張 誠 尹志超

(1.汕頭大學(xué)商學(xué)院 廣東汕頭 515063)

(2.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院 北京 100070)

一、引 言

經(jīng)過四十多年的改革開放，我國的經(jīng)濟總量和經(jīng)濟增長速度已躍居世界前列。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，1978—2020 年我國年均經(jīng)濟增長速度超過8%，國內(nèi)生產(chǎn)總值由0.37 萬億元增加到101.60 萬億元，人均GDP 由385 元提高到72 000 元，經(jīng)濟總量和居民生活水平大幅度提高。然而，在改革開放進程中貧富差距也在逐步擴大(李實和朱夢冰，2018)。在1980 年的早期，我國居民收入基尼系數(shù)維持在0.3 左右(Adelman和Sunding，1987)，處于較低水平。1984 年以后，基尼系數(shù)逐步擴大；2008 年基尼系數(shù)達到0.491。近年來，我國基尼系數(shù)為0.47 左右，高于0.40 的國際警戒線。日益擴大的收入不平等影響了中國的經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定。財產(chǎn)和收入差距的擴大，不僅導(dǎo)致低收入群體的勞動收入偏低(簡新華，2018)，而且促使低收入群體為提高自己的社會地位而增加儲蓄(金燁等，2011)，從而降低廣大勞動者的消費需求，造成內(nèi)需不足，制約著當(dāng)前中國消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級。同時，收入差距擴大造成的貧富差距影響了社會的和諧和穩(wěn)定(王琳和朱守信，2016)。因此，收入不平等問題始終是學(xué)者重點關(guān)注的話題。

本文在微觀層面，從家庭負債視角研究收入不平等。一方面，中國家庭在信貸市場的參與廣度和深度正在發(fā)生變化。從家庭負債參與廣度來看，2013—2017 年，中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示家庭信貸參與率從29.8%增長到31.5%。從家庭負債參與深度來看，居民部門的信貸總量(住戶貸款) 由2013 年的19.9 萬億元增加到2018 年的46.8 萬億元。居民部門的信貸收入比從2013 年的55.6%增加到2018 年的82.2%，信貸與GDP 的比值由2007 年的19.07%上升到2018 年的52.38%。這表明家庭信貸規(guī)模不斷增加，杠桿率增長速度較快。另一方面，根據(jù)世界收入不平等數(shù)據(jù)庫(World Inequality Database)，中國最高10%群體的收入占比和最低50%群體的收入占比之間的差距逐漸擴大。家庭信貸規(guī)模不斷攀升是否會影響了收入不平等? 已有學(xué)者對于負債與收入不平等關(guān)系的研究結(jié)論并不一致。其一，負債會擴大收入不平等(Cecchetti 等，2011；Fasianos 等，2017；Berisha 和Meszaros，2018；Berisha 等，2018；劉曉光等，2019)，主要是因為金融資源的集中性。一方面，初始稟賦(收入和財富) 較高的群體更容易獲取信貸資源，并通過加杠桿的方式進行金融投資或創(chuàng)業(yè)。因此家庭負債會為高收入和高財富群體創(chuàng)造收益。另一方面，低收入家庭的負債主要用于住房抵押信貸，會擠占用于投資生產(chǎn)經(jīng)營的資金，從而加劇收入不平等。其二，負債會降低收入不平等。還有一些學(xué)者認為個體獲取金融資源具有廣泛性的特征。隨著金融市場的不斷完善和發(fā)展，越來越多的低收入群體能夠參與信貸市場，這在一定程度上起到降低收入不平等的作用(Prete，2013)。

