张冀 孙亚杰 张建龙

摘要：考察中国家庭负债行为对于消费的整体和异质性影响，研究结果显示，从整体来看，家庭总负债、长期负债和短期负债对居民消费有显著的负向影响，尤其是短期负债，表明中国家庭存在一定程度的过度负债风险。从负债途径来看，非正规金融负债对家庭消费的负向影响更为显著，尤其是短期非正规金融负债;作为负债的主要部分，房贷对家庭消费具有显著的抑制作用，尤其是一套房贷，而多套房的财富效应不显著。异质性分析表明，短期正规金融负债对教育程度高、收入高、城市家庭消费具有显著的正向促进作用;长期正规金融负债的促进作用和抑制作用相叠加，对异质性家庭消费的影响均不显著;长期非正规金融负债对城市家庭消费的负向影响最为显著;多套房的财富效应仅存在于35～60岁、高教育程度、高收入家庭中。因此，需要关注家庭负债的结构和来源变化，尤其是非正规金融负债，防止负债结构的变化加剧引发家庭经济风险，从而导致家庭债务紧缩，影响居民消费以及宏观经济增长。

关键词：家庭负债;家庭消费;负债期限;非正规金融;正规金融

中图分类号：F833;F063   文献标识码：A   文章编号：1007-2101（2020）05-0028-11

消费，尤其是居民消费，是经济学的经典研究领域。影响消费的因素有很多，包括经济发展水平、社会保障制度，也有家庭异质性因素，如资产、收入、健康及风险态度等。随着居民金融可得性的不断改善以及家庭资金需求的不断提高，负债逐渐成为我国家庭的重要经济行为之一。从负债规模来看，我国家庭负债规模从2007年的5.07万亿元增长到2016年的33.36万亿元，平均年增长率约为20.73%，远超居民人均可支配收入增长率（城镇農村分别为11.07%和13.17%）和消费增长率（城镇和农村家庭分别为9.74%和12.18%）。从负债结构来看，2016年，消费性负债占家庭总负债的75.08%，其中以房屋抵押为主的中长期负债占消费性负债的95.06%①。负债规模和结构的变化势必引发家庭消费行为的改变，近年来，由负债引发的“房奴”“卡奴”等极端现象引起了社会的普遍关注。

传统西方经济学理论认为，合理的负债行为可以平滑家庭消费，促进家庭当期消费[1]。然而，2008年次贷危机爆发后，部分研究者将美国家庭消费水平下降归结为家庭债务的过度膨胀[2-3]。因此，在新的经济环境下需要进一步厘清负债对家庭消费的内在影响，尤其是伴随着我国房价增长引发的购房压力持续增加以及金融工具的不断创新，负债已成为我国居民家庭普遍经济行为这一大背景下更需要进行深入论证的问题之一。

本文关注的问题是：经过近年来的高速增长，当前我国的家庭负债是否过度？现阶段的负债对家庭消费有什么影响，是起到了促进作用还是抑制效果？另外，家庭负债规模、期限和来源如何影响家庭消费的异质性？对这一问题的考察在我国具有特殊的重要性，因为中国居民的家庭消费与金融决策倾向于“量入为出”，一般不轻易负债，即负债可能具有被动性。因此，即使总体上我国居民家庭的储蓄较高，居民家庭负债行为仍然会对消费产生抑制作用，特别是近年来我国居民家庭储蓄率变化不大而负债持续增加，这一问题的探讨更为必要②。对上述问题的研究将有助于决策层更好地评估和改进现有金融政策，也有利于居民家庭对负债动机、期限和来源进行选择优化，以更有效地管理其负债和消费。

本文基于中国家庭追踪调查（CFPS）的家庭微观数据，针对家庭负债决策可能产生的自选择行为，运用处理效应模型控制了可能的选择性偏差，在控制了财富效应的基础上实证分析负债结构（负债期限和负债来源）对家庭消费影响以及房屋是否具有财富效应。在此基础上，结合家庭特征变量进行了异质性分析。

