柴時軍 張清燕

(1.黃淮學院 經(jīng)濟與管理學院，河南 駐馬店 463000；2.信陽師范學院 商學院，河南 信陽 464000)

一、引言

進入新世紀以來，中國的人口年齡結構發(fā)生了深刻變化，“少子化”和“老齡化”成為人口發(fā)展變化的兩大主要趨勢。根據(jù)第7次全國人口普查數(shù)據(jù)，截至2020年末，我國60歲及以上人口數(shù)為2.64億，占總人口比例18.70%，而65歲及以上人口為1.91億，占總人口比例13.50%，遠超聯(lián)合國世界人口組織對老齡化社會設定的10%和7%閾值，我國已全面進入老齡化社會階段。伴隨生育高峰期出生的人群也逐漸步入老年階段，人口老齡化持續(xù)加速將成為當前人口年齡結構變化的主要特征。人口老齡化受到社會各界的廣泛關注，國內(nèi)外學者深入研究了老齡化對經(jīng)濟增長[1-2]、消費[3]、金融結構[4]和儲蓄[5]等方面的影響。

目前尚未有文獻提供人口老齡化影響家庭債務風險的直接證據(jù)，但從國內(nèi)外學者相關的理論和經(jīng)驗分析可以推斷，人口老齡化可以通過兩種機制對家庭債務風險產(chǎn)生影響。一種是老齡化能夠弱化居民風險偏好，抑制家庭負債，降低家庭債務風險。個體在生命周期不同階段的負債能力及需求存在差異，年輕家庭易對房產(chǎn)進行抵押融資，負債行為更易受借款成本左右[6]。Mian & Sufi利用跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，年齡影響家庭負債的生命周期效應在歐美國家普遍存在，但不同國家在最可能持有負債的年齡段存在差異[7]。Crook & Hochguertel進一步利用OECD部分國家的微觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)年輕人比老年人借款的可能性更大，其中30-40歲年齡段的個體負債概率最高，且負債額度最大[8]。柴時軍和王聰考察了人口老齡化對家庭投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)老人數(shù)量增加會強化家庭謹慎性動機，老齡居民的投資渠道更趨于單一化，在資產(chǎn)選擇方面更傾向于較為安全的資產(chǎn)，投資渠道主要為銀行存款[9]。借助中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，王聰和杜奕璇進一步證實，戶主年齡超過60歲的老齡家庭風險厭惡程度更高、預防性儲蓄動機更強，相較于中青年家庭其股票基金投資比例更低、房產(chǎn)及儲蓄占有比例更高，家庭持有負債的可能性更低[10]。老年人對風險的厭惡程度更強，風險態(tài)度上更趨保守，而偏好風險的個體則更傾向于過度負債[11]。

另一種機制是老齡人口比會通過提升家庭預防性儲蓄動機來促進家庭財富的積累，抑制家庭債務風險。有關人口老齡化對家庭財富影響的文獻最早可追溯至生命周期假說，該理論將居民儲蓄與特定的生命階段聯(lián)系起來，認為個體的勞動收入在整個生命周期酷似“駝形”，在其工作的早期階段和退休階段處于駝谷，青年時期處于駝峰，消費平滑則意味著需要將各期的收入截長補短，人口結構與儲蓄之間存在一條“黃金增長路徑”[12]。對于老年人來說，在前期的工作中積累了一部分財富，擁有的財富值一般要高于年輕人，所以，家庭老齡人口比的增加會促進家庭財富積累。家庭人口年齡結構與居民收入之間也具有密切的關聯(lián)，子女數(shù)量會對家庭財富積累產(chǎn)生負向效應，而老人數(shù)量恰好相反，表現(xiàn)為對家庭財富積累顯著的正向促進作用，并且這種促進作用會隨著家庭富裕程度的提高顯著增強，尤其是對城鎮(zhèn)家庭[13]。另外，受儒家傳統(tǒng)思想的影響，我國父代和子代之間代際親緣關系較西方國家更為緊密，父代表現(xiàn)出對子代強烈的利他性傾向，父代竭盡全力為子代留下盡可能多的財富，這種遺贈動機在我國父代儲蓄決策過程中得以充分的體現(xiàn)[14]。

