家庭負債與居民幸福感
——基于門限效應的分析

楊曉萌，呂學梁

（青島大學經濟學院，山東青島，266100）

黨的十九大報告指出“中國共產黨人的初心和使命，就是為中國人民謀幸福，為中華民族謀復興”。2020年十九屆五中全會制定的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》也提出“不斷增強人民群眾獲得感、幸福感、安全感，促進人的全面發展和社會全面進步”。隨著中國經濟實力逐漸增強和人們收入水平不斷提高，如何提高居民幸福感，成為當下亟待解決的問題。

隨著我國金融市場的發展，越來越多的家庭參與金融借貸活動，住戶部門貸款余額不斷上升，家庭債務規模占GDP的比重不斷提高。家庭負債能夠平滑消費，進而解決教育、醫療等其他方面的資金需求，有助于提升家庭的福利水平，從而增強居民幸福感［1］。但是，當家庭負債過多，超過家庭負擔能力時，就會給家庭帶來還款壓力，對居民身心健康產生負面影響，降低居民的幸福感。家庭債務會影響家庭生活、福利水平，而且這種影響是復雜的。基于此，本文以家庭資產負債率指標為切入點，深入分析其對居民幸福感的非線性影響，并以抑郁程度作為補充，豐富了有關家庭負債對家庭福利影響的研究結論，厘清了其非線性影響模式，并進一步討論了這種影響在城鄉、就業和健康狀況方面的異質性，具有現實意義。

一、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

有關居民幸福感的研究非常多，家庭的微觀經濟行為會受到負債的影響，進而影響居民幸福感。債務水平是生活滿意度和財務狀況的重要決定因素［2］，本文將資產、負債納入到統一的框架進行分析，運用資產負債率指標衡量家庭負債水平，拓寬了幸福感影響因素的研究視角。已有研究發現，負債對居民幸福感既有正向影響，也有負向影響。當居民面臨流動性約束時可通過借貸來滿足當期的消費，從而提高當前經濟生活的滿足度，進而增加幸福感［3］，韓立巖等［4］的研究發現了短期負債促進消費的證據。然而負債并不是越多越好，負債是一把“雙刃劍”。張雅淋和姚玲珍［5］發現，負債家庭的消費相對剝奪顯著低于無負債家庭，表明負債可在一定程度上緩解消費相對剝奪，但對負債家庭而言，負債規模和消費相對剝奪之間具有U形的非線性關系，一定程度的負債確實能夠緩解消費相對剝奪，提升居民幸福感，但是負債超過一定程度，構成過度負債，則會加劇消費相對剝奪，對居民福祉產生不利影響。潘敏和劉知琪［6］發現，居民家庭“加杠桿”的目的是消費，但形成負債后，已有的杠桿會阻礙家庭總支出的增加。因此，負債對幸福感的影響方向是不確定的。如羅楚亮［7］在對城鄉居民幸福感差異的討論中發現負債與幸福感負相關，而劉宏等［8］在分析住房財富對幸福感的影響時卻發現，住房負債與幸福感正相關。此外，家庭債務對不同群體的幸福感可能具有異質性影響。農村居民的家庭負債對幸福感的負面影響比城市居民更大；受教育程度較低的群體和低收入階層受到的負面影響也更為明顯［1］。

與此同時，債務問題還可能會導致嚴重的焦慮等心理問題［9］，家庭債務對居民健康狀況也具有負面影響［10］，健康水平的下降會減少家庭資產，增加家庭負債［11］。可見，負債可通過影響心理和身體健康降低居民幸福感。欠債較多的人會因還款壓力而影響心理健康［12］，沉重的還款壓力還會擠出居民的醫療支出，進而影響居民的健康。因此，債務所帶來的心理壓力對于健康的影響是顯著的［13］。綜上所述，國內外學者揭示了負債對心理健康的負向作用，因此本文將家庭負債與居民抑郁程度納入到一個統一的體系中進行分析，嘗試檢驗兩者之間的關系，并作為居民主觀幸福感度量的補充，增強研究結果的穩健性。負債可能會對居民幸福感產生消極或積極兩種影響，本文使用門限效應模型檢驗了負債對居民幸福感的非線性影響，并討論了其異質性。

