家庭債務(wù)對消費(fèi)支出的非線性影響
——兼論居民部門加杠桿的可行性*

● 黃彥彥，許彥婷，向秀莉

（1. 華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)發(fā)展與改革研究院，福建 廈門 361021；2. 華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021；3. 武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430200）

一、引言

近年來我國居民部門貸款規(guī)模快速攀升。2008—2020 年，居民部門杠桿率提升了44.3 個百分點(diǎn)，截止2020 年底達(dá)到62.2%，貢獻(xiàn)了宏觀杠桿率增幅的76.9%。在目前的杠桿率水平下，居民部門是否還應(yīng)該繼續(xù)加杠桿存在爭議。有學(xué)者認(rèn)為，我國居民部門債務(wù)存在加杠桿的空間，理由是，雖然我國居民杠桿率增長快，但仍處于較低水平[1]，對促進(jìn)消費(fèi)增長，改善依賴投資的結(jié)構(gòu)性失衡具有積極影響[2]。但也有學(xué)者指出，我國居民部門的杠桿率已經(jīng)處在較高水平，繼續(xù)加杠桿將加劇資產(chǎn)泡沫風(fēng)險，不利于結(jié)構(gòu)性去杠桿的推進(jìn)[3]。產(chǎn)生分歧的部分原因是居民部門杠桿率的測算指標(biāo)選擇不同，導(dǎo)致對家庭債務(wù)風(fēng)險的判斷出現(xiàn)偏差。更主要的是已有判斷大多基于定性描述，缺乏細(xì)致的量化研究，也尚未確定我國居民部門債務(wù)的合意規(guī)模。家庭債務(wù)聯(lián)系宏觀經(jīng)濟(jì)的紐帶是居民消費(fèi)，為此，債務(wù)增加能否促進(jìn)消費(fèi)增長是居民部門加杠桿的重要依據(jù)。那么，在我國現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、家庭收入和財富水平下，家庭債務(wù)對消費(fèi)有著怎樣的影響？居民部門還有加杠桿的空間嗎？如果有，這個空間有多大？這正是研究的主要內(nèi)容。

家庭負(fù)債是實(shí)現(xiàn)生命周期內(nèi)跨期消費(fèi)最大化的金融行為選擇。一方面根據(jù)新古典模型的基本理論，債務(wù)累積伴隨著預(yù)期的未來生產(chǎn)率的提高，居民部門債務(wù)可以為消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長提供動力。另一方面，債務(wù)過度累積將引起通貨緊縮，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)衰退，或誘發(fā)金融危機(jī)[4]。為消除債務(wù)壓力，家庭不得不將資源投入到去杠桿的過程，從而降低消費(fèi)，抵消各種促進(jìn)增長的政策，拖累經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇[5]。因此，家庭債務(wù)對消費(fèi)的影響取決于債務(wù)累積程度。在實(shí)證研究中，由于各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、樣本數(shù)據(jù)、指標(biāo)與估計方法選擇等存在差異，家庭債務(wù)對消費(fèi)的影響作用尚未達(dá)成共識。有文獻(xiàn)認(rèn)為債務(wù)增加不一定帶來消費(fèi)的減少[6]。2008年全球金融危機(jī)之后的大多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為家庭債務(wù)抑制消費(fèi)水平，然而這一作用對是否放大經(jīng)濟(jì)衰退，還未形成一致的結(jié)論[7]。除此以外，也有文獻(xiàn)認(rèn)為家庭債務(wù)與消費(fèi)之間存在非線性關(guān)系，當(dāng)家庭債務(wù)達(dá)到一定的門檻值，會抑制消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長，這在跨國數(shù)據(jù)樣本中得到驗(yàn)證[8]。然而，已有文獻(xiàn)并沒有探討其中的影響機(jī)制。同時，根據(jù)發(fā)達(dá)國家樣本計算出的臨界值也不適用于我國情形。

近些年來，我國學(xué)者也開始關(guān)注家庭債務(wù)與消費(fèi)關(guān)系的研究。早期研究的重點(diǎn)是債務(wù)與消費(fèi)之間的因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系。多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為家庭債務(wù)與消費(fèi)之間存在均衡關(guān)系，短期內(nèi)債務(wù)對消費(fèi)有積極影響，在長期卻未必[9]。隨著我國家庭債務(wù)快速增長問題的凸顯和微觀數(shù)據(jù)可得性的提高，有文獻(xiàn)采用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對家庭債務(wù)和消費(fèi)的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行更深入細(xì)致的研究，但就二者的關(guān)系也還沒有形成一致的結(jié)論。比如，易行健等[10]認(rèn)為正規(guī)借貸顯著緩解居民的流動性約束，促進(jìn)居民的消費(fèi)性支出，尤其是耐用品消費(fèi)。張雅淋等[11]認(rèn)為一般債務(wù)起到平滑消費(fèi)的作用，促進(jìn)消費(fèi)升級。然而，潘敏等[12]認(rèn)為，家庭債務(wù)顯著降低總消費(fèi)支出，并指出，在二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響下，家庭債務(wù)對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響迥異。

