家庭債務(wù)與居民消費(fèi)質(zhì)量

沈兆林

摘 要：基于中國(guó)追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，文章實(shí)證檢驗(yàn)了收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民消費(fèi)的調(diào)節(jié)效應(yīng)和對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)質(zhì)量的影響，以及在不同收入水平、不同財(cái)富水平和城鄉(xiāng)居民家庭差異下，家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。實(shí)證結(jié)果表明：家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)具有顯著正向影響，且家庭純收入和家庭總資產(chǎn)對(duì)居民總支出均有顯著正向影響，即強(qiáng)化了財(cái)富效應(yīng)。由于居民消費(fèi)質(zhì)量會(huì)隨時(shí)間改變，消費(fèi)者只有滿足基本物質(zhì)生活需求后才會(huì)關(guān)注發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)，因此文章將生存型消費(fèi)作為較低質(zhì)量消費(fèi)的衡量，將發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)作為較高質(zhì)量消費(fèi)的衡量，并進(jìn)一步將居民消費(fèi)質(zhì)量與收入不平等聯(lián)系起來(lái)。我們觀察到家庭債務(wù)對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的促進(jìn)作用顯著大于對(duì)生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用，并且收入不平等在家庭債務(wù)影響居民消費(fèi)質(zhì)量的過(guò)程中具有調(diào)節(jié)作用。在不同收入水平、不同財(cái)富水平和城鄉(xiāng)居民家庭中，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響也存在顯著差異。研究結(jié)論有利于提高我國(guó)居民消費(fèi)水平和消費(fèi)質(zhì)量，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)金融促進(jìn)消費(fèi)質(zhì)量的提高。

關(guān)鍵詞：家庭債務(wù)比率;消費(fèi);收入不平等;消費(fèi)質(zhì)量;消費(fèi)結(jié)構(gòu)

一、引言

2020年5月23日，習(xí)近平總書(shū)記在全國(guó)政協(xié)十三屆三次會(huì)議聯(lián)組會(huì)上強(qiáng)調(diào)，應(yīng)該把滿足國(guó)內(nèi)需求作為發(fā)展的出發(fā)點(diǎn)，加快構(gòu)建完整的內(nèi)需體系，逐步形成以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)互相促進(jìn)的新發(fā)展格局，推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。2008年金融危機(jī)以后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越來(lái)越依靠國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資，外貿(mào)依存度持續(xù)下降。近年來(lái)，社會(huì)消費(fèi)品零售總額從2007年同比增長(zhǎng)達(dá)到最高的25%后逐年下降，到2018年12月份同比增長(zhǎng)只有8.2% 數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，如無(wú)特別說(shuō)明，均為同比名義增長(zhǎng)。;同時(shí)，居民的人均消費(fèi)支出占人均可支配收入的比重也由2013年的72%下降至2017年的70.5%，因此消費(fèi)存在供需失衡的矛盾，消費(fèi)質(zhì)量下降。此外，由于受到新冠疫情沖擊，消費(fèi)需求在短期內(nèi)受到極大程度的遏制，如何促進(jìn)消費(fèi)反彈，如何通過(guò)消費(fèi)金融來(lái)刺激消費(fèi)、改善我國(guó)消費(fèi)質(zhì)量，拉動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)升級(jí)備受關(guān)注。

黨的十九大報(bào)告指出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、金融科技、人工智能和實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合，在中高端消費(fèi)、創(chuàng)新引領(lǐng)、數(shù)字經(jīng)濟(jì)、共享經(jīng)濟(jì)、綠色低碳經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域形成新動(dòng)能。消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)是在客觀因素的支配下尋求消費(fèi)改善的過(guò)程，從具體形式上看，消費(fèi)升級(jí)包含消費(fèi)總量的增加、消費(fèi)品質(zhì)的提高、新的消費(fèi)內(nèi)容和消費(fèi)形式（王蘊(yùn)和黃衛(wèi)挺，2013）。十三五規(guī)劃中也提出應(yīng)順應(yīng)消費(fèi)加速升級(jí)，實(shí)現(xiàn)供給和消費(fèi)環(huán)境的改善，釋放消費(fèi)潛能，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，擴(kuò)大內(nèi)需，更好地滿足當(dāng)代消費(fèi)需求，實(shí)現(xiàn)新經(jīng)濟(jì)下的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，通過(guò)提升消費(fèi)質(zhì)量驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中，擴(kuò)大內(nèi)需的核心是激發(fā)和調(diào)動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資潛力，以便更有效地支持供需互動(dòng)形成的經(jīng)濟(jì)循環(huán)，明確供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是我國(guó)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系的主線。在供給端，寬松的貨幣政策和各項(xiàng)政府激勵(lì)措施促使金融類機(jī)構(gòu)不斷創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù);在需求端，受到房?jī)r(jià)快速上漲和消費(fèi)信貸（如信用卡、花唄、借唄等）超前消費(fèi)理念不斷深入的影響，增加了信貸需求，負(fù)債性消費(fèi)促使我國(guó)家庭部門(mén)杠桿率不斷攀升。根據(jù)中國(guó)社會(huì)科學(xué)院金融研究所等權(quán)威機(jī)構(gòu)報(bào)告，2016年我國(guó)居民杠桿率（居民部門(mén)債務(wù)占GDP比重）已達(dá)52.6%。報(bào)告顯示，2000年中國(guó)居民杠桿率只有14.11%，2008年也僅為19.9%，隨后居民杠桿率呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，8年間激增30多個(gè)百分點(diǎn)，已明顯高于發(fā)展中國(guó)家38.7%的平均水平（見(jiàn)圖1 家庭數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)國(guó)家資產(chǎn)負(fù)債表2018》，李揚(yáng)，中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社;Gini系數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。）。負(fù)債是把“雙刃劍”，適度的居民家庭負(fù)債不僅能促進(jìn)居民生活質(zhì)量的提升，還有助于增強(qiáng)工作動(dòng)力，釋放消費(fèi)需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量健康發(fā)展;而過(guò)度負(fù)債不僅削弱居民當(dāng)期消費(fèi)能力，造成信用違約，還會(huì)強(qiáng)化信貸約束，誘發(fā)金融風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在中國(guó)，已然出現(xiàn)居民家庭債務(wù)迅速攀升而消費(fèi)增速下降的局面，同時(shí)考慮到消費(fèi)升級(jí)和消費(fèi)質(zhì)量提升是新時(shí)代經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和持續(xù)擴(kuò)大內(nèi)需的關(guān)鍵因素，家庭杠桿率過(guò)高是否會(huì)對(duì)消費(fèi)形成擠出效應(yīng)？高杠桿是否透支了居民的消費(fèi)能力進(jìn)而影響到消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量的提高？這是本文關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題。