以上負債與不平等的相關(guān)文獻，為本文的研究提供了參考。在已有文獻的基礎(chǔ)上，本文嘗試從研究視角、識別方法和機制等方面做進一步的完善。第一，在研究視角方面。國內(nèi)文獻僅有劉曉光等(2019) 利用跨國數(shù)據(jù)考察杠桿率的再分配效應(yīng)，基于國別數(shù)據(jù)分析收入不平等。從國內(nèi)已有文獻來看，還未有直接利用微觀數(shù)據(jù)對我國的情況進行經(jīng)驗分析。本文從微觀層面檢驗家庭負債對收入不平等的影響，發(fā)現(xiàn)家庭負債顯著擴大了收入不平等，進一步補充了經(jīng)濟學(xué)和社會學(xué)的相關(guān)研究。第二，在研究方法和研究層次方面。國內(nèi)外的研究大多基于時間序列方法在宏觀國別層面進行研究。雖然該方法在國家層面能捕捉到負債對經(jīng)濟的長時間效應(yīng)，但沒有考慮到個體之間的異質(zhì)性影響。郭新華和楚思(2015) 采用固定效應(yīng)模型進行估計；劉曉光等(2019) 采用滯后期模型和系統(tǒng)GMM 方法處理內(nèi)生性問題。相對于宏觀層面的研究，本文使用微觀數(shù)據(jù)和科學(xué)方法更為準確地控制了內(nèi)生性問題，從社區(qū)和家庭層面提供了多層次證據(jù)支持:一方面，在社區(qū)層面考察家庭負債是否影響收入不平等；另一方面，在家庭層面分析負債影響收入不平等的原因。第三，在機制探討方面。已有文獻主要從利率、工資分配、信貸投資和金融脆弱性等角度考察負債影響收入不平等的原因。比如，郭新華和楚思(2015) 重點分析了家庭債務(wù)對收入不平等與消費水平的調(diào)節(jié)作用，劉曉光等(2019) 在金融投資和創(chuàng)業(yè)方面探討了杠桿率如何影響收入分配。以上文獻未深入家庭負債的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，并基于負債類型去分析其影響機制。本文將根據(jù)不同的家庭負債類型，詳細考察負債影響收入不平等的原因。

二、文獻綜述

關(guān)于負債和收入不平等之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者鮮有直接研究。本文主要從以下兩個方面進行文獻梳理:一方面，關(guān)于收入不平等的相關(guān)研究；另一方面，與本文直接相關(guān)的文獻，比如家庭負債與收入不平等之間的研究。

公平和效率是經(jīng)濟學(xué)研究的核心內(nèi)容，收入分配或收入不平等是學(xué)者重點研究的話題。已有文獻在分析收入不平等的影響因素時，主要從以下幾個方面進行展開:第一，經(jīng)濟增長(林毅夫和劉明興，2003)；第二，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷(林毅夫和陳斌開，2013)；第三，人力資本投資(倪志良和趙春，2004)；第四，社會保障制度(李實等，2019)；第五，稅收政策(劉勇等，2018)。

隨著世界各國私人部門信貸規(guī)模的增長，家庭負債引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。不斷攀升的家庭負債如何影響收入不平等? 第一，家庭負債的利息收入流向金融部門。金融市場的發(fā)展與信貸管制的放松使得家庭易于從金融機構(gòu)獲取信貸，而家庭信貸支付的債務(wù)利息流入金融機構(gòu)，被分配給員工、經(jīng)理或股東(Lapavitsas，2013；)。因此，家庭負債可能通過為金融部門的員工增加收入來擴大收入不平等，特別是為企業(yè)高管和富裕群體帶來金融投資的回報(Lapavitsas，2013)。第二，家庭負債為頂層富人群體創(chuàng)造收益。低收入家庭將大量收入用于抵押貸款，可用于非住房活動的生產(chǎn)性投資越來越少，阻礙了低收入群體收入水平的增加(Cecchetti 等，2011)。同時，家庭負債為頂層富人創(chuàng)造了短期利益(Berisha 等，2018)。隨著經(jīng)濟狀況的改善，負債主要惠及最高收入人群收入份額的增加(Berisha 和Meszaros，2018)。劉曉光等(2019) 發(fā)現(xiàn)杠桿率的增加擴大了收入不平等。第三，負債影響工資的收入分配。工薪階層承擔(dān)的債務(wù)負擔(dān)加重會增加該群體的失業(yè)成本。工薪階層需要通過工資收入來還本付息，這進一步降低了工薪階層的議價能力，進而影響工資收入水平，擴大收入不平等(Dünhaupt，2017)。同時，家庭債務(wù)在急劇擴張的三到四年中會導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出增長放緩和失業(yè)率上升(Mian 等，2017)。第四，負債加劇了低收入群體的金融脆弱性，影響收入不平等。家庭杠桿率的上升增加了居民償還債務(wù)的壓力，提高了居民受流動性約束的概率，導(dǎo)致家庭金融脆弱性水平上升(李波和朱太輝，2020)。對于低收入群體而言，金融脆弱性的加劇會提高家庭獲得信貸資源的門檻，增強個體的信貸約束，抑制家庭收入水平的提高，進一步擴大收入差距。第五，負債通過信貸投資影響收入不平等。一方面，根據(jù)人力資本理論，當(dāng)信貸市場完善時，無論父母的財富積累如何，子女都能利用信貸資源完成教育，從而會縮小收入差距(Demirgü?-Kunt 和Levine，2009)。當(dāng)信貸市場不完善時，由于金融機構(gòu)的信息不對稱和風(fēng)險規(guī)避行為，低收入和低財富群體獲取信貸資源的概率較小，父母的財富水平影響子女的人力資本投資，從而會擴大收入差距(Skoufias，1997)。另一方面，根據(jù)資本投資理論，進行高回報的金融投資或?qū)嵨锿顿Y需要有最低的進入門檻或固定成本，這意味著只有富裕群體能進入。銀行等金融機構(gòu)為規(guī)避風(fēng)險，在分配信貸資源的傾向于初始稟賦較高的群體，從而會加劇貧富差距的擴大(Demirgü?-Kunt和Levine，2009)。