在家庭債務(wù)合意規(guī)模的測算方面，國內(nèi)與該主題密切相關(guān)的文獻(xiàn)較少。伍再華等[13]利用消費(fèi)信貸近似家庭債務(wù)，采用1997—2015 年的時間序列數(shù)據(jù)得出，我國家庭債務(wù)增長可持續(xù)的判斷條件是家庭債務(wù)占國民收入的比重不超過74%，并據(jù)此判斷，家庭債務(wù)具有一定的增長空間。然而，自2015 年以來，我國家庭債務(wù)仍處于快速增長中，該結(jié)論的適用性還有待進(jìn)一步探討。宋明月等[14]考慮了家庭債務(wù)的異質(zhì)性消費(fèi)行為，認(rèn)為當(dāng)淺度債務(wù)規(guī)模超過收入及金融資產(chǎn)水平，或債務(wù)規(guī)模占總財富的比重為7%～20%時，債務(wù)促進(jìn)消費(fèi)的效應(yīng)更明顯。然而，采用微觀數(shù)據(jù)不可避免地存在抽樣誤差等原因，導(dǎo)致對全國層面的合意債務(wù)規(guī)模估算產(chǎn)生偏差。

已有文獻(xiàn)就家庭債務(wù)對消費(fèi)支出的關(guān)系進(jìn)行了全面而深入的研究，但仍有以下問題需要進(jìn)一步探討：一是在采用宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析時，尚未從全口徑統(tǒng)計家庭債務(wù)規(guī)模。已有文獻(xiàn)通常選用消費(fèi)信貸或住房貸款作為住戶貸款的代理變量，忽視經(jīng)營性貸款的規(guī)模和效應(yīng)，這可能會低估債務(wù)總量，導(dǎo)致研究結(jié)論存在偏差。二是就家庭債務(wù)對消費(fèi)支出的影響效應(yīng)還未得出一致的結(jié)論。為此，有必要在復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下深入討論。在影響機(jī)制的研究方面，已有文獻(xiàn)的討論過于碎片化，還需要更加系統(tǒng)全面的分析。三是缺乏聯(lián)系現(xiàn)實(shí)情境下家庭債務(wù)的合意規(guī)模測算。通過采用家庭債務(wù)的全口徑測度，聯(lián)系實(shí)際變化，分析家庭債務(wù)影響消費(fèi)的非線性效應(yīng)和作用機(jī)制，估算我國家庭債務(wù)的合意規(guī)模，在此基礎(chǔ)上，探討居民加杠桿的可能性空間，為促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險的相關(guān)政策制定提供理論依據(jù)。

相比于現(xiàn)有文獻(xiàn)，研究的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個方面：第一，采用家庭債務(wù)的全口徑測度。在房價上漲的背景下，不少家庭將獲得的經(jīng)營性貸款由生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)入住房市場，用于購買住房。因此，采用全口徑的家庭債務(wù)指標(biāo)研究債務(wù)與消費(fèi)的關(guān)系將更貼合現(xiàn)實(shí)情境。第二，從理論和實(shí)證方面系統(tǒng)論證家庭債務(wù)對消費(fèi)支出的非線性影響特征和作用機(jī)制，一定程度上彌補(bǔ)了已有理論的不足，豐富了家庭債務(wù)的消費(fèi)效應(yīng)研究，對疏通積極面的傳導(dǎo)機(jī)制，促進(jìn)消費(fèi)擴(kuò)容提質(zhì)具有重要實(shí)踐意義。第三，采用面板門檻模型對家庭債務(wù)的合意規(guī)模進(jìn)行測算，這對我國居民部門加杠桿、促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)具有重要政策啟示。

二、理論分析與研究假說

在生命周期持久收入框架下，家庭債務(wù)合同在理論上是對借款人未來收入進(jìn)行的跨期金融交易，從而增加當(dāng)期收入和金融資產(chǎn)，提高消費(fèi)。也就是說，家庭債務(wù)作為“借來的”收入，通過收入效應(yīng)促進(jìn)消費(fèi)增長。一方面，家庭債務(wù)放松流動性約束，促進(jìn)居民消費(fèi)。我國居民家庭的消費(fèi)行為具有階段性和周期性特征[15]，住房、汽車等耐用品消費(fèi)支出、子女教育支出以及養(yǎng)老醫(yī)療等，構(gòu)成我國居民家庭生命周期不同階段的“大宗剛性支出”，并已經(jīng)由金融機(jī)構(gòu)的信貸產(chǎn)品完全覆蓋。家庭信貸的獲得可以滿足居民各類“大額支出”，放松預(yù)算約束，緩解家庭可能面臨的流動性約束，促進(jìn)消費(fèi)增長。此外，信貸獲得的預(yù)期也可減輕家庭為這些“大宗支出”提前儲蓄的壓力，提升消費(fèi)傾向。另一方面，家庭債務(wù)降低收入不確定性，減少預(yù)防性儲蓄。制度變遷帶來的收入不確定，以及未來面臨的收入沖擊，都將提高預(yù)防性儲蓄動機(jī)。較強(qiáng)的信貸能力會對消費(fèi)起到保險作用，降低收入不確定帶來的消費(fèi)謹(jǐn)慎程度，從而提振消費(fèi)信心，提升當(dāng)期消費(fèi)[16]。

