家庭收入波動、杠桿率與消費支出*——基于中國家庭金融調查的微觀證據

李冠華，陶 帥

（1.中國人民銀行征信中心博士后科研工作站，北京 100031；2.中國人民銀行金融研究所博士后科研流動站，北京 100033；3.北京工商大學黨委統戰部，北京 100048）

一、引言

近年來，隨著房價的快速上漲和消費信貸的發展，我國家庭債務總量大幅增加，致使我國居民部門杠桿率（債務/GDP）增長較快。中國人民銀行相關數據顯示，我國居民部門的杠桿率從2008年的18.2%上升到2018年的60.5%，其增速在國際清算銀行統計的43個經濟體中位列首位。現階段，我國金融系統堅持“守住不發生系統性金融風險的底線”原則，杠桿率攀升而償還能力不足引起的系統性金融風險隱患已引起越來越廣泛的關注（王育森，2017；莊毓敏和張祎，2020）。

對于家庭債務風險背后居民杠桿率攀升的原因，一些文獻認為住房貸款的持續增長、金融創新、銀行監管放松等都是重要因素（阮健弘等，2020；Dynan和Kohn，2007；Brown等，2019），還有一些文獻認為房價的快速上漲并由此帶來的預期收益增加是家庭杠桿率上升的重要動力（李冠華和徐佳，2021），并且會通過直接效應、抵押效應和投機效應三種機制渠道影響家庭杠桿率（周廣肅和王雅琦，2019）。此外，近年來數字普惠金融等金融創新模式的發展緩解了家庭的信貸約束，提高了家庭金融的可得性，也是我國家庭杠桿率不斷攀升的重要因素之一（尹志超和張號棟，2018）。

上述文獻主要從家庭債務增長的因素進行探討和研究，而家庭收入作為當前判定家庭償付能力和借款能力的直接和主要依據，其對于杠桿率的影響在以往研究中的關注不足。收入波動可能會引發杠桿選擇進而影響家庭消費變化，但目前國內很少有研究集中在家庭收入波動、杠桿率和消費之間的關系上，尤其是關于家庭微觀數據的研究。在國內外局勢復雜多變加上新冠肺炎疫情突然爆發的綜合背景下，中國2020年第一季度經濟發展呈現疲態，增速總體下降6.8%，投資、消費、出口下行壓力巨大，就業問題開始凸顯，小微企業發展困難問題也尤為棘手。這一系列的連鎖反應可能會使我國家庭面臨更大的收入不確定性，由此可能產生的家庭債務風險值得引起高度重視。本文以此為出發點，利用中國家庭金融調查（CHFS）的微觀數據，就家庭收入、杠桿率和消費互動關系進行實證檢驗，深入探討收入波動對家庭杠桿率和消費的影響。文章主要研究三個問題：第一，收入波動加劇對家庭杠桿率有何影響？第二，收入波動通過影響家庭杠桿率的變動會對家庭消費產生怎樣的影響？第三，若上述傳導機制存在，其對不同類型的群體是否存在異質性？

本文可能的學術貢獻在于：第一，本文研究收入波動對家庭杠桿率的影響，豐富了當前我國關于家庭負債方面的相關文獻，為研究當前我國家庭杠桿率的快速上升提供一個新視角。第二，本文采用家庭微觀調查的平衡面板數據，進一步探討了家庭收入波動對家庭杠桿和消費的影響，更好地補充了前期文獻研究，同時也為國家實施更有效的宏觀經濟調控政策提供有益參考。

