我國(guó)家庭負(fù)債存在過(guò)度風(fēng)險(xiǎn)嗎？

張冀 孫亞杰 張建龍

摘要：考察中國(guó)家庭負(fù)債行為對(duì)于消費(fèi)的整體和異質(zhì)性影響，研究結(jié)果顯示，從整體來(lái)看，家庭總負(fù)債、長(zhǎng)期負(fù)債和短期負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響，尤其是短期負(fù)債，表明中國(guó)家庭存在一定程度的過(guò)度負(fù)債風(fēng)險(xiǎn)。從負(fù)債途徑來(lái)看，非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響更為顯著，尤其是短期非正規(guī)金融負(fù)債;作為負(fù)債的主要部分，房貸對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制作用，尤其是一套房貸，而多套房的財(cái)富效應(yīng)不顯著。異質(zhì)性分析表明，短期正規(guī)金融負(fù)債對(duì)教育程度高、收入高、城市家庭消費(fèi)具有顯著的正向促進(jìn)作用;長(zhǎng)期正規(guī)金融負(fù)債的促進(jìn)作用和抑制作用相疊加，對(duì)異質(zhì)性家庭消費(fèi)的影響均不顯著;長(zhǎng)期非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)城市家庭消費(fèi)的負(fù)向影響最為顯著;多套房的財(cái)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(fù)債的結(jié)構(gòu)和來(lái)源變化，尤其是非正規(guī)金融負(fù)債，防止負(fù)債結(jié)構(gòu)的變化加劇引發(fā)家庭經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致家庭債務(wù)緊縮，影響居民消費(fèi)以及宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：家庭負(fù)債;家庭消費(fèi);負(fù)債期限;非正規(guī)金融;正規(guī)金融

中圖分類號(hào)：F833;F063? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1007-2101（2020）05-0028-11

消費(fèi)，尤其是居民消費(fèi)，是經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典研究領(lǐng)域。影響消費(fèi)的因素有很多，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)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(xiǎn)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(fù)債逐漸成為我國(guó)家庭的重要經(jīng)濟(jì)行為之一。從負(fù)債規(guī)模來(lái)看，我國(guó)家庭負(fù)債規(guī)模從2007年的5.07萬(wàn)億元增長(zhǎng)到2016年的33.36萬(wàn)億元，平均年增長(zhǎng)率約為20.73%，遠(yuǎn)超居民人均可支配收入增長(zhǎng)率（城鎮(zhèn)農(nóng)村分別為11.07%和13.17%）和消費(fèi)增長(zhǎng)率（城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭分別為9.74%和12.18%）。從負(fù)債結(jié)構(gòu)來(lái)看，2016年，消費(fèi)性負(fù)債占家庭總負(fù)債的75.08%，其中以房屋抵押為主的中長(zhǎng)期負(fù)債占消費(fèi)性負(fù)債的95.06%①。負(fù)債規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化勢(shì)必引發(fā)家庭消費(fèi)行為的改變，近年來(lái)，由負(fù)債引發(fā)的“房奴”“卡奴”等極端現(xiàn)象引起了社會(huì)的普遍關(guān)注。

傳統(tǒng)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，合理的負(fù)債行為可以平滑家庭消費(fèi)，促進(jìn)家庭當(dāng)期消費(fèi)[1]。然而，2008年次貸危機(jī)爆發(fā)后，部分研究者將美國(guó)家庭消費(fèi)水平下降歸結(jié)為家庭債務(wù)的過(guò)度膨脹[2-3]。因此，在新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下需要進(jìn)一步厘清負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的內(nèi)在影響，尤其是伴隨著我國(guó)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)引發(fā)的購(gòu)房壓力持續(xù)增加以及金融工具的不斷創(chuàng)新，負(fù)債已成為我國(guó)居民家庭普遍經(jīng)濟(jì)行為這一大背景下更需要進(jìn)行深入論證的問(wèn)題之一。

本文關(guān)注的問(wèn)題是：經(jīng)過(guò)近年來(lái)的高速增長(zhǎng)，當(dāng)前我國(guó)的家庭負(fù)債是否過(guò)度？現(xiàn)階段的負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)有什么影響，是起到了促進(jìn)作用還是抑制效果？另外，家庭負(fù)債規(guī)模、期限和來(lái)源如何影響家庭消費(fèi)的異質(zhì)性？對(duì)這一問(wèn)題的考察在我國(guó)具有特殊的重要性，因?yàn)橹袊?guó)居民的家庭消費(fèi)與金融決策傾向于“量入為出”，一般不輕易負(fù)債，即負(fù)債可能具有被動(dòng)性。因此，即使總體上我國(guó)居民家庭的儲(chǔ)蓄較高，居民家庭負(fù)債行為仍然會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用，特別是近年來(lái)我國(guó)居民家庭儲(chǔ)蓄率變化不大而負(fù)債持續(xù)增加，這一問(wèn)題的探討更為必要②。對(duì)上述問(wèn)題的研究將有助于決策層更好地評(píng)估和改進(jìn)現(xiàn)有金融政策，也有利于居民家庭對(duì)負(fù)債動(dòng)機(jī)、期限和來(lái)源進(jìn)行選擇優(yōu)化，以更有效地管理其負(fù)債和消費(fèi)。