當(dāng)債務(wù)累積達(dá)到一定程度后，家庭債務(wù)會加強(qiáng)流動性約束和不確定性，進(jìn)而擠占消費(fèi)。在金融體系不完善的條件下，債務(wù)累積降低居民未來獲得借貸的可能性[6]。還本付息是負(fù)債家庭強(qiáng)制性開支的一部分，可能導(dǎo)致家庭流動性趨緊，從而降低消費(fèi)支出[10]。高杠桿家庭有更多的還款義務(wù)，這意味著更加保守的支出行為，從而擠出消費(fèi)。另外，在給定的收入或資產(chǎn)水平下，每個家庭可獲得或承受的借貸額度是一定的。在受到收入沖擊或信貸條件緊縮時，高杠桿家庭的脆弱性增強(qiáng)。為了降低未來不確定性，這些家庭可能為未來長期的債務(wù)償還而儲蓄，或?yàn)樾迯?fù)家庭資產(chǎn)負(fù)債表而主動選擇削減消費(fèi)[17]。綜上，提出假說1：

H1：我國家庭債務(wù)對消費(fèi)的影響具有非線性特征，即在債務(wù)規(guī)模較低時，債務(wù)促進(jìn)消費(fèi)，而當(dāng)債務(wù)達(dá)到一定規(guī)模時，債務(wù)對消費(fèi)的促進(jìn)作用將減弱或轉(zhuǎn)向抑制作用。

在我國居民負(fù)債結(jié)構(gòu)中，住房負(fù)債占比較高。2020 年，住房貸款占居民部門總債務(wù)的比重高達(dá)54.4%，對總債務(wù)增長的貢獻(xiàn)為102%。因而，住房債務(wù)對居民消費(fèi)具有重要影響。住房負(fù)債決策是借款人對未來收入進(jìn)行跨期交易，以當(dāng)期獲得的借貸數(shù)額作為住房消費(fèi)和投資的資金來源，形成住房資產(chǎn)配置的“負(fù)債性消費(fèi)”行為[11,18]。住房負(fù)債對消費(fèi)促進(jìn)作用主要通過緩解流動性約束、財富效應(yīng)、降低住房購買不確定性影響消費(fèi)。其一，在過去十多年里，住房按揭貸款為我國不少家庭購買住房提供了信貸支持，緩解居民購買住房的“大宗支出”帶來的流動性約束，居民提前進(jìn)入房地產(chǎn)市場，購買更大更多的住房，進(jìn)而積累了家庭財富。尤其地，在房價上漲的預(yù)期下，住房債務(wù)的杠桿作用是實(shí)現(xiàn)家庭財富增值的重要渠道，從而在我國出現(xiàn)“越負(fù)債越消費(fèi)”的現(xiàn)象[19]。其二，住房兼具金融和投資屬性，在房價上漲的背景下，住房債務(wù)的杠桿效應(yīng)產(chǎn)生資產(chǎn)回報率，獲得住房財富增值收益和租金現(xiàn)金流收入，在財富效應(yīng)和收入效應(yīng)作用下，促進(jìn)居民消費(fèi)。其三，抵押貸款降低家庭住房購買的不確定性。在沒有抵押貸款時，家庭需要為未來不確定的住房總價不斷儲蓄。而抵押貸款使家庭能夠預(yù)期到購買價格和每月支付額度，降低為住房購買而儲蓄的不確定性，進(jìn)而減少儲蓄[20]。

然而，住房債務(wù)過度累積還可能會增強(qiáng)流動性約束，加強(qiáng)家庭面臨的不確定性，導(dǎo)致預(yù)防性動機(jī)增強(qiáng)，削減消費(fèi)。首先，住房債務(wù)往往數(shù)額巨大，還款期限較長，債務(wù)累積不僅導(dǎo)致金融機(jī)構(gòu)對再貸款條件的審查要求更加嚴(yán)格，降低再貸款的可能性[21]，而且較高比例的收入來償還住房債務(wù)本息，導(dǎo)致家庭流動性趨緊，房奴效應(yīng)凸顯[22]。Fan 等[20]認(rèn)為，住房按揭貸款的本息償還和新增抵押債務(wù)都顯著降低家庭消費(fèi)支出，而且償債壓力越大的家庭，消費(fèi)傾向越低。此外，住房變現(xiàn)能力較差，缺乏流動性，導(dǎo)致住房負(fù)債擠出消費(fèi)[11]。其次，住房債務(wù)增加家庭面臨的不確定性，預(yù)防性儲蓄加強(qiáng)。負(fù)債家庭對房地產(chǎn)市場波動、利率波動等沖擊反應(yīng)比較敏感，這增加住房債務(wù)家庭的負(fù)擔(dān)，同時加強(qiáng)對未來不確定而產(chǎn)生的預(yù)防性動機(jī)。據(jù)此，提出假說2：