一、文献综述

Friedman[4]及在此基础上发展的家庭永久收入理论（LC-PI）[5-6]认为收入是影响家庭消费的主要因素之一。然而，如果家庭能找到合理的方式，收入的波动性并不会必然导致家庭消费和福利的损失[7]，其中，负债就是家庭维持消费的重要方式，合理的负债能够帮助家庭平滑消费[1]。美国家庭从20世纪70年代呈现收入波动性和债务持续上升特点[7-8]，平滑消费动机是家庭借贷的主要动机之一[9-10]，即消费只对财富或者收入的持久性变动作出反应，在金融市场无摩擦条件下，家庭可以通过借贷保证消费的平滑性。然而，2008年次贷危机爆发后，部分研究将美国家庭消费水平下降归结为家庭债务的过度膨胀[2][11][3]，认为负债过度加剧了收入波动性产生的风险，影响家庭财务自由度以及家庭的效用，因为对于脆弱性家庭来说，借助负债平滑消费需要更多的负债满足现有消费和偿还以往负债。然而，Betti等[12]认为LC-PI理论中隐藏着一种含义：在特定的经济环境和生命周期阶段，尤其是早期阶段，家庭负债对于消费来说是一种最优行为。如果家庭未来支出需求不变以及代际转移机制，家庭当前的财富可以平衡未来负债的现值，这种家庭跨期预算约束将持续下去，家庭也不会出现过度负债。

西方家庭负债种类较多，负债动机既有主动负债，以此促进当期消费，如信用卡负债，也有被动负债，如教育、房屋、汽车负债。Cross和souleles[13]以信用卡负债为例，分析了家庭流动性约束对消费的影响，认为信贷约束的提高会增加负债，而且越接近信用约束线的家庭，其边际消费倾向越高。住房抵押贷款是家庭另一种负债方式，住房既有消费属性，降低家庭其他消费，也有投资属性，可能通过财富效应促进其他消费。因此，房屋负债对家庭消费的影响成为更多学者关注的问题，但结论并不一致。部分观点认为房屋具有财富效应，对家庭消费的影响显著，尤其是有多处房产的家庭有更强的消费倾向，这些家庭主要通过抵押贷款购买房屋[14]，因为房价的上升增加了家庭的财富。这一结论得到了Petersen[15]的支持，认为年长家庭的房屋负债有利于家庭消费。然而，这些研究并没有考虑家庭购房的数量，对于只持有一套房产的家庭，房价的上涨对其家庭消费没有显著影响，因此，没有财富效应而持有多套房屋的家庭可能会因房价的上涨提高家庭消费水平。另一种观点认为，房价的上升产生的财富效应远低于负债对家庭消费的抑制效应，因为房价的上升导致家庭负债过度，而过度的房屋负债则会加大家庭财务压力，促使家庭降低负债杠杆，反过来又阻碍居民消费以及经济复苏，尤其是过度依赖于住房抵押贷款致使家庭在遭遇房价下跌或利率升高时暴露巨大风险[16]，导致财务危机发生后的高额债务负担引发消费持续低迷[17]。Dynan等[18]发现利用高杠杆负债购房的家庭消费下降水平程度比其他家庭更大，尽管这些家庭的净财富变化不大（这是因为房价上涨引发的家庭财富增加），这一研究结果表明负债是造成消费变动的主要因素，过度的杠杆导致家庭消费疲软。然而，该文章并没有量化过度负债对消费的影响程度，也没有分析家庭负债通过什么渠道影响消费。

随着负债行为逐渐成为我国家庭经济的重要特点，也得到了学术界的普遍关注。许桂华[19]利用时间序列的误差修正模型分析债务、收入、财富与消费的影响，发现家庭债务的暂时性增加显著促进了消费的增加，可能的原因是家庭债务相对于实物资产财富流动性更好，因而对消费的影响更为显著。但作者并没有区别个人住房贷款和非住房消费贷款对消费的各自影响。因为住房贷款是长期的，而非住房消费贷款主要是短期的。另外，没有采用微观家庭数据，无法准确刻画家庭负债对消费的异质性影响。住房贷款对家庭消费的影响是我国学者研究的重点。张立盼[20]运用中国家庭金融調查（CHFS）数据，实证结果表明住房贷款对家庭耐用品消费有显著的负向影响，而对非耐用品消费的影响并不显著。进一步研究发现住房贷款主要对中低收入家庭的耐用品消费有抑制作用，对高收入家庭消费没有显著影响。然而，解垩[21]将家庭房产作为一种资产分析对家庭消费的影响，认为房屋的负债是固定的，但我国房价上涨导致的财富增加对消费具有显著的正向影响，且高于金融资产对消费的影响。这一结论与Gan[14]一致。但李涛、陈斌开[22]的研究却发现房产并不具备财富效应，只存在微弱的“资产效应”，即使家庭拥有两套以上房屋。住房价格上涨无助于提高我国居民消费。因此，家庭房屋是否具有财富效应并影响消费还没有得到共识。