此外，本文旨在通過(guò)一個(gè)不同于以往大多數(shù)研究的視角來(lái)證明家庭債務(wù)與居民消費(fèi)質(zhì)量之間的關(guān)系，我們考察了收入不平等在家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。我們觀察到，同期居民收入差距不斷擴(kuò)大，基尼系數(shù)從2000年的0.42上升到2009年的0.49，盡管隨后持續(xù)降低到2016年的0.47，但仍然屬于世界居民收入差距較大國(guó)家之一（見(jiàn)圖1）。Bahadir等（2020）通過(guò)研究跨國(guó)家庭債務(wù)和消費(fèi)數(shù)據(jù)建立一般均衡模型得出結(jié)論表明，不平等程度越高的國(guó)家，消費(fèi)對(duì)沖擊的反應(yīng)越敏感。家庭信貸沖擊對(duì)消費(fèi)有正向影響，但隨著時(shí)間流逝，這些影響逐漸消失，并且對(duì)某些國(guó)家最終產(chǎn)生負(fù)面影響，其中基尼系數(shù)更高的國(guó)家會(huì)在家庭信貸沖擊中表現(xiàn)出更大的短期收益，而長(zhǎng)期消費(fèi)收益將受到更大的負(fù)面影響。尹志超等（2021）基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等會(huì)顯著提高中國(guó)家庭杠桿率水平，當(dāng)收入差距提高10%，家庭杠桿率顯著提升4.64%，隨著收入不平等程度加劇，低財(cái)富家庭杠桿將顯著提高。因此筆者認(rèn)為，收入不平等和家庭需求渠道之間存在強(qiáng)烈的因果關(guān)系。那么，中國(guó)收入不均現(xiàn)象已處高位，收入不平等是否會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響？是否會(huì)在家庭債務(wù)影響消費(fèi)的過(guò)程中起到一種調(diào)節(jié)作用，影響機(jī)制是什么？在不同收入水平家庭和城鄉(xiāng)居民家庭之間，這種調(diào)節(jié)作用是否存在一定差異？是否會(huì)進(jìn)一步影響到消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量？厘清這些問(wèn)題既可以作為相關(guān)研究的證據(jù)，也能為擴(kuò)大內(nèi)需、提升消費(fèi)、推動(dòng)我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和促進(jìn)消費(fèi)高質(zhì)量發(fā)展提供政策思路。

本文剩余部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō);第三部分是研究設(shè)計(jì)，說(shuō)明數(shù)據(jù)來(lái)源和模型設(shè)定;第四部分是實(shí)證結(jié)果與分析;第五部分是結(jié)論和政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

關(guān)于居民家庭債務(wù)對(duì)家庭消費(fèi)的影響研究大多建立在微觀數(shù)據(jù)分析基礎(chǔ)上，居民家庭加杠桿究竟能否促進(jìn)消費(fèi)仍然未有定論。一方面，我國(guó)居民家庭收入水平提高、年輕一代居民家庭傳統(tǒng)觀念改變、互聯(lián)網(wǎng)的普及和消費(fèi)環(huán)境的改善等，以及房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期增強(qiáng)，剛需的房屋消費(fèi)者和投機(jī)的消費(fèi)者共同推動(dòng)了住房貸款快速增長(zhǎng)，從而伴隨著居民家庭債務(wù)的快速增長(zhǎng)，這種適度規(guī)模的家庭負(fù)債能夠產(chǎn)生“財(cái)富效應(yīng)”，同時(shí)拉動(dòng)相關(guān)行業(yè)消費(fèi)（Dynan和Maki，2001; 易行健和周利，2018; Mian等，2019）。另外一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，家庭債務(wù)與凈金融財(cái)富的效應(yīng)正好相反，家庭債務(wù)的上升并不會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用，它還會(huì)抑制消費(fèi)支出。當(dāng)居民債務(wù)不斷積累的時(shí)候，會(huì)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，過(guò)高的債務(wù)規(guī)模使得居民家庭的資產(chǎn)負(fù)債表惡化，剛性償付壓力令居民家庭不得不壓縮當(dāng)期消費(fèi)（Mian和Sufi，2011;潘敏和荊陽(yáng)，2018）。基于此，本文提出兩種研究假說(shuō)以待驗(yàn)證：

假說(shuō)H1：在其他因素相同情況下，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)具有積極的促進(jìn)作用，即“財(cái)富效應(yīng)”占主導(dǎo)支配作用;

假說(shuō)H2：在其他因素相同情況下，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)具有消極的抑制作用，即“擠出效應(yīng)”占主導(dǎo)支配作用。

現(xiàn)有文獻(xiàn)將收入不平等與家庭債務(wù)和消費(fèi)聯(lián)系起來(lái)的不多，主要針對(duì)的是收入差距擴(kuò)大對(duì)消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有異質(zhì)性。一方面，主流消費(fèi)理論如Modigliani（1954）的生命周期假說(shuō)和Friedman（1957）的持久收入假說(shuō)以及Hall（1978）的理性預(yù)期生命周期假說(shuō)均認(rèn)為收入再分配不會(huì)影響總量消費(fèi)。收入差距擴(kuò)大可以認(rèn)為是暫時(shí)性的收入波動(dòng)，家庭會(huì)通過(guò)增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄來(lái)平滑消費(fèi)，因此收入差距增大對(duì)消費(fèi)起抑制性作用。另一方面，部分學(xué)者認(rèn)為收入不平等是影響家庭消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素。Duesenberry（1949）最早提出相對(duì)收入假說(shuō)，該理論認(rèn)為家庭總儲(chǔ)蓄并不取決于家庭收入的絕對(duì)值，而是與周圍人群的消費(fèi)行為有關(guān)，相對(duì)收入較低家庭為了攀比會(huì)提高自己的消費(fèi)率來(lái)追趕高收入家庭消費(fèi)水平，從而提高消費(fèi)率。在此基礎(chǔ)上，只有少數(shù)文章專門(mén)將收入差距和家庭部門(mén)債務(wù)作為影響消費(fèi)的重要因素。Alter等（2018）研究表明，較低收入家庭的抵押貸款份額（作為衡量金融市場(chǎng)準(zhǔn)入不平等的指標(biāo)）影響了家庭債務(wù)與消費(fèi)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，但未考慮其他衡量不平等的指標(biāo)，也沒(méi)有將研究結(jié)果與具體理論聯(lián)系起來(lái)。Kumhof 等（2015）研究表明，高收入家庭的比例不斷增加，導(dǎo)致杠桿率和危機(jī)增加，但并未解釋家庭債務(wù)與企業(yè)債務(wù)之間的重要差異。Iacoviello（2008）指出，美國(guó)家庭債務(wù)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)是由于收入不平等程度持續(xù)提高，然而并未有其他文章證明收入不平等程度高的經(jīng)濟(jì)體家庭債務(wù)增長(zhǎng)也更快。Bahadir等（2020）從理論上證明了收入不平等會(huì)對(duì)家庭借貸增加消費(fèi)產(chǎn)生影響，家庭借貸可以在短期內(nèi)增加家庭消費(fèi)，其代價(jià)是大幅降低中長(zhǎng)期增長(zhǎng)率，但這篇文章沒(méi)有提供數(shù)據(jù)和理論模型之間的緊密聯(lián)系。

因此本文擬從收入不平等視角入手，以中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CFPS）2010-2016年的家庭數(shù)據(jù)為樣本，采用穩(wěn)健的雙向固定效應(yīng)模型并引入家庭債務(wù)與收入不平等的交互項(xiàng)來(lái)分析我國(guó)收入不平等在家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)影響中的調(diào)節(jié)作用?；诖?，本文提出如下假說(shuō)以待證實(shí)：