H2：家庭債務(wù)影響消費(fèi)的非線性特征主要體現(xiàn)在住房債務(wù)。

三、實(shí)證策略

（一）變量選取和模型構(gòu)建

與張朋等[23]研究方法一致，首先采用包含家庭債務(wù)、債務(wù)二次項(xiàng)的面板固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)債務(wù)對居民消費(fèi)是否存在非線性影響，然后運(yùn)用面板門檻模型估算家庭債務(wù)的合意規(guī)模。基于理論分析，債務(wù)影響消費(fèi)的基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

其中，i表示省份，t表示年份，被解釋變量lnCit表示實(shí)際人均消費(fèi)支出的對數(shù)，這里的消費(fèi)支出是通常所指的消費(fèi)八大類，即食品煙酒、衣著、居住、交通通信、醫(yī)療保健、教育文化娛樂、生活用品與服務(wù)及其他。核心解釋變量debtit為家庭債務(wù)，采用住戶貸款與可支配收入的比值來衡量。住戶貸款指消費(fèi)性貸款與經(jīng)營性貸款之和，由于收入是償還債務(wù)的重要保障，采用相對指標(biāo)更能準(zhǔn)確反映出家庭債務(wù)負(fù)擔(dān)狀況。這里沒有采用住戶貸款與GDP 的比值，主要是因?yàn)槲覈用癫块T的收入在GDP 中份額較低，這可能低估債務(wù)負(fù)擔(dān)，該指標(biāo)用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

借鑒臧旭恒等[24]的研究，影響消費(fèi)的控制變量Xit包含以下變量：

1.人均可支配收入

根據(jù)經(jīng)典消費(fèi)理論，當(dāng)期收入是影響消費(fèi)支出的主要因素，預(yù)期其符號為正。

2.家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)

生命周期理論認(rèn)為，人口統(tǒng)計特征和家庭特征影響消費(fèi)者效用偏好。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，采用少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比來刻畫家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)，分別用15 歲以下人口占16～64 歲人口數(shù)之比和65 歲以上人口占16～64 歲人口數(shù)之比表示。已有文獻(xiàn)研究表明，少兒撫養(yǎng)比的提高可以顯著增加居民消費(fèi)，預(yù)期系數(shù)為正。人口老齡化導(dǎo)致老年負(fù)擔(dān)系數(shù)提升，家庭需要預(yù)留儲蓄給更多的老年人，這在一定程度上抑制消費(fèi)支出，預(yù)期系數(shù)為負(fù)值。

3.城鎮(zhèn)化率

一方面城鎮(zhèn)化有利于改變傳統(tǒng)就業(yè)結(jié)構(gòu)，提高居民收入水平和社會福利，從而消費(fèi)水平相對較高。也有學(xué)者認(rèn)為當(dāng)社會保障程度與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加速不匹配時，不完善的社會保障會對消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[25]，因此城鎮(zhèn)化率系數(shù)的符號不確定。

ui表示省份固定效應(yīng)，以控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)習(xí)慣等地區(qū)差異。vt表示時間固定效應(yīng)，以控制宏觀政策變化等時間趨勢特征。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸估計的穩(wěn)健性，參考劉哲希等[26]的做法，通過引入虛擬變量區(qū)分低、高債務(wù)組，以檢驗(yàn)家庭債務(wù)對消費(fèi)的非線性影響特征。具體而言，首先將債務(wù)收入比按照前3/4 和后1/4進(jìn)行分組，前3/4 所在組表示低債務(wù)組，后1/4 所在組表示高債務(wù)組。根據(jù)前文的分析，債務(wù)只有累積到一定程度才會擠出消費(fèi)。將模型（1）改寫為如下：

其中，當(dāng)債務(wù)收入比位于前3/4 時，虛擬變量lowit取值為1，否則為0；反之，當(dāng)債務(wù)收入比位于后1/4 時，虛擬變量highit取值為1，否則為0，其余變量含義同模型（1）。

其次，若家庭債務(wù)與居民消費(fèi)之間存在非線性影響，那么是否存在門檻值呢？采用面板門檻回歸模型進(jìn)行估計，該模型的優(yōu)勢是不需要對模型設(shè)定形式加以較強(qiáng)的假設(shè)，可以識別在不同區(qū)制內(nèi)的差異化影響，并可以對門檻值及“門檻效應(yīng)”進(jìn)行估計和檢驗(yàn)。面板門檻模型設(shè)定如下：

其中，debtit為門檻變量，γ為門檻值，I() 為指示函數(shù)，若滿足括號中的條件，則I= 1,反之0。其他變量的含義與模型（1）相同。

（二）數(shù)據(jù)來源

基于住戶貸款的數(shù)據(jù)可得性，數(shù)據(jù)選取的時間段為2010—2018 年。住戶貸款和消費(fèi)貸款數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行公布的《中國區(qū)域金融發(fā)展報告》和國家統(tǒng)計局，住房貸款數(shù)據(jù)來自于《中國金融運(yùn)行報告》及各省統(tǒng)計年鑒，其他變量均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。對于人均消費(fèi)支出和人均可支配收入這兩個指標(biāo)，自2013 年起，城鄉(xiāng)合并統(tǒng)計。為了保持口徑一致，在2013 年之前二者的計算辦法為：首先分別整理得到城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（人均可支配收入）和農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（人均純收入），然后分別乘以城鎮(zhèn)人口比和農(nóng)村人口占比，計算得到加權(quán)平均值；對部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補(bǔ)齊。另外，對各類消費(fèi)支出、收入等名義變量進(jìn)行居民消費(fèi)價格指數(shù)平減（2010=1），并做對數(shù)化處理。表1 給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、家庭債務(wù)影響消費(fèi)支出的實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

