周利，王聰

（暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東廣州510632）

人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)：中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀證據(jù)

周利，王聰

（暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東廣州510632）

基于2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，從微觀角度探討家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭借貸需求及其債務(wù)規(guī)模的影響。結(jié)果顯示：（1）老年人口撫養(yǎng)比與家庭借貸需求正相關(guān)，即老年人口撫養(yǎng)比的上升將促進(jìn)家庭債務(wù)的累積。（2）少兒人口撫養(yǎng)比與家庭借貸需求負(fù)相關(guān)，少兒人口的增加反而將抑制家庭借貸市場(chǎng)的發(fā)展。（3）小型化的家庭更趨于借貸。（4）人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)主要借助收入分配這一機(jī)制作用于家庭借貸需求。

人口結(jié)構(gòu)；家庭債務(wù)；中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）

一、引言

自20世紀(jì)70年代末推行計(jì)劃生育政策以來，我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)發(fā)生了明顯改變。2013年，中國(guó)65歲及以上老年人口占比已達(dá)9．7%，新生兒出生率則降至12．08‰。盡管當(dāng)前已全面放開二胎政策，但由計(jì)劃生育造成的少兒人口比明顯下降、老年人口比明顯上升及家庭規(guī)模小型化的總趨勢(shì)短期內(nèi)已難以逆轉(zhuǎn)。

作為社會(huì)結(jié)構(gòu)中的基礎(chǔ)，家庭擔(dān)負(fù)著撫養(yǎng)、教育子女與贍養(yǎng)老人等多種職責(zé)，其內(nèi)部人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)將較大程度地影響消費(fèi)支出。生命周期理論認(rèn)為，個(gè)體將根據(jù)其所處不同的生命階段合理安排消費(fèi)和借貸（Yoo，1994[1]；McCarthy，2004[2]）：年輕與年老時(shí)，收入低是借款者；中年時(shí)收人高，傾向于放款。即從個(gè)人生命周期來看，收入將呈倒U型，而家庭債務(wù)呈U型；人口結(jié)構(gòu)中少兒撫養(yǎng)比、老人撫養(yǎng)比的升高將顯著增加債務(wù)規(guī)模。另一方面，家庭規(guī)模的小型化，意味著經(jīng)濟(jì)上可共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的成員數(shù)減少，增加了家庭通過借貸方式滿足資金需求的可能性，由此造成家庭債務(wù)規(guī)模的累積。因此，伴隨人口年齡結(jié)構(gòu)與家庭規(guī)模小型化的變動(dòng)，人們消費(fèi)信貸的偏好將隨之發(fā)生相應(yīng)改變，并最終影響我國(guó)金融市場(chǎng)的需求結(jié)構(gòu)。

一定時(shí)期內(nèi)，家庭的收入既定，當(dāng)收入無法填補(bǔ)支出缺口時(shí)，家庭只能通過借貸方式達(dá)到平衡。尤其是步入后市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，相關(guān)政府部門推出大量鼓勵(lì)消費(fèi)的政策，金融業(yè)競(jìng)爭(zhēng)日益激烈化，居民轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的消費(fèi)理念，致使我國(guó)的家庭債務(wù)規(guī)模迅速激增，截至2015年，我國(guó)消費(fèi)信貸余額約為18．95萬億，1997—2015年的年均增速達(dá)47．57%。家庭債務(wù)的迅速攀升與人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變基本同步。在此情形下，探討人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)家庭債務(wù)及其金融市場(chǎng)需求結(jié)構(gòu)的影響便具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