假說(shuō)H3：收入不平等在家庭債務(wù)影響家庭消費(fèi)的過(guò)程中具有調(diào)節(jié)作用，收入不平等可能會(huì)強(qiáng)化家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的正向影響;

假說(shuō)H4：收入不平等在家庭債務(wù)影響家庭消費(fèi)的過(guò)程中具有調(diào)節(jié)作用，收入不平等可能會(huì)強(qiáng)化家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的抑制效應(yīng)。

此外，收入不平等是否會(huì)進(jìn)一步影響家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量的影響？在不同收入水平家庭和城鄉(xiāng)居民家庭之間，收入不平等的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在一定差異？也是值得深入探究的問(wèn)題。已有研究對(duì)消費(fèi)的考察中，很少涉及有關(guān)消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量的研究。20世紀(jì)80年代中期，國(guó)內(nèi)的消費(fèi)質(zhì)量研究興起，尹世杰、厲以寧等學(xué)者編著的《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)》結(jié)合了中國(guó)實(shí)際國(guó)情，研究中國(guó)消費(fèi)質(zhì)量問(wèn)題，為國(guó)內(nèi)的消費(fèi)質(zhì)量研究奠定了基礎(chǔ)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)是在客觀因素的支配下尋求消費(fèi)改善的過(guò)程，從具體形式上看，消費(fèi)升級(jí)包含消費(fèi)總量的增加、消費(fèi)品質(zhì)的提高、新的消費(fèi)內(nèi)容和消費(fèi)形式（王蘊(yùn)和黃衛(wèi)挺，2013），本文認(rèn)為消費(fèi)升級(jí)包括消費(fèi)總量的增加、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和消費(fèi)質(zhì)量的提高。張雅淋等（2019）認(rèn)為在債務(wù)類型方面，住房類負(fù)債對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生一定的抑制作用，而一般性負(fù)債會(huì)促進(jìn)消費(fèi)，并且消費(fèi)結(jié)構(gòu)所受影響也不同。戴林送（2008）構(gòu)建了我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，他認(rèn)為我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)質(zhì)量會(huì)隨時(shí)間改變導(dǎo)致消費(fèi)關(guān)注點(diǎn)改變，消費(fèi)者只有滿足基本物質(zhì)生活需求后才會(huì)關(guān)注發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)，物質(zhì)生活消費(fèi)差異縮小，發(fā)展和享樂(lè)型消費(fèi)差異變大。為了進(jìn)一步探究收入不平等對(duì)家庭負(fù)債影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文提出如下假說(shuō)以待證實(shí)：

假說(shuō)H5：收入不平等在家庭債務(wù)影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的過(guò)程中不具有明顯的調(diào)節(jié)作用，家庭債務(wù)對(duì)生存型消費(fèi)和發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)均有促進(jìn)作用，且對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的影響大于對(duì)生存型消費(fèi)的影響;

假說(shuō)H6：收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民高質(zhì)量消費(fèi)中的部分消費(fèi)內(nèi)容具有調(diào)節(jié)作用，即適當(dāng)提高家庭債務(wù)比率能夠有效推動(dòng)文教娛樂(lè)和醫(yī)療保健的支出，對(duì)于提高居民生活水平、生活質(zhì)量、子女教育水平等都具有一定促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及篩選說(shuō)明

本文選用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CFPS）2010-2016年的家庭數(shù)據(jù)為樣本，采用穩(wěn)健的雙向固定效應(yīng)模型和工具變量法分析我國(guó)收入差距在家庭債務(wù)影響家庭消費(fèi)過(guò)程中的調(diào)節(jié)機(jī)制。CPFS數(shù)據(jù)庫(kù)是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心負(fù)責(zé)實(shí)施的，經(jīng)過(guò)2010年基線調(diào)查后每?jī)赡曜鲆淮胃櫿{(diào)查，旨在通過(guò)追蹤個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)來(lái)反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷的數(shù)據(jù)庫(kù)。CFPS的樣本覆蓋全國(guó)28個(gè)省/市/自治區(qū) CFPS的樣本覆蓋中國(guó)除香港、澳門(mén)、臺(tái)灣、新疆、西藏和寧夏之外的28個(gè)省/市/自治區(qū)。的人口，這28個(gè)地區(qū)人口約占總?cè)丝冢ú缓郯呐_(tái)）的95%，是一個(gè)全國(guó)代表性樣本。但事實(shí)上，因?yàn)榍嗪?、?nèi)蒙古和海南的數(shù)據(jù)僅包含一戶家庭，因此最終我們選取25個(gè)省/市/自治區(qū)的數(shù)據(jù)。CFPS的調(diào)查信息分為5個(gè)部分，分別是村居問(wèn)卷、家庭成員問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷、少兒?jiǎn)柧砗统扇藛?wèn)卷。本文使用的家庭總消費(fèi)、家庭純收入、家庭凈資產(chǎn)、家庭人口結(jié)構(gòu)等信息來(lái)自家庭問(wèn)卷，而戶主的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況等個(gè)人信息來(lái)自成人問(wèn)卷。綜上，本文使用了2010年至2016年連續(xù)4年的家庭數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)整理中保留了4572戶連續(xù)4年均接受追訪的家庭，最終得到有效樣本規(guī)模為18288個(gè)的平衡面板數(shù)據(jù)。

CFPS數(shù)據(jù)中有詳細(xì)的家庭收入信息，且2010-2016年間的四輪調(diào)查具有良好的可比性，可較準(zhǔn)確地衡量一個(gè)地區(qū)的收入不平等程度及變化趨勢(shì)，因此我們參考周廣肅等（2018）的方法用CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中家庭人均純收入計(jì)算得到收入的基尼系數(shù)，作為本文關(guān)鍵調(diào)節(jié)變量。這里我們選擇用全樣本中與2010年可比的家庭人均純收入計(jì)算基尼系數(shù)。首先，之所以使用全樣本人均收入數(shù)據(jù)而不是用確定戶主以后的家庭的人均收入，是因?yàn)榛嵯禂?shù)作為衡量一個(gè)地區(qū)收入不平等的指標(biāo)，減少樣本數(shù)量以后可能導(dǎo)致結(jié)果偏差;其次，從2012年起，CPFS數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷做了重大調(diào)整，導(dǎo)致2010年和2012年以后的問(wèn)卷在工資收入、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)收入和轉(zhuǎn)移收入上的統(tǒng)計(jì)有出入，而本文內(nèi)容需要用到2010-2016年不同輪次之間同一批家庭收入的變化數(shù)據(jù)，因此使用可比收入，避免了由于問(wèn)卷提問(wèn)內(nèi)容不同導(dǎo)致的收入變化。計(jì)算結(jié)果顯示，2010年全國(guó)平均基尼系數(shù)為0.484，2012年增加到0.487，到了2014年則降低為0.466，2016年為0.453。這一變化趨勢(shì)甚至是數(shù)值都與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的基尼系數(shù)基本一致。此外，在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，我們也引入省級(jí)的Theil指數(shù)和對(duì)數(shù)偏差均值MLD（Mean Logarithmic Deviation）指數(shù)作為衡量收入不平等的替代變量。