（二）研究假說

生命周期假說認為理性消費者需要根據自己一生得到的勞動收入與財產收入總和來安排一生的消費，使自己一生的消費支出等于一生收入所得。其效用函數的基本形式是：U(C)=U(α*Y+β*W)。其中，U()·代表效用函數，Y是理性人一生的收入，W是理性人一生的財富。由此可見，收入可通過直接滿足消費者的需求來提高幸福感，具有投資價值的資產還可產生財富效應促進消費，進而提高幸福感。同時，一個家庭擁有負債也可以緩解某一時期收入不足，促進消費，提升幸福感。

生命周期理論假設消費者可通過自由借貸平滑消費，而在現實生活中，這一條件難以滿足，消費者通常面臨流動性約束，此時，適度負債可以緩解家庭的預算約束，從而刺激消費［14］，進而提升幸福感［15］。但是，過快的負債累積可能會加劇信貸約束，弱化收入預期和資金流動性，對消費產生抑制作用［6］。對于負債規模較小的家庭而言，其還款壓力尚不構成對消費的抑制作用，但負債規模較大的家庭往往面臨著較大的還款壓力，其消費只能維持當前狀態甚至會下降，進而降低幸福水平。對于中國傳統家庭來說，隨著家庭所負擔債務的增加，居民的心理壓力也會隨之增加，這可能會對居民的身心健康產生不利影響，從而降低居民幸福感。

由此可見，負債對幸福感的影響或許呈非線性趨勢，根據以上討論，本文提出以下假說：

H1：家庭負債從無到有，會提高居民幸福感。

H2：在有負債的家庭中，一定程度的負債能夠起到增加居民幸福感的作用，但是一旦負債超過閾值形成過度負債，則會降低居民幸福感。

二、研究設計與模型設定

（一）數據來源

本文數據來源于中國家庭追蹤調查（CFPS）的全國調查數據，CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區，目標樣本規模為16 000戶，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。調查中心每隔兩年進行一次調查，目前已進行了2010年、2012年、2014年、2016年以及2018年五次調查，本文采用2018年的最新數據。將個人問卷與家庭問卷按照財務回答人合并以后，最終經過變量篩選，剔除所有缺失數據，剩余觀測值為8 810戶。

（二）變量設定

關于變量設定的具體內容如表1所示。

表1 變量設定

1.被解釋變量

本文主要的被解釋變量為居民幸福感，在CF?PS2018的調查問卷中有“你有多幸福”的問題，得分為1～10分，得分越高則代表越幸福。另外，作為幸福感變量的補充，本文還設置了抑郁程度作為第二種被解釋變量。調查對象對于幸福感的回答大多數基于自己的感受，具有主觀色彩，因此加入抑郁程度這一客觀的度量，增強主要解釋變量的說服力。在CFPS2018的調查問卷中有8個關于抑郁的問題：我感到情緒低落、我覺得做任何事都很費勁、我的睡眠不好、我感到愉快、我感到孤獨、我生活快樂、我感到悲傷難過、我覺得生活無法繼續，對于這8個問題的答案選擇均為：a.很少或者根本沒有（<1天）；b.不太多（1～2天）；c.有時或者說有一半的時間（3～4天）；d.大多數的時間（5～7天）。對于負面情緒，a.賦值為0分、b.賦值為1分、c.賦值為2分、d.賦值為3分，正面情緒則反向賦分，8個問題的答案得分加總即為抑郁指數［16］。

2.門限變量

本文以家庭資產負債率來衡量家庭負債水平，并以此作為門限變量進行研究，關注資產負債率對于居民幸福感和抑郁程度的非線性影響。參考祝偉和夏瑜擎［14］的做法，用家庭總負債與家庭總資產之比來衡量資產負債率，其中總負債為房貸、其他銀行貸款以及其他民間機構貸款之和，總資產為房產、耐用品和農用機械總值、現金及存款總額、金融產品總額之和。