借助2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，本文實證檢驗了老齡化對家庭債務風險的影響。本文邊際貢獻體現(xiàn)在以下方面：(1)采用主成分分析法構造了一個包含家庭債務壓力、償債能力和經(jīng)濟發(fā)展水平的家庭債務風險綜合指標，實證檢驗了人口老齡化對家庭債務風險的顯著影響，為家庭債務風險問題提供了一種新的經(jīng)濟學解釋。(2)實證區(qū)分了人口老齡化對不同特征群體(年齡、受教育程度、收入階層和城鄉(xiāng))家庭債務風險的異質(zhì)性影響。(3)以家庭的負債規(guī)模和財富值為切入點，考察了人口老齡化對家庭債務風險的作用機制，發(fā)現(xiàn)人口老齡化可以通過降低家庭負債和促進居民財富積累兩種機制來抑制家庭債務風險，在一定程度上豐富了人口老齡化經(jīng)濟效應的微觀機制研究。

二、數(shù)據(jù)和變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)為研究老齡人口比與家庭債務風險的關系提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。在數(shù)據(jù)處理的過程中，我們剔除了主要變量數(shù)據(jù)缺失及戶主年齡小于16歲或大于80歲的樣本，最終使用的樣本規(guī)模為23 253，其中，有負債家庭樣本8 681戶，占比37.33%。

(二)分析變量

1.家庭債務風險

在早期文獻中，衡量家庭債務風險的方法主要有兩種。一種是宏觀評估方法，主要采用VAR模型或線性回歸模型來評估居民債務風險程度[15]。另一種是微觀評估方法。例如，F(xiàn)aruqui選取應償債務收入作為信貸風險的衡量指標[16]，Stolper采用負債收入比、資產(chǎn)收入比和杠桿率等指標衡量家庭財務風險[17]。隨著研究的深入，家庭債務風險衡量指標和測算方法也漸趨完善。一些學者嘗試采用存量杠桿指標來衡量家庭債務風險，如潘敏和劉知琪[18]。還有一部分學者采用流量杠桿指標[19]，或者存量、流量相結合的杠桿指標[20]。上述衡量方法大多是選用單一指標衡量家庭債務風險，測度結果可能存在偏誤。借鑒文獻通行的測度方法，本文從債務壓力、償債能力和所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展3個維度，選取8個子指標，構建家庭債務風險綜合指標(詳見表1)。

表1 家庭債務風險主成分分析指標及說明

考慮到構造家庭債務風險的8個指標之間可能存在一定的交叉和重疊，為了避免多元指標導致的多重共線性問題，本文對8個風險指標提取公共因子，構造多維、綜合的家庭債務風險指標。具體的做法是，對家庭總負債、資產(chǎn)負債率、債務收入比、住房負債、總收入、凈資產(chǎn)、所在省份人均GDP和人均可支配中的逆指標進行正向化處理，對所有指標進行標準化變換，構造樣本矩陣Z：

(1)

i=1,2,…,n;j=1,2,…8。

其中，i、j分別表示樣本量和變量數(shù)。對Zij統(tǒng)計量按照特征方程|R-λI8|=0，進一步求解相關矩陣的特征根。另外，為了能夠保留80%以上的原始信息，構建約束條件：

(2)

根據(jù)(2)式確認m個主成分(p=8，m≤p)，以各主成分的方差貢獻率作為權屬對主成分加權求和，得到家庭債務風險綜合指數(shù)。

2.老齡人口比

借鑒柴時軍和王聰?shù)姆椒╗9]，我們將年齡在60歲以上的個體劃分為老齡人口，老齡人口比為家庭老齡人口占家庭總人口的比重。

3.控制變量

控制變量包括三類：(1)戶主特征變量，包括戶主的年齡、年齡平方與100比值、性別、受教育水平、身體健康狀況、黨員、金融素養(yǎng)、社會信任、是否有養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險。(2)家庭特征變量，包括家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量、家庭規(guī)模、婚姻狀況、家庭有無醫(yī)療負債。(3)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展變量，包括家庭所在地區(qū)虛擬變量(東部、中部和西部)，所在省份的失業(yè)率、通貨膨脹率、產(chǎn)業(yè)結構。

三、實證結果及分析

(一)人口老齡化對家庭債務風險的影響

本文考察人口老齡化對家庭債務風險的影響，基準計量模型如式(3)。其中，Debt_riski代表基于債務壓力、償債能力和所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展3個維度構造的家庭債務風險水平，oldri為家庭老齡人口比重，Xi為控制變量組合，εi為模型殘差。