综上所述，西方学者的相关研究比较全面，也分析了不同负债种类对消费的影响，但没有比较这些负债对消费的差异性影响及其影响机制。在实证方面，多采用负债规模或者负债收入比作为解释变量，无法准确刻画负债对家庭消费的异质性影响。我国家庭的负债特点与西方有明显不同，首先，负债结构以长期房屋负债为主;其次，我国居民金融排斥性差异较大，导致以亲朋借贷的非正规金融借贷行为较为普遍;再次，我国家庭购房具有更强的投资动机，这使得拥有多套住房的家庭数量较多③，这可能对家庭消费产生影响;最后，在风险态度、消费文化和家庭文化方面，我国的家庭异质性特点也明显有别于西方家庭。例如，中国居民的家庭消费与金融决策倾向于“量入为出”，一般并不轻易负债，即负债更可能具有被动性，这就需要全面分析负债规模、结构、来源、影响居民消费的路径和程度。

二、计量模型与数据处理

（一）计量模型

笔者利用微观调查数据研究家庭负债对居民消费行为的影响，将家庭居民消费支出作为被解释变量，将家庭负债作为解释变量。由于家庭是否负债是居民的决策选择，即家庭负债可能存在内生的选择性偏差，为控制这一选择性偏差的影响，笔者采用处理效应模型（treatment effect model）进行计量分析[23-25]，模型如下：

回归方程：consumei=c+βdebti+αXi+εi（1）

选择方程：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个居民家庭的消费支出。debti表示第i个居民家庭选择是否负债的虚拟变量：debti=1表示居民家庭有负债，debti=0则表示没有负债。debti*为对应于debti的潜变量。Z代表一系列影响居民家庭负债选择的外生变量。X则代表除居民负债选择外的一系列影响居民消费的解释变量。

（二）数据处理与变量选择

1. 数据处理。本文使用的数据来自2010年中国家庭追踪调查（CFPS）。该数据收集了个体、家庭、社区三个层次的信息，居民家庭样本数为14 798，包含33 600位居民，该数据详尽调查了居民年龄、工作、家庭人口结构及受教育程度等家庭异质性特征和家庭资产、收入、负债、消费支出等家庭经济状况，其中，包括负债期限、规模、用途等反映居民借债行为的详细信息，这为本文对家庭负债和消费的异质性研究提供了良好基础。

本文选取户主年龄大于25岁（包括25岁）小于75岁（不包括75岁）的家庭，避免就业及养老等对家庭消费渠道的差异性影响。考虑到低收入家庭和高收入家庭的负债特点不具有代表性，排除资产和收入在最低5%和最高5%的家庭。为避免极值对实证结果的影响，排除负债在最高5%的家庭。进一步删除婚姻、教育和未来期望为负值的数据。本文最终得到的有效居民家庭样本为10 080个。

2. 变量选择与描述。本文的实证分析将考察我国家庭负债对消费的影响，回归方程中将消费作为被解释变量。本文采用食品支出、衣着支出、家庭设备及日用品支出、交通通讯支出和文教娱乐支出等日常消费支出来衡量家庭消费④，为刻画负债对消费的差异性影响，将消费区分为食品消费和非食品消费。负债是本文最为关心的解释变量，包括日常负债、耐用品负债、教育负债、医疗负债和房贷等。考虑到不同结构和来源的负债对消费可能具有异质性的影响，本文进一步根据到期时间长短将家庭负债分为长期负债和短期负债。长期负债包括教育负债、医疗负债和房贷⑤。考虑到房屋可能存在的财富效应对家庭消费的影响，本文进一步对拥有一套自有住房和二套以上自有住房的家庭区分研究：由于住房兼具消费品属性和财富属性，与一套住房相比，二套以上住房可能具有财富效应。本文中短期负债包括日常负债和耐用品负债。另外，不同负债来源导致的债务成本可能不同，对家庭消费也可能产生差异性影响，本文将负债分为正规金融负债和非正规金融负债，正规金融负债包括银行贷款，非正规金融负债包括亲戚借贷⑥。上述负债变量均为虚拟变量，取值为1时代表相关负债特征存在，取值为0时则表示不存在。