3.控制變量

參考陳屹立［1］的做法，文章還選取了居民幸福感實證研究中常用的戶主特征變量和家庭特征變量作為控制變量。戶主特征變量主要有年齡、年齡的平方項、性別、受教育程度、婚姻狀況、是否黨員、戶口類型、就業狀況、保險以及健康狀況。家庭特征變量主要有家庭規模、家庭收入對數以及家庭消費對數。

（三）描述性統計

關于各種變量的描述性統計如表2所示。樣本家庭共有8 810戶，其中居民幸福感的平均得分為7.32，居民抑郁程度的平均得分是5.80，大多數受訪者幸福感較強且無抑郁傾向。家庭資產負債率的平均值為0.19，標準差達到1.187，不同家庭之間的負債水平存在較大差距。

表2 變量的描述性統計

控制變量方面，戶主年齡在16～93歲之間而且男女比例均等，家庭規模平均值在3.52左右，另外，受教育程度高、未婚、黨員、非農業戶口、失業以及擁有養老保險群體所占比例較小，健康程度平均值0.68，可見一半以上的人處于健康狀態。

（四）計量模型設定

本文采用Hansen［17］提出的門限回歸（threshold regression）模型分析家庭資產負債率對居民幸福感和抑郁程度的門限效應。

對截面數據單門限回歸模型的設定為：

其中，yi是因變量，xi是自變量，與擾動項εi不相關；qi是用來劃分樣本的門限變量（threshold vari?able），它可以是自變量的一部分。可以將以上分段函數合并寫為：

其中，I(·)為示性函數，如果括號內的表達式為真，則取值為1，反之，取值為0。可以通過零殘差平方和SSR（γ）最小估計出最優門限值，常分兩步實現殘差平方和最小：首先給定γ取值，使用OLS 估計的值，并計算殘差平方和SSR（γ）；其次選擇γ使SSR（γ）最小化。

據此，本文的單門限回歸模型可設定為：

其中，happinessi和 depressioni為因變量；ratioi為用來劃分樣本的門限變量，它可以是自變量的一部分；Xi表示各種控制變量。

類似地，設定含有兩個門限值的截面數據門限回歸模型為：

其中，happinessi和 depressioni為因變量；ratioi為用來劃分樣本的門限變量，它可以是自變量的一部分；Xi表示各種控制變量。

三、實證結果分析

（一）門限變量的參數估計

參考崔立志和陳秋堯［18］的做法，對居民幸福感和抑郁程度的門限值進行參數估計，將抑郁程度作為居民幸福感的補充，以此增強結果的穩健程度，結果如表3所示。單一門限條件下，資產負債率產生的兩個區間按照由低到高的順序分別記作ratio_1和ratio_2。同理，雙重門限條件下，兩個門限值對應的三個區間分別記作ratio_1、ratio_2和ra?tio_3。根據表3的結果，家庭資產負債率對居民幸福感的門限值約為0和28%，家庭資產負債率對居民抑郁程度的門限值約為1%和30%。其中，兩個0附近的門限值代表著有無負債的差別，而28%和30%附近的門限值可能代表過度負債的閾值。