Debt_riski=β0+β1oldri+β2Xi+εi

(3)

從實證角度看，模型中老齡人口比可能存在內(nèi)生性問題。家庭負債行為和老齡人口比可能會共同受到金融環(huán)境、國家政策和行為習慣等難以測量的因素的影響，進而存在遺漏變量的問題可能導致回歸結果有偏誤。參考孫蕾和謝越的做法，本文選取所在省份“每千人衛(wèi)生人員數(shù)”作為老齡人口比的工具變量[21]。一方面，社會醫(yī)療衛(wèi)生條件的提高能夠改善人們的生活質(zhì)量，影響所在地區(qū)人口老齡化的程度及變化速度，進而影響家庭老齡人口比；另一方面，各省份的醫(yī)療條件并不會直接影響到家庭的負債行為以及家庭的債務風險，因此每千人衛(wèi)生人員數(shù)IV滿足相關性和外生性。

表2第(1)、第(2)和第(3)列分別匯報了老齡人口比對家庭債務風險的基準回歸結果。從表中可以看出，老齡人口比的β系數(shù)值分別為-0.6310、-0.5211和-0.6117，且在1%的統(tǒng)計水平下顯著，說明老齡人口比確實會顯著抑制家庭債務風險。第(4)列給出了工具變量2SLS模型兩階段回歸的結果。可以看出，模型的Wald檢驗在5%的水平下拒絕原假設，說明原回歸模型存在內(nèi)生性；第一階段F值為290.16，遠大于10的經(jīng)驗值，意味著每千人衛(wèi)生人員數(shù)與老齡人口比高度相關，拒絕弱工具變量的假設。IV估計結果顯示，老齡人口比的回歸系數(shù)為-5.1554，且在1%的水平下顯著，證實老齡人口比能夠降低家庭債務風險的結論是可靠的。

除了老齡人口比，戶主的個人特征、家庭特征和地區(qū)經(jīng)濟特征也會顯著影響家庭債務風險。從個人體征來看，戶主的年齡與家庭債務風險之間存在顯著的倒“U”型關系，表明家庭債務風險存在生命周期效應。戶主受教育水平越高，家庭債務風險也越高，可能的原因是，當戶主的受教育水平越高時，知識水平和風險識別能力更強，對自身的選擇越自信，越喜歡做金融投資和進入風險市場[5]，進而放大了家庭財務風險；同時，高學歷戶主家庭更加注重生活的品質(zhì)和教育水平，將有更多的文化方面的支出和教育支出[22]，這間接增加了家庭的財務壓力。性別的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明相比女性戶主，戶主為男性的家庭債務風險水平更高。戶主身體健康水平越高，家庭因醫(yī)療借貸的可能性越低，降低了家庭債務風險，且戶主通常是家庭主要的經(jīng)濟活動者，其身體條件直接決定整個家庭的收入水平，戶主身體條件越好越能更好地投身到經(jīng)濟活動中，促進家庭資產(chǎn)的積累，同時家庭的醫(yī)療支出也相對較少。戶主的金融素養(yǎng)越高，家庭債務風險越低，這可能因為，金融素養(yǎng)的提高有助于家庭更好地理解金融市場和金融產(chǎn)品，有利于家庭制定更加科學、合理的金融決策。

從家庭特征來看，有伴侶家庭債務風險低于無伴侶家庭，戶主有失業(yè)保險的家庭債務風險水平低于戶主無失業(yè)保險家庭。家庭規(guī)模與家庭債務風險在1%的水平上顯著正相關，說明家庭規(guī)模越大，家庭的債務風險就越大。房產(chǎn)數(shù)量與家庭債務風險顯著正相關，可能的解釋是，對于大多數(shù)家庭來說，除了第一套住房，第二套及以上的房產(chǎn)多用于投資，加杠桿投資房產(chǎn)加劇了家庭債務風險。從社會特征來看，與東部地區(qū)家庭相比，中部和西部地區(qū)家庭債務風險更高。失業(yè)率越高，家庭債務風險也越高。第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比值越高，所在地區(qū)家庭債務風險越低。