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

一、文獻(xiàn)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(rèn)為收入是影響家庭消費(fèi)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(dòng)性并不會(huì)必然導(dǎo)致家庭消費(fèi)和福利的損失[7]，其中，負(fù)債就是家庭維持消費(fèi)的重要方式，合理的負(fù)債能夠幫助家庭平滑消費(fèi)[1]。美國(guó)家庭從20世紀(jì)70年代呈現(xiàn)收入波動(dòng)性和債務(wù)持續(xù)上升特點(diǎn)[7-8]，平滑消費(fèi)動(dòng)機(jī)是家庭借貸的主要?jiǎng)訖C(jī)之一[9-10]，即消費(fèi)只對(duì)財(cái)富或者收入的持久性變動(dòng)作出反應(yīng)，在金融市場(chǎng)無(wú)摩擦條件下，家庭可以通過(guò)借貸保證消費(fèi)的平滑性。然而，2008年次貸危機(jī)爆發(fā)后，部分研究將美國(guó)家庭消費(fèi)水平下降歸結(jié)為家庭債務(wù)的過(guò)度膨脹[2][11][3]，認(rèn)為負(fù)債過(guò)度加劇了收入波動(dòng)性產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)，影響家庭財(cái)務(wù)自由度以及家庭的效用，因?yàn)閷?duì)于脆弱性家庭來(lái)說(shuō)，借助負(fù)債平滑消費(fèi)需要更多的負(fù)債滿足現(xiàn)有消費(fèi)和償還以往負(fù)債。然而，Betti等[12]認(rèn)為L(zhǎng)C-PI理論中隱藏著一種含義：在特定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和生命周期階段，尤其是早期階段，家庭負(fù)債對(duì)于消費(fèi)來(lái)說(shuō)是一種最優(yōu)行為。如果家庭未來(lái)支出需求不變以及代際轉(zhuǎn)移機(jī)制，家庭當(dāng)前的財(cái)富可以平衡未來(lái)負(fù)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(huì)出現(xiàn)過(guò)度負(fù)債。

西方家庭負(fù)債種類較多，負(fù)債動(dòng)機(jī)既有主動(dòng)負(fù)債，以此促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)，如信用卡負(fù)債，也有被動(dòng)負(fù)債，如教育、房屋、汽車負(fù)債。Cross和souleles[13]以信用卡負(fù)債為例，分析了家庭流動(dòng)性約束對(duì)消費(fèi)的影響，認(rèn)為信貸約束的提高會(huì)增加負(fù)債，而且越接近信用約束線的家庭，其邊際消費(fèi)傾向越高。住房抵押貸款是家庭另一種負(fù)債方式，住房既有消費(fèi)屬性，降低家庭其他消費(fèi)，也有投資屬性，可能通過(guò)財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)其他消費(fèi)。因此，房屋負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的影響成為更多學(xué)者關(guān)注的問(wèn)題，但結(jié)論并不一致。部分觀點(diǎn)認(rèn)為房屋具有財(cái)富效應(yīng)，對(duì)家庭消費(fèi)的影響顯著，尤其是有多處房產(chǎn)的家庭有更強(qiáng)的消費(fèi)傾向，這些家庭主要通過(guò)抵押貸款購(gòu)買房屋[14]，因?yàn)榉績(jī)r(jià)的上升增加了家庭的財(cái)富。這一結(jié)論得到了Petersen[15]的支持，認(rèn)為年長(zhǎng)家庭的房屋負(fù)債有利于家庭消費(fèi)。然而，這些研究并沒(méi)有考慮家庭購(gòu)房的數(shù)量，對(duì)于只持有一套房產(chǎn)的家庭，房?jī)r(jià)的上漲對(duì)其家庭消費(fèi)沒(méi)有顯著影響，因此，沒(méi)有財(cái)富效應(yīng)而持有多套房屋的家庭可能會(huì)因房?jī)r(jià)的上漲提高家庭消費(fèi)水平。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，房?jī)r(jià)的上升產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)遠(yuǎn)低于負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的抑制效應(yīng)，因?yàn)榉績(jī)r(jià)的上升導(dǎo)致家庭負(fù)債過(guò)度，而過(guò)度的房屋負(fù)債則會(huì)加大家庭財(cái)務(wù)壓力，促使家庭降低負(fù)債杠桿，反過(guò)來(lái)又阻礙居民消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，尤其是過(guò)度依賴于住房抵押貸款致使家庭在遭遇房?jī)r(jià)下跌或利率升高時(shí)暴露巨大風(fēng)險(xiǎn)[16]，導(dǎo)致財(cái)務(wù)危機(jī)發(fā)生后的高額債務(wù)負(fù)擔(dān)引發(fā)消費(fèi)持續(xù)低迷[17]。Dynan等[18]發(fā)現(xiàn)利用高杠桿負(fù)債購(gòu)房的家庭消費(fèi)下降水平程度比其他家庭更大，盡管這些家庭的凈財(cái)富變化不大（這是因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲引發(fā)的家庭財(cái)富增加），這一研究結(jié)果表明負(fù)債是造成消費(fèi)變動(dòng)的主要因素，過(guò)度的杠桿導(dǎo)致家庭消費(fèi)疲軟。然而，該文章并沒(méi)有量化過(guò)度負(fù)債對(duì)消費(fèi)的影響程度，也沒(méi)有分析家庭負(fù)債通過(guò)什么渠道影響消費(fèi)。