在选择方程中，影响居民家庭负债决策的因素包括：（1）户主个体特征变量，如家庭户主年龄、婚姻状况、受教育水平、是否农村户籍等;（2）家庭人口统计与经济特征变量，如家庭规模（即家庭人口数）、家庭净资产、家庭可支配收入;（3）家庭社会关系变量，用去年人情往来支出度量，相关的问题是“过去一年所有赠送出去的礼物/礼金合计折合现金人民币”⑦;（4）家庭主观预期，相关问题为户主对自己未来的信心程度，从低到高分为5个等级。（5）户主工作单位性质，相关问题是户主现在主要工作的机构性质⑧。为控制居民家庭负债选择行为可能存在的选择性偏差导致的内生性问题，本文选取上述反映家庭社会关系的相关变量和户主工作机构性质作为家庭负债的工具变量。社会关系变量在一定程度上反映了家庭负债的难易程度，而户主工作机构性质不仅反映贷款难易程度，更反映了贷款的需求额度，一方面与家庭负债选择行为直接相关，另一方面对于家庭自身的消费性支出并没有显著地直接影响符合工具变量的选择标准。在回归方程中，除了家庭负债决策变量之外，解释变量还包括户主个体特征变量、家庭人口统计与经济特征变量和反映家庭主观预期的变量。

3. 统计性描述。本文实证分析所使用解释与被解释变量的描述性统计结果如表1所示。从户主个人特征来看，样本户主的平均年龄为49.17，因而样本已婚比例较高（93.17%）;样本中农村户籍的家庭达到69.74%，表明样本的农村家庭占比较高，受此影响，户主受教育程度普遍偏低，为初中水平⑨。从家庭基本特征来看，样本家庭平均人口数为4人，主要由于农村地区计划生育政策较宽松，允许生育二胎;样本中对自己的未来信心水平为3.62，分布在1至5之间，表明样本家庭总体上对未来持有较积极乐观的心态。从家庭消费状况来看，在样本中，家庭消費性支出平均每年为18 343.84元，家庭可支配收入平均每年为31 924.52元，前者约为后者的57.46%，表明我国家庭消费水平较低。从家庭负债程度来看，第一，我国居民家庭负债行为不具有普遍性，只有19.54%的家庭有负债行为，其中6.94%的家庭有房贷。第二，我国居民家庭的负债程度不高，负债规模平均值为5 276元，占可支配收入均值的16.53%，远低于美国的128%[8]。其中，长期负债均值占可支配收入均值的9.58%，但占总负债的57.98%，表明我国居民家庭负债中长期负债比短期负债的比例更高，进一步统计结果显示，房贷占长期负债的71.42%。综上，尽管房贷占家庭总负债的比例很高，可能存在“房奴”等极端现象，但由于家庭平均负债程度不高，因此并不具有普遍性，这一结果可能与样本中农村家庭占比高有关。第三，我国居民的负债来源主要为非正规金融负债，在有负债的家庭中，其中75.83%的家庭负债来源于非正规金融负债，表明我国正规金融的发展有待提高，这也与样本中农村家庭占比高有关。

三、实证结果与分析

（一）总体检验

1. 家庭负债与居民消费。本文根据计量模型（1）分别研究负债规模、负债结构、负债来源对居民消费的影响，得到的回归结果如表2所示。其中regular为是否通过正规金融渠道获得负债的虚拟变量：regular=1表示通过正规金融渠道获得的负债，regular=0则表示通过非正规金融渠道获得的负债。因此，在回归方程中交叉项debt×regular反映的是相比非正规金融负债、正规金融负债对家庭消费的影响。Wald检验结果显示，回归方程的随机项εi和选择方程的随机项ui独立的原假设在10%的显著性水平上被拒绝，表明居民家庭负债行为存在显著的选择性偏差，需要采用处理效应模型进行分析。本文通过处理效应模型得到选择方程和回归方程的两部分结果，其中选择方程的估计结果显示了影响负债的因素，而回归方程的估计结果反映了负债对消费的影响效应。