二、理論分析與研究假設

（一）家庭收入波動與杠桿率

經濟學理論中的“生命周期—持久性收入”假說的核心思想是消費函數應該建立在消費者效用最大化基礎上，即家庭根據當期收入以及對未來收入變化的預期，進行相應的借貸或者儲蓄決策，來保證當期的消費水平，使整個生命周期的效用最大化。家庭收入作為家庭償還債務的重要來源，其波動變化對家庭杠桿水平具有至關重要的影響。在研究家庭收入的文獻中，一個主要共識是，當面臨更大的收入不確定時，家庭會尋求更多收入來源、調整他們的投資組合、增加商業保險需求或者減少消費支出，以最大限度降低其風險敞口（Aiyagari，1994；周海珍和曹航瑋，2020；尹志超等，2021）。Chang等（2020）利用挪威家庭微觀調查數據實證檢驗了家庭收入波動與家庭資產配置之間的關系，發現家庭收入波動加劇會顯著降低家庭對于風險資產的投資份額，從而降低整體的風險敞口。Lai等（2020）的研究表明，傳統的金融部門發展有助于改善家庭消費，從而抵御短暫的收入沖擊。關于收入波動對家庭杠桿率的影響可能在于，一方面，家庭收入波動加劇會使得家庭為減少風險而降低其杠桿率（Jung和Kim，2020）；另一方面，家庭收入波動加劇說明家庭收入的不確定性增加，家庭需要通過更多債務來平滑當前的消費水平以及應對不利環境所帶來的沖擊，這將使得家庭杠桿率上升（郭新華等，2016）。據此，本文提出第一對競爭性假設：

H1a：收入波動加劇會導致家庭杠桿率顯著上升。

H1b：收入波動加劇會導致家庭杠桿率顯著下降。

（二）家庭收入波動、杠桿率與消費支出

家庭收入波動會影響杠桿率，進而影響家庭消費支出。學界關于家庭杠桿水平對家庭消費支出的影響有兩種觀點。一種觀點認為二者是正相關的，高消費率是債務融資的直接結果，因為負債是平滑跨期消費的重要手段，去杠桿化的本質是增加儲蓄（王虎邦等，2019）。另一種觀點認為高杠桿會加重家庭的償債負擔，從而對家庭消費產生擠占作用（劉建國和陳婧，2020）。Ogawa和Wan（2007）的實證研究支持了這種觀點，即高杠桿對家庭消費的影響為負，特別是對于半耐用品消費和非耐用品消費更加明顯。據此，本文提出第二對競爭性假設：

H2a：家庭杠桿率對消費支出具有顯著正向影響。

H2b：家庭杠桿率對消費支出具有顯著負向影響。

關于收入波動、杠桿率和家庭消費的互動關系，Song（2019）的研究結果表明，高杠桿率的家庭對收入負向沖擊比正向沖擊更為敏感。在家庭負債累累、流動資產不足的經濟情況下，消費很容易受到收入波動的負面影響。Jung和Kim（2020）通過韓國家庭微觀調查數據發現，當家庭收入波動增大時，家庭收入對消費支出的影響會降低。Backer（2018）研究發現，高負債家庭對于收入波動的變化更為敏感，收入對消費支出的影響更大。此外，以往文獻還發現債務對家庭消費的影響具有異質性。家庭加杠桿會使生存型消費占比顯著增加，特別是對于農村家庭（潘敏和劉知琪，2018），與此同時家庭債務水平的上升會抑制發展與享受性消費的增加（張自然和祝偉，2019）。據此，本文提出第三個假設：

H3：當家庭收入波動加劇時，其對消費支出的影響會降低，并且對于不同類型的群體具有異質性。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文所使用的研究數據來自2011、2013、2015和2017年中國家庭金融調查（CHFS）構成的面板數據。CHFS是中國家庭金融調查與研究中心在全國范圍內開展的抽樣調查項目，旨在收集有關家庭金融微觀層次的相關信息。其中，第一至第四輪調查樣本家庭數量分別為8483、28141、35789、40011個，調查主要內容包括家庭人口特征、負債與信貸約束、收入與消費等相關信息。

