)注的問題，但結(jié)論并不一致。部分觀點認為房屋具有財富效應(yīng)，對家庭消費的影響顯著，尤其是有多處房產(chǎn)的家庭有更強的消費傾向，這些家庭主要通過抵押貸款購買房屋[14]，因為房價的上升增加了家庭的財富。這一結(jié)論得到了Petersen[15]的支持，認為年長家庭的房屋負債有利于家庭消費。然而，這些研究并沒有考慮家庭購房的數(shù)量，對于只持有一套房產(chǎn)的家庭，房價的上漲對其家庭消費沒有顯著影響，因此，沒有財富效應(yīng)而持有多套房屋的家庭可能會因房價的上漲提高家庭消費水平。另一種觀點認為，房價的上升產(chǎn)生的財富效應(yīng)遠低于負債對家庭消費的抑制效應(yīng)，因為房價的上升導(dǎo)致家庭負債過度，而過度的房屋負債則會加大家庭財務(wù)壓力，促使家庭降低負債杠桿，反過來又阻礙居民消費以及經(jīng)濟復(fù)蘇，尤其是過度依賴于住房抵押貸款致使家庭在遭遇房價下跌或利率升高時暴露巨大風(fēng)險[16]，導(dǎo)致財務(wù)危機發(fā)生后的高額債務(wù)負擔(dān)引發(fā)消費持續(xù)低迷[17]。Dynan等[18]發(fā)現(xiàn)利用高杠桿負債購房的家庭消費下降水平程度比其他家庭更大，盡管這些家庭的凈財富變化不大（這是因為房價上漲引發(fā)的家庭財富增加），這一研究結(jié)果表明負債是造成消費變動的主要因素，過度的杠桿導(dǎo)致家庭消費疲軟。然而，該文章并沒有量化過度負債對消費的影響程度，也沒有分析家庭負債通過什么渠道影響消費。

隨著負債行為逐漸成為我國家庭經(jīng)濟的重要特點，也得到了學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。許桂華[19]利用時間序列的誤差修正模型分析債務(wù)、收入、財富與消費的影響，發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)的暫時性增加顯著促進了消費的增加，可能的原因是家庭債務(wù)相對于實物資產(chǎn)財富流動性更好，因而對消費的影響更為顯著。但作者并沒有區(qū)別個人住房貸款和非住房消費貸款對消費的各自影響。因為住房貸款是長期的，而非住房消費貸款主要是短期的。另外，沒有采用微觀家庭數(shù)據(jù)，無法準確刻畫家庭負債對消費的異質(zhì)性影響。住房貸款對家庭消費的影響是我國學(xué)者研究的重點。張立盼[20]運用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實證結(jié)果表明住房貸款對家庭耐用品消費有顯著的負向影響，而對非耐用品消費的影響并不顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)住房貸款主要對中低收入家庭的耐用品消費有抑制作用，對高收入家庭消費沒有顯著影響。然而，解堊[21]將家庭房產(chǎn)作為一種資產(chǎn)分析對家庭消費的影響，認為房屋的負債是固定的，但我國房價上漲導(dǎo)致的財富增加對消費具有顯著的正向影響，且高于金融資產(chǎn)對消費的影響。這一結(jié)論與Gan[14]一致。但李濤、陳斌開[22]的研究卻發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)并不具備財富效應(yīng)，只存在微弱的“資產(chǎn)效應(yīng)”，即使家庭擁有兩套以上房屋。住房價格上漲無助于提高我國居民消費。因此，家庭房屋是否具有財富效應(yīng)并影響消費還沒有得到共識。

綜上所述，西方學(xué)者的相關(guān)研究比較全面，也分析了不同負債種類對消費的影響，但沒有比較這些負債對消費的差異性影響及其影響機制。在實證方面，多采用負債規(guī)模或者負債收入比作為解釋變量，無法準確刻畫負債對家庭消費的異質(zhì)性影響。我國家庭的負債特點與西方有明顯不同，首先，負債結(jié)構(gòu)以長期房屋負債為主;其次，我國居民金融排斥性差異較大，導(dǎo)致以親朋借貸的非正規(guī)金融借貸行為較為普遍;再次，我國家庭購房具有更強的投資動機，這使得擁有多套住房的家庭數(shù)量較多③，這可能對家庭消費產(chǎn)生影響;最后，在風(fēng)險態(tài)度、消費文化和家庭文化方面，我國的家庭異質(zhì)性特點也明顯有別于西方家庭。例如，中國居民的家庭消費與金融決策傾向于“量入為出”，一般并不輕易負債，即負債更可能具有被動性，這就需要全面分析負債規(guī)模、結(jié)構(gòu)、來源、影響居民消費的路徑和程度。