目前將人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)變動(dòng)結(jié)合起來的研究較少，國(guó)內(nèi)學(xué)者僅郭新華等（2015）從時(shí)間序列這一宏觀角度對(duì)兩者進(jìn)行了量化分析[3]。但單純依靠宏觀數(shù)據(jù)并不能有效反映出個(gè)體的微觀異質(zhì)性特征，不能準(zhǔn)確度量居民真實(shí)的投資決策行為，結(jié)論難以令人信服。鑒于此，本文采用“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）”微觀數(shù)據(jù)，細(xì)致探討家庭層面的人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)間的關(guān)系，以期從微觀視角考察家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)信貸選擇以及資本市場(chǎng)投融資需求的影響。相較于以往研究，本文有如下貢獻(xiàn)之處：第一，除老年撫養(yǎng)比與少年撫養(yǎng)比外，本文納入了家庭規(guī)模，從而能夠更全面地考察家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭借貸需求及債務(wù)規(guī)模和特征的影響，拓展了家庭消費(fèi)金融領(lǐng)域的研究范疇；第二，利用家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察家庭層面的人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)家庭債務(wù)的影響，彌補(bǔ)已有文獻(xiàn)存在的宏觀數(shù)據(jù)分析微觀個(gè)體行為導(dǎo)致的樣本選擇偏誤缺陷。

二、理論框架與研究假設(shè)

本部分首先從理論上考察人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)間的相關(guān)關(guān)系，然后在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的研究假設(shè)。

傳統(tǒng)家庭的成員一般由少兒（0～14歲）、青年人（14～60歲）和老年人（60歲以上）三類群體構(gòu)成。少兒一般沒有收入來源，需要依靠父母的儲(chǔ)蓄或者借債來進(jìn)行消費(fèi)；青年人擁有穩(wěn)定的工作與收入，主要進(jìn)行消費(fèi)與儲(chǔ)蓄；老年人則需依靠其青年時(shí)期的儲(chǔ)蓄、子女的撫養(yǎng)和退休階段獲得的退休收入，以及社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)收入來滿足自身的消費(fèi)支出。

簡(jiǎn)單起見，首先給出如下四個(gè)假設(shè)前提：

（1）假設(shè)家庭中青年人的工資收入總額為YL，其平均消費(fèi)傾向?yàn)閏L，且cL大于零小于1。即年輕人同時(shí)進(jìn)行消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，不存在舉債消費(fèi)的行為。

（2）假設(shè)家庭中老年人的收入總額為YR，其平均消費(fèi)傾向?yàn)閏R，且cR大于零小于1。

（3）假設(shè)家庭中少兒的收入總額為YH。少兒的平均消費(fèi)傾向?yàn)閏H，且cH大于1。即少兒主要依靠父母來進(jìn)行消費(fèi)。

（4）假設(shè)家庭總收入為Y，則有Y=YL+YR+YH。家庭債務(wù)規(guī)模是D，并滿足等式D=C-Y。

同時(shí)，定義老年撫養(yǎng)比α=LR/N，少年撫養(yǎng)比β=LH/N。其中LR、LH、N分別表示家庭中的老年人口數(shù)、少兒人口數(shù)和家庭成員數(shù)。假定老年人的人均收入水平為θ1=（YR/LR）/（Y/N），少兒的人均收入水平為θ2=（YH/LH）/（Y/N）。整個(gè)家庭的消費(fèi)支出總量就等于青年人、老年人和少兒的消費(fèi)支出三者之和，即C=cLYL+cRYR+cHYH。于是有：

式（1）反映了家庭債務(wù)D與家庭人口結(jié)構(gòu)之間的相關(guān)關(guān)系。將等式（1）分別對(duì)α、β、N求一階導(dǎo)數(shù)，有：

伴隨社會(huì)經(jīng)濟(jì)以及福利體系的不斷進(jìn)步與完善，人的壽命逐漸延長(zhǎng)，老年人口撫養(yǎng)比上升，老齡化現(xiàn)象日益突出。一方面，老年人口的增加，極大地促進(jìn)了老年人消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展，相應(yīng)地增加了收入不足以覆蓋消費(fèi)支出缺口的風(fēng)險(xiǎn)，一旦出現(xiàn)入不敷出，家庭將必須付諸于消費(fèi)信貸；另一方面，相較于以往，家庭更為重視子女的教育與醫(yī)療，在此方面相應(yīng)的投資支出增多，當(dāng)出現(xiàn)流動(dòng)性短缺時(shí)，不得不通過借助負(fù)債方式緩解（郭新華等，2015）[3]?；诖耍覀兲岢鲅芯考僭O(shè)一。

H1：人口結(jié)構(gòu)與家庭借貸需求緊密相關(guān)，少兒撫養(yǎng)比的下降或老人撫養(yǎng)比的上升將帶來家庭借貸需求及債務(wù)規(guī)模的增加。