（二）模型設計

首先探討收入波動與家庭杠桿選擇之間的聯系，借鑒Jung 和 Kim（2020）的研究，本文建立OLS回歸模型如下：

為了更好地觀測家庭債務融資活動的時間差距，根據不同時間段分別進行回歸。樣本數據以兩年為間隔，因此杠桿率變化年份只能為偶數。首先，設定K等于2，將2013-2015年的杠桿率變化（HLi,2015-HLi,2013）作為被解釋變量進行回歸估計。類似地，設定K等于4，將2011-2017年的杠桿率變化（HLi,2017-HLi,2011）作為被解釋變量重復上述回歸。最后，使用前兩年（即2011年和2013年）到后兩年（即2015年和2017年）期間平均杠桿率作為被解釋變量進行回歸。

在收入波動影響家庭杠桿選擇的同時，杠桿變化所引起的負債變化也會間接影響消費。因此，本文將注意力轉向家庭消費，分析收入波動變化與家庭消費的關系。根據Hausman檢驗結果，采用面板固定效應模型，以確定收入和債務水平變動對家庭消費支出的影響，同時考慮到收入波動的影響：

其中：consumptioni,t表示家庭消費支出的對數值，incomei,t表示家庭收入的對數值，DAi,t表示家庭桿桿率，Zi,t表示戶主特征、家庭特征和地區特征等相關控制變量，θi表示個體固定效應，λt表示年份虛擬變量，εi,t表示隨機誤差項。

（三）變量定義與描述性統計

本文通過家庭收入取對數后的標準差變動來衡量家庭收入的波動，將調查年家庭的年收入作為家庭收入波動計算的基準，家庭年收入主要由工資薪金性收入、農工商業經營性收入、投資性收入和轉移性收入構成。基于中國家庭杠桿率的增長趨勢，參照Jun和Kim（2020）的研究定義，將樣本數據年份分為兩個階段，即以2014年為臨界點，2011年和2013年為前一階段，2013年和2015年為后一階段，則標準差計算如下：

表1 收入波動的描述性統計

2.家庭杠桿率（HL）

家庭杠桿率反映了家庭的債務融資活動，債務違約風險會隨著家庭杠桿率上升而增大。家庭杠桿率的衡量指標主要有資產負債率和債務收入比（潘敏和劉知琪，2018）。鑒于本文的核心解釋變量是收入波動，為避免可能帶來反向因果的內生性問題，采用資產負債率作為家庭杠桿率，即家庭總負債與總資產的比值。

3.家庭消費（consumption）

本文研究的家庭消費主要指消費性支出，包括食品支出、衣著支出、居住支出、家庭設備用品及服務支出、醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出、其他商品和服務支出的總和。將家庭消費支出加1后取對數進行計算。

4.控制變量

控制變量主要涉及戶主個人、家庭及地區層面的相關影響因素。其中，戶主層面的控制變量包括戶主年齡、年齡平方/100、受教育年限①沒上過學、小學、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學本科、碩士、博士，分別折算教育年限為0、6、9、12、14、15、16、19、22。、婚姻狀況②戶主有配偶為1，其余為0。；家庭層面的控制變量包括家庭人口規模、少兒人口（14歲及以下）占比和老年人口（65歲及以上）占比、家庭成員擁有社會保險人數占比、家庭持有房產數量和家庭風險偏好③根據CHFS調查問卷，將風險偏好程度由低到高設為5級，1級為不愿承擔任何風險，2級為略低風險與回報，3級為平均風險與回報，4級為略高風險與回報，5級為高風險與回報。。此外，為了控制地區層面的影響因素，模型還控制家庭所在省份的固定效應。

本文選取了2011至2017年四輪調查中同時包含的樣本家庭，構成平衡面板數據。同時，將戶主年齡控制在16至95歲，刪除了家庭年收入小于等于0的家庭并將家庭收入取對數。將關鍵變量的異常值和缺失值剔除之后，最終保留了4168個樣本家庭，四期共16672個觀測值。表2是相關變量的描述性統計。