二、計量模型與數(shù)據(jù)處理

（一）計量模型

筆者利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究家庭負債對居民消費行為的影響，將家庭居民消費支出作為被解釋變量，將家庭負債作為解釋變量。由于家庭是否負債是居民的決策選擇，即家庭負債可能存在內(nèi)生的選擇性偏差，為控制這一選擇性偏差的影響，筆者采用處理效應(yīng)模型（treatment effect model）進行計量分析[23-25]，模型如下：

回歸方程：consumei=c+βdebti+αXi+εi（1）

選擇方程：debti*=Zγ+ui

debti=1，if debt*i>0，and debti=0，if debti*≤0（2）

Prob（debti=1|Z）=Φ（Zγ）（3）

其中，consumei表示第i個居民家庭的消費支出。debti表示第i個居民家庭選擇是否負債的虛擬變量：debti=1表示居民家庭有負債，debti=0則表示沒有負債。debti*為對應(yīng)于debti的潛變量。Z代表一系列影響居民家庭負債選擇的外生變量。X則代表除居民負債選擇外的一系列影響居民消費的解釋變量。

（二）數(shù)據(jù)處理與變量選擇

1. 數(shù)據(jù)處理。本文使用的數(shù)據(jù)來自2010年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。該數(shù)據(jù)收集了個體、家庭、社區(qū)三個層次的信息，居民家庭樣本數(shù)為14 798，包含33 600位居民，該數(shù)據(jù)詳盡調(diào)查了居民年齡、工作、家庭人口結(jié)構(gòu)及受教育程度等家庭異質(zhì)性特征和家庭資產(chǎn)、收入、負債、消費支出等家庭經(jīng)濟狀況，其中，包括負債期限、規(guī)模、用途等反映居民借債行為的詳細信息，這為本文對家庭負債和消費的異質(zhì)性研究提供了良好基礎(chǔ)。

本文選取戶主年齡大于25歲（包括25歲）小于75歲（不包括75歲）的家庭，避免就業(yè)及養(yǎng)老等對家庭消費渠道的差異性影響。考慮到低收入家庭和高收入家庭的負債特點不具有代表性，排除資產(chǎn)和收入在最低5%和最高5%的家庭。為避免極值對實證結(jié)果的影響，排除負債在最高5%的家庭。進一步刪除婚姻、教育和未來期望為負值的數(shù)據(jù)。本文最終得到的有效居民家庭樣本為10 080個。

2. 變量選擇與描述。本文的實證分析將考察我國家庭負債對消費的影響，回歸方程中將消費作為被解釋變量。本文采用食品支出、衣著支出、家庭設(shè)備及日用品支出、交通通訊支出和文教娛樂支出等日常消費支出來衡量家庭消費④，為刻畫負債對消費的差異性影響，將消費區(qū)分為食品消費和非食品消費。負債是本文最為關(guān)心的解釋變量，包括日常負債、耐用品負債、教育負債、醫(yī)療負債和房貸等。考慮到不同結(jié)構(gòu)和來源的負債對消費可能具有異質(zhì)性的影響，本文進一步根據(jù)到期時間長短將家庭負債分為長期負債和短期負債。長期負債包括教育負債、醫(yī)療負債和房貸⑤?？紤]到房屋可能存在的財富效應(yīng)對家庭消費的影響，本文進一步對擁有一套自有住房和二套以上自有住房的家庭區(qū)分研究：由于住房兼具消費品屬性和財富屬性，與一套住房相比，二套以上住房可能具有財富效應(yīng)。本文中短期負債包括日常負債和耐用品負債。另外，不同負債來源導(dǎo)致的債務(wù)成本可能不同，對家庭消費也可能產(chǎn)生差異性影響，本文將負債分為正規(guī)金融負債和非正規(guī)金融負債，正規(guī)金融負債包括銀行貸款，非正規(guī)金融負債包括親戚借貸⑥。上述負債變量均為虛擬變量，取值為1時代表相關(guān)負債特征存在，取值為0時則表示不存在。