考慮到家庭總支出、家庭債務(wù)比率（家庭總負(fù)債/家庭總資產(chǎn)）、家庭純收入和家庭總資產(chǎn)可能受到異方差與極端值影響，模型中對(duì)家庭總支出、家庭純收入和家庭總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)，并對(duì)家庭債務(wù)比率在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理。同時(shí)，因?yàn)檫@些價(jià)格型變量會(huì)受到宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，因此對(duì)這些價(jià)格型變量包括房?jī)r(jià)通過(guò)各省份人均GDP進(jìn)行平減。此外，為了考察家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的影響是否受收入不平等的調(diào)節(jié)作用，我們對(duì)家庭債務(wù)比率與收入基尼系數(shù)的交互項(xiàng)進(jìn)行去中心化處理，以保證交互項(xiàng)回歸的系數(shù)有意義。

回歸中使用的控制變量分為省級(jí)和家庭控制變量。省級(jí)控制變量主要是人均GDP對(duì)數(shù)、少兒撫養(yǎng)比（16歲以下含16歲兒童在家庭常住人口中的比例）和老年人撫養(yǎng)比（65歲以上含65歲老人在家庭常住人口中的撫養(yǎng)比），數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，省級(jí)變量在家庭債務(wù)影響消費(fèi)模型中為相對(duì)外生變量。家庭控制變量分為戶主信息和家庭層面的控制變量。戶主信息控制變量包括：戶主、性別、年齡及年齡的平方、教育程度、婚姻狀況、健康狀況等。由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有明確定義戶主，所以本文將2010年的“家庭主事人”、2012年的“最熟悉家庭財(cái)務(wù)的成員”、2014和2016年的“財(cái)務(wù)回答人”指代為各年份的戶主。戶主性別（gender）為虛擬變量，男性賦值為1，女性為0。戶主年齡（age）是家庭戶主的周歲，我們將戶主年齡控制在16歲至65歲之間，同時(shí)考慮到戶主年齡可能對(duì)支出存在非線性影響，我們引入了戶主年齡的平方項(xiàng)（agesq）。戶主的受教育程度（edu）是由受教育年限來(lái)衡量 我們參考李小嘉和蔣承（2014），將受教育年限劃分如下：小學(xué)以下的受教育年限為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中、職業(yè)高中、中專、技校為12年，大專、高職為15年，大學(xué)本科為16年，碩士研究生為19年，博士研究生為22年。。戶主的婚姻狀況（married）分為未婚、已婚、離異和喪偶，簡(jiǎn)化起見(jiàn)我們將已婚記為1，其他記為0。戶主健康狀況（health）分為5個(gè)等級(jí)：非常健康記為1、很健康記為2、比較健康記為3、一般健康記為4和不健康記為5。家庭層面控制變量包括：家庭純收入（與2010年可比）、家庭總資產(chǎn)、家庭人口數(shù)量、家庭勞動(dòng)力等。其中：家庭純收入（ln（incijt））使用與2010年可比的家庭純收入，包括工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入;家庭總資產(chǎn)（ln（assetijt））主要由土地、房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和耐用消費(fèi)品構(gòu)成; 家庭人口數(shù)量（pop），即CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)原始數(shù)據(jù)的家庭規(guī)模（familysize），表示家庭成員的數(shù)量，包含住在家里的和有經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的外出成員。對(duì)于家庭勞動(dòng)力（labor）情況，我們將家庭中有成年未婚男性賦值為1，其他為0。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

（二）模型設(shè)定

為考察我國(guó)收入差距對(duì)家庭債務(wù)影響家庭消費(fèi)支出的調(diào)節(jié)作用，我們先考察家庭債務(wù)對(duì)家庭總支出的直接影響，再加入家庭債務(wù)比率與基尼系數(shù)的交互項(xiàng)，進(jìn)一步分析收入不平等的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1.家庭債務(wù)對(duì)家庭支出的直接影響

參考周廣肅和樊綱等（2018）以及Jin 等（2011） 的模型，我們將基本的計(jì)量模型設(shè)定如下：

lnexpijt=α+β1levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（1）

其中，i、j和t分別表示家庭個(gè)體、家庭所在省份和所處的調(diào)查年份。被解釋變量lnexpijt表示2010年至2016年間家庭總支出（exp）的對(duì)數(shù)。根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)分類，家庭總支出包括居民消費(fèi)性支出（pce）、轉(zhuǎn)移性支出（eptran）、福利性支出（epwelf）和建房購(gòu)房貸款支出（mortage）。levijt為家庭債務(wù)比率（家庭總負(fù)債/家庭總資產(chǎn)）CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中家庭總負(fù)債包括房貸和非房貸負(fù)債。，是主要解釋變量。家庭債務(wù)比率可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，與居民消費(fèi)之間出現(xiàn)聯(lián)立性誤差，即居民消費(fèi)與家庭總負(fù)債（或家庭總資產(chǎn)）互為因果關(guān)系。因此我們采用經(jīng)過(guò)平減后各省在2010年至2016年的平均商品房銷售價(jià)格作為家庭債務(wù)的工具變量（潘敏和劉知琪，2018），該工具變量符合相關(guān)性和外生性兩個(gè)假設(shè)條件。就相關(guān)性而言，商品房銷售價(jià)格可能對(duì)家庭債務(wù)比率的分子分母同時(shí)產(chǎn)生影響，而通過(guò)工具變量回歸的第一階段回歸結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，商品房銷售價(jià)格是通過(guò)影響家庭資產(chǎn)進(jìn)而影響到家庭債務(wù)比率的。同時(shí)，通過(guò)控制時(shí)間的穩(wěn)健弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量為63.889，大于10的經(jīng)驗(yàn)規(guī)則，拒絕工具變量是弱工具變量的原假設(shè)。其次Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量結(jié)果為61.877，在1%顯著性水平上拒絕“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)，即工具變量符合外生性條件，與模型殘差項(xiàng)無(wú)關(guān)。所有統(tǒng)計(jì)結(jié)果都表明，商品房平均銷售價(jià)格作為工具變量是合理的。

同時(shí)，我們控制了可能影響居民家庭消費(fèi)的其他因素，F(xiàn)ijt為家庭層面特征向量，包括家庭純收入、家庭總資產(chǎn)、家庭人口數(shù)量和家庭勞動(dòng)力;Iijt為戶主層面特征向量，包括戶主的性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、健康狀況等;provjt表示省份虛擬變量;δt表示年份虛擬變量;εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。省份虛擬變量可以控制居民消費(fèi)環(huán)境和消費(fèi)習(xí)慣以及其他重要經(jīng)濟(jì)變量的地區(qū)差異，年份虛擬變量則可以控制居民消費(fèi)及家庭債務(wù)的時(shí)間趨勢(shì)。

2. 收入差距對(duì)家庭債務(wù)影響家庭支出的間接影響

為考察收入差距在家庭債務(wù)影響家庭總消費(fèi)過(guò)程中是否具有調(diào)節(jié)作用，我們?cè)谀Ｐ停?）的基礎(chǔ)上引入收入不平等變量Ginijt以及收入不平等和家庭債務(wù)的交互項(xiàng)Ginijt*levijt，建立模型（2）：

lnexpijt=α+β1levijt+β2Ginijt+β3Ginijt*levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（2）