分別使用面板雙向固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)對模型（1）進(jìn)行回歸，Hausman 檢驗(yàn)的p 值為0.000，為此采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計。表2 第（1）至（5）列逐步加入各控制變量，估計結(jié)果顯示，債務(wù)收入比的一次項(xiàng)系數(shù)為正，平方項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且都在1%的水平上顯著。這表明當(dāng)家庭債務(wù)水平較低時，債務(wù)促進(jìn)消費(fèi)支出，而當(dāng)債務(wù)水平較高時，債務(wù)將抑制消費(fèi)，即家庭債務(wù)對消費(fèi)支出具有非線性影響。H1得到驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸

在其他控制變量中，人均可支配收入系數(shù)顯著為正，從系數(shù)值看，收入仍是影響消費(fèi)的重要因素。城鎮(zhèn)化率的系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是由于我國現(xiàn)行的社會保障程度與城鎮(zhèn)化進(jìn)程不匹配，“半城市化”的外部成本效應(yīng)制約了居民消費(fèi)[24]。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，家庭債務(wù)對消費(fèi)支出具有顯著的非線性影響。為了驗(yàn)證該結(jié)論的可靠性，從內(nèi)生性問題處理、更換變量和估計方法三方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.內(nèi)生性問題處理

考慮到上述面板雙向固定效應(yīng)方法僅能克服不隨時間變化的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，無法解決反向因果所帶來的內(nèi)生性問題。示范效應(yīng)和攀比心理可能會促使居民追求超出自己能力范圍的消費(fèi)水平，通過借貸滿足這種消費(fèi)需求，即消費(fèi)支出可能是債務(wù)水平提高的原因而不是結(jié)果。我們采用三種辦法克服內(nèi)生性問題產(chǎn)生的估計結(jié)果偏差。首先，借鑒Acemoglu 等[27]的做法，采用核心解釋變量的滯后一期作為工具變量，估計結(jié)果如表3 第（1）列所示，家庭債務(wù)對消費(fèi)具有非線性影響。K-P LM 統(tǒng)計量在1% 的水平上拒絕了原假設(shè)，說明不存在工具變量識別不足問題，K-P Wald F 統(tǒng)計量顯著大于臨界值，通過了弱工具變量檢驗(yàn)。這說明工具變量是有效的。然后，采用城市建設(shè)用地供應(yīng)量作為工具變量。已有研究表明，房價上漲是居民家庭杠桿率急劇攀升的重要原因[28]，而我國房價的變化很大程度上取決于城市建設(shè)用地土地供應(yīng)量[29]，因此，選擇建設(shè)用地供應(yīng)量作為家庭債務(wù)的工具變量滿足相關(guān)性條件。在我國，城市建設(shè)用地的土地出讓量是由相關(guān)政府部門制定的，這滿足工具變量的外生性條件。表3 第（2）列的結(jié)果顯示，債務(wù)收入比的估計系數(shù)與基準(zhǔn)回歸保持一致，說明家庭債務(wù)與消費(fèi)間存在非線性影響。從LM 統(tǒng)計量和Wald F 統(tǒng)計量可以看出，工具變量是有效的。最后，考慮到消費(fèi)的棘輪效應(yīng)，采用系統(tǒng)GMM 方法對動態(tài)面板模型進(jìn)行回歸，估計結(jié)果如表3 第（3）列所示，債務(wù)影響消費(fèi)的非線性關(guān)系仍然存在。為保證系統(tǒng)GMM 估計量的一致性和有效性，還進(jìn)行了過度識別約束檢驗(yàn)和自相關(guān)檢驗(yàn)。Hansen 檢驗(yàn)結(jié)果表明，不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)。AR(2)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，不能拒絕一階差分方程不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)。這些檢驗(yàn)結(jié)果表明，采用GMM 方法的估計結(jié)果是可靠的。

表3 穩(wěn)健性分析：內(nèi)生性處理和替換變量

2.替換核心解釋變量

刻畫居民債務(wù)負(fù)擔(dān)的另一個常用指標(biāo)是住戶貸款與GDP 的比值，采用該指標(biāo)作為核心解釋變量，回歸結(jié)果由表3 第（4）列所示，債務(wù)收入比的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。這說明即便替換核心解釋變量，家庭債務(wù)對消費(fèi)具有非線性影響的估計結(jié)果仍然成立。

3.更換估計方法

基于模型（2），將債務(wù)收入比按照前3/4和后1/4 的標(biāo)準(zhǔn)分為低債務(wù)和高債務(wù)兩組，并逐步加入控制變量進(jìn)行估計?；貧w結(jié)果如表4 所示，低債務(wù)組家庭債務(wù)的回歸系數(shù)顯著為正，而高債務(wù)組的回歸系數(shù)為負(fù)不顯著。這表明，當(dāng)債務(wù)累積到一定程度時，債務(wù)對消費(fèi)的促進(jìn)作用將減弱或轉(zhuǎn)為負(fù)向影響。表4第（2）列至第（5）列顯示，在逐步加入控制變量后，該效應(yīng)仍然存在，即債務(wù)對消費(fèi)支出的影響存在非線性特征。