在選擇方程中，影響居民家庭負債決策的因素包括：（1）戶主個體特征變量，如家庭戶主年齡、婚姻狀況、受教育水平、是否農(nóng)村戶籍等;（2）家庭人口統(tǒng)計與經(jīng)濟特征變量，如家庭規(guī)模（即家庭人口數(shù)）、家庭凈資產(chǎn)、家庭可支配收入;（3）家庭社會關(guān)系變量，用去年人情往來支出度量，相關(guān)的問題是“過去一年所有贈送出去的禮物/禮金合計折合現(xiàn)金人民幣”⑦;（4）家庭主觀預(yù)期，相關(guān)問題為戶主對自己未來的信心程度，從低到高分為5個等級。（5）戶主工作單位性質(zhì)，相關(guān)問題是戶主現(xiàn)在主要工作的機構(gòu)性質(zhì)⑧。為控制居民家庭負債選擇行為可能存在的選擇性偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選取上述反映家庭社會關(guān)系的相關(guān)變量和戶主工作機構(gòu)性質(zhì)作為家庭負債的工具變量。社會關(guān)系變量在一定程度上反映了家庭負債的難易程度，而戶主工作機構(gòu)性質(zhì)不僅反映貸款難易程度，更反映了貸款的需求額度，一方面與家庭負債選擇行為直接相關(guān)，另一方面對于家庭自身的消費性支出并沒有顯著地直接影響符合工具變量的選擇標(biāo)準。在回歸方程中，除了家庭負債決策變量之外，解釋變量還包括戶主個體特征變量、家庭人口統(tǒng)計與經(jīng)濟特征變量和反映家庭主觀預(yù)期的變量。

3. 統(tǒng)計性描述。本文實證分析所使用解釋與被解釋變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。從戶主個人特征來看，樣本戶主的平均年齡為49.17，因而樣本已婚比例較高（93.17%）;樣本中農(nóng)村戶籍的家庭達到69.74%，表明樣本的農(nóng)村家庭占比較高，受此影響，戶主受教育程度普遍偏低，為初中水平⑨。從家庭基本特征來看，樣本家庭平均人口數(shù)為4人，主要由于農(nóng)村地區(qū)計劃生育政策較寬松，允許生育二胎;樣本中對自己的未來信心水平為3.62，分布在1至5之間，表明樣本家庭總體上對未來持有較積極樂觀的心態(tài)。從家庭消費狀況來看，在樣本中，家庭消費性支出平均每年為18 343.84元，家庭可支配收入平均每年為31 924.52元，前者約為后者的57.46%，表明我國家庭消費水平較低。從家庭負債程度來看，第一，我國居民家庭負債行為不具有普遍性，只有19.54%的家庭有負債行為，其中6.94%的家庭有房貸。第二，我國居民家庭的負債程度不高，負債規(guī)模平均值為5 276元，占可支配收入均值的16.53%，遠低于美國的128%[8]。其中，長期負債均值占可支配收入均值的9.58%，但占總負債的57.98%，表明我國居民家庭負債中長期負債比短期負債的比例更高，進一步統(tǒng)計結(jié)果顯示，房貸占長期負債的71.42%。綜上，盡管房貸占家庭總負債的比例很高，可能存在“房奴”等極端現(xiàn)象，但由于家庭平均負債程度不高，因此并不具有普遍性，這一結(jié)果可能與樣本中農(nóng)村家庭占比高有關(guān)。第三，我國居民的負債來源主要為非正規(guī)金融負債，在有負債的家庭中，其中75.83%的家庭負債來源于非正規(guī)金融負債，表明我國正規(guī)金融的發(fā)展有待提高，這也與樣本中農(nóng)村家庭占比高有關(guān)。

三、實證結(jié)果與分析

（一）總體檢驗

1. 家庭負債與居民消費。本文根據(jù)計量模型（1）分別研究負債規(guī)模、負債結(jié)構(gòu)、負債來源對居民消費的影響，得到的回歸結(jié)果如表2所示。其中regular為是否通過正規(guī)金融渠道獲得負債的虛擬變量：regular=1表示通過正規(guī)金融渠道獲得的負債，regular=0則表示通過非正規(guī)金融渠道獲得的負債。因此，在回歸方程中交叉項debt×regular反映的是相比非正規(guī)金融負債、正規(guī)金融負債對家庭消費的影響。Wald檢驗結(jié)果顯示，回歸方程的隨機項εi和選擇方程的隨機項ui獨立的原假設(shè)在10%的顯著性水平上被拒絕，表明居民家庭負債行為存在顯著的選擇性偏差，需要采用處理效應(yīng)模型進行分析。本文通過處理效應(yīng)模型得到選擇方程和回歸方程的兩部分結(jié)果，其中選擇方程的估計結(jié)果顯示了影響負債的因素，而回歸方程的估計結(jié)果反映了負債對消費的影響效應(yīng)。

