探究家庭債務與居民消費范文

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摘要:基于2010、2012與2014年的家庭追蹤調查數據(CFPS)，構建一個納入家庭債務的傳統消費決定模型(LC－PIH)，以微觀的視角考察家庭借貸對居民消費的影響。研究發現:LC－PIH框架下，家庭債務對居民消費有積極的促進作用，即財富效應占支配作用，而擠出效應不明顯;除日用品消費支出外，家庭債務對其余六項消費支出均有顯著的正向影響;生活滿意度較高的家庭以及經濟社會地位較高的家庭，邊際消費傾向反而較低，家庭債務對居民消費的促進效應較弱。

關鍵詞:家庭債務;LC－PIH模型;財富效應;擠出效應

1問題提出

囿于即期有限的收入水平與財富存量，家庭部門往往難以按其意愿進行消費，而家庭借貸的引入則能有效緩解這一困境［1］。截止至2016年底，國家統計局公布的消費信貸規模為25.05萬億，1997～2016年的年均增速達46.72%;而同期總消費支出在GDP中的占比則為51.8%，其中居民消費對GDP的貢獻率僅為38%。那么，家庭債務的不斷累積與居民消費不足間有何關聯?家庭債務的擴張究竟是促進還是抑制居民消費?以上問題的解答，對探討當前內需不足，維持我國經濟平穩可持續增長具有重要的現實與理論意義。一方面，家庭借貸主要用于購買資產，補充家庭總財富進而提高消費支出，即為“財富效應”。適度規模的家庭債務常被視為金融體系穩健運行的指示器，并能促進經濟增長。Krugman認為，開放經濟下家庭債務借助金融加速器機制放大其對消費的影響［2］。Guerrieri和Lorenzoni、Hall發現相較于放款家庭，借款家庭的消費波動幅度更大［3，4］。Tobin進一步指出借款者較放款者有更高的邊際消費傾向［5］，Dynan等、郭新華等、何麗芬等、許桂華對此有類似的結論［6～9］。若放松信貸約束條件，家庭債務將發揮杠桿效應，推動消費進一步增長［10］。另一方面，不斷累積的家庭債務由于剛性償付的壓力，致使家庭不得不壓縮當期消費［11］，家庭債務增加反而擠占消費的這一機制即為“擠出效應”。Mian和Sufi認為過高的家庭債務規模惡化了家庭資產負債表，帶來消費的下滑［12］，與Claessens、Kose和Terrones的結論相一致［13］。當銀行類金融機構緊縮信貸時，家庭部門將難以獲得貸款，造成收入預期的逆轉及經濟不確定性的加劇，并由此增強消費的波動性［3，14～16］。而當經濟的不確定性程度增加時，家庭收入將難以保證，人們的預防性儲蓄動機增強，由此壓縮總體消費［17］。在家庭借貸市場中，“財富效應”與“擠出效應”兩種機制是同時存在的，家庭債務對總消費的影響最終取決于這兩種機制的相對大小。不同于已有文獻，本文的主要貢獻在于:首先，將家庭債務這一重要變量納入到傳統的LC－PIH分析框架，刻畫家庭債務作用于消費的兩種機制［1］;其次，本文通過家庭追蹤調查數據，從微觀視角分析家庭債務對家庭消費的影響。相比宏觀數據，微觀層面的數據更能細致地刻畫家庭債務與居民消費的關系，且能區分家庭群體的個體特征，使結論更為細致和豐富。