隨著負(fù)債行為逐漸成為我國(guó)家庭經(jīng)濟(jì)的重要特點(diǎn)，也得到了學(xué)術(shù)界的普遍關(guān)注。許桂華[19]利用時(shí)間序列的誤差修正模型分析債務(wù)、收入、財(cái)富與消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)的暫時(shí)性增加顯著促進(jìn)了消費(fèi)的增加，可能的原因是家庭債務(wù)相對(duì)于實(shí)物資產(chǎn)財(cái)富流動(dòng)性更好，因而對(duì)消費(fèi)的影響更為顯著。但作者并沒(méi)有區(qū)別個(gè)人住房貸款和非住房消費(fèi)貸款對(duì)消費(fèi)的各自影響。因?yàn)樽》抠J款是長(zhǎng)期的，而非住房消費(fèi)貸款主要是短期的。另外，沒(méi)有采用微觀家庭數(shù)據(jù)，無(wú)法準(zhǔn)確刻畫家庭負(fù)債對(duì)消費(fèi)的異質(zhì)性影響。住房貸款對(duì)家庭消費(fèi)的影響是我國(guó)學(xué)者研究的重點(diǎn)。張立盼[20]運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果表明住房貸款對(duì)家庭耐用品消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)非耐用品消費(fèi)的影響并不顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)住房貸款主要對(duì)中低收入家庭的耐用品消費(fèi)有抑制作用，對(duì)高收入家庭消費(fèi)沒(méi)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(duì)家庭消費(fèi)的影響，認(rèn)為房屋的負(fù)債是固定的，但我國(guó)房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致的財(cái)富增加對(duì)消費(fèi)具有顯著的正向影響，且高于金融資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)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(cái)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?jī)r(jià)格上漲無(wú)助于提高我國(guó)居民消費(fèi)。因此，家庭房屋是否具有財(cái)富效應(yīng)并影響消費(fèi)還沒(méi)有得到共識(shí)。

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(fù)債種類對(duì)消費(fèi)的影響，但沒(méi)有比較這些負(fù)債對(duì)消費(fèi)的差異性影響及其影響機(jī)制。在實(shí)證方面，多采用負(fù)債規(guī)模或者負(fù)債收入比作為解釋變量，無(wú)法準(zhǔn)確刻畫負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。我國(guó)家庭的負(fù)債特點(diǎn)與西方有明顯不同，首先，負(fù)債結(jié)構(gòu)以長(zhǎng)期房屋負(fù)債為主;其次，我國(guó)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(guó)家庭購(gòu)房具有更強(qiáng)的投資動(dòng)機(jī)，這使得擁有多套住房的家庭數(shù)量較多③，這可能對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響;最后，在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、消費(fèi)文化和家庭文化方面，我國(guó)的家庭異質(zhì)性特點(diǎn)也明顯有別于西方家庭。例如，中國(guó)居民的家庭消費(fèi)與金融決策傾向于“量入為出”，一般并不輕易負(fù)債，即負(fù)債更可能具有被動(dòng)性，這就需要全面分析負(fù)債規(guī)模、結(jié)構(gòu)、來(lái)源、影響居民消費(fèi)的路徑和程度。

二、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)處理

（一）計(jì)量模型

筆者利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)行為的影響，將家庭居民消費(fèi)支出作為被解釋變量，將家庭負(fù)債作為解釋變量。由于家庭是否負(fù)債是居民的決策選擇，即家庭負(fù)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(jìn)行計(jì)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(gè)居民家庭的消費(fèi)支出。debti表示第i個(gè)居民家庭選擇是否負(fù)債的虛擬變量：debti=1表示居民家庭有負(fù)債，debti=0則表示沒(méi)有負(fù)債。debti*為對(duì)應(yīng)于debti的潛變量。Z代表一系列影響居民家庭負(fù)債選擇的外生變量。X則代表除居民負(fù)債選擇外的一系列影響居民消費(fèi)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(lái)自2010年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。該數(shù)據(jù)收集了個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)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(fù)債、消費(fèi)支出等家庭經(jīng)濟(jì)狀況，其中，包括負(fù)債期限、規(guī)模、用途等反映居民借債行為的詳細(xì)信息，這為本文對(duì)家庭負(fù)債和消費(fèi)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(duì)家庭消費(fèi)渠道的差異性影響。考慮到低收入家庭和高收入家庭的負(fù)債特點(diǎn)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(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，排除負(fù)債在最高5%的家庭。進(jìn)一步刪除婚姻、教育和未來(lái)期望為負(fù)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(gè)。