其中解釋變量Ginijt為衡量該家庭所在省份的收入不平等情況的變量，收入不平等和家庭債務(wù)的交互項(xiàng)Ginijt*levijt是本文關(guān)注的重要指標(biāo)。若收入不平等程度增加（減少）會(huì)放大（縮小）家庭債務(wù)對(duì)家庭總消費(fèi)的影響，則β3系數(shù)顯著。

3. 收入差距對(duì)家庭債務(wù)影響家庭消費(fèi)質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

對(duì)于消費(fèi)質(zhì)量的概念，國(guó)內(nèi)學(xué)者較多認(rèn)可尹世杰和蔡德榮（1992）所給出的消費(fèi)質(zhì)量的定義，他們認(rèn)為消費(fèi)質(zhì)量即消費(fèi)的主體、客體與環(huán)境相互作用之間形成的關(guān)于消費(fèi)的本質(zhì)特性，是根據(jù)人們的生活需求、消費(fèi)欲望的滿足程度而體現(xiàn)的內(nèi)在表現(xiàn)，由主體質(zhì)量、客體質(zhì)量和環(huán)境質(zhì)量三部分組成。而根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，該理論認(rèn)為人的需求從低到高分為五層：生理需求、安全需求、愛(ài)與歸屬的需求、尊重需要、自我實(shí)現(xiàn)的需求。隨著人民生活水平的提高，人們的需求從低層次的滿足生理需求到更高層次的滿足自我實(shí)現(xiàn)需求，表現(xiàn)為需求的結(jié)構(gòu)優(yōu)化、消費(fèi)質(zhì)量提升。在生活水平達(dá)到一定高度后，居民消費(fèi)質(zhì)量的衡量應(yīng)該更多地從生存型消費(fèi)轉(zhuǎn)移到發(fā)展與享樂(lè)型的高層次消費(fèi)指標(biāo)，如通訊、文化娛樂(lè)、教育、醫(yī)療保健等服務(wù)性支出，隨著社會(huì)的發(fā)展，人們?cè)絹?lái)越追求消費(fèi)質(zhì)量的提升。

本文設(shè)定一個(gè)指標(biāo)Qualityijt表示家庭i在時(shí)間t的消費(fèi)質(zhì)量，因無(wú)法衡量消費(fèi)的環(huán)境質(zhì)量，我們僅從個(gè)體家庭差異分析，將生存型消費(fèi)作為較低質(zhì)量消費(fèi)，將發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)作為較高質(zhì)量消費(fèi)，代為衡量消費(fèi)質(zhì)量的高低，即：

Qualityijt=α+β1levijt+β2Ginijt+β3Ginijt*levijt+γ1Fijt+γ2Iijt+γ3provjt+γ4δt+εijt（3）

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響家庭總支出的實(shí)證結(jié)果

利用Stata14統(tǒng)計(jì)軟件，我們對(duì)模型（1）和（2）進(jìn)行了估計(jì)，表2中第2至4列是模型（1）的回歸結(jié)果，第5至7列是模型（2）的回歸結(jié)果?？紤]到時(shí)間和地區(qū)差異都可能對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響，所以在OLS回歸中控制了時(shí)間和省份虛擬變量。雖然控制了時(shí)間和省份虛擬變量，但仍可能受到省級(jí)以下遺漏變量的影響，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏差，例如家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好和家庭儲(chǔ)蓄意愿的不同也會(huì)直接影響家庭債務(wù)比率，同時(shí)也可能與地區(qū)的收入不平等程度相關(guān)，構(gòu)成潛在的遺漏變量。因此為解決遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，我們采用控制時(shí)間和地區(qū)的穩(wěn)健的雙向固定效應(yīng)模型（FE_TW）。此外，參考潘敏和劉知琪（2018）采用經(jīng)過(guò)GDP平減的各省在2010-2016年的平均商品房銷售價(jià)格作為家庭債務(wù)的工具變量，該工具變量符合相關(guān)性和外生性兩個(gè)假設(shè)條件，進(jìn)一步解決內(nèi)生性問(wèn)題，表2匯報(bào)了詳細(xì)回歸結(jié)果。

表2報(bào)告了家庭債務(wù)對(duì)居民總支出影響的回歸結(jié)果?；谀Ｐ停?）和模型（2）的結(jié)果顯示，家庭債務(wù)顯著促進(jìn)了居民總支出，且均在統(tǒng)計(jì)意義上具有1%的顯著性水平，說(shuō)明目前我國(guó)負(fù)債消費(fèi)的傾向確實(shí)存在。同時(shí)家庭純收入和家庭總資產(chǎn)對(duì)居民總支出均有顯著正向影響，也進(jìn)一步驗(yàn)證了財(cái)富效應(yīng)的存在，并且證明我國(guó)消費(fèi)金融的發(fā)展還處于較低水平，居民借貸能力還有進(jìn)一步優(yōu)化的空間，因此借助金融杠桿和金融創(chuàng)新手段比如普惠金融、高質(zhì)量商業(yè)借款平臺(tái)的發(fā)展等，能夠促進(jìn)居民消費(fèi)。因此假說(shuō)H1得到驗(yàn)證，即在其他因素相同的情況下，適度家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)有積極的促進(jìn)作用。

表2的第5至6列在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了收入不平等和收入不平等與家庭債務(wù)比率的交互項(xiàng)，考察收入不平等在家庭債務(wù)影響消費(fèi)的過(guò)程中是否具有一定的調(diào)節(jié)作用。回歸結(jié)果顯示，家庭債務(wù)比率的系數(shù)顯著為正，收入不平等的系數(shù)顯著為負(fù)，收入不平等與家庭債務(wù)比率的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民總支出的確有調(diào)節(jié)作用，即在一定條件下適當(dāng)?shù)氖杖氩黄降瘸潭鹊脑黾訒?huì)放大家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)的正面影響。一個(gè)可能的原因是，收入差距擴(kuò)大，高收入家庭和中低收入家庭對(duì)未來(lái)消費(fèi)預(yù)期不同，高收入家庭對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期增加，因此家庭消費(fèi)也增大;而中低收入家庭通過(guò)借貸消費(fèi)突破流動(dòng)性約束，在整個(gè)生命周期內(nèi)平滑消費(fèi)，從而增加了家庭總支出。

在表2的第4和第7列，我們將家庭債務(wù)比率視為內(nèi)生變量，引入平減后的商品房銷售價(jià)格作為工具變量得到IV的回歸結(jié)果。我們采用2SLS進(jìn)行估計(jì)，來(lái)驗(yàn)證工具變量的有效性。首先根據(jù)Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)工具變量與內(nèi)生變量是否相關(guān)，結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè);然后在一階段回歸中Kleibergen-Paap F統(tǒng)計(jì)量的值為81.784和63.889，顯著大于10的經(jīng)驗(yàn)規(guī)則，拒絕工具變量是弱識(shí)別的原假設(shè);最后，DWH（DURBIN-WU-HAUSMAN） F檢驗(yàn)結(jié)果在1%顯著性水平上證明工具變量是外生的，與殘差項(xiàng)無(wú)關(guān)。所有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都顯示，工具變量的選擇具有合理性，模型設(shè)定可靠。從IV回歸結(jié)果來(lái)看，家庭債務(wù)比率和家庭債務(wù)比率與收入不平等交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性與前面OLS和雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)論一致。因此綜合上述結(jié)果，假說(shuō)H3得到驗(yàn)證，收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民總支出的確有調(diào)節(jié)作用，即在一定條件下適當(dāng)?shù)氖杖氩黄降瘸潭鹊脑黾訒?huì)放大家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)的正面影響。