表4 穩(wěn)健性分析：更換非線性模型

綜上，在排除內(nèi)生性影響、更換核心解釋變量和估計方法后，家庭債務(wù)對消費(fèi)支出具有非線性影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。這再次驗(yàn)證H1。

（三）分債務(wù)結(jié)構(gòu)討論

負(fù)債用途的指向性對消費(fèi)支出具有差異化的影響。比如，張雅淋等[11]認(rèn)為住房債務(wù)抑制消費(fèi)，而一般債務(wù)促進(jìn)總消費(fèi)。為了探討債務(wù)類型對消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，將住戶貸款按照生產(chǎn)性用途區(qū)分為消費(fèi)性債務(wù)和經(jīng)營性債務(wù)，回歸結(jié)果如表5 第（1）至（2）列所示。消費(fèi)債務(wù)收入比的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明消費(fèi)性債務(wù)對消費(fèi)支出具有顯著的非線性影響，而經(jīng)營性債務(wù)對消費(fèi)支出的影響并不顯著?？紤]到我國居民的資產(chǎn)和負(fù)債結(jié)構(gòu)偏向于住房，住房債務(wù)是消費(fèi)性債務(wù)的最重要組成部分，進(jìn)一步將住戶貸款區(qū)分為住房債務(wù)與非住房債務(wù)?；貧w結(jié)果如表5 第（3）至（4）列所示，非住房債務(wù)對消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用，這與張雅淋等[11]采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)得出的結(jié)論一致。因此，為擴(kuò)大消費(fèi)，可以適當(dāng)提高非住房債務(wù)規(guī)模和比重。而住房債務(wù)對消費(fèi)具有顯著的非線性影響，這表明債務(wù)對消費(fèi)的非線性影響主要體現(xiàn)在住房債務(wù)中，H2得到驗(yàn)證。

表5 分債務(wù)結(jié)構(gòu)分析

（四）機(jī)制分析

以上結(jié)論表明，家庭債務(wù)對消費(fèi)具有非線性影響。那么，其中的影響機(jī)制是什么呢？基于前文的分析可知，當(dāng)債務(wù)水平較低時，家庭債務(wù)緩解流動性約束，降低不確定性，促進(jìn)消費(fèi)；而當(dāng)債務(wù)累積到一定程度，債務(wù)對流動性約束和不確定性的影響會發(fā)生轉(zhuǎn)向，進(jìn)而降低消費(fèi)。因此，不同程度債務(wù)累積對消費(fèi)的非線性影響機(jī)制，可從流動性約束和不確定性兩個方面解釋。

為了檢驗(yàn)流動性約束機(jī)制，采用高然等[30]的做法，將存貸比作為流動性約束的衡量指標(biāo)。存貸比越高，流動性約束程度越高，對消費(fèi)的抑制效應(yīng)更大。同樣的，在模型（1）中加入存貸比及其與債務(wù)收入比一次項(xiàng)與二次項(xiàng)的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果如表6 第（3）～（4）列所示，兩個交互項(xiàng)的系數(shù)都顯著為正。這說明，當(dāng)債務(wù)水平較低時，債務(wù)通過緩解流動性約束促進(jìn)消費(fèi)的作用較強(qiáng)；當(dāng)債務(wù)水平較高時，家庭債務(wù)對消費(fèi)的負(fù)向效應(yīng)通過流動性約束弱化。

表6

（五）異質(zhì)性分析

為了探討家庭債務(wù)對消費(fèi)的異質(zhì)性影響，將消費(fèi)結(jié)構(gòu)劃分為三個層次:生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)。將食品煙酒、衣著和居住歸為生存型消費(fèi)；將交通通信、醫(yī)療保健歸為發(fā)展型消費(fèi)；將教育文化娛樂、生活用品與服務(wù)及其他歸為享受型消費(fèi)。表7 第（1）至第（3）列的結(jié)果表明，家庭債務(wù)對生存型消費(fèi)不存在非線性影響，對發(fā)展型與享受型消費(fèi)存在顯著的非線性影響。按照馬斯洛的需求原理，生存類消費(fèi)是最先需要保證的，鑒于我國居民家庭“量入為出”的消費(fèi)習(xí)慣，這類消費(fèi)通常不會通過借貸實(shí)現(xiàn)。正規(guī)借貸的用途主要是滿足購買或投資特定商品的“大宗支出”，這類商品和服務(wù)通常都是屬于發(fā)展與享受型消費(fèi)。當(dāng)家庭的債務(wù)規(guī)模較低時，債務(wù)放松當(dāng)期的預(yù)算約束，緩解流動性約束，促進(jìn)發(fā)展與享受型消費(fèi)。然而，當(dāng)債務(wù)累積到一定程度時，償債負(fù)擔(dān)將擠占收入彈性較大的發(fā)展與享受型消費(fèi)。這也就是說，只有債務(wù)規(guī)模處于合理區(qū)間時，債務(wù)才有利于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