表2 變量描述性統計

四、家庭收入波動對杠桿率的影響

（一）基準回歸結果

對模型（1）進行OLS回歸，并加入省份固定效應，表3報告了回歸結果。在加入了戶主特征變量、家庭特征變量之后，總體而言，收入波動會導致家庭杠桿率顯著上升，這印證了假設H1a的猜想。從杠桿率對時間的響應程度來看，K等于4時家庭杠桿率反應的幅度最大，K等于2時反應幅度最小，這表明家庭面對收入波動變化的杠桿調整需要一段時間。在考察收入波動變化的同時，本文也綜合考慮了收入水平絕對值變化對于家庭杠桿率的影響。表3的第（2）、（4）、（6）列是加入前兩年（2011年和2013年）與后兩年（2015年和2017年）家庭平均年收入進行差值后的家庭收入水平變化，可以看出家庭收入的變動與杠桿率呈現負相關關系。家庭收入波動加劇導致杠桿率水平上升的原因可能在于，家庭收入波動加劇表明家庭收入的不確定性增加，家庭需要借更多債務來維持目前的消費以及應對不利環境所帶來的收入沖擊，家庭杠桿率不斷攀升。

表3 家庭收入波動影響杠桿率的基準回歸結果

從控制變量的回歸結果可以看出：第一，收入波動對家庭杠桿率的影響并未呈現出生命周期效應，婚姻狀況的回歸結果在統計意義上并不顯著，戶主受教育程度對家庭桿桿率有顯著負向影響，這說明教育水平越高的家庭越可能合理安排家庭融資決策，不至于過度負債。第二，家庭人口規模、少兒人口和老年人口占比等家庭人口結構特征對杠桿率的影響并不顯著，但家庭擁有社會保險人數比例的增加與其杠桿率存在著顯著負相關關系，原因可能是社會保障體系的覆蓋在一定程度上減少了家庭對于信貸的需求，從而導致家庭杠桿率下降。第三，家庭持有房產數量的增加會使得家庭杠桿率降低，原因可能是本文保留的樣本家庭中，持有多套房產的家庭相對較少，多數家庭屬于新購房貸款家庭和無房產家庭，因而使得家庭房產數量與杠桿率呈現負向影響。第四，隨著家庭主觀風險偏好的增大，家庭杠桿率也會隨之上升。

（二）異質性分析

1.家庭凈財富的異質性

一方面，家庭需要更多債務應對收入沖擊時的消費需求或者償還前期債務以避免違約風險。另一方面，借貸限制在家庭債務融資活動中同樣起著至關重要的作用。即使一個家庭需要更多的債務，如果該家庭受到信貸約束，籌集更多債務幾乎沒有可能。然而，在微觀家庭調查數據中，我們很難直接觀察到家庭是否面臨借貸約束。鑒于此，本文使用家庭凈財富作為衡量一個家庭是否受到借貸約束的標準，即用總資產減去總負債的差值進行衡量。現階段，我國對于家庭信貸采用較為嚴格的審批程序，特別是對于住房信貸更為審慎，因此抵押品資產價值是十分重要的影響因素。如果家庭凈財富水平較低或者為負值，意味著家庭整體財務狀況較為薄弱，幾乎沒有可以作為抵押品的資產，因而這些家庭可能面臨較大借貸約束，很難從銀行等金融機構獲取貸款。表4第（1）-（3）列是以家庭凈財富分組的回歸結果，以擇25%分位數和75%分位數為閾值，按照家庭凈財富分為低、中、高財富家庭。與本文之前的分析一致，中等財富家庭的杠桿率對收入波動的變化更為敏感，這些家庭不但有借貸需求，而且受到的借貸限制較小。具體而言，收入波動平均每增加一個單位，家庭杠桿率將上升6.8個百分點。低財富家庭的杠桿率相較于高財富家庭受到收入波動的影響更大，但這種影響在統計意義上并不顯著，原因可能是這些家庭由于抵押資產的匱乏受到了較大借貸約束。高財富家庭的杠桿率對收入波動變化最不敏感，因為這類家庭可以用持有的家庭資產來平滑消費、應對收入沖擊。