（二）收入差距、家庭負(fù)債與居民消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)

當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的階段，伴隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，居民消費(fèi)也在逐漸升級(jí)，同時(shí)，家庭消費(fèi)的轉(zhuǎn)型升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)也具有一定促進(jìn)作用。因此分析收入差距對(duì)家庭負(fù)債影響居民消費(fèi)的調(diào)節(jié)作用時(shí)，有必要進(jìn)一步分析這種調(diào)節(jié)作用對(duì)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類，一般家庭消費(fèi)性支出包含8個(gè)類別，分別是食品煙酒，衣著，居住，生活用品及服務(wù)，交通和通信，教育、文化和娛樂(lè)，醫(yī)療保健，其他用品和服務(wù)。CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中也根據(jù)樣本將消費(fèi)性支出分為對(duì)應(yīng)的8個(gè)類別，我們參考潘敏和劉知琪（2018）的分類方法，將家庭消費(fèi)性支出分為生存型消費(fèi)和發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)兩大類。其中，生存型消費(fèi)包括食品、衣著和居住;而發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)包括;生活用品、醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂(lè)和其他消費(fèi)，是人們?yōu)榱俗非蟾玫陌l(fā)展和更舒適的生活產(chǎn)生的消費(fèi)。由于居民消費(fèi)質(zhì)量會(huì)隨時(shí)間改變，消費(fèi)者只有滿足基本物質(zhì)生活需求才會(huì)關(guān)注發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)，因此若居民家庭消費(fèi)主要集中于生存型消費(fèi)時(shí)我們將其視為家庭消費(fèi)質(zhì)量較低，若居民家庭消費(fèi)主要集中于發(fā)展和享樂(lè)型消費(fèi)時(shí)我們將其視為家庭消費(fèi)質(zhì)量較高。

表3顯示了以較低質(zhì)量消費(fèi)（生存型消費(fèi)）和較高質(zhì)量消費(fèi)（發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)）作為被解釋變量的模型（3）的回歸結(jié)果，第（2）列到第（5）列為生存型消費(fèi)支出，第（6）列到第（9）列為發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)支出。從結(jié)果來(lái)看，家庭債務(wù)比率對(duì)兩種類型的居民消費(fèi)都具有顯著的促進(jìn)作用，其中，對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的影響顯著大于其對(duì)生存型消費(fèi)的影響，表明適當(dāng)增加家庭債務(wù)對(duì)樣本期內(nèi)居民家庭的消費(fèi)升級(jí)均有一定促進(jìn)作用。收入的基尼系數(shù)對(duì)生存型消費(fèi)具有顯著負(fù)向作用，而對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的影響為正但并不顯著。家庭債務(wù)比率和收入不平等的交互項(xiàng)對(duì)生存型消費(fèi)具有負(fù)向影響，而對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)影響為正，但這兩種消費(fèi)類別均不顯著。說(shuō)明收入不平等對(duì)家庭負(fù)債影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)并不具有明顯的調(diào)節(jié)效應(yīng)，假說(shuō)H5得到了驗(yàn)證。

因此我們對(duì)消費(fèi)質(zhì)量做進(jìn)一步分析。隨著消費(fèi)市場(chǎng)的持續(xù)完善和消費(fèi)環(huán)境的不斷優(yōu)化，公共設(shè)施覆蓋率提高、社會(huì)服務(wù)也更加全面，從消費(fèi)質(zhì)量的角度來(lái)看，不同于維持和滿足基本生活需求（食品、衣著和住房等方面）的生存型消費(fèi)，在現(xiàn)代社會(huì)中更能體現(xiàn)居民家庭消費(fèi)層次的是發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)支出，它是為了追求更高層次的生活質(zhì)量和更好的發(fā)展機(jī)會(huì)而進(jìn)行的消費(fèi)。林曉珊（2020）通過(guò)分析文教娛樂(lè)、交通通訊和醫(yī)療保健三項(xiàng)支出的基尼系數(shù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，交通通訊的基尼系數(shù)為0.5427，文教娛樂(lè)的基尼系數(shù)為0.7486，醫(yī)療保健的基尼系數(shù)為0.7482，因此她認(rèn)為對(duì)于消費(fèi)質(zhì)量而言，文教娛樂(lè)支出和醫(yī)療保健支出對(duì)家庭消費(fèi)不平等的貢獻(xiàn)更大，因此將這兩個(gè)消費(fèi)項(xiàng)目納入消費(fèi)質(zhì)量考察體系。參考林曉珊的設(shè)定，我們也針對(duì)文教娛樂(lè)和醫(yī)療保健支出考察家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。

回歸結(jié)果如表4所示，家庭債務(wù)比率對(duì)文教娛樂(lè)支出和醫(yī)療保健支出都具有顯著的正向影響，并且提高居民家庭債務(wù)比率對(duì)醫(yī)療保健支出的促進(jìn)效果比對(duì)文化娛樂(lè)支出的促進(jìn)效果更明顯。同生存型消費(fèi)與發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)類似，收入基尼系數(shù)對(duì)文教娛樂(lè)支出具有顯著抑制作用，收入不平等每提升1%，文教娛樂(lè)支出減少約0.36%，但對(duì)于醫(yī)療保健支出的影響不顯著。而收入不平等的調(diào)節(jié)效應(yīng)主要體現(xiàn)在醫(yī)療保健支出上，收入不平等程度的增加會(huì)顯著促進(jìn)家庭債務(wù)比率對(duì)醫(yī)療保健支出的正向影響，但對(duì)文教娛樂(lè)支出沒(méi)有明顯影響，假說(shuō)H6得到了驗(yàn)證。

上述實(shí)證結(jié)果表明，適當(dāng)提高家庭債務(wù)比率會(huì)顯著促進(jìn)生存型和發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)的增加，且對(duì)發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)的促進(jìn)作用明顯大于對(duì)生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用，但收入不平等程度增加則抑制了生存型消費(fèi)的增加，這可能與兩類消費(fèi)的特征和結(jié)構(gòu)相關(guān)。相比于家庭相對(duì)剛性的生存型消費(fèi)支出，發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)是具有更高彈性的高層次支出需求，更容易受到家庭債務(wù)變化的影響;并且發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)主要有汽車購(gòu)置、娛樂(lè)教育支出、醫(yī)療保健支出、其他交通通訊工具購(gòu)買(mǎi)維修、家電家具購(gòu)置及其他耐用品需求支出等，這類需求在一定程度上需要依靠消費(fèi)信貸來(lái)實(shí)現(xiàn)，從而對(duì)消費(fèi)信貸的變化更為敏感。適當(dāng)提高家庭債務(wù)比率對(duì)于促進(jìn)家庭消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)同樣具有顯著正向影響，能夠有效推動(dòng)文教娛樂(lè)和醫(yī)療保健的支出，對(duì)于提高居民生活水平、生活質(zhì)量、子女教育水平等都具有一定促進(jìn)作用。