表7 異質(zhì)性分析：消費(fèi)結(jié)構(gòu)和地區(qū)

鑒于我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性，進(jìn)一步將全國樣本分為東、中、西三個區(qū)域，研究家庭債務(wù)對居民消費(fèi)非線性影響特征的區(qū)域異質(zhì)性。表7 第（4）至（6）列為東部、中部、西部地區(qū)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，對于東、中部地區(qū)，家庭債務(wù)對消費(fèi)具有非線性特征，對西部地區(qū)的影響不顯著。這可能是因?yàn)閺恼w來看東部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，相應(yīng)的金融發(fā)展水平較完善，居民可以獲得的正規(guī)借貸的渠道較多，居民借貸可得性和便利性較高從而可以更好的發(fā)揮出債務(wù)對消費(fèi)的促進(jìn)作用；另一方面，東部和中部地區(qū)的居民收入水平相對較高，而西部地區(qū)則相對較低。在我國現(xiàn)行的金融體系下，正規(guī)借貸主要是以收入為信用擔(dān)保，這意味著較低收入家庭獲得正規(guī)借貸的難度較大，無法依賴正規(guī)借貸緩解流動性約束。相比之下，中等收入以上家庭具有較好的收入預(yù)期和償債能力，借貸需求通常比較容易滿足，從而，這部分群體的消費(fèi)對債務(wù)變化的敏感度較高。

五、居民加杠桿的可行性探討

在得出家庭債務(wù)與消費(fèi)具有非線性關(guān)系的基礎(chǔ)上，采用面板門檻模型對合意債務(wù)規(guī)模進(jìn)行估算。對模型（3）的估計結(jié)果如表8 第（1）列所示，當(dāng)門檻變量是債務(wù)收入比時，門檻值的點(diǎn)估計值為133%，95% 的置信區(qū)間為[1.28，1.35]，單一門檻的特征P 值為0.04，由此判斷在10% 的水平下，家庭債務(wù)對消費(fèi)具有顯著的門檻效應(yīng)。從系數(shù)估計結(jié)果來看，門檻值左側(cè)區(qū)間的系數(shù)不僅在顯著性上高于門檻值右側(cè)區(qū)間系數(shù)，并且在數(shù)值上明顯高于門檻值，這意味著家庭債務(wù)對消費(fèi)支出的影響存在顯著的非線性效應(yīng)，即當(dāng)債務(wù)收入比小于門檻值時，家庭債務(wù)將會促進(jìn)消費(fèi)支出；而當(dāng)債務(wù)收入比大于門檻值時，家庭債務(wù)對消費(fèi)的促進(jìn)作用會弱化。門檻自抽樣檢驗(yàn)的結(jié)果表明單門檻效應(yīng)在5% 的水平上顯著。樣本數(shù)據(jù)顯示，2018 年我國居民家庭的平均債務(wù)收入比為104.6%，這表明我國居民部門債務(wù)規(guī)模仍處在合理范圍內(nèi)，家庭債務(wù)促進(jìn)消費(fèi)的效應(yīng)仍然存在。

表8 面板門檻效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步佐證這一結(jié)論，選擇住戶貸款與GDP 的比值、消費(fèi)債務(wù)收入比作為門檻變量進(jìn)行再檢驗(yàn)。住戶貸款GDP 比的估計結(jié)果如表8 第（2）列所示，債務(wù)GDP 比的門檻值點(diǎn)估計為57%，95%的置信區(qū)間為[0.54，0.58]，單一門檻的特征P值小于0.1，這充分說明債務(wù)對消費(fèi)支出的影響具有顯著的門檻效應(yīng)。樣本數(shù)據(jù)顯示，2018 年我國居民部門的債務(wù)GDP 比值為47%。這說明我國居民部門還有加杠桿空間。Lombardi 等[8]采用54個經(jīng)濟(jì)體的1990—2015 年數(shù)據(jù)，測算出當(dāng)家庭債務(wù)占GDP 的比重達(dá)到60% 后，債務(wù)對消費(fèi)的抑制作用增強(qiáng)。與之相比，計算得到的債務(wù)占GDP比值的臨界值較低，這與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、金融發(fā)展水平等特征有關(guān)。第（3）列為消費(fèi)債務(wù)收入比的門檻估計結(jié)果，門檻值點(diǎn)估計為106%，在閾值左側(cè)，消費(fèi)債務(wù)顯著促進(jìn)消費(fèi)，而在閾值右側(cè)，消費(fèi)債務(wù)對消費(fèi)有潛在抑制作用。省級數(shù)據(jù)顯示，2018 年我國居民家庭消費(fèi)性債務(wù)收入比為95%，這也說明我國居民部門的消費(fèi)性貸款還有提升空間。