從回歸方程的估計結(jié)果來看，表2第二列顯示總負債對居民消費有顯著的負向影響。這表明中國居民家庭消費既受到負債的跨期消費功能的促進作用，也受到“房奴”“車奴”“孩奴”等被迫負債的抑制作用的影響，而顯著的負向系數(shù)反映了負債的抑制效用高于促進作用，表明中國家庭過度負債的現(xiàn)象嚴重，需要引起警惕。

不同性質(zhì)的負債對居民消費的影響可能不同，因此，本文從負債期限和負債來源視角作進一步分析。表2第三和第四列回歸方程的估計結(jié)果反映了長期負債及其來源對消費的影響。從回歸結(jié)果可看出，長期負債對居民消費具有顯著的負向影響，這與總負債對消費的影響一致。進一步分析長期負債的來源后發(fā)現(xiàn)，來自非正規(guī)金融的長期負債對消費具有顯著的抑制作用。而相比非正規(guī)金融長期負債而言，正規(guī)金融長期負債對家庭消費呈不顯著的正向影響，表明盡管正規(guī)金融的長期負債對消費起到一定的促進作用，但受制于非正規(guī)金融長期負債對消費的抑制作用更大，使得長期負債在總體上對消費的影響呈顯著負相關(guān)，在一定程度上抑制了居民消費。

表2的第五、六列反映了短期負債及其來源對消費的影響。該結(jié)果顯示，短期負債對居民消費具有顯著的負向影響，這一結(jié)論可能與樣本中農(nóng)村家庭占比較高的特點有關(guān)。農(nóng)村家庭短期負債主要用于應(yīng)對突發(fā)事件，如醫(yī)療、結(jié)婚，但由于其家庭收入較低，只能通過降低消費水平在短時間內(nèi)償還債務(wù)。對短期負債的來源作進一步分析可知，非正規(guī)金融的短期負債對消費具有顯著抑制作用，而相比非正規(guī)金融短期負債而言，正規(guī)金融短期負債對家庭消費具有顯著的正向影響，表明短期非正規(guī)金融負債對家庭的抑制作用大于短期正規(guī)金融負債的促進作用，因為從親朋好友處借貸會面臨更強的及時償還壓力。

2. 房貸與居民消費?？傮w負債和長期負債對居民家庭消費均具有顯著的負向作用。房貸作為長期負債的重要組成部分，是當(dāng)前家庭面臨的主要負債形式之一，其對消費的作用備受關(guān)注。無房貸家庭分為兩種情況：一種是完全擁有自有住房不需房貸;另一種是沒有自有住房，住房是租住而得，因而沒有房貸。后者的租房支出會導(dǎo)致家庭具有過高的消費支出，因而本文為排除租房因素對家庭消費的影響，選取完全自有住房家庭作為研究家庭房貸行為的家庭樣本，共8 331戶家庭。表3反映了房屋負債與居民消費的回歸結(jié)果。

回歸方程的估計結(jié)果顯示，房貸在總體上對家庭消費具有顯著的抑制作用，這可能是因為家庭消費受到住房負債與住房財富效應(yīng)的綜合影響，而住房負債對消費的擠壓作用遠遠大于財富效應(yīng)帶來的促進作用。眾多研究表明，房屋既有消費屬性，也有資產(chǎn)屬性，尤其是我國近年來房價不斷上漲，使得房屋可能產(chǎn)生財富效應(yīng)，從而增加家庭消費。因此，本文進一步結(jié)合家庭房屋數(shù)量分析房貸對消費的影響。對于一套自有住房的家庭來說，房貸對家庭消費具有顯著的抑制效應(yīng)，即每增加1元房貸，家庭消費減少25 245.99元，反映出一套住房的消費品屬性，此時的負債對家庭消費的擠壓效應(yīng)明顯;對于多套自有住房的家庭來說，房貸對家庭消費具有不顯著的正向作用，表明盡管第二套住房具有一定的投資品屬性，可以產(chǎn)生一定的財富效應(yīng)，但二套房以上家庭往往是出于改善性需求或子女住房需求而購買的住房，因此對其家庭消費的促進作用并不顯著。