（三）拓展分析

1.不同收入水平和財(cái)富水平下家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響

通過(guò)之前的分析我們發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)提高家庭債務(wù)比率對(duì)于促進(jìn)家庭消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)具有顯著正向影響，而家庭收入是影響家庭支出的重要決定因素，那么這一結(jié)論在不同收入水平下是否不同呢？在本部分，我們參考甘犁等（2018）將樣本按收入分組劃分為收入前20%、后20%和處于中間60%的家庭，通過(guò)雙重固定效應(yīng)檢驗(yàn)不同收入組別下，家庭債務(wù)是否會(huì)對(duì)居民的消費(fèi)質(zhì)量產(chǎn)生不同作用。表5結(jié)果顯示，家庭債務(wù)比率對(duì)中等收入人群的生存型消費(fèi)具有顯著的正向促進(jìn)作用，但對(duì)收入前20%人群和收入靠后的20%人群沒(méi)有明顯影響;而家庭債務(wù)比率對(duì)低收入家庭的發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，可見(jiàn)低收入家庭發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的消費(fèi)需求很高。因此要提升家庭的消費(fèi)質(zhì)量，應(yīng)合理調(diào)整家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提高居民收入水平，在控制風(fēng)險(xiǎn)的前提下為居民提供更多適合的金融工具，借助金融杠桿增加內(nèi)需刺激消費(fèi)質(zhì)量的提升。

表6列出了不同財(cái)富水平下家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量影響的雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果。從第3和第4列可以看出，在中等資產(chǎn)和總資產(chǎn)靠后的30%家庭，家庭債務(wù)比率對(duì)家庭生存型消費(fèi)支出始終是正向且顯著的影響，說(shuō)明適度提高家庭負(fù)債比率能有效促進(jìn)這部分家庭的生存型消費(fèi)，但對(duì)資產(chǎn)靠前的30%家庭作用并不明顯;同時(shí)對(duì)于第5至7列的發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)而言，提高家庭負(fù)債比率對(duì)全部家庭的發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)均具有明顯的促進(jìn)作用，特別是針對(duì)中等財(cái)富家庭和資產(chǎn)靠后30%家庭，促進(jìn)作用更明顯。因此適度的家庭債務(wù)比率的提升會(huì)顯著促進(jìn)家庭消費(fèi)質(zhì)量的提升，特別是針對(duì)中等財(cái)富家庭，其消費(fèi)由較低質(zhì)量的生存型消費(fèi)向較高質(zhì)量的發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)的轉(zhuǎn)換更明顯。

2.城鄉(xiāng)差異下家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響

在現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體建設(shè)過(guò)程中，結(jié)構(gòu)性問(wèn)題已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要關(guān)注點(diǎn)，而我國(guó)長(zhǎng)期的二元結(jié)構(gòu)使得城市和農(nóng)村居民發(fā)展不平衡程度進(jìn)一步擴(kuò)大，城市居民和農(nóng)村居民在家庭借貸觀念、借款行為和家庭消費(fèi)方面也產(chǎn)生了較大差異，因此有必要進(jìn)一步從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，分析城鄉(xiāng)間差異化下家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。通過(guò)對(duì)比表7中城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民兩組樣本數(shù)據(jù)，基于模型（1）我們可以看出，不管是城鎮(zhèn)居民家庭還是農(nóng)村居民家庭，家庭債務(wù)的增加均有助于促進(jìn)家庭消費(fèi)支出，且家庭負(fù)債對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于對(duì)生存型消費(fèi)的促進(jìn)作用。因此從整體上來(lái)看，當(dāng)期我國(guó)居民在物質(zhì)生活上的消費(fèi)大體得到滿足，人們的關(guān)注點(diǎn)已經(jīng)從吃飽飯穿暖衣向更高質(zhì)量的教育、娛樂(lè)、醫(yī)療等發(fā)展與享樂(lè)型資源消費(fèi)轉(zhuǎn)換。從消費(fèi)發(fā)展的過(guò)程來(lái)看，人們只有在滿足了基本的物質(zhì)生活需求的條件下，才會(huì)注重享樂(lè)和發(fā)展資料的消費(fèi)。對(duì)比城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，家庭負(fù)債對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)的生存型消費(fèi)和發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的促進(jìn)作用均比農(nóng)村地區(qū)低，說(shuō)明農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)升級(jí)空間更大，適度的家庭負(fù)債對(duì)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)的促進(jìn)作用也更強(qiáng)，農(nóng)村面臨的流動(dòng)性約束更強(qiáng)，而合理提升農(nóng)村居民借貸能力可以更有效刺激農(nóng)村地區(qū)的居民消費(fèi)（韓立巖，2018）。因此政府要提高居民消費(fèi)，促進(jìn)城鄉(xiāng)地區(qū)均衡發(fā)展，應(yīng)考慮合理利用農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)金融，推出更多惠農(nóng)政策，提高農(nóng)民收入水平和財(cái)富水平，進(jìn)而刺激農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)質(zhì)量提升。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于基尼系數(shù)只是衡量收入差距的指標(biāo)之一，其本身的計(jì)算方式也存在一定的局限性。并且由于本文基尼系數(shù)是依據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)的家庭人均純收入計(jì)算得到的收入的基尼系數(shù)，而家庭純收入中的經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入會(huì)因受經(jīng)濟(jì)周期等因素的影響發(fā)生波動(dòng)，轉(zhuǎn)移性收入的不確定性也較大，因此對(duì)家庭純收入的穩(wěn)定性也會(huì)產(chǎn)生一定影響。此外，基尼系數(shù)對(duì)于處于收入不平等中間的那部分家庭的收入更敏感，也一定程度上降低了基尼系數(shù)的可信度。因此為了驗(yàn)證本文的研究結(jié)論，我們參考周廣肅等（2018）使用了其他度量方法，如省級(jí)的Theil指數(shù)和對(duì)數(shù)偏差均值MLD（Mean Logarithmic Deviation）指數(shù)作為衡量收入不平等的替代變量來(lái)檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。表8的結(jié)果顯示主要結(jié)論與上文所述基本一致，因此證明本文主要結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策含義