根據(jù)以上分析，債務(wù)對消費(fèi)的非線性影響作用主要體現(xiàn)在住房債務(wù)，因此進(jìn)一步討論住房債務(wù)對消費(fèi)的門檻效應(yīng)。如表8 第（5）至（6）列所示，住房債務(wù)收入比的門檻值點(diǎn)估計為84%；單一門檻的特征P 值小于0.1，這說明住房債務(wù)對消費(fèi)的影響具有顯著的門檻效應(yīng)。當(dāng)住房債務(wù)收入低于門檻值時，住房債務(wù)顯著促進(jìn)消費(fèi)；而在門檻值右側(cè)，當(dāng)住房債務(wù)收入高于門檻值時，住房債務(wù)抑制消費(fèi)的負(fù)效應(yīng)開始顯現(xiàn)。樣本數(shù)據(jù)顯示，2018 年我國居民家庭住房債務(wù)收入比為57%，雖然低于門檻值，但是如表2 所示，有些省份的住房債務(wù)收入比已經(jīng)達(dá)到101.6%，超過門檻值。樣本數(shù)據(jù)顯示，2018 年天津、上海、江蘇、福建、海南等省份的住房債務(wù)收入比已經(jīng)超過門檻值，這也部分解釋了為什么近年來我國社會消費(fèi)品零售額增速逐年下降。

六、結(jié)論與政策建議

基于2010—2018 年省級面板數(shù)據(jù)，采用面板雙向固定效應(yīng)模型和面板門檻模型，研究發(fā)現(xiàn)，家庭債務(wù)對消費(fèi)的影響效應(yīng)具有非線性特征。在經(jīng)過內(nèi)生性問題處理、更換變量和估計方法后，該結(jié)論仍然成立，而且這種非線性效應(yīng)主要體現(xiàn)在住房債務(wù)。機(jī)制分析表明，在債務(wù)水平較低時，流動性約束強(qiáng)化債務(wù)對消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)，而當(dāng)債務(wù)水平較高時，流動性約束將弱化債務(wù)對消費(fèi)的正效應(yīng)或強(qiáng)化負(fù)效應(yīng)。異質(zhì)性分析表明，適度負(fù)債促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，擴(kuò)容東部、中部地區(qū)家庭的消費(fèi)潛力。采用面板門檻模型測算出家庭債務(wù)收入比的閾值是133%，債務(wù)GDP 比的閾值是57%，當(dāng)前我國家庭債務(wù)仍處于合理區(qū)間。從債務(wù)結(jié)構(gòu)上看，不少省份的住房債務(wù)收入比已經(jīng)超過閾值（84%），而非住房債務(wù)可以促進(jìn)消費(fèi)，因此，可以適當(dāng)提高非住房債務(wù)規(guī)模和比重。綜合來看，我國居民部門還有一定的結(jié)構(gòu)性加杠桿空間。

為了積極發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中的基礎(chǔ)作用，防范家庭債務(wù)誘發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險，基于實(shí)證分析結(jié)果，得到的政策啟示如下：

第一，合理控制家庭債務(wù)規(guī)模和增速。國際經(jīng)驗(yàn)表明，家庭債務(wù)快速增長，不一定誘發(fā)經(jīng)濟(jì)或金融危機(jī)。研究結(jié)論表明，將債務(wù)規(guī)?？刂圃诤弦夥秶鷥?nèi)，有助于擴(kuò)容消費(fèi)，防控金融風(fēng)險。為充分發(fā)揮居民部門杠桿的正效應(yīng)，需要相關(guān)部門依據(jù)不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、房地產(chǎn)市場、家庭收入等特征，合理規(guī)制債務(wù)規(guī)模和增速，并實(shí)時監(jiān)測和預(yù)警。

第二，優(yōu)化家庭債務(wù)結(jié)構(gòu)，信貸投放向非住房貸款傾斜。研究表明，非住房債務(wù)促進(jìn)消費(fèi)，而債務(wù)對消費(fèi)影響的非線性特征主要體現(xiàn)在住房債務(wù)。過高的住房杠桿比例不但有礙消費(fèi)增長，而且還可能衍生企業(yè)部門、金融部門的風(fēng)險，乃至系統(tǒng)性風(fēng)險。為此，應(yīng)優(yōu)化居民部門的信貸結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮債務(wù)的消費(fèi)保險功能，適當(dāng)提高非住房貸款的比重。

第三，大力發(fā)展普惠金融，拓寬中等收入群體以下的借貸渠道。研究表明，家庭債務(wù)并沒有起到平滑收入不確定性帶來的風(fēng)險，正規(guī)借貸的收益群體主要集中在東部和中部地區(qū)。如何使邊際消費(fèi)傾向偏高的中低收入群體或面臨收入沖擊的群體，能夠及時滿足借貸需求，是發(fā)揮消費(fèi)保險功能、提振消費(fèi)亟待解決的問題。因此，應(yīng)鼓勵金融機(jī)構(gòu)積極創(chuàng)新消費(fèi)信貸產(chǎn)品，推動普惠型消費(fèi)信貸發(fā)展。另外，近些年發(fā)展起來的非銀行數(shù)字消費(fèi)信貸，門檻低，消費(fèi)指向性強(qiáng)，能夠?yàn)榫用裣M(fèi)提供及時的流動性需求，在控制風(fēng)險的前提下可以成為普惠性消費(fèi)信貸的有益補(bǔ)充。