改革開放三十多年來，老年人口在家庭中的比重迅速攀升，而孩子數(shù)則日趨下滑，由此帶來家庭成員的不斷減少，即家庭的平均規(guī)模正在逐漸地小型化（曾毅，2005[4]；樊綱治等，2015[5]）。觀察CFPS在2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)，樣本家庭的成員數(shù)平均為3．32人/戶，稍高于中國(guó)在2010年進(jìn)行人口普查時(shí)的3．10人/戶。農(nóng)村地區(qū)與城鎮(zhèn)地區(qū)占比最多的家庭均為三口之家，分別占比21．9%、34．1%。家庭成員較多時(shí)，可共擔(dān)家庭風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)家庭抵御不利沖擊的能力。然而在當(dāng)前小型化的家庭規(guī)模趨勢(shì)下，家庭中可共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的成員數(shù)銳減，經(jīng)濟(jì)來源單一，家庭借助外源融資的可能性提高，由此擴(kuò)大了借貸需求及債務(wù)規(guī)模（許桂華，2014）[6]。為此，我們提出研究假設(shè)二。

H2：家庭規(guī)模與家庭債務(wù)負(fù)相關(guān)。家庭成員越少，家庭借貸的可能性越高。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)特征

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文使用2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（ChinaFamily Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)隔兩年跟蹤調(diào)查一次，通過對(duì)全國(guó)代表性樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調(diào)查，以期反映我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)變遷狀況。經(jīng)一定的篩選后，我們最終獲得2 934個(gè)有效家庭樣本數(shù)據(jù)。模型中的主要變量有：

（1）家庭借貸?；貧w分析中有兩個(gè)被解釋變量：在Logit模型中，被解釋變量為家庭是否借貸（如果家庭借貸，debt_dum=1；如果沒有，debt_dum=0）；在Tobit模型中，被解釋變量為家庭債務(wù)的絕對(duì)數(shù)（debt）。模型中的家庭債務(wù)既包括正規(guī)金融渠道，也包括民間借貸等非正規(guī)融資渠道。

（2）人口結(jié)構(gòu)。借鑒以往文獻(xiàn)的做法，模型中代表家庭人口結(jié)構(gòu)的變量包括：少兒撫養(yǎng)比（記為kid），指家庭中0歲至14歲占15歲至59歲人口之比；老年撫養(yǎng)比（記為old），指60歲及以上人口占15歲至59歲人口之比；家庭規(guī)模（fsize）。

家庭借貸活動(dòng)的開展是有認(rèn)知成本的，而人力資本水平的提高會(huì)使人們更合理配置家庭資產(chǎn)并以更低成本進(jìn)行融資。而且，人力資本是借助于其所蘊(yùn)含的認(rèn)知與理解技能間接決定居民的投融資需求。本文以戶主的受教育程度測(cè)量人力資本水平，若戶主是大專及以上學(xué)歷（edu_colle）則賦值1，否則為0。

家庭的消費(fèi)支出、收入資產(chǎn)狀況和家庭所在地區(qū)通常也會(huì)影響到家庭的借債能力。因此，以家庭消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)（ln_consum）、家庭純收入（ln_wage，包括全部家庭成員）和其平方項(xiàng)（ln_wagesq，控制非線性影響）作為控制變量。作為貸款的主要抵押物，房產(chǎn)也將對(duì)家庭的借貸需求產(chǎn)生一定的影響，因此模型中考慮了房產(chǎn)價(jià)值（housing）。地域差異以虛擬變量衡量：east_dum、middle_dum、west_dum，依次代表東中西三個(gè)區(qū)域變量①。

此外，支配家庭借貸需求的要素還取決于戶主婚否，年齡大小以及是否為男性。同時(shí)，為考察年齡的非線性影響，本文在模型中增加戶主年齡的二次項(xiàng)（agesq）；若戶主為男性，則gender為1，否則為0；若戶主已婚，則married為1，否則為0。其余相關(guān)變量說明詳見表1。