从回归方程的估计结果来看，表2第二列显示总负债对居民消费有显著的负向影响。这表明中国居民家庭消费既受到负债的跨期消费功能的促进作用，也受到“房奴”“车奴”“孩奴”等被迫负债的抑制作用的影响，而显著的负向系数反映了负债的抑制效用高于促进作用，表明中国家庭过度负债的现象严重，需要引起警惕。

不同性质的负债对居民消费的影响可能不同，因此，本文从负债期限和负债来源视角作进一步分析。表2第三和第四列回归方程的估计结果反映了长期负债及其来源对消费的影响。从回归结果可看出，长期负债对居民消费具有显著的负向影响，这与总负债对消费的影响一致。进一步分析长期负债的来源后发现，来自非正规金融的长期负债对消费具有显著的抑制作用。而相比非正规金融长期负债而言，正规金融长期负债对家庭消费呈不显著的正向影响，表明尽管正规金融的长期负债对消费起到一定的促进作用，但受制于非正规金融长期负债对消费的抑制作用更大，使得长期负债在总体上对消费的影响呈显著负相关，在一定程度上抑制了居民消费。

表2的第五、六列反映了短期负债及其来源对消费的影响。该结果显示，短期负债对居民消费具有显著的负向影响，这一结论可能与样本中农村家庭占比较高的特点有关。农村家庭短期负债主要用于应对突发事件，如医疗、结婚，但由于其家庭收入较低，只能通过降低消费水平在短时间内偿还债务。对短期负债的来源作进一步分析可知，非正规金融的短期负债对消费具有显著抑制作用，而相比非正规金融短期负债而言，正规金融短期负债对家庭消费具有显著的正向影响，表明短期非正规金融负债对家庭的抑制作用大于短期正规金融负债的促进作用，因为从亲朋好友处借贷会面临更强的及时偿还压力。

2. 房贷与居民消费。总体负债和长期负债对居民家庭消费均具有显著的负向作用。房贷作为长期负债的重要组成部分，是当前家庭面临的主要负债形式之一，其对消费的作用备受关注。无房贷家庭分为两种情况：一种是完全拥有自有住房不需房贷;另一种是没有自有住房，住房是租住而得，因而没有房贷。后者的租房支出会导致家庭具有过高的消费支出，因而本文为排除租房因素对家庭消费的影响，选取完全自有住房家庭作为研究家庭房贷行为的家庭样本，共8 331户家庭。表3反映了房屋负债与居民消费的回归结果。

回归方程的估计结果显示，房贷在总体上对家庭消费具有显著的抑制作用，这可能是因为家庭消费受到住房负债与住房财富效应的综合影响，而住房负债对消费的挤压作用远远大于财富效应带来的促进作用。众多研究表明，房屋既有消费属性，也有资产属性，尤其是我国近年来房价不断上涨，使得房屋可能产生财富效应，从而增加家庭消费。因此，本文进一步结合家庭房屋数量分析房贷对消费的影响。对于一套自有住房的家庭来说，房贷对家庭消费具有显著的抑制效应，即每增加1元房贷，家庭消费减少25 245.99元，反映出一套住房的消费品属性，此时的负债对家庭消费的挤压效应明显;对于多套自有住房的家庭来说，房贷对家庭消费具有不显著的正向作用，表明尽管第二套住房具有一定的投资品属性，可以产生一定的财富效应，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购买的住房，因此对其家庭消费的促进作用并不显著。

（二）异质性分析

前文从负债结构、负债来源和房贷角度分析负债对家庭消费的影响，但由于家庭异质性，负债对不同家庭消费的影响不尽相同，因而本文通过对收入、户主教育水平、年龄及户籍四个维度分析负债对家庭消费的异质性影响。本文仍然运用处理效应模型进行分析，为刻画上述异质性影响，本文在回归方程中加入了相应的交叉项变量。例如，为分析不同收入家庭负债的异质性影响，本文将收入划分为三个同等比例的群体，分别代表低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭，建立两个虚拟变量middinc和highinc，当middincome=1（highincome=1）时，表示家庭为中等收入家庭（高收入家庭），通过加入与收入相关的虚拟变量和交叉项变量，回归方程（1）相应地拓展为：