（二）異質(zhì)性分析

前文從負債結(jié)構(gòu)、負債來源和房貸角度分析負債對家庭消費的影響，但由于家庭異質(zhì)性，負債對不同家庭消費的影響不盡相同，因而本文通過對收入、戶主教育水平、年齡及戶籍四個維度分析負債對家庭消費的異質(zhì)性影響。本文仍然運用處理效應(yīng)模型進行分析，為刻畫上述異質(zhì)性影響，本文在回歸方程中加入了相應(yīng)的交叉項變量。例如，為分析不同收入家庭負債的異質(zhì)性影響，本文將收入劃分為三個同等比例的群體，分別代表低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭，建立兩個虛擬變量middinc和highinc，當(dāng)middincome=1（highincome=1）時，表示家庭為中等收入家庭（高收入家庭），通過加入與收入相關(guān)的虛擬變量和交叉項變量，回歸方程（1）相應(yīng)地拓展為：

consumei=c+β1debti+β2debti×regular+β3debti×middinci+β4debti×highinci+β5debti×regular×middinci+β6debti×regular×middinci+αXi+εi（4）

在式（4）中，β1表示低收入家庭非正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響，β1+β2表示低收入家庭正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響，β1+β3表示中等收入家庭非正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響，β1+β4表示高收入家庭非正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響，β1+β2+β3+β5表示中等收入家庭正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響，β1+β2+β4+β6表示高收入家庭正規(guī)金融長期負債（或短期負債）對于消費的邊際影響。本文運用Wald檢驗分別檢驗了上述系數(shù)之和是否顯著地異于0，估計結(jié)果見表4中前三行和前四列。從上述回歸建模可以看出，對于收入維度的異質(zhì)性分析是在控制其他維度影響的基礎(chǔ)上進行的。對于其他維度的異質(zhì)性分析與收入維度的分析類似，即對于其他維度的解釋變量和以房貸為被解釋變量的回歸采取與式（4）類似的結(jié)構(gòu)，均在控制相應(yīng)的負債行為選擇性偏差的基礎(chǔ)上，通過加入對應(yīng)的各維度的虛擬變量與交叉項變量對消費進行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

從收入來看，在控制其他變量后，長期負債對不同收入家庭消費的影響均呈負向作用，表明教育、醫(yī)療、房貸等長期負債對家庭消費的抑制作用大于促進作用，反映出家庭負債的被動性，即家庭負債動機不是為了平滑消費，更多的是應(yīng)對教育、醫(yī)療等風(fēng)險沖擊以及住房購買的剛性需求，這一點與樣本家庭年齡大、農(nóng)村居民多、收入偏低的特點相吻合，也與上述總體回歸結(jié)論相同。進一步分析長期負債來源發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融負債對中、低、高收入家庭的影響均顯著。這是因為通過親朋好友等非正規(guī)金融渠道借款，其負債期限遠低于正規(guī)金融，因此，還款壓力更大，進一步抑制了家庭消費。除了正規(guī)金融負債對高收入家庭產(chǎn)生顯著正向影響外，短期負債對居民家庭的影響均為不顯著負向，這是因為，對于高收入家庭來說，由于較高的家庭財富及收入預(yù)期，可以通過信用卡等手段更合理地進行主動負債管理以促進當(dāng)期消費。從表4的第六和第七列中可以看出，一套住房對于家庭來說是消費品，不具有財富效應(yīng)，因此對家庭消費產(chǎn)生了抑制作用，尤其是對中高收入家庭的影響尤為顯著，表明居高不下的房價使得家庭承擔(dān)過高的負債，即使對中高收入家庭也是如此，因為這些家庭傾向于在城市購房，但城市房價遠高于農(nóng)村，使得家庭負債金額更多，壓力更大，從而抑制了家庭消費。結(jié)果還顯示，擁有二套以上住房對不同收入家庭消費的影響具有異質(zhì)性，對于高收入家庭具有顯著的財富效應(yīng)，但中低收入家庭的多套房財富效應(yīng)不顯著。