表1 關(guān)鍵指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

（二）均值統(tǒng)計(jì)與初步分析

平均而言，家庭面臨收入約束，傾向于借債。截至2014年，在受調(diào)查的2 934戶樣本家庭中，將近有1 056戶家庭進(jìn)行借貸，借貸比率平均為36%。表1顯示家庭債務(wù)與居民消費(fèi)支出的均值分別為3.37萬元和4.23萬元，家庭總收入均值達(dá)4.66萬元。以住房貸款為例，在調(diào)查的家庭中有348個(gè)家庭有住房貸款，占全部家庭的13.09%，貸款的平均額度為10 096元。

人口結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大的變化：中國(guó)家庭的老年人口比由1990年的8.3%提高到2014年的21%，而少兒比則由1990年的41.5%跌至2014年的24%；與此同時(shí)，我們觀察家庭的平均規(guī)模正日趨小型化，平均為3.10人/戶。此外，我們發(fā)現(xiàn)戶主的平均年齡為49.8歲，其受教育程度中大專及以上學(xué)歷僅占9.2%。91%的家庭擁有房產(chǎn)，且絕大部分位于市中心。家庭經(jīng)濟(jì)決策者以男性為多，占53%。

四、計(jì)量模型和實(shí)證結(jié)果

式（5）中，debt_dum代表家庭是否借貸，借債則取值為1，反之為0；P代表家庭是否進(jìn)行借貸的概率；對(duì)任意實(shí)數(shù)z，均有0＜G（z）＜1。模型中Household_structure表示與家庭人口結(jié)構(gòu)相關(guān)的解釋變量，control則表示相關(guān)的控制變量，且ε～N（0，σ2）。

考慮到家庭債務(wù)數(shù)據(jù)是截?cái)嗟?，本文進(jìn)一步使用Tobit模型估計(jì)家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭債務(wù)的影響。

公式（6）和（7）代表Tobit模型。其中，debt表示家庭去年的實(shí)際債務(wù)規(guī)模，debt*代表debt大于0的樣本值。Household_structure與control這兩個(gè)變量與上文Logit模型所指代的含義相同。

（二）回歸結(jié)果與討論

表2為人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)是否影響家庭借貸的Logit模型回歸。依次將老年人口撫養(yǎng)比（old）、少兒人口撫養(yǎng)比（kid）以及家庭規(guī)模（fsize）分別納入Logit模型中，以此逐項(xiàng)細(xì)致考察人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭是否借貸的影響（見表2的Logit1、Logit2、Logit3三列）。表2的Logit4列則同時(shí)納入上述三個(gè)變量。值得注意的是，表2所展示的是解釋變量對(duì)因變量的邊際效應(yīng)，其符號(hào)方向與普通回歸系數(shù)的方向相一致，不會(huì)影響我們的分析。

觀察表2的Logit1列，可發(fā)現(xiàn)，家庭是否借貸與老年人口占比（old）正相關(guān)。這是因?yàn)椋鄬?duì)于年輕人、身體健康的人，老年人的醫(yī)療支出、傷病死亡的風(fēng)險(xiǎn)較高，其更需要應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的保障。而伴隨老齡化進(jìn)程的逐步推進(jìn)，我國(guó)的社會(huì)福利體系并沒有配套到位，致使相當(dāng)多的家庭不得不完全承擔(dān)老年人口的生活支出，增加了家庭開支。同時(shí)，老年群體消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變以及老年市場(chǎng)的不斷開發(fā)完善，將進(jìn)一步帶來老年群體消費(fèi)支出的增加。而當(dāng)家庭無法彌補(bǔ)支大于收的缺口時(shí)，其將只能借助負(fù)債滿足流動(dòng)性的要求，由此導(dǎo)致家庭的借貸需求上升，與回歸結(jié)果相一致。

（一）模型設(shè)定

鑒于被解釋變量是介于0與1之間的受限因變量，我們首先采用Logit模型考察人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭借貸需求的影響。計(jì)量模型設(shè)定為：