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规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响，β1+β2表示低收入家庭正规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响，β1+β3表示中等收入家庭非正规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响，β1+β4表示高收入家庭非正规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响，β1+β2+β3+β5表示中等收入家庭正规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响，β1+β2+β4+β6表示高收入家庭正规金融长期负债（或短期负债）对于消费的边际影响。本文运用Wald检验分别检验了上述系数之和是否显著地异于0，估计结果见表4中前三行和前四列。从上述回归建模可以看出，对于收入维度的异质性分析是在控制其他维度影响的基础上进行的。对于其他维度的异质性分析与收入维度的分析类似，即对于其他维度的解释变量和以房贷为被解释变量的回归采取与式（4）类似的结构，均在控制相应的负债行为选择性偏差的基础上，通过加入对应的各维度的虚拟变量与交叉项变量对消费进行回归，回归结果如表4所示。

从收入来看，在控制其他变量后，长期负债对不同收入家庭消费的影响均呈负向作用，表明教育、医疗、房贷等长期负债对家庭消费的抑制作用大于促进作用，反映出家庭负债的被动性，即家庭负债动机不是为了平滑消费，更多的是应对教育、医疗等风险冲击以及住房购买的刚性需求，这一点与样本家庭年龄大、农村居民多、收入偏低的特点相吻合，也与上述总体回归结论相同。进一步分析长期负债来源发现，非正规金融负债对中、低、高收入家庭的影响均显著。这是因为通过亲朋好友等非正规金融渠道借款，其负债期限远低于正规金融，因此，还款压力更大，进一步抑制了家庭消费。除了正规金融负债对高收入家庭产生显著正向影响外，短期负债对居民家庭的影响均为不显著负向，这是因为，对于高收入家庭来说，由于较高的家庭财富及收入预期，可以通过信用卡等手段更合理地进行主动负债管理以促进当期消费。从表4的第六和第七列中可以看出，一套住房对于家庭来说是消费品，不具有财富效应，因此对家庭消费产生了抑制作用，尤其是对中高收入家庭的影响尤为显著，表明居高不下的房价使得家庭承担过高的负债，即使对中高收入家庭也是如此，因为这些家庭倾向于在城市购房，但城市房价远高于农村，使得家庭负债金额更多，压力更大，从而抑制了家庭消费。结果还显示，拥有二套以上住房对不同收入家庭消费的影响具有异质性，对于高收入家庭具有顯著的财富效应，但中低收入家庭的多套房财富效应不显著。

从教育程度来看，在控制了收入变量后，长期负债对教育程度不同的家庭消费均产生负向作用，其中，正规金融长期负债均表现为不显著负向，而非正规金融长期负债对低、中教育程度家庭的消费表现出显著的抑制性作用。这表明在收入相同情况下，不论教育程度高低，长期负债都会抑制家庭消费，教育程度对长期负债家庭消费影响的差异性不大。可能的原因是家庭长期负债动机仍然是被动性的，医疗支出、教育支出以及房价的上涨幅度都大于居民收入，使得家庭需要通过借贷来应对，尤其是对于低中等教育程度家庭来说，让子女接受更高的教育和更好的生活环境增加了其借贷动机，但受制于金融可得性，更多地通过亲朋好友负债，进一步抑制家庭消费。另外，短期负债对中高教育水平家庭的影响较为显著，其中，短期正规金融有显著促进作用，这是因为中高教育水平家庭由于未来预期收入稳定，金融可得性较好，可以通过信用卡等合理负债手段进行跨期消费。同样，短期非正规金融负债还款期限短，压力大，抑制了中、高教育程度家庭消费。此外，一套住房是刚性需求，房贷的增加势必抑制家庭消费，尤其是显著影响低、中教育程度家庭消费水平，比如日常消费支出，但对高等教育程度家庭的日常消费影响较小，可能影响其他消费支出。而多套房贷对消费的影响存在异质性，尤其是对中等教育程度家庭呈显著负相关。这种异质性影响与家庭购买二套房动机和样本特点有关。比如教育程度低的家庭多集中在农村，其购买二套房主要为了子女结婚住房，受制于收入较低，购房或建房会显著影响其消费。对于高教育程度家庭而言，房贷对其消费影响不显著，可能是因为房屋的预期财富效用大于房贷的还款压力，表明多套房对高等教育程度家庭具有财富效应，这与上文高收入家庭所得结论相同。