2. 變量選擇與描述。本文的實(shí)證分析將考察我國(guó)家庭負(fù)債對(duì)消費(fèi)的影響，回歸方程中將消費(fèi)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(lè)支出等日常消費(fèi)支出來(lái)衡量家庭消費(fèi)④，為刻畫負(fù)債對(duì)消費(fèi)的差異性影響，將消費(fèi)區(qū)分為食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)。負(fù)債是本文最為關(guān)心的解釋變量，包括日常負(fù)債、耐用品負(fù)債、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債和房貸等。考慮到不同結(jié)構(gòu)和來(lái)源的負(fù)債對(duì)消費(fèi)可能具有異質(zhì)性的影響，本文進(jìn)一步根據(jù)到期時(shí)間長(zhǎng)短將家庭負(fù)債分為長(zhǎng)期負(fù)債和短期負(fù)債。長(zhǎng)期負(fù)債包括教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債和房貸⑤。考慮到房屋可能存在的財(cái)富效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響，本文進(jìn)一步對(duì)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(fèi)品屬性和財(cái)富屬性，與一套住房相比，二套以上住房可能具有財(cái)富效應(yīng)。本文中短期負(fù)債包括日常負(fù)債和耐用品負(fù)債。另外，不同負(fù)債來(lái)源導(dǎo)致的債務(wù)成本可能不同，對(duì)家庭消費(fèi)也可能產(chǎn)生差異性影響，本文將負(fù)債分為正規(guī)金融負(fù)債和非正規(guī)金融負(fù)債，正規(guī)金融負(fù)債包括銀行貸款，非正規(guī)金融負(fù)債包括親戚借貸⑥。上述負(fù)債變量均為虛擬變量，取值為1時(shí)代表相關(guān)負(fù)債特征存在，取值為0時(shí)則表示不存在。

在選擇方程中，影響居民家庭負(fù)債決策的因素包括：（1）戶主個(gè)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(jì)與經(jīng)濟(jì)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(huì)關(guān)系變量，用去年人情往來(lái)支出度量，相關(guān)的問(wèn)題是“過(guò)去一年所有贈(zèng)送出去的禮物/禮金合計(jì)折合現(xiàn)金人民幣”⑦;（4）家庭主觀預(yù)期，相關(guān)問(wèn)題為戶主對(duì)自己未來(lái)的信心程度，從低到高分為5個(gè)等級(jí)。（5）戶主工作單位性質(zhì)，相關(guān)問(wèn)題是戶主現(xiàn)在主要工作的機(jī)構(gòu)性質(zhì)⑧。為控制居民家庭負(fù)債選擇行為可能存在的選擇性偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取上述反映家庭社會(huì)關(guān)系的相關(guān)變量和戶主工作機(jī)構(gòu)性質(zhì)作為家庭負(fù)債的工具變量。社會(huì)關(guān)系變量在一定程度上反映了家庭負(fù)債的難易程度，而戶主工作機(jī)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(fù)債選擇行為直接相關(guān)，另一方面對(duì)于家庭自身的消費(fèi)性支出并沒(méi)有顯著地直接影響符合工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)。在回歸方程中，除了家庭負(fù)債決策變量之外，解釋變量還包括戶主個(gè)體特征變量、家庭人口統(tǒng)計(jì)與經(jīng)濟(jì)特征變量和反映家庭主觀預(yù)期的變量。

3. 統(tǒng)計(jì)性描述。本文實(shí)證分析所使用解釋與被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。從戶主個(gè)人特征來(lái)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(dá)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(lái)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(jì)劃生育政策較寬松，允許生育二胎;樣本中對(duì)自己的未來(lái)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(duì)未來(lái)持有較積極樂(lè)觀的心態(tài)。從家庭消費(fèi)狀況來(lái)看，在樣本中，家庭消費(fèi)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(guó)家庭消費(fèi)水平較低。從家庭負(fù)債程度來(lái)看，第一，我國(guó)居民家庭負(fù)債行為不具有普遍性，只有19.54%的家庭有負(fù)債行為，其中6.94%的家庭有房貸。第二，我國(guó)居民家庭的負(fù)債程度不高，負(fù)債規(guī)模平均值為5 276元，占可支配收入均值的16.53%，遠(yuǎn)低于美國(guó)的128%[8]。其中，長(zhǎng)期負(fù)債均值占可支配收入均值的9.58%，但占總負(fù)債的57.98%，表明我國(guó)居民家庭負(fù)債中長(zhǎng)期負(fù)債比短期負(fù)債的比例更高，進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，房貸占長(zhǎng)期負(fù)債的71.42%。綜上，盡管房貸占家庭總負(fù)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(fù)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(guó)居民的負(fù)債來(lái)源主要為非正規(guī)金融負(fù)債，在有負(fù)債的家庭中，其中75.83%的家庭負(fù)債來(lái)源于非正規(guī)金融負(fù)債，表明我國(guó)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(shí)證結(jié)果與分析

（一）總體檢驗(yàn)