表2 家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭是否借貸的Logit模型回歸結(jié)果

觀察表2的Logit2列，可發(fā)現(xiàn)，家庭是否借貸與家庭少兒人口撫養(yǎng)比負(fù)相關(guān)，盡管統(tǒng)計(jì)上不顯著。在當(dāng)前的實(shí)際國(guó)情下，家庭中的孩子數(shù)量日趨下降，這一方面歸于計(jì)劃生育政策的推行，另一方面則在于社會(huì)迅速發(fā)展背景下家庭生育觀念的轉(zhuǎn)變。較少的子女?dāng)?shù)量使得家長(zhǎng)在孩子身上投入更多的資源和精力，而當(dāng)入不敷出時(shí)，家庭傾向于借貸，由此導(dǎo)致家庭債務(wù)累積。另一方面，中國(guó)新生兒出生率在2013年已降至12．08‰這一較低水平，致使家庭中的子女?dāng)?shù)量不斷下降，使得少兒人口撫養(yǎng)比對(duì)家庭借貸需求僅有微弱的影響。

年齡結(jié)構(gòu)是人口結(jié)構(gòu)的主要構(gòu)成部分。在人口趨向老齡化的過程中，勞動(dòng)力人口數(shù)量下降，少兒撫養(yǎng)比下降，老人撫養(yǎng)比升高，這需要更高的外部資金來支撐老齡化社會(huì)的消費(fèi)支出，印證了表2中老年撫養(yǎng)比與少年撫養(yǎng)比對(duì)家庭借貸的影響符號(hào)，且與理論假設(shè)一相一致。

表2的Logit3列結(jié)果顯示家庭規(guī)模（fsize）的邊際影響為負(fù)，這意味著家庭規(guī)模越小，借貸的可能性越高，與假設(shè)二相符。家庭成員越多，一方面意味著家庭的經(jīng)濟(jì)來源越多元化且收入水平較高，另一方面表明成員之間可共擔(dān)和分散家庭風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)家庭抵抗各種風(fēng)險(xiǎn)的能力，導(dǎo)致對(duì)借貸的需求較低。計(jì)劃生育政策的推行，使得我國(guó)的家庭規(guī)模日趨小型化，家庭中可共擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的成員數(shù)量下降，一旦出現(xiàn)收入不足覆蓋消費(fèi)支出的資金缺口，家庭將不得不進(jìn)行外部融資。最后，當(dāng)模型中同時(shí)考慮反映人口結(jié)構(gòu)變化的這三個(gè)變量時(shí)，回歸結(jié)果表明三個(gè)變量對(duì)家庭是否借貸的邊際影響與單獨(dú)考慮時(shí)的結(jié)果相一致，并以此顯示了上述三個(gè)主要變量回歸的穩(wěn)健性。

就控制變量來說，消費(fèi)支出高的家庭對(duì)借貸的需求顯著高于低消費(fèi)支出的家庭。作為重要的貸款抵押物，具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)保障作用的房產(chǎn)對(duì)家庭借貸需求有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。在地區(qū)差異方面，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部和中部地區(qū)，其對(duì)借貸的需求遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于西部地區(qū)。對(duì)此可能的解釋是，相較于西部地區(qū)，東部與中部地區(qū)融資的方式更為多元化，不僅僅局限于正規(guī)的外部融資渠道，還包括非正式的民間融資。具體到戶主的個(gè)體特征，模型結(jié)果表明年齡的水平項(xiàng)統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)，平方項(xiàng)則統(tǒng)計(jì)顯著為正，顯現(xiàn)U型，與生命周期理論相一致。而且，戶主婚否、是否接受高等教育都將顯著影響家庭的借貸需求，男主人更傾向于借貸。

在表3中，我們使用Tobit模型研究家庭人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)的關(guān)系。結(jié)果表明，反映人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)的三個(gè)關(guān)鍵變量和其他控制變量的回歸系數(shù)符號(hào)與Logit模型相類似。家庭中60歲及以上老年人口撫養(yǎng)比越高、家庭規(guī)模越小，家庭的債務(wù)越多。同時(shí)，家庭中14歲及以下的少兒人口撫養(yǎng)比越低，家庭債務(wù)也越多，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。在控制變量中，對(duì)家庭債務(wù)有正向影響的變量有：消費(fèi)支出（ln_consum）、大專及以上學(xué)歷（edu_colle）、房產(chǎn)（housing）、已婚（married）等變量。對(duì)家庭債務(wù)有負(fù)向影響的是地區(qū)變量（east_dum、middle_dum），與之前的Logit模型相比，在Tobit模型中地區(qū)變量east_dum、middle_dum的系數(shù)大小明顯增加，這表明區(qū)域差異對(duì)家庭債務(wù)有較為顯著的擠出效應(yīng)。而且，戶主年齡對(duì)家庭債務(wù)有非線性的影響，其水平項(xiàng)統(tǒng)計(jì)為負(fù)，平方項(xiàng)顯著為正?？紤]到Tobit模型中各主要變量與控制變量的回歸結(jié)果與上述Logit模型的回歸結(jié)果相類似，故不再贅述。