从年龄上来看，在控制了其他变量后，从整体上讲，房贷对不同教育程度家庭消费具有异质性影响。其中一套住房对低、中教育程度家庭呈显著性抑制效应，而二套住房则对中教育程度家庭呈显著抑制作用。这一结论仍然可以用样本特点来解释：农村家庭较多，子女婚房、教育使得多套房屋并不具有财富效应。负债对家庭消费均呈负向影响，表明负债对家庭消费不具有生命周期现象，但负债期限和途径具有异质性影响。其中，长期正规负债的负向影响对所有年龄家庭均不显著，而长期非正规负债均显著;短期负债对所有年龄段的家庭消费均产生负向影响，尤其是短期正规负债对25～34岁以及50～60岁家庭来说，显著性更强，表明这两个年龄段的家庭经济负担最大，对子女、住房的需求更紧迫，而收入波动性较大，因此，负债抑制了消费，这一结论与总体分析中的结论相同（见表2）。

从户籍上来看，长期负债对居民家庭消费也表现出抑制性作用，尤其是非正规金融长期负债对城市家庭的影响更为显著，主要是城市购房压力巨大，面对巨额的首付压力，只能通过非正规金融渠道融资，从而降低了当前家庭消费。短期正规金融负债对农村家庭消费具有显著性抑制作用，对城市家庭消费具有显著促进作用，这表明我国城市金融市场发展较为完善，而农村金融市场还有进一步完善的空间，如进一步提升农村家庭正规金融借贷的可得性，对农村居民家庭贷款提供差异化利率，降低负债对农村家庭消费的抑制效应。另外，一套住房的房贷对农村和城市家庭的消费均具有显著抑制作用，二套以上住房对城市和农村家庭在总体上都不具有显著的财富效应。

（三）稳健性检验

为检验上述结论的稳健性，本文从负债对家庭消费结构的不同影响以及方法变换予以验证。

1. 消费结构。本文将家庭消费分为食品消费和非食品消费。其中非食品消费包括衣着支出、家庭设备及日用品支出、交通通讯支出和文教娱乐支出。从表5结果可以看出，总体负债对食品消费和非食品消费均具有显著负向影响，两者结合，显示总体负债对家庭消费呈现显著负向影响;从负债结构来看，长期负债对食品消费和非食品消费均有显著的抑制作用，而短期负债对食品消费产生显著的抑制作用，对非食品消费表现出不显著的抑制作用;从负债来源来看，相比非正规金融负债的抑制性影响，正规金融负债无论是长期还是短期都对家庭消费起到促进影响，其中短期正规金融的促进性作用更为显著。以上结论均与前文分析结论一致。

从房贷来看，完全自有住房家庭中房贷对食品消费具有不显著正向影响，对非食品消费具有不显著负向影响，表明房贷对家庭消费的挤出效应主要体现在非食品消费;一套自有住房家庭中房贷对食品消费具有不显著负向影响，对非食品消费具有显著负向影响，表明一套自有住房家庭主要通过减少非食品消费来维持房贷支出;多套自有住房家庭中房贷对食品消费和非食品消费均具有不显著的正向影响，表明多套自有住房家庭的房贷对于家庭消费确有一定的正向影响，但效应不明显。

通过负债对消费结构影响的研究，与前文的结果基本一致，说明前文结果的稳健性。

2. 方法改变分析。前文整体和异质性分析采用treatment effect model 两步法进行回归分析，现通过使用treatment effect中的极大似然方法估计负债规模、负债结构和负债来源对家庭消费的影响以验证所得结论的稳健性（见表6）。由表6的回归结果可得，总体负债对家庭消费具有显著的负向影响;长期负债和短期负债均对家庭消费具有显著的负向影响;相比非正规金融负债，正规金融负债对家庭消费具有正向影响，其中短期正规金融负债的正向作用更显著，与前文结果基本一致，表明本文实证结果具有较强的稳健性。