1. 家庭負(fù)債與居民消費(fèi)。本文根據(jù)計(jì)量模型（1）分別研究負(fù)債規(guī)模、負(fù)債結(jié)構(gòu)、負(fù)債來(lái)源對(duì)居民消費(fèi)的影響，得到的回歸結(jié)果如表2所示。其中regular為是否通過(guò)正規(guī)金融渠道獲得負(fù)債的虛擬變量：regular=1表示通過(guò)正規(guī)金融渠道獲得的負(fù)債，regular=0則表示通過(guò)非正規(guī)金融渠道獲得的負(fù)債。因此，在回歸方程中交叉項(xiàng)debt×regular反映的是相比非正規(guī)金融負(fù)債、正規(guī)金融負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的影響。Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示，回歸方程的隨機(jī)項(xiàng)εi和選擇方程的隨機(jī)項(xiàng)ui獨(dú)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(fù)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(jìn)行分析。本文通過(guò)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(jì)結(jié)果顯示了影響負(fù)債的因素，而回歸方程的估計(jì)結(jié)果反映了負(fù)債對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)。

從回歸方程的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，表2第二列顯示總負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響。這表明中國(guó)居民家庭消費(fèi)既受到負(fù)債的跨期消費(fèi)功能的促進(jìn)作用，也受到“房奴”“車奴”“孩奴”等被迫負(fù)債的抑制作用的影響，而顯著的負(fù)向系數(shù)反映了負(fù)債的抑制效用高于促進(jìn)作用，表明中國(guó)家庭過(guò)度負(fù)債的現(xiàn)象嚴(yán)重，需要引起警惕。

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

表2的第五、六列反映了短期負(fù)債及其來(lái)源對(duì)消費(fèi)的影響。該結(jié)果顯示，短期負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)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(diǎn)有關(guān)。農(nóng)村家庭短期負(fù)債主要用于應(yīng)對(duì)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(guò)降低消費(fèi)水平在短時(shí)間內(nèi)償還債務(wù)。對(duì)短期負(fù)債的來(lái)源作進(jìn)一步分析可知，非正規(guī)金融的短期負(fù)債對(duì)消費(fèi)具有顯著抑制作用，而相比非正規(guī)金融短期負(fù)債而言，正規(guī)金融短期負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的正向影響，表明短期非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)家庭的抑制作用大于短期正規(guī)金融負(fù)債的促進(jìn)作用，因?yàn)閺挠H朋好友處借貸會(huì)面臨更強(qiáng)的及時(shí)償還壓力。

2. 房貸與居民消費(fèi)。總體負(fù)債和長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)居民家庭消費(fèi)均具有顯著的負(fù)向作用。房貸作為長(zhǎng)期負(fù)債的重要組成部分，是當(dāng)前家庭面臨的主要負(fù)債形式之一，其對(duì)消費(fèi)的作用備受關(guān)注。無(wú)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(méi)有自有住房，住房是租住而得，因而沒(méi)有房貸。后者的租房支出會(huì)導(dǎo)致家庭具有過(guò)高的消費(fèi)支出，因而本文為排除租房因素對(duì)家庭消費(fèi)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(fù)債與居民消費(fèi)的回歸結(jié)果。

回歸方程的估計(jì)結(jié)果顯示，房貸在總體上對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制作用，這可能是因?yàn)榧彝ハM(fèi)受到住房負(fù)債與住房財(cái)富效應(yīng)的綜合影響，而住房負(fù)債對(duì)消費(fèi)的擠壓作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于財(cái)富效應(yīng)帶來(lái)的促進(jìn)作用。眾多研究表明，房屋既有消費(fèi)屬性，也有資產(chǎn)屬性，尤其是我國(guó)近年來(lái)房?jī)r(jià)不斷上漲，使得房屋可能產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，從而增加家庭消費(fèi)。因此，本文進(jìn)一步結(jié)合家庭房屋數(shù)量分析房貸對(duì)消費(fèi)的影響。對(duì)于一套自有住房的家庭來(lái)說(shuō)，房貸對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制效應(yīng)，即每增加1元房貸，家庭消費(fèi)減少25 245.99元，反映出一套住房的消費(fèi)品屬性，此時(shí)的負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的擠壓效應(yīng)明顯;對(duì)于多套自有住房的家庭來(lái)說(shuō)，房貸對(duì)家庭消費(fèi)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(cái)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(gòu)買的住房，因此對(duì)其家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用并不顯著。