表3 家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭債務(wù)的影響

既然人口結(jié)構(gòu)影響家庭借貸需求，那么其究竟借助何種路徑傳導(dǎo)至家庭借貸上？我們通過在模型中引入人口結(jié)構(gòu)變量與收入的交互項(xiàng)進(jìn)行分析。表4顯示，逐一引入老年撫養(yǎng)比、少年撫養(yǎng)比、家庭規(guī)模與收入的交互項(xiàng)后，無論是Logit模型還是Tobit模型回歸，各交互項(xiàng)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，表明收入分配是人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭借貸的主要作用機(jī)制。人口結(jié)構(gòu)的變化影響勞動(dòng)收入份額的經(jīng)濟(jì)機(jī)理是：人口撫養(yǎng)比的上升將擴(kuò)大資本的積累，而資本與勞動(dòng)相互替代，最終將帶來勞動(dòng)收入份額的降低。這是因?yàn)椋杖霙Q定家庭是否借貸，但年齡結(jié)構(gòu)的變動(dòng)將影響收入的分配：少年時(shí)，剛步入工作，薪水較低；而人到中年時(shí)，收入逐步累積，并增至最高點(diǎn)；再至老年時(shí)，退休，收入迅速下滑，即人口結(jié)構(gòu)通過收入分配間接影響家庭債務(wù)累積。而當(dāng)老年人口撫養(yǎng)比或者少兒撫養(yǎng)比提高時(shí)，社會(huì)中工作人口數(shù)相對(duì)降低，減少了整個(gè)社會(huì)的工資收入總額，進(jìn)一步提高家庭進(jìn)行借貸的可能性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們對(duì)基準(zhǔn)回歸模型做一些變化來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。值得注意的是，在考慮了收入、住房特征、工作類別這些家庭特征變量之后，模型中主要變量的回歸系數(shù)符號(hào)及大小的變動(dòng)較小，再次印證了我們回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

若模型中某些變量存在內(nèi)生性，則將造成回歸結(jié)果的有偏。以模型中家庭的消費(fèi)支出這一變量為例，其可能對(duì)家庭借貸是敏感的，家庭是否借貸及債務(wù)的規(guī)模將減少或擴(kuò)大消費(fèi)支出，以此帶來相反的因果影響，導(dǎo)致模型結(jié)果有偏。由此，本文考慮消費(fèi)支出的內(nèi)生性，選擇家庭所在省份2013年的消費(fèi)增長(zhǎng)率作為消費(fèi)支出的工具變量，并分別進(jìn)行IVProbit、IVTobit回歸。該方法假設(shè)家庭是否借貸及債務(wù)規(guī)模對(duì)家庭所在省份的消費(fèi)增長(zhǎng)率影響甚微。觀察表5可以發(fā)現(xiàn)，模型中反映人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)的主要變量的回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性同基準(zhǔn)回歸模型相一致，由此顯示主要變量對(duì)家庭借貸需求的影響是穩(wěn)健的，消費(fèi)支出變量本身的內(nèi)生性對(duì)變量間的影響關(guān)系作用程度較小。

表4 人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭借貸需求的影響機(jī)制

五、結(jié)論與政策性建議

當(dāng)前我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)老齡化與家庭規(guī)模小型化的顯著特征，而家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)及內(nèi)部保障能力的強(qiáng)弱很大程度上取決于家庭的人口結(jié)構(gòu)，因此，家庭人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)將支配家庭是否借貸及債務(wù)規(guī)模的大小。在此背景下，本文借助最新的2014年CFPS的家庭追蹤數(shù)據(jù)，仔細(xì)探討了家庭債務(wù)與人口結(jié)構(gòu)的關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)，家庭60歲及以上老年人占比越高、14歲及以下的少兒占比越低、家庭規(guī)模越小，家庭越傾向于借貸，債務(wù)規(guī)模增加。