四、结论

本文区分了家庭负债期限、来源以及房贷对我国居民消费的整体影响和异质性影响及其作用机制。使用CFPS数据，采取treatment effect model两步法解决了样本选择性问题，在控制财富效应的基础上实证分析负债异质性对家庭消费的影响。研究结果显示，从整体来看，家庭总负债、长期负债和短期负债对居民消费有显著的负向影响，尤其是短期负债，表明中国家庭存在一定程度的过度负债风险。从负债途径来看，非正规金融负债对家庭消费的负向影响更为显著，尤其是短期非正规金融負债;作为负债的主要部分，房贷对家庭消费具有显著的抑制作用，尤其是一套房贷，而多套房的财富效应不显著。进一步的异质性分析表明，短期正规金融负债对教育水平高、收入高、城市家庭消费具有显著的正向促进作用;由于长期正规金融负债的促进作用和抑制作用相叠加，对异质性家庭消费的影响均不显著;长期非正规金融负债对城市家庭消费的负向影响最为显著。多套房的财富效应仅存在于在35～60岁、高教育程度、高收入家庭中。本文的政策含义在于：需要关注家庭负债结构和来源的变化，尤其是要关注非正规金融负债结构的变化所引发的家庭经济风险对居民消费和宏观经济增长的影响。

本文的分析工作还有许多需要进一步完善的地方。在实证方面，实证结论显示出负债的抑制性效应较为明显，这可能与样本数据有关（CFPS数据库中的家庭年龄偏大，平均为49岁），未来将采用其他数据库予以验证。另外，由于本文采取截面数据，只能分析负债对家庭消费的当期影响，并没有考察跨期收入变化下的负债对其消费的影响。在理论方面，尽管验证了负债的期限、来源对家庭消费的异质性影响，但其背后的经济学含义还需要结合行为金融学进行深入分析，因为负债动机与负债期限、来源有紧密的联系，这些都有待于进一步研究。

注释：

①以上数据来自于《中国人民银行2007—2016年金融机构信贷收支统计数据报告》和中国国家统计局。

②居民储蓄率可以通过可支配收入与消费性支出之差除以家庭可支配收入计算得到。笔者基于历年《中国统计年鉴》数据计算得出2010—2015年城镇居民家庭储蓄率分别为29.50%、30.49%、32.12%、30.15%、30.77%、31.42%，农村家庭储蓄率分别为：25.96%、25.17%、25.37%、20.62%、20.08%、19.25%，表明城镇家庭的储蓄率略有增加，而农村家庭有所下降。

③根据西南财经大学中国家庭金融研究中心发布的CHFS（2015）数据显示，已拥有一套房再购房的家庭比例为5.3%，已有多套房再购房的家庭比例为5.9%，这些数据远远高于美国。

④本文排除了负债本身所产生的支出，使用家庭日常消费作为家庭消费的度量指标。

⑤本文根据问卷问题H201按照负债用途划为房贷、教育负债、医疗负债、耐用品负债和日常负债。由于家庭负债到期时间不同，对家庭消费的作用机制也不尽相同，本文将到期时间在一年以上的负债如教育负债、医疗负债和房贷划为长期负债，将到期时间在一年及一年以下的负债如日常负债和耐用品负债划为短期负债。

⑥非正规金融中包括民间借贷和亲戚借贷，但由于民间借贷主要用于生产和投资性借贷，而本文主要研究家庭消费性借贷，其中具有民间借贷的家庭数量非常有限，只有104户;而具有亲戚借贷的家庭数量为2 093户，故本文将民间借贷删除，使用亲戚借贷作为非正规金融负债的度量变量。

⑦本文也尝试利用另外一个变量“亲戚朋友的联系数量”度量家庭社会关系，该变量可以由问卷中的问题 “春节期间有几家亲戚拜访您家”和“春节期间有几家朋友拜访您家”的答案相加得到，实证结果发现这一变量在选择方程中的回归系数中并不显著，作为工具变量效果没有人情往来支出变量理想。

⑧本文將户主工作单位的性质按照国有企事业单位、私营企业和个体商户进行区分，生成三个虚拟变量。

⑨调查问卷中户主的最高学历选项分别为：（1）文盲/半文盲;（2）小学;（3）初中;（4）高中;（5）大专;（6）大学本科;（7）硕士;（8）博士。上述各教育程度的取值从低到高分别为1-8。

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责任编辑：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