（二）異質(zhì)性分析

前文從負(fù)債結(jié)構(gòu)、負(fù)債來(lái)源和房貸角度分析負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的影響，但由于家庭異質(zhì)性，負(fù)債對(duì)不同家庭消費(fèi)的影響不盡相同，因而本文通過(guò)對(duì)收入、戶主教育水平、年齡及戶籍四個(gè)維度分析負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響。本文仍然運(yùn)用處理效應(yīng)模型進(jìn)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(xiàng)變量。例如，為分析不同收入家庭負(fù)債的異質(zhì)性影響，本文將收入劃分為三個(gè)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(gè)虛擬變量middinc和highinc，當(dāng)middincome=1（highincome=1）時(shí)，表示家庭為中等收入家庭（高收入家庭），通過(guò)加入與收入相關(guān)的虛擬變量和交叉項(xiàng)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(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響，β1+β2表示低收入家庭正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響，β1+β3表示中等收入家庭非正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響，β1+β4表示高收入家庭非正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響，β1+β2+β3+β5表示中等收入家庭正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響，β1+β2+β4+β6表示高收入家庭正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債（或短期負(fù)債）對(duì)于消費(fèi)的邊際影響。本文運(yùn)用Wald檢驗(yàn)分別檢驗(yàn)了上述系數(shù)之和是否顯著地異于0，估計(jì)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(duì)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(jìn)行的。對(duì)于其他維度的異質(zhì)性分析與收入維度的分析類似，即對(duì)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(fù)債行為選擇性偏差的基礎(chǔ)上，通過(guò)加入對(duì)應(yīng)的各維度的虛擬變量與交叉項(xiàng)變量對(duì)消費(fèi)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

從收入來(lái)看，在控制其他變量后，長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)不同收入家庭消費(fèi)的影響均呈負(fù)向作用，表明教育、醫(yī)療、房貸等長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的抑制作用大于促進(jìn)作用，反映出家庭負(fù)債的被動(dòng)性，即家庭負(fù)債動(dòng)機(jī)不是為了平滑消費(fèi)，更多的是應(yīng)對(duì)教育、醫(yī)療等風(fēng)險(xiǎn)沖擊以及住房購(gòu)買的剛性需求，這一點(diǎn)與樣本家庭年齡大、農(nóng)村居民多、收入偏低的特點(diǎn)相吻合，也與上述總體回歸結(jié)論相同。進(jìn)一步分析長(zhǎng)期負(fù)債來(lái)源發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)中、低、高收入家庭的影響均顯著。這是因?yàn)橥ㄟ^(guò)親朋好友等非正規(guī)金融渠道借款，其負(fù)債期限遠(yuǎn)低于正規(guī)金融，因此，還款壓力更大，進(jìn)一步抑制了家庭消費(fèi)。除了正規(guī)金融負(fù)債對(duì)高收入家庭產(chǎn)生顯著正向影響外，短期負(fù)債對(duì)居民家庭的影響均為不顯著負(fù)向，這是因?yàn)椋瑢?duì)于高收入家庭來(lái)說(shuō)，由于較高的家庭財(cái)富及收入預(yù)期，可以通過(guò)信用卡等手段更合理地進(jìn)行主動(dòng)負(fù)債管理以促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)。從表4的第六和第七列中可以看出，一套住房對(duì)于家庭來(lái)說(shuō)是消費(fèi)品，不具有財(cái)富效應(yīng)，因此對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生了抑制作用，尤其是對(duì)中高收入家庭的影響尤為顯著，表明居高不下的房?jī)r(jià)使得家庭承擔(dān)過(guò)高的負(fù)債，即使對(duì)中高收入家庭也是如此，因?yàn)檫@些家庭傾向于在城市購(gòu)房，但城市房?jī)r(jià)遠(yuǎn)高于農(nóng)村，使得家庭負(fù)債金額更多，壓力更大，從而抑制了家庭消費(fèi)。結(jié)果還顯示，擁有二套以上住房對(duì)不同收入家庭消費(fèi)的影響具有異質(zhì)性，對(duì)于高收入家庭具有顯著的財(cái)富效應(yīng)，但中低收入家庭的多套房財(cái)富效應(yīng)不顯著。