2考慮家庭債務后的LC－PIH模型

借鑒許桂華的模型［1］，本文借助跨期預算約束方程推導居民消費與家庭債務的關系。

3樣本選取與模型設定

3.1樣本選取與基本統計特征描述

本文采用中國家庭動態跟蹤調查(CFPS)2010年、2012年、2014年的數據。實證分析中的因變量以總消費支出作為被解釋變量，核心解釋變量家庭債務包括家庭所有的借款，其他控制變量包括家庭收入、家庭總資產、家庭是否持有多套房、戶主性別與年齡等家庭個體特征變量。考慮到居民消費、家庭債務、家庭收入與家庭總資產可能受異方差與極端值的影響，模型中對其均在1%的水平上進行縮尾處理，并均取對數。表1、表2是對模型中主要變量統計特征的描述。樣本中，一個家庭至少1人，最多可達17人，平均成員數為3至4人，有59%的家庭戶主是男性，反映了中國家庭主要由男性扮演家庭決策者這一客觀現實。86%左右的戶主是已婚的，45%的戶主是城鎮戶口，且有接近90%的家庭戶主是高中或者以下學歷，接受大學教育的家庭戶主不足10%，有些家庭甚至持有11套房產。平均來看，家庭總消費支出隨債務規模的累積呈先增加后下滑的態勢，這一方面反映家庭債務可通過擴充財富總量來促進居民消費;一方面說明當家庭債務累積到一定規模后，由于剛性償付的壓力反而將抑制居民消費。細看總消費支出中的每一項，也呈類似的先上升后下滑的趨勢。本文發現，家庭收入與債務規模基本正相關;無負債的家庭，其戶主年齡平均小于其他類別組;而負債家庭的戶主基本呈中老年化，這與青少年時期收入不穩定、資本積累低、缺乏可靠的抵押物相關，同時也反映中年群體因面臨買房供房、子女教育以及撫養老人的重擔而被迫借貸的現實國情。

4估計結果與分析

4.1總體分析

表3中1～2列運用的是聚類穩健標準差的混合OLS回歸，第3列是糾正內生性的Heckman回歸。表3表明，家庭收入顯著促進居民消費，與持久收入假說相一致，即收入每上浮1個百分點，將帶來消費上浮0.18～0.30個百分點。這是因為，絕大多數居民的經濟來源主要依賴于工資，工資水平的高低將直接決定居民消費的水平和層次。依據生命周期消費理論，當期勞動收入不單用于當期的消費，也要考慮退休后的消費支出，由此導致勞動收入僅引起居民消費小幅度的增長。表3第2列顯示，家庭債務的估計系數統計顯著，且方向為正(0.02)，說明當前我國的家庭債務以“財富效應”為主，家庭負債的“財富效應”抵消了債務償還的“擠出效應”。家庭債務形成的初衷就是為平滑居民收入與消費支出之間的缺口，緩解居民面臨的流動性約束，以此刺激消費的增加［15］。但家庭債務對居民消費的財富效應微弱，主要原因在于，家庭債務在可支配收入中的占比相對較低。

4.2內生性檢驗與穩健性分析

事實上，當家庭消費支出增加時，家庭更可能面臨入不敷出的情形，并增加家庭借貸的可能性［20］。家庭消費支出與家庭債務間的這種反向因果關系，可能造成表3中回歸結果的有偏，干擾回歸的準確性。為此選擇滯后一期的家庭消費支出作為工具變量，以此解釋內生性問題。表4第3列的工具變量結果顯示，模型中主要變量的符號、大小與Heckman模型基本一致，并通過了弱工具變量檢驗，說明工具變量有效，并較好地解釋了內生性問題。

4.3進一步討論收入不平等的程度越高，家庭的消費需求反而越低，即家庭的經濟社會地位與居民消費反向波動;家庭債務也與家庭的經濟社會地位負相關，最終可發現家庭債務對居民消費的財富效應隨家庭經濟社會地位的提高反而下降(見表6)。當家庭對未來充滿信心并對生活的滿意度較高時，家庭或者維持已有債務規模，或者新增負債但其已不影響家庭的生活品質，此時家庭債務對居民消費的財富效應將逐漸衰減，甚至擠出效應開始凸顯(見表6)。5結論與政策性建議在納入家庭債務變量的LC－PIH模型的基礎上，借助家庭追蹤調查數據(CFPS)細致考察家庭債務與居民消費的關系，回歸結果表明:第一，家庭債務顯著推動居民消費增加，財富效應顯著，擠出效應較弱;第二，家庭債務對居民消費的促進效應微弱;第三，除日用品消費支出外，家庭債務對其余六項消費支出均有顯著的正向影響。基于此，提出如下政策建議:(1)勞動收入是支配居民消費的重要因素，因此，應響應全國金融工作會議精神，嚴格控制并降低實體經濟與虛擬經濟的風險，穩步提高居民收入，減少經濟轉型過程中的收入不確定性。(2)居民消費與家庭債務間關系比較復雜。家庭債務雖能填補支大于收的缺口，但當家庭債務負擔過重時，家庭將緊縮消費，在此背景下增加家庭債務反而將抑制居民消費。因此，要預防家庭債務負擔過重的情況，推行恰當的家庭消費借貸政策，鼓勵理性消費。(3)居民需提高防范風險與科學理財的意識，將因過度借貸出現破產危機的風險降至最低。相關政府管理機構需全力改革金融體制，以此促進消費金融體系的良好發展。

參考文獻:

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作者：周利1；王聰2 單位：1．廣東外語外貿大學，2．暨南大學