本文在對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理的基礎(chǔ)上使用CFPS（家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)）通過(guò)平衡面板數(shù)據(jù)模型研究我國(guó)收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民消費(fèi)質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以及不同收入水平、財(cái)富水平及城鄉(xiāng)居民家庭差異下，家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。實(shí)證結(jié)果表明：第一，家庭債務(wù)對(duì)家庭消費(fèi)具有顯著正向影響，且家庭純收入和家庭總資產(chǎn)對(duì)居民總支出均有顯著正向影響，說(shuō)明財(cái)富效應(yīng)顯著，擠出效應(yīng)較弱。第二，加入收入不平等（Gini）和家庭債務(wù)比率與收入不平等的交互項(xiàng)（levjt*Ginijt）后，收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民總支出的確有調(diào)節(jié)作用，即在一定條件下適當(dāng)?shù)氖杖氩黄降瘸潭鹊脑黾訒?huì)放大家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)的正面影響。第三，由于居民消費(fèi)質(zhì)量會(huì)隨時(shí)間改變，消費(fèi)者只有滿足基本物質(zhì)生活需求才會(huì)關(guān)注發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)，進(jìn)而提高居民消費(fèi)質(zhì)量，因此有必要進(jìn)一步分析這種調(diào)節(jié)作用對(duì)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。從結(jié)果來(lái)看，家庭債務(wù)比率對(duì)發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的影響顯著大于其對(duì)生存型消費(fèi)的影響，表明家庭債務(wù)增加對(duì)樣本期內(nèi)居民家庭的消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)具有一定促進(jìn)作用，但收入不平等對(duì)家庭負(fù)債影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)并不具有明顯的調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過(guò)對(duì)消費(fèi)質(zhì)量做進(jìn)一步分析我們發(fā)現(xiàn)，收入不平等對(duì)家庭債務(wù)影響居民高質(zhì)量消費(fèi)中的部分消費(fèi)內(nèi)容具有調(diào)節(jié)作用，即適當(dāng)提高家庭債務(wù)比率能夠有效推動(dòng)文教娛樂(lè)和醫(yī)療保健的支出，對(duì)于提高居民生活水平、生活質(zhì)量、子女教育水平等都具有一定促進(jìn)作用。

同時(shí)，我們拓展分析了在不同收入水平、不同財(cái)富水平和城鄉(xiāng)地區(qū)居民家庭差異下，家庭負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)質(zhì)量的影響。在不同收入水平下，家庭債務(wù)比率對(duì)中等收入人群的生存型消費(fèi)具有顯著的正向促進(jìn)作用，而對(duì)收入前20%人群和收入靠后的20%人群沒(méi)有明顯影響，但家庭債務(wù)比率對(duì)低收入家庭的發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，可見(jiàn)低收入家庭發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的消費(fèi)需求很高。因此要提升家庭的消費(fèi)質(zhì)量，應(yīng)合理調(diào)整家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，提高居民收入水平，在控制風(fēng)險(xiǎn)的前提下為不同居民家庭提供適合的金融工具，借助金融杠桿增加內(nèi)需刺激消費(fèi)質(zhì)量的提升。在不同財(cái)富水平下，中等資產(chǎn)和總資產(chǎn)靠后的30%家庭，家庭債務(wù)比率對(duì)家庭生存型消費(fèi)支出始終具有正向且顯著的影響，說(shuō)明適度提高家庭借貸比率能有效促進(jìn)這部分家庭的生存型消費(fèi)，但對(duì)資產(chǎn)靠前的30%家庭作用并不明顯;同時(shí)家庭債務(wù)比率的提升會(huì)顯著促進(jìn)家庭的消費(fèi)質(zhì)量的提升，特別是針對(duì)中等財(cái)富家庭，其消費(fèi)由較低質(zhì)量的生存型消費(fèi)向較高質(zhì)量的發(fā)展及享樂(lè)型消費(fèi)的轉(zhuǎn)換更明顯。在城鄉(xiāng)差異下，家庭負(fù)債對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)的生存型消費(fèi)和發(fā)展與享樂(lè)型消費(fèi)的促進(jìn)作用均比農(nóng)村地區(qū)低，說(shuō)明農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)升級(jí)空間更大，一定程度合理的家庭負(fù)債對(duì)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)的促進(jìn)作用也更強(qiáng)。因此政府要提高居民消費(fèi)水平，促進(jìn)城鄉(xiāng)地區(qū)均衡發(fā)展，應(yīng)考慮合理利用農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)金融，推出更多惠農(nóng)政策，提高農(nóng)民收入水平和財(cái)富水平，進(jìn)而刺激農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)質(zhì)量提升。

本文研究結(jié)果表明，我國(guó)消費(fèi)金融的發(fā)展還處于較低水平，居民借貸能力還有進(jìn)一步優(yōu)化的空間，因此政府在考量群體差異、地區(qū)差異的基礎(chǔ)上借助金融杠桿和金融創(chuàng)新手段在合理范圍內(nèi)進(jìn)一步促進(jìn)居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，提高居民消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)水平，真正實(shí)現(xiàn)金融促進(jìn)消費(fèi)質(zhì)量的提高。同時(shí)針對(duì)低收入群體和農(nóng)村欠發(fā)達(dá)地區(qū)，政府應(yīng)推出更多惠民政策，適度放寬農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)金融準(zhǔn)入條件，吸引優(yōu)質(zhì)金融公司開(kāi)展消費(fèi)金融業(yè)務(wù)，本著消費(fèi)金融提升農(nóng)村居民收入水平進(jìn)而提升農(nóng)村居民消費(fèi)質(zhì)量的目標(biāo)，縮小城鄉(xiāng)地區(qū)消費(fèi)差距，實(shí)現(xiàn)共同富裕。雖然樣本期內(nèi)實(shí)證結(jié)果顯示收入不平等程度的增加會(huì)顯著放大家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)的正面影響，但當(dāng)收入差距進(jìn)一步加大時(shí)，高收入人群的消費(fèi)邊際增長(zhǎng)會(huì)下降，且收入差距長(zhǎng)期擴(kuò)大會(huì)引發(fā)社會(huì)動(dòng)蕩，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，會(huì)抑制居民家庭消費(fèi)水平的提高，不是一個(gè)良性循環(huán)，因此政策制定者需要進(jìn)一步關(guān)注收入不平等擴(kuò)大可能帶來(lái)的潛在影響，將其控制在合理的范圍之內(nèi)，并且提高居民收入，才能最終擴(kuò)大消費(fèi)，不斷提高消費(fèi)質(zhì)量，有效刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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Household Debts and the Quality of Consumption：Evidence from the Regulatory Effect of Income Inequality

Shen Zhaolin

（School of Economics and Management， Wuhan University）

Abstract：Using China Family Panel Studies （CFPS） dataset，this paper examines the regulatory effect of income inequality on the impact of household debts on the structure and quality of consumption. Also investigated in the study is the impact of household debts on the quality of consumption at different income levels， different wealth levels as well as household differences between urban and rural residents. The empirical results show that household debts have a significant positive impact on household consumption， and both household net income and household total assets have a significant positive impact on household total expenditure， which strengthens the wealth effect. Because the quality of resident consumption patterns changes over time， consumers will only pay attention to their development and hedonic consumption when their basic material needs are already met. Therefore， this paper takes survival consumption as the measurement for lower quality consumption， while development and hedonic consumptions are viewed as that for higher quality consumption. And the quality of the resident consumption is then further linked with income inequality. It has been observed that the promotional effect of household debts on the development and hedonic consumption is significantly greater than that on the survival consumption， and income inequality plays a moderating role in the process of household debts affecting the quality of consumption. Evidence shows that the increase of household debts can effectively promote the expenditure in areas of culture， education， entertainment and health care. Therefore， household debt promotes the upgrading of consumption structure and can effectively promote the improvement of household consumption quality. In the meantime， there are also significant differences found in the impact of household debts on consumption quality at different income levels and different wealth levels as well as between urban and rural households. The research of this paper should be beneficial to the improvement of the consumption level and consumer quality， and further assist the improvement of consumption quality promoted by finance.

Key Words：Household Debt Ratio; Consumption; Income Inequality; Consumer Quality; Consumption Structur

責(zé)任編輯 鄧 悅