表4 家庭收入波動影響杠桿率的異質性分析

2.家庭年齡階段的異質性

以往很多文獻從生命周期理論的角度探討了家庭負債行為（周廣肅和王雅琪，2019）。本文將戶主年齡在40歲以下、40至60歲之間、60歲及以上的家庭分別定義為青年家庭、中年家庭和老年家庭。表4第（4）-（6）列是按照戶主年齡階段分組的回歸結果。第（4）列結果顯示，青年家庭收入波動變化并沒有對杠桿率產生顯著影響，可能是由于青年家庭認為他們未來收入的不確定性非常大，目前收入波動不被視為很大的變化。這與Chang等（2018）研究結論類似，由于職業道路不明確和工作的頻繁更替，年輕人對其真正能力及未來收入的了解尚不夠全面。第（5）列結果顯示，中年家庭杠桿率對收入波動的變化最為敏感。收入波動每增加一個單位，家庭桿桿率上升約7.4百分點。第（6）列結果顯示，老年家庭的收入波動變化與家庭杠桿率沒有統計上顯著的關系，這可歸因于相比其他家庭，他們的未來收益較低，其收入的波動變化可能對家庭資產和負債的選擇較小。

3.家庭住房數量的異質性

家庭的住房持有情況會對收入波動與杠桿率關系產生顯著影響。如果一個租房家庭計劃購買一套房子，收入波動的加劇將導致他們儲蓄更多以達到購房目的，這可以解釋為預防性儲蓄動機。相反，如果一個家庭已經持有一套房產并且暫不打算購買新房產或者擴張住房面積，則收入波動的加劇將導致更多的債務。一方面，有房貸的家庭通過擴張債務應對收入波動沖擊以暫時平滑消費，另一方面，無房貸的家庭同樣可以通過抵押房產進行融資以應對收入波動沖擊。因此，面對收入波動的加劇，有房產家庭杠桿率將比租房家庭杠桿率反應更為敏感。根據CHFS調查的問卷結果，本文將家庭分為三類，第一類是租房家庭，即持有0套房產；第二類是持有一套房產的家庭，該套房產可能是家庭目前的住所或者非實際居住房產；第三類是持有兩套及以上房產的家庭。表4第（7）-（9）列報告了家庭住房數量的分組回歸結果。可以看出，持有一套房產的家庭對收入波動變化有最敏感的反應。具體而言，收入波動每增加一個單位，持有一套房產家庭的杠桿率會上升5.1個百分點。對于租房家庭和持有兩套房產的家庭，收入波動變化與杠桿率的正相關關系比較微弱，在統計上不顯著。

五、家庭收入波動和杠桿率對消費支出的影響

在收入波動影響家庭杠桿選擇的同時，杠桿率變化也會間接影響家庭消費支出。一方面，如果家庭舉債的目的是消費支出，債務與消費之間的關系將是正相關的。收入波動加劇引起杠桿率上升，從而導致家庭消費支出增加，表現出高消費增長率和高債務增長率，這可能歸因于消費債務融資。同時，家庭去杠桿化的本質等同于儲蓄，也將使得消費支出下降，這些聯系表明家庭債務和消費之間應該存在正相關關系。另一方面，杠桿率的上升意味償債負擔的增加，可能對消費存在擠出效應，使家庭消費支出減少，從而杠桿率和消費的關系將是負相關的。因此，很難直接判定家庭杠桿率與消費支出之間的相關關系方向，需要通過實證數據來檢驗這種推測。

（一）基準回歸分析

表5報告了面板固定效應模型的回歸結果。第（1）列結果顯示，家庭收入的增長對家庭消費具有顯著正向影響。在控制相關變量之后，家庭收入每增加一單位標準差，家庭消費支出增加14.9個百分點。這支持了標準消費理論的觀點，即如果家庭受到信貸約束或者收入沖擊被認為是永久性的，則家庭收入對消費支出的影響是正向的（Hurst和Stafford，2004）。第（2）列通過家庭收入與收入波動加劇的交互項來考察家庭消費對收入波動加劇的敏感性，結果表明，收入波動加劇會對家庭消費產生負向影響，H3得到驗證。第（3）列采用了家庭收入與收入波動變化值的交互項進行回歸，結果與第（2）列相似。