從教育程度來看，在控制了收入變量后，長期負債對教育程度不同的家庭消費均產(chǎn)生負向作用，其中，正規(guī)金融長期負債均表現(xiàn)為不顯著負向，而非正規(guī)金融長期負債對低、中教育程度家庭的消費表現(xiàn)出顯著的抑制性作用。這表明在收入相同情況下，不論教育程度高低，長期負債都會抑制家庭消費，教育程度對長期負債家庭消費影響的差異性不大。可能的原因是家庭長期負債動機仍然是被動性的，醫(yī)療支出、教育支出以及房價的上漲幅度都大于居民收入，使得家庭需要通過借貸來應(yīng)對，尤其是對于低中等教育程度家庭來說，讓子女接受更高的教育和更好的生活環(huán)境增加了其借貸動機，但受制于金融可得性，更多地通過親朋好友負債，進一步抑制家庭消費。另外，短期負債對中高教育水平家庭的影響較為顯著，其中，短期正規(guī)金融有顯著促進作用，這是因為中高教育水平家庭由于未來預(yù)期收入穩(wěn)定，金融可得性較好，可以通過信用卡等合理負債手段進行跨期消費。同樣，短期非正規(guī)金融負債還款期限短，壓力大，抑制了中、高教育程度家庭消費。此外，一套住房是剛性需求，房貸的增加勢必抑制家庭消費，尤其是顯著影響低、中教育程度家庭消費水平，比如日常消費支出，但對高等教育程度家庭的日常消費影響較小，可能影響其他消費支出。而多套房貸對消費的影響存在異質(zhì)性，尤其是對中等教育程度家庭呈顯著負相關(guān)。這種異質(zhì)性影響與家庭購買二套房動機和樣本特點有關(guān)。比如教育程度低的家庭多集中在農(nóng)村，其購買二套房主要為了子女結(jié)婚住房，受制于收入較低，購房或建房會顯著影響其消費。對于高教育程度家庭而言，房貸對其消費影響不顯著，可能是因為房屋的預(yù)期財富效用大于房貸的還款壓力，表明多套房對高等教育程度家庭具有財富效應(yīng)，這與上文高收入家庭所得結(jié)論相同。

從年齡上來看，在控制了其他變量后，從整體上講，房貸對不同教育程度家庭消費具有異質(zhì)性影響。其中一套住房對低、中教育程度家庭呈顯著性抑制效應(yīng)，而二套住房則對中教育程度家庭呈顯著抑制作用。這一結(jié)論仍然可以用樣本特點來解釋：農(nóng)村家庭較多，子女婚房、教育使得多套房屋并不具有財富效應(yīng)。負債對家庭消費均呈負向影響，表明負債對家庭消費不具有生命周期現(xiàn)象，但負債期限和途徑具有異質(zhì)性影響。其中，長期正規(guī)負債的負向影響對所有年齡家庭均不顯著，而長期非正規(guī)負債均顯著;短期負債對所有年齡段的家庭消費均產(chǎn)生負向影響，尤其是短期正規(guī)負債對25～34歲以及50～60歲家庭來說，顯著性更強，表明這兩個年齡段的家庭經(jīng)濟負擔(dān)最大，對子女、住房的需求更緊迫，而收入波動性較大，因此，負債抑制了消費，這一結(jié)論與總體分析中的結(jié)論相同（見表2）。

從戶籍上來看，長期負債對居民家庭消費也表現(xiàn)出抑制性作用，尤其是非正規(guī)金融長期負債對城市家庭的影響更為顯著，主要是城市購房壓力巨大，面對巨額的首付壓力，只能通過非正規(guī)金融渠道融資，從而降低了當(dāng)前家庭消費。短期正規(guī)金融負債對農(nóng)村家庭消費具有顯著性抑制作用，對城市家庭消費具有顯著促進作用，這表明我國城市金融市場發(fā)展較為完善，而農(nóng)村金融市場還有進一步完善的空間，如進一步提升農(nóng)村家庭正規(guī)金融借貸的可得性，對農(nóng)村居民家庭貸款提供差異化利率，降低負債對農(nóng)村家庭消費的抑制效應(yīng)。另外，一套住房的房貸對農(nóng)村和城市家庭的消費均具有顯著抑制作用，二套以上住房對城市和農(nóng)村家庭在總體上都不具有顯著的財富效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從負債對家庭消費結(jié)構(gòu)的不同影響以及方法變換予以驗證。

1. 消費結(jié)構(gòu)。本文將家庭消費分為食品消費和非食品消費。其中非食品消費包括衣著支出、家庭設(shè)備及日用品支出、交通通訊支出和文教娛樂支出。從表5結(jié)果可以看出，總體負債對食品消費和非食品消費均具有顯著負向影響，兩者結(jié)合，顯示總體負債對家庭消費呈現(xiàn)顯著負向影響;從負債結(jié)構(gòu)來看，長期負債對食品消費和非食品消費均有顯著的抑制作用，而短期負債對食品消費產(chǎn)生顯著的抑制作用，對非食品消費表現(xiàn)出不顯著的抑制作用;從負債來源來看，相比非正規(guī)金融負債的抑制性影響，正規(guī)金融負債無論是長期還是短期都對家庭消費起到促進影響，其中短期正規(guī)金融的促進性作用更為顯著。以上結(jié)論均與前文分析結(jié)論一致。