表2 老齡人口比重對家庭債務風險的影響

(二)人口老齡化與家庭債務風險：機制分析

前文分析表明，老齡人口比顯著降低了家庭債務風險，但是其背后的機制是什么呢？從理論分析來看，老齡人口比很可能通過降低家庭的風險偏好進而縮小家庭負債規(guī)模來抑制家庭債務風險。本文遵循“中介效應”識別機制，構建遞歸模型來檢驗老齡人口比是否通過中介變量(家庭負債)間接對家庭債務風險產(chǎn)生影響。

Y=φ1+β1X+γ'Z+ε1

(4)

M=φ2+β2X+γ'Z+ε2

(5)

Y=φ3+β3X+β4M+γ'Z+ε3

(6)

表3匯報了遞歸模型的回歸結果，第(1)列對應上述模型(5)，第(2)和第(3)對應上述模型(6)。從回歸結果可以看出，隨著家庭老齡人口比的增加，家庭債務風險水平有所降低。在家庭債務風險的決定方程中加入中介變量家庭負債后，觀察第(3)和第(4)列的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，系數(shù)β4在1%的水平下負向顯著，并且與表2的回歸結果相比，老齡人口比的顯著水平雖然沒有降低，但是它的邊際影響有不同程度的下降，說明老齡人口比對家庭債務風險的影響可以通過降低家庭負債實現(xiàn)。

表3 人口老齡化對家庭債務風險作用機制：負債規(guī)模

遵循相似的思路，進一步地，采用前文遞歸模型檢驗家庭老齡人口比是否促進家庭的財富積累，從而影響家庭債務風險。本文選用家庭凈資產(chǎn)代表家庭財富，從表4可以看出，老齡人口占比提升了家庭凈資產(chǎn)，且在1%的統(tǒng)計水平下顯著。觀察表4第(3)和(4)列，凈資產(chǎn)顯著降低了家庭債務風險，同時降低了老齡人口比對家庭債務風險影響的邊際效應。上述結果證實，老齡人口比通過促進家庭財富積累進而降低家庭債務風險的機制是存在的。

表4 人口老齡化對家庭債務風險作用機制：財富積累

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文實證結果的穩(wěn)健性，本文進行多種嘗試。首先，選取家庭的老齡人口負擔比替換家庭老齡人口比，并對模型(3)進行重新測算，結果見表5，從回歸結果來看，無論是分組樣本，還是全樣本，都與表2的回歸結構具有高度一致性。其次，針對老齡人口比指標，我們嘗試采用更為嚴格的年齡標準，以家庭總人數(shù)中65周歲及以上的人口占家庭總人口的比重對老齡人口比賦值，基于同樣的控制變量組合，對模型(3)進行回歸，結果見表6。從回歸結果來看，盡管第(1)列的系數(shù)不具有顯著性，但是符號為負，其他列與前文結論基本一致，證實老齡人口比顯著降低了家庭債務風險的結論是穩(wěn)健和可靠的。

表5 穩(wěn)健性檢驗1：老齡人口負擔比對家庭債務風險的影響

表6 穩(wěn)健性檢驗2：65歲及以上老齡人口占比對家庭債務風險的影響

(四)人口老齡化與家庭債務風險：分樣本異質(zhì)性分析

按照家庭的戶籍類型進行分組，分析老齡人口比對城市和農(nóng)村家庭債務風險的影響差異。從表7中Panel A回歸結果可以看出，無論是城市家庭還是農(nóng)村家庭，老齡人口比的增加都會顯著降低家庭債務風險，但是對城市家庭債務風險水平的邊際影響更大。老齡人口比的增加對城市家庭債務風險水平抑制性更強。與農(nóng)村家庭相比，城市家庭具有更強的預防性儲蓄動機，老年人數(shù)量對家庭財富累積的促進作用更加顯著[13]。

本研究將家庭劃分為低收入家庭(25%分位點及以下)、中等收入家庭(25%至75%分位點)和高收入家庭(75%分位點以上)。實證結果顯示，老齡人口比對高收入家庭債務風險水平抑制作用更強，且在1%的水平下顯著，中等收入家庭次之，低收入家庭最小，說明老齡人口比對家庭債務風險的影響具有明顯的群體性特征，其對我國高收入家庭影響更為突出。