表5 工具變量回歸

老齡化進(jìn)程的推進(jìn)與養(yǎng)老體系的不完善，造成老年人借貸需求的上升。在當(dāng)前我國(guó)實(shí)際的國(guó)情背景下，中國(guó)家庭的子女?dāng)?shù)量不斷降低，這一方面源于計(jì)劃生育政策的推行，另一方面則歸于社會(huì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)步與發(fā)展下的生育觀念的轉(zhuǎn)變。較少的子女?dāng)?shù)導(dǎo)致家庭更為關(guān)愛，使得有孩子的家庭反而更傾向于進(jìn)行借貸，以滿足子女的各種支出。此外，家庭規(guī)模的縮小表明家庭中可共分風(fēng)險(xiǎn)的成員數(shù)減少，弱化了家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，導(dǎo)致家庭不得不借助于外部借貸。

在上述分析的基礎(chǔ)上，本文給出如下政策啟示：（1）相關(guān)政府部門應(yīng)盡快完善社會(huì)福利體系，承擔(dān)一部分贍養(yǎng)老人的責(zé)任，以使家庭債務(wù)控制在恰當(dāng)范圍之內(nèi)。（2）政府和金融機(jī)構(gòu)應(yīng)協(xié)力完善金融體制改革，促進(jìn)消費(fèi)信貸的發(fā)展，豐富家庭的借款渠道，促進(jìn)家庭合理負(fù)債，以此刺激內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（3）家庭提高資金配置與防范風(fēng)險(xiǎn)的能力和意識(shí)，以規(guī)避因過度負(fù)債造成家庭破產(chǎn)。

注釋：

①CFPS調(diào)查項(xiàng)目中涉及的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、廣東；中部地區(qū)包括山西、黑龍江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、云南、貴州、陜西、甘肅以及青海。

［1］YOO P S．Age dependent portfolio selection［Z］．Federal Reserve Bank of ST．Louis Working Paper，1994（3）：1-22．

［2］MCCARTHY D．Household portfolio allocation：a review of the literature［J］．Clin orthop relat res，2004，106（4）：357-385．

［3］郭新華，陳斌，伍再華．中國(guó)人口結(jié)構(gòu)變化與家庭債務(wù)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證考察［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2015（4）：96-99．

［4］曾毅．中國(guó)人口老化、退休金缺口與農(nóng)村養(yǎng)老保障［J］．經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005，4（4）：1043-1066．

［5］樊綱治，王宏揚(yáng)．家庭人口結(jié)構(gòu)與家庭商業(yè)人身保險(xiǎn)需求：基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］．金融研究，2015（7）：170-189．

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責(zé)任編輯：曹華青

Population Structure and Household Debt:M icrocosm ic Evidence from CFPS

Zhou Li，Wang Cong
（Economics School，Jinan University，Guangzhou 510632，China）

Using China Family Panel Studies（CFPS）in 2014，authors discussed the influence of household population structure on the demand of debt and debt scale from the micro angle．Results show that:（1）Elderly dependency ratio of population is positive with household borrowing requirements，which means that the elderly dependency ratio rising will promote household debt grow．（2）Children's population dependency ratio is negatively related to the demand of household borrowing，which means that the increase of young people dependency ratio will decrease total household debt development．（3）The shrinking family size will lead to increased demand for household borrowing．（4）Population structure change mainly influences the household borrowing requirements with the help of income distribution mechanism．

population structure，household debt，China Family Panel Studies（CFPS）

F830

A

1003-3890（2017）03-0031-07

2016-10-06

廣東省打造“理論粵軍”2013年度重大資助項(xiàng)目（LLYJ1317）；廣東省高等學(xué)校高層次人才項(xiàng)目（YCJ201143）

周利（1988-），女，安徽阜陽人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑?；王聰?958-），男，貴州貴陽人，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑凇?/p>