表3 門限變量參數估計結果

（二）門限回歸分析

將家庭資產負債率作為門限變量進行回歸分析，回歸結果見表4。

如表4第1、2列所示，門限效應表明：隨著資產負債率的提高，對居民幸福感的影響呈現出先下降后上升再下降的趨勢（-1.4e+05→1.764→-0.018）。上述結果表明：一個家庭從無負債到有負債，居民幸福感會有所上升，然而隨著家庭負債水平的升高，居民幸福感則呈現出非線性特征（先增后減的倒U型走勢），可見，適度的負債確實能夠提升居民幸福感，但是隨著負債規模的增加，一旦過度負債，則會降低居民的幸福水平。在ratio_2區間里，資產負債率每增加1個單位的標準差，就會導致幸福感得分增加1.48分。與此同時，資產負債率的提高對居民抑郁程度的影響呈現出先上升后下降再上升的趨勢（195.558→-0.122→0.065）。上述結果表明：一個家庭從無負債到有負債，會緩解居民抑郁程度，然而隨著家庭負債水平的提高，居民抑郁程度則呈現出非線性特征，可見，適度的負債確實能夠在一定程度上降低居民抑郁程度，但是隨著負債規模的增加，一旦造成過度負債，則會明顯加重居民的抑郁程度。在ratio_3區間里，資產負債率每增加一個單位的標準差，會導致抑郁程度增加0.05分。綜合對幸福感和抑郁程度的分析，負債的影響呈現復雜的非線性走勢，合理范圍的負債能夠提升居民幸福感，一旦超過某一閾值（本文是28%），形成過度負債，則會加重居民的抑郁程度，降低幸福感。人們承擔債務的能力是有限的，有限的負債確實能夠改善家庭的經濟狀況，促進消費進而提升幸福感，一旦超過一定限度，債務所帶來的負面影響會超過正面影響，從而降低幸福感。

控制變量方面，從表4第1、2列中可以發現，受訪者受教育程度、是否黨員、戶口狀況、就業狀態以及養老保障情況對于居民幸福感的影響并不顯著。受訪者年齡、性別、婚姻狀況以及健康狀況對居民幸福感產生顯著影響：年齡對幸福感會產生非線性影響，呈現倒U型；女性幸福程度顯著高于男性；已婚情況下，幸福程度更高；戶主健康狀況越好，幸福感明顯越高。家庭特征層面，家庭成員規模和家庭的消費支出對數都不能對幸福感產生顯著影響，而家庭的總收入對數卻能顯著提高居民幸福感。

表4 橫截面門限回歸結果

（三）穩健性檢驗

由于門限估計值和回歸結果可能會受到個別控制變量的影響，我們逐步增加控制變量進行回歸，以檢驗結果的穩健性。隨著控制變量的逐步加入，門限估計值和回歸結果均處于相對穩定狀態，因此結果是穩健的。

四、異質性分析

將家庭資產負債率作為門限變量分別對農村地區和非農村地區、就業群體和非就業群體、健康群體和非健康群體六個子樣本的幸福感進行回歸分析，表5顯示了分樣本居民幸福感截面門限回歸的結果。

（一）城鄉分組的異質性分析

考慮到農村與城市家庭資產負債水平差異較大，根據戶口分組，分別對農村和城市家庭樣本進行分析，農村家庭資產負債率對居民幸福感的門限值約為0和28%，與基準回歸結果相近。未發現城市家庭中存在具有統計顯著意義的門限值。

如表5所示，農村家庭資產負債率對居民幸福感呈現非線性影響（表5第1列）。家庭負債水平從無到有會增加農村居民幸福感。資產負債率超過28%后，雖然不具有統計顯著性，但這種正向作用會變成反向。對比農村地區，分析家庭資產負債率對城市居民幸福感的門限效應（表5第2列），并沒有發現明顯的門限。不同地區的資產負債水平的差異決定了居民幸福感的差異，農村地區整體財富水平較低，由消費所帶來的滿足感會高于城市地區，負債對消費的促進作用明顯，使居民幸福感提高；同樣，當負債超過一定限度，過度負債也會給收入較低的農村家庭帶來更大的償債壓力，從而使居民幸福感下降。作為對比，整體財富水平較高的非農村地區群體承受的償債壓力較小，所以沒有出現明顯的門限。

（二）基于就業分組的異質性分析

考慮到就業與非就業群體收入的差異性導致家庭資產與負債水平差異較大，根據就業分組，分別對在業和非在業群體進行分析，就業群體家庭資產負債率對居民幸福感的門限值約為0和27%，與基準回歸結果相近。未發現非就業群體中存在具有統計顯著意義的門限值。