按照戶主年齡將樣本分為青年家庭、中年家庭和老年家庭三個組合，分年齡階段對模型(3)進行回歸，結果見表7中Panel C。可以發(fā)現(xiàn)，對于青年群體來說，老齡人口比對其沒有顯著影響，青年群體本身需要依賴于家庭的供養(yǎng)，幾乎不參與家庭的經(jīng)濟決策，老齡人口比對其家庭債務風險的影響不大。

老齡人口比在不同受教育程度家庭發(fā)揮的作用也有差異。本文將家庭樣本按照戶主的學歷劃分為三組，分別是高學歷家庭(戶主學歷大?；蚋呗毤耙陨?、中等學歷家庭(戶主學歷為初中、高中或中專)和低學歷家庭(戶主學歷為小學及以下)。表7中Panel D匯報了老齡人口比對不同學歷組樣本家庭債務風險影響的回歸結果?？梢钥闯?，當戶主學歷為中等學歷時，老齡人口比對家庭債務風險的抑制作用最強，低學歷家庭次之，高學歷家庭最弱。可能的解釋是，戶主學歷與其家庭收入有著顯著的正相關關系，戶主學歷的提高會增強家庭對金融知識的掌握并提高家庭的風險意識，因此老齡人口比對高學歷家庭債務風險的影響效應趨弱。

表7 人口老齡化與家庭債務風險：異質(zhì)性影響

四、結論與建議

本文基于2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，實證考察了人口老齡化對家庭債務風險的影響、作用機制以及在不同群體間(年齡、受教育水平、收入階層和城鄉(xiāng))的影響差異。結果表明，人口老齡化顯著抑制了家庭債務風險，進一步使用更為精確的老齡人口劃分標準進行穩(wěn)健性檢驗和工具變量2SLS估計證實結論是穩(wěn)健和可靠的。機制分析表明，家庭財富水平和負債規(guī)模在人口老齡化抑制家庭債務風險的過程中存在部分中介效應，意味著人口老齡化的這種抑制作用是可以通過家庭財富積累和減少負債兩種機制來實現(xiàn)的。分樣本的異質(zhì)性分析表明，老齡人口比能夠抑制處于不同年齡段戶主家庭債務風險，但主要對中年戶主家庭影響更為深遠；老齡人口比同時抑制了城市家庭和農(nóng)村家庭的債務風險，但是對城市家庭的邊際影響更大；老齡人口比對高收入水平家庭的債務風險抑制性更顯著；老齡人口比對高學歷家庭(戶主學歷大專或高職及以上)債務風險的影響較為微弱，當戶主學歷為初中及以下時，老齡人口比對家庭債務風險發(fā)揮了更加顯著的抑制作用。

上述結論不僅為家庭債務風險問題提供了一種新的經(jīng)濟學解釋，也在一定程度上豐富了人口老齡化經(jīng)濟效應的微觀機制探討。結合我國基本國情，提出如下政策建議：(1)政府部門應加大養(yǎng)老部門的公共支出，減輕家庭養(yǎng)老負擔。在制定養(yǎng)老政策時要關注老齡人口變化趨勢及城鄉(xiāng)差異。老年人風險偏好更趨于保守，加大社會保障支出既可以釋放因生育率下降形成的替代性養(yǎng)老儲蓄，也能降低老年人因未來支出的不確定性而導致的家庭過度預防性儲蓄，從而促進居民消費，實現(xiàn)經(jīng)濟內(nèi)生性增長。(2)針對城鄉(xiāng)差異，有區(qū)別地開發(fā)養(yǎng)老模式。對于城市家庭，可以建立自助式養(yǎng)老院，引導老年群體集中居住，使老年人能夠在生活和精神上相互照顧、相互撫慰，減輕子女壓力；對于農(nóng)村家庭，可以發(fā)揮村民之間的血緣及地理位置的優(yōu)勢，積極引導農(nóng)村親鄰和家族之間建立互助式結伴養(yǎng)老模式。努力滿足老年人的養(yǎng)老需求，削弱老齡化的“儲蓄效應”，引導城鄉(xiāng)居民家庭進行合理消費、合理負債。(3)普及家庭金融知識、提高居民風險意識。目前，我國部分家庭尤其是老年家庭的金融知識仍然匱乏，可以通過開辦老年大學和公益講座等來提升老年人的金融知識和風險意識，引導家庭在風險可控前提下合理負債，更好地參與金融市場，推動經(jīng)濟發(fā)展。