從教育程度來(lái)看，在控制了收入變量后，長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)教育程度不同的家庭消費(fèi)均產(chǎn)生負(fù)向作用，其中，正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債均表現(xiàn)為不顯著負(fù)向，而非正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)低、中教育程度家庭的消費(fèi)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(zhǎng)期負(fù)債都會(huì)抑制家庭消費(fèi)，教育程度對(duì)長(zhǎng)期負(fù)債家庭消費(fèi)影響的差異性不大。可能的原因是家庭長(zhǎng)期負(fù)債動(dòng)機(jī)仍然是被動(dòng)性的，醫(yī)療支出、教育支出以及房?jī)r(jià)的上漲幅度都大于居民收入，使得家庭需要通過(guò)借貸來(lái)應(yīng)對(duì)，尤其是對(duì)于低中等教育程度家庭來(lái)說(shuō)，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(dòng)機(jī)，但受制于金融可得性，更多地通過(guò)親朋好友負(fù)債，進(jìn)一步抑制家庭消費(fèi)。另外，短期負(fù)債對(duì)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(jìn)作用，這是因?yàn)橹懈呓逃郊彝ビ捎谖磥?lái)預(yù)期收入穩(wěn)定，金融可得性較好，可以通過(guò)信用卡等合理負(fù)債手段進(jìn)行跨期消費(fèi)。同樣，短期非正規(guī)金融負(fù)債還款期限短，壓力大，抑制了中、高教育程度家庭消費(fèi)。此外，一套住房是剛性需求，房貸的增加勢(shì)必抑制家庭消費(fèi)，尤其是顯著影響低、中教育程度家庭消費(fèi)水平，比如日常消費(fèi)支出，但對(duì)高等教育程度家庭的日常消費(fèi)影響較小，可能影響其他消費(fèi)支出。而多套房貸對(duì)消費(fèi)的影響存在異質(zhì)性，尤其是對(duì)中等教育程度家庭呈顯著負(fù)相關(guān)。這種異質(zhì)性影響與家庭購(gòu)買二套房動(dòng)機(jī)和樣本特點(diǎn)有關(guān)。比如教育程度低的家庭多集中在農(nóng)村，其購(gòu)買二套房主要為了子女結(jié)婚住房，受制于收入較低，購(gòu)房或建房會(huì)顯著影響其消費(fèi)。對(duì)于高教育程度家庭而言，房貸對(duì)其消費(fèi)影響不顯著，可能是因?yàn)榉课莸念A(yù)期財(cái)富效用大于房貸的還款壓力，表明多套房對(duì)高等教育程度家庭具有財(cái)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(lái)看，在控制了其他變量后，從整體上講，房貸對(duì)不同教育程度家庭消費(fèi)具有異質(zhì)性影響。其中一套住房對(duì)低、中教育程度家庭呈顯著性抑制效應(yīng)，而二套住房則對(duì)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(diǎn)來(lái)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(cái)富效應(yīng)。負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)均呈負(fù)向影響，表明負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)不具有生命周期現(xiàn)象，但負(fù)債期限和途徑具有異質(zhì)性影響。其中，長(zhǎng)期正規(guī)負(fù)債的負(fù)向影響對(duì)所有年齡家庭均不顯著，而長(zhǎng)期非正規(guī)負(fù)債均顯著;短期負(fù)債對(duì)所有年齡段的家庭消費(fèi)均產(chǎn)生負(fù)向影響，尤其是短期正規(guī)負(fù)債對(duì)25～34歲以及50～60歲家庭來(lái)說(shuō)，顯著性更強(qiáng)，表明這兩個(gè)年齡段的家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)最大，對(duì)子女、住房的需求更緊迫，而收入波動(dòng)性較大，因此，負(fù)債抑制了消費(fèi)，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(lái)看，長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)居民家庭消費(fèi)也表現(xiàn)出抑制性作用，尤其是非正規(guī)金融長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)城市家庭的影響更為顯著，主要是城市購(gòu)房壓力巨大，面對(duì)巨額的首付壓力，只能通過(guò)非正規(guī)金融渠道融資，從而降低了當(dāng)前家庭消費(fèi)。短期正規(guī)金融負(fù)債對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)具有顯著性抑制作用，對(duì)城市家庭消費(fèi)具有顯著促進(jìn)作用，這表明我國(guó)城市金融市場(chǎng)發(fā)展較為完善，而農(nóng)村金融市場(chǎng)還有進(jìn)一步完善的空間，如進(jìn)一步提升農(nóng)村家庭正規(guī)金融借貸的可得性，對(duì)農(nóng)村居民家庭貸款提供差異化利率，降低負(fù)債對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的抑制效應(yīng)。另外，一套住房的房貸對(duì)農(nóng)村和城市家庭的消費(fèi)均具有顯著抑制作用，二套以上住房對(duì)城市和農(nóng)村家庭在總體上都不具有顯著的財(cái)富效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的不同影響以及方法變換予以驗(yàn)證。

1. 消費(fèi)結(jié)構(gòu)。本文將家庭消費(fèi)分為食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)。其中非食品消費(fèi)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(lè)支出。從表5結(jié)果可以看出，總體負(fù)債對(duì)食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)均具有顯著負(fù)向影響，兩者結(jié)合，顯示總體負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)呈現(xiàn)顯著負(fù)向影響;從負(fù)債結(jié)構(gòu)來(lái)看，長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)均有顯著的抑制作用，而短期負(fù)債對(duì)食品消費(fèi)產(chǎn)生顯著的抑制作用，對(duì)非食品消費(fèi)表現(xiàn)出不顯著的抑制作用;從負(fù)債來(lái)源來(lái)看，相比非正規(guī)金融負(fù)債的抑制性影響，正規(guī)金融負(fù)債無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期都對(duì)家庭消費(fèi)起到促進(jìn)影響，其中短期正規(guī)金融的促進(jìn)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(lái)看，完全自有住房家庭中房貸對(duì)食品消費(fèi)具有不顯著正向影響，對(duì)非食品消費(fèi)具有不顯著負(fù)向影響，表明房貸對(duì)家庭消費(fèi)的擠出效應(yīng)主要體現(xiàn)在非食品消費(fèi);一套自有住房家庭中房貸對(duì)食品消費(fèi)具有不顯著負(fù)向影響，對(duì)非食品消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響，表明一套自有住房家庭主要通過(guò)減少非食品消費(fèi)來(lái)維持房貸支出;多套自有住房家庭中房貸對(duì)食品消費(fèi)和非食品消費(fèi)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(duì)于家庭消費(fèi)確有一定的正向影響，但效應(yīng)不明顯。