從房貸來看，完全自有住房家庭中房貸對食品消費具有不顯著正向影響，對非食品消費具有不顯著負向影響，表明房貸對家庭消費的擠出效應(yīng)主要體現(xiàn)在非食品消費;一套自有住房家庭中房貸對食品消費具有不顯著負向影響，對非食品消費具有顯著負向影響，表明一套自有住房家庭主要通過減少非食品消費來維持房貸支出;多套自有住房家庭中房貸對食品消費和非食品消費均具有不顯著的正向影響，表明多套自有住房家庭的房貸對于家庭消費確有一定的正向影響，但效應(yīng)不明顯。

通過負債對消費結(jié)構(gòu)影響的研究，與前文的結(jié)果基本一致，說明前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

2. 方法改變分析。前文整體和異質(zhì)性分析采用treatment effect model 兩步法進行回歸分析，現(xiàn)通過使用treatment effect中的極大似然方法估計負債規(guī)模、負債結(jié)構(gòu)和負債來源對家庭消費的影響以驗證所得結(jié)論的穩(wěn)健性（見表6）。由表6的回歸結(jié)果可得，總體負債對家庭消費具有顯著的負向影響;長期負債和短期負債均對家庭消費具有顯著的負向影響;相比非正規(guī)金融負債，正規(guī)金融負債對家庭消費具有正向影響，其中短期正規(guī)金融負債的正向作用更顯著，與前文結(jié)果基本一致，表明本文實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論

本文區(qū)分了家庭負債期限、來源以及房貸對我國居民消費的整體影響和異質(zhì)性影響及其作用機制。使用CFPS數(shù)據(jù)，采取treatment effect model兩步法解決了樣本選擇性問題，在控制財富效應(yīng)的基礎(chǔ)上實證分析負債異質(zhì)性對家庭消費的影響。研究結(jié)果顯示，從整體來看，家庭總負債、長期負債和短期負債對居民消費有顯著的負向影響，尤其是短期負債，表明中國家庭存在一定程度的過度負債風(fēng)險。從負債途徑來看，非正規(guī)金融負債對家庭消費的負向影響更為顯著，尤其是短期非正規(guī)金融負債;作為負債的主要部分，房貸對家庭消費具有顯著的抑制作用，尤其是一套房貸，而多套房的財富效應(yīng)不顯著。進一步的異質(zhì)性分析表明，短期正規(guī)金融負債對教育水平高、收入高、城市家庭消費具有顯著的正向促進作用;由于長期正規(guī)金融負債的促進作用和抑制作用相疊加，對異質(zhì)性家庭消費的影響均不顯著;長期非正規(guī)金融負債對城市家庭消費的負向影響最為顯著。多套房的財富效應(yīng)僅存在于在35～60歲、高教育程度、高收入家庭中。本文的政策含義在于：需要關(guān)注家庭負債結(jié)構(gòu)和來源的變化，尤其是要關(guān)注非正規(guī)金融負債結(jié)構(gòu)的變化所引發(fā)的家庭經(jīng)濟風(fēng)險對居民消費和宏觀經(jīng)濟增長的影響。

本文的分析工作還有許多需要進一步完善的地方。在實證方面，實證結(jié)論顯示出負債的抑制性效應(yīng)較為明顯，這可能與樣本數(shù)據(jù)有關(guān)（CFPS數(shù)據(jù)庫中的家庭年齡偏大，平均為49歲），未來將采用其他數(shù)據(jù)庫予以驗證。另外，由于本文采取截面數(shù)據(jù)，只能分析負債對家庭消費的當(dāng)期影響，并沒有考察跨期收入變化下的負債對其消費的影響。在理論方面，盡管驗證了負債的期限、來源對家庭消費的異質(zhì)性影響，但其背后的經(jīng)濟學(xué)含義還需要結(jié)合行為金融學(xué)進行深入分析，因為負債動機與負債期限、來源有緊密的聯(lián)系，這些都有待于進一步研究。