表5結果還顯示，家庭杠桿率與家庭消費存在顯著正相關關系，這驗證了研究假設H2a，即如果家庭舉債的目的是消費性的，杠桿率與家庭消費之間是正相關的。這意味著家庭消費可能存在慣性，當面臨收入波動大幅增加時，家庭即使在不穩定的收入變化下也會保持當前的消費支出水平。同時，產生這種回歸結果的另一原因可能是家庭存在“借債還債”情況，避免因暫時收入波動而產生的違約風險。從收入波動的交互項的結果來看，并沒有表現出顯著統計意義，這可能表示收入波動變化對杠桿率的增加效應沒有明顯影響。

表5 家庭收入波動和杠桿率對消費支出的影響

控制變量的回歸結果方面：第一，戶主的受教育程度對家庭消費有顯著正向影響，這是因為受教育程度越高的家庭通常有更多收入和資產，并且這些家庭受到的借貸限制較小。戶主的婚姻狀態在統計意義上并不顯著，而戶主的年齡與家庭消費也不存在顯著的生命周期效應。第二，家庭人口規模、老年人口占比和參與社保人口占比與家庭消費呈正向關系，這一結果符合預期，因為家庭人口越多意味著家庭日常支出越大，老年人相較于年輕人的醫療支出也更高。第三，家庭持有房產套數與家庭消費呈正比，因為這些家庭有較高財富水平，促進了消費支出。第四，家庭風險意識越高，消費支出越多，這可能是偏好高風險的家庭往往具有超前消費和過度消費的習慣。

（二）異質性分析

1.家庭收入波動的異質性

依據前文對家庭收入波動變化程度的判定標準，將樣本家庭劃分為收入波動加劇、減少和無較大變化三個組別，分組回歸結果如表6所示。從中可以看出，對于收入波動較大的家庭，無論收入波動是增加還是減少，其收入回歸系數均相對較小，而收入波動無較大變化家庭的收入回歸系數相對較大，這反映出收入波動較大的家庭具有較強的消費平滑傾向。此外，收入波動加劇家庭的杠桿率回歸系數在5%顯著性水平下顯著為正，表明其消費支出更多地與債務水平的變化有關，而其他兩組的回歸系數在統計上并不顯著。

表6 家庭收入波動的分組回歸結果

2.家庭債務風險的異質性

基于Jung和Kim（2020）的研究方法，本文通過計算樣本家庭的債務風險指數（Household Debt Risk Index，HDRI）來評估家庭債務風險程度，該指數綜合衡量了家庭現金流量（DSI）和存量（DA）的債務風險。以往的衡量指標主要側重于衡量資產與負債的比值，而將現金流量列入衡量指數則更加全面。HDRI的具體定義如下：

其中：DSIi,t是家庭月償債額與可支配收入的比重，DAi,t是資產負債率，α和β表示衡量二者風險程度的閾值。參照Ampudia等（2016）的研究，設α=0.4、β=1，超過該閾值即表示家庭的現金流量和資產負債率處于高債務風險。如果家庭債務風險指數大于70，則把該家庭歸為高債務風險家庭④The Bank of Korea（2015）將該比值設定為100，鑒于中韓兩國國情有所差異，并且樣本中債務風險指數大于100的家庭較少，因此本文將閾值設定為70。，否則歸為低債務風險家庭。表7報告了家庭債務風險的分組回歸結果。從中可以看出，相較于高債務風險家庭子樣本，低債務風險家庭子樣本的收入回歸系數更大。表7第（2）、（5）列中交互項的估計結果或許可以解釋這種現象，收入波動加劇使得家庭收入對消費支出的影響降低，特別是對于高債務風險家庭，這與表5的回歸結果是一致的。此外，高債務風險家庭子樣本的債務回歸系數為0.039，大約是低債務風險家庭子樣本的3倍，債務與收入波動交互項的回歸系數在統計上不顯著，這與表5中的回歸結果也是一致的。