通過(guò)負(fù)債對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的研究，與前文的結(jié)果基本一致，說(shuō)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(jìn)行回歸分析，現(xiàn)通過(guò)使用treatment effect中的極大似然方法估計(jì)負(fù)債規(guī)模、負(fù)債結(jié)構(gòu)和負(fù)債來(lái)源對(duì)家庭消費(fèi)的影響以驗(yàn)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(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響;長(zhǎng)期負(fù)債和短期負(fù)債均對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響;相比非正規(guī)金融負(fù)債，正規(guī)金融負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)具有正向影響，其中短期正規(guī)金融負(fù)債的正向作用更顯著，與前文結(jié)果基本一致，表明本文實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論

本文區(qū)分了家庭負(fù)債期限、來(lái)源以及房貸對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的整體影響和異質(zhì)性影響及其作用機(jī)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(wèn)題，在控制財(cái)富效應(yīng)的基礎(chǔ)上實(shí)證分析負(fù)債異質(zhì)性對(duì)家庭消費(fèi)的影響。研究結(jié)果顯示，從整體來(lái)看，家庭總負(fù)債、長(zhǎng)期負(fù)債和短期負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響，尤其是短期負(fù)債，表明中國(guó)家庭存在一定程度的過(guò)度負(fù)債風(fēng)險(xiǎn)。從負(fù)債途徑來(lái)看，非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的負(fù)向影響更為顯著，尤其是短期非正規(guī)金融負(fù)債;作為負(fù)債的主要部分，房貸對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著的抑制作用，尤其是一套房貸，而多套房的財(cái)富效應(yīng)不顯著。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析表明，短期正規(guī)金融負(fù)債對(duì)教育水平高、收入高、城市家庭消費(fèi)具有顯著的正向促進(jìn)作用;由于長(zhǎng)期正規(guī)金融負(fù)債的促進(jìn)作用和抑制作用相疊加，對(duì)異質(zhì)性家庭消費(fèi)的影響均不顯著;長(zhǎng)期非正規(guī)金融負(fù)債對(duì)城市家庭消費(fèi)的負(fù)向影響最為顯著。多套房的財(cái)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(fù)債結(jié)構(gòu)和來(lái)源的變化，尤其是要關(guān)注非正規(guī)金融負(fù)債結(jié)構(gòu)的變化所引發(fā)的家庭經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)和宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

本文的分析工作還有許多需要進(jìn)一步完善的地方。在實(shí)證方面，實(shí)證結(jié)論顯示出負(fù)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(kù)中的家庭年齡偏大，平均為49歲），未來(lái)將采用其他數(shù)據(jù)庫(kù)予以驗(yàn)證。另外，由于本文采取截面數(shù)據(jù)，只能分析負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的當(dāng)期影響，并沒(méi)有考察跨期收入變化下的負(fù)債對(duì)其消費(fèi)的影響。在理論方面，盡管驗(yàn)證了負(fù)債的期限、來(lái)源對(duì)家庭消費(fèi)的異質(zhì)性影響，但其背后的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義還需要結(jié)合行為金融學(xué)進(jìn)行深入分析，因?yàn)樨?fù)債動(dòng)機(jī)與負(fù)債期限、來(lái)源有緊密的聯(lián)系，這些都有待于進(jìn)一步研究。

注釋：

①以上數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)人民銀行2007—2016年金融機(jī)構(gòu)信貸收支統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)報(bào)告》和中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

②居民儲(chǔ)蓄率可以通過(guò)可支配收入與消費(fèi)性支出之差除以家庭可支配收入計(jì)算得到。筆者基于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算得出2010—2015年城鎮(zhèn)居民家庭儲(chǔ)蓄率分別為29.50%、30.49%、32.12%、30.15%、30.77%、31.42%，農(nóng)村家庭儲(chǔ)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(chǔ)蓄率略有增加，而農(nóng)村家庭有所下降。

③根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)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(gòu)房的家庭比例為5.3%，已有多套房再購(gòu)房的家庭比例為5.9%，這些數(shù)據(jù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國(guó)。

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

⑤本文根據(jù)問(wèn)卷問(wèn)題H201按照負(fù)債用途劃為房貸、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、耐用品負(fù)債和日常負(fù)債。由于家庭負(fù)債到期時(shí)間不同，對(duì)家庭消費(fèi)的作用機(jī)制也不盡相同，本文將到期時(shí)間在一年以上的負(fù)債如教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債和房貸劃為長(zhǎng)期負(fù)債，將到期時(shí)間在一年及一年以下的負(fù)債如日常負(fù)債和耐用品負(fù)債劃為短期負(fù)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(fèi)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(fù)債的度量變量。

⑦本文也嘗試?yán)昧硗庖粋€(gè)變量“親戚朋友的聯(lián)系數(shù)量”度量家庭社會(huì)關(guān)系，該變量可以由問(wèn)卷中的問(wèn)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(shí)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(méi)有人情往來(lái)支出變量理想。

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

⑨調(diào)查問(wèn)卷中戶主的最高學(xué)歷選項(xiàng)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