注釋：

①以上數(shù)據(jù)來自于《中國人民銀行2007—2016年金融機構(gòu)信貸收支統(tǒng)計數(shù)據(jù)報告》和中國國家統(tǒng)計局。

②居民儲蓄率可以通過可支配收入與消費性支出之差除以家庭可支配收入計算得到。筆者基于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算得出2010—2015年城鎮(zhèn)居民家庭儲蓄率分別為29.50%、30.49%、32.12%、30.15%、30.77%、31.42%，農(nóng)村家庭儲蓄率分別為：25.96%、25.17%、25.37%、20.62%、20.08%、19.25%，表明城鎮(zhèn)家庭的儲蓄率略有增加，而農(nóng)村家庭有所下降。

③根據(jù)西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融研究中心發(fā)布的CHFS（2015）數(shù)據(jù)顯示，已擁有一套房再購房的家庭比例為5.3%，已有多套房再購房的家庭比例為5.9%，這些數(shù)據(jù)遠遠高于美國。

④本文排除了負債本身所產(chǎn)生的支出，使用家庭日常消費作為家庭消費的度量指標(biāo)。

⑤本文根據(jù)問卷問題H201按照負債用途劃為房貸、教育負債、醫(yī)療負債、耐用品負債和日常負債。由于家庭負債到期時間不同，對家庭消費的作用機制也不盡相同，本文將到期時間在一年以上的負債如教育負債、醫(yī)療負債和房貸劃為長期負債，將到期時間在一年及一年以下的負債如日常負債和耐用品負債劃為短期負債。

⑥非正規(guī)金融中包括民間借貸和親戚借貸，但由于民間借貸主要用于生產(chǎn)和投資性借貸，而本文主要研究家庭消費性借貸，其中具有民間借貸的家庭數(shù)量非常有限，只有104戶;而具有親戚借貸的家庭數(shù)量為2 093戶，故本文將民間借貸刪除，使用親戚借貸作為非正規(guī)金融負債的度量變量。

⑦本文也嘗試利用另外一個變量“親戚朋友的聯(lián)系數(shù)量”度量家庭社會關(guān)系，該變量可以由問卷中的問題 “春節(jié)期間有幾家親戚拜訪您家”和“春節(jié)期間有幾家朋友拜訪您家”的答案相加得到，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)這一變量在選擇方程中的回歸系數(shù)中并不顯著，作為工具變量效果沒有人情往來支出變量理想。

⑧本文將戶主工作單位的性質(zhì)按照國有企事業(yè)單位、私營企業(yè)和個體商戶進行區(qū)分，生成三個虛擬變量。

⑨調(diào)查問卷中戶主的最高學(xué)歷選項分別為：（1）文盲/半文盲;（2）小學(xué);（3）初中;（4）高中;（5）大專;（6）大學(xué)本科;（7）碩士;（8）博士。上述各教育程度的取值從低到高分別為1-8。

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責(zé)任編輯：李金霞

Does the Excessive Risk of Household Debt Exist in China？

Zhang Ji1， Sun Yajie2， Zhang Jianlong3

（1. School of Insurance， University of International Business and Economics， Beijing 100029， China;

2. School of Economics， Clark University， Worcester， USA 01605;

3. Fintech College， Hebei University of Finance， Hebei Baoding 071051， China）

Abstract： This paper examines the impact of household debt choice on the total and heterogeneous consumption， and explore the role of household debt in terms of duration， sources and main parts. The results show that the total debt， long term debt and short term debt have significant negative effect on household consumption， especially the short term debt， indicating that to some extent， the Chinese households are exposed to the risk of excessive debt. From the path of borrowing， non-formal financial debt restrains the consumption of residents， and the effect of short term non-formal financial debt is more significant. Moreover， house mortgage as the main part of debt significantly reduce the household consumption， particularly the mortgage of the unique owned house， but the wealth effect of multiple owned house is not significant. The further heterogenous analysis shows that short term formal financial borrowing significantly stimulates the consumption of high education level households， high income households and urban households; the effect of long term formal financial borrowing is not significant due to the synthesis of negative effect and positive effect; the long term non-formal financial borrowing mostly reduce the consumption of urban households. The wealth effect of multiple owned house exist in the 35-60 year-old households， high education households and high income households. Our results guide us to focus on the change of households debt on structure and sources， especially the non-formal financial borrowing， so as to prevent the possibility of households' financial risk， resulting the debt deflation and the restraint of households' consumption.

Key words： household debt; household consumption; debt term; non-formal finance; formal finance