表7 家庭債務風險的分組回歸結果

3.家庭凈財富的異質性

表8是家庭凈財富的分組回歸結果。從家庭收入的回歸系數可以看出，低財富家庭的消費支出對收入波動更為敏感，而高財富家庭的消費支出基本沒有受到收入波動的影響。這一結果是合理的，因為低財富家庭的消費支出很大程度取決于家庭收入，而高財富家庭有多樣化的收入渠道，消費受到收入波動沖擊的影響較小。從杠桿率的回歸系數來看，中等財富家庭的杠桿率對消費支出的影響最大，這印證了前文的觀點，即高消費支出可能是債務融資的結果。

表8 家庭凈財富的分組回歸結果

4.家庭年齡階段的異質性

與前文的劃分標準類似，按照戶主年齡將樣本家庭分為青年、中年和老年家庭，分組回歸結果見表9。老年家庭的收入回歸系數大于青年家庭和中年家庭，這可能是因為中青年家庭面臨的收入不確定性更大，而老年的收入更為穩定，因此對家庭消費的影響更大。此外，青年家庭的杠桿率回歸系數最高且在5%顯著性水平下顯著，而中老年家庭在統計意義上并不顯著，說明青年家庭的消費與家庭債務的相關性更強。這也反映出當前許多年輕人的超前消費意識和使用信貸渠道的消費習慣，特別是收入波動加劇時，這種以消費為目的的負債行為會進一步增強。

表9 家庭年齡階段的分組回歸結果

5.家庭住房數量的異質性

表10列示了家庭住房數量的分組回歸結果。可以看出，家庭收入對消費的邊際影響隨著家庭住房數量的增加而逐漸增大，且各組的收入回歸系數均在1%顯著性水平下顯著。從交互項的回歸系數來看，面對收入波動的增加，租房家庭受到的影響最大，因為這些家庭沒有可以出售的資產以應對收入波動的沖擊。家庭杠桿率對消費支出的影響為正，但回歸系數在統計上不顯著。

表10 家庭住房數量的分組回歸結果

六、結論與相關建議

本文基于2011-2017年中國家庭金融調查（CHFS）的微觀數據，從家庭債務風險的角度出發，探討了家庭收入波動對杠桿率和消費支出的影響。研究結果表明：第一，家庭收入波動加劇會導致杠桿率上升，特別是中等財富家庭、中年家庭和持有一套房產家庭的杠桿率對收入波動加劇更為敏感。第二，收入波動加劇使得家庭收入對消費的影響顯著降低，這種情況對于高債務風險家庭、低財富家庭和中年家庭更加顯著，這反映了家庭消費平滑行為。第三，家庭杠桿率與消費支出密切相關，隨著杠桿率的上升，高負債家庭的消費將更多地受到收入波動加劇的負向影響，而以消費為目的借貸家庭的消費水平會進一步上升。

面臨當前紛繁多變的社會環境，特別是新冠肺炎疫情給家庭收入帶來的不利沖擊，有關部門應在“十四五”規劃政策文件精神的指導下，密切關注家庭部門的收入波動和杠桿率變化情況，并采取相應措施。第一，加強金融知識普及，引導家庭正確認識金融風險，注意合理健康地投資和消費，同時通過保險的方式規避意外風險，以更好地應對收入波動和意外發生的可能。以開展風險提示為核心，以提高居民家庭金融素養為目標，堅持引導居民健康理性的財務支配觀念。第二，積極響應黨和國家提出的以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局戰略思想，促進產業可持續發展，保證居民收入穩步增長，同時加大社會保障力度，減少收入波動給家庭財務穩健性帶來的危害。