如表5所示，就業群體的家庭資產負債率對居民幸福感呈非線性影響（表5第3列）。家庭負債水平從無到有會增加居民幸福感，資產負債率超過27%后，雖然不具有統計顯著性，但這種正向作用會變成反向。對比就業群體，分析家庭資產負債率對非就業群體居民幸福感的門限效應（表5第4列），并沒有發現明顯的門限。就業與否決定了資產負債率對居民幸福感門限的差異，就業群體與失業群體的風險態度也存在差異。就業群體往往會面臨失業的風險，風險規避意識較強，對幸福感的主觀感受較為敏感，所以會出現明顯的家庭資產負債率的門限。作為對比，非在業群體卻沒有出現明顯的門限。

（三）基于健康分組的異質性分析

考慮到健康群體與非健康群體身體狀況的差異性導致家庭醫療支出水平差異較大，可能造成負債水平的差異，因此，根據健康狀況分組，分別對健康和非健康群體進行分析，非健康群體家庭資產負債率對居民幸福感的門限值約為0和31%，與基準回歸結果相近。未發現健康家庭中存在具有統計顯著意義的門限值。

如表5所示，非健康群體的家庭資產負債率對居民幸福感呈非線性影響（表5第5列）。家庭負債水平從無到有會增加居民幸福感，資產負債率超過31%后，雖然不具有統計學顯著性，但這種正向作用將變成反向。對比非健康群體，分析家庭資產負債率對健康群體居民幸福感的門限效應（表5第6列），并沒有發現明顯的門限。健康程度不同的群體具有不同的主觀幸福感，非健康群體往往需要支付高昂的醫藥費，所以整體財富水平較低，甚至可能有高額負債，因此會面臨較高的償債壓力，而這種過度負債正是主觀幸福感下降的原因，所以會出現明顯的家庭資產負債率的門限。作為對比，整體負債水平較低的健康群體卻沒有出現明顯的門限。

表5 分樣本幸福感橫截面門限回歸結果

五、結論與政策建議

本文利用2018年的中國家庭追蹤調查微觀數據，采用截面門限回歸方法估計了家庭資產負債率對居民幸福感的門限效應，并以抑郁程度變量作為補充，驗證結論。研究發現，家庭資產負債率對于居民幸福感的兩個門限值分別在0和28%附近，家庭負債從無到有會使居民幸福感顯著提高，隨著負債程度的增加，對幸福感的影響呈現先增（小于28%）后減（大于28%）的趨勢；家庭資產負債率對于居民抑郁的兩個門限值分別在0和30%附近，家庭負債從無到有將會使居民抑郁程度顯著降低，隨著負債程度的增加，對抑郁程度的影響呈現先減（小于30%）后增（大于30%）的趨勢。

同時，家庭資產負債率對居民幸福感的影響具有異質性：農村家庭、就業群體、非健康群體的資產負債率對居民幸福感的影響出現了顯著的雙門限值，結果與主回歸類似，而非農村家庭、非就業群體以及健康群體則沒有明顯的門限效應。

基于以上結論，本文提出以下建議：

家庭負債可解決居民收不抵支的缺口，因此適度規模的負債能增加居民幸福感，但需要警惕的是，當家庭債務超過一定限度，沉重的債務負擔將產生巨大的財務壓力，在此情形下，家庭債務的增加反而會抑制居民幸福感，加重抑郁程度。政府部門應該引導合理的負債水平，合理去杠桿，避免過度負債，對于由于貧窮和疾病引起的過度負債要合理引導信貸資金流向，實施差異化的信貸政策，更好地實現促內需、穩增長、改善民生的最終目標。

政府應當充分考慮不同群體之間的差異性，健全勞有所得、病有所醫、弱有所扶等國家基本公共服務制度體系，加強普惠性、基礎性、兜底性民生建設，保障群眾基本生活，滿足人民多樣化需求，使改革發展成果更多更公平地惠及全體人民。政府應當提升居民社會保障水平，降低由于財富水平或健康程度過低造成的幸福損失，從而進一步提高居民幸福度。