以上關(guān)于家庭負債對收入不平等影響的研究主要從宏觀層面進行分析，鮮有學(xué)者基于翔實的微觀數(shù)據(jù)來進行深入考察。與本文直接相關(guān)的文獻是郭新華和楚思(2015) 及劉曉光等(2019) 的研究。郭新華和楚思(2015) 主要分析了家庭負債的調(diào)節(jié)作用；劉曉光等(2019) 在宏觀層面重點探究杠桿率的分配作用。本文在微觀層面，利用家庭微觀數(shù)據(jù)，基于面板固定效應(yīng)和工具變量的方法，研究家庭負債對收入不平等的影響。為探究二者之間的關(guān)系，本文運用中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS) 數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明家庭負債顯著擴大了收入不平等。進一步分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營性負債和住房負債顯著影響收入不平等，消費性負債無顯著性影響。異質(zhì)性結(jié)果表明，家庭負債對不同戶籍類型、不同教育水平、不同金融知識水平及不同財富水平家庭的收入存在明顯差異。

三、理論模型

本文在Matsuyama (2000) 的理論模型基礎(chǔ)上分析家庭負債與收入不平等之間的關(guān)系。已有研究在構(gòu)造金融發(fā)展對收入差距的理論模型時，大多基于“投資領(lǐng)域分割”、“多級信貸市場約束” 和“低收入與高收入群體均使用信貸進行生產(chǎn)經(jīng)營投資” 的假說。本文將家庭的負債類型分為兩類:經(jīng)營性負債和消費性負債，占總負債的比例分別為和1 -。

首先，我們假設(shè)經(jīng)濟體中的個體滿足以下條件:第一，經(jīng)濟體是由大量相同的個體組成，異質(zhì)性來源于家庭擁有的不同財富水平。第二，個體擁有的時間是離散的，并且無限期。第三，個體在信貸市場有兩種選擇，可將自己的儲蓄投入信貸市場，回報率設(shè)為r；利用信貸市場的資源進行生產(chǎn)經(jīng)營活動，其投資回報率設(shè)為。第四，個體的投資資金來源于兩個方面，一是家庭可用于投資的自有資產(chǎn)γW；二是家庭從金融市場獲取的信貸D，個體將信貸分為經(jīng)營性信貸和消費性信貸，僅有經(jīng)營性信貸βD用于投資經(jīng)營，剩下的用于消費性信貸。

根據(jù)以上假設(shè)，本文構(gòu)建投資收益函數(shù)模型:

其中， I為個體的投資規(guī)模，存在一個最小的門檻值。假設(shè)家庭的總資產(chǎn)水平為W，其中可用于投資的資產(chǎn)比例為。(I) 表示投資收益函數(shù)。該模型主要刻畫家庭在進行投資的時候存在一定門檻，并非所有家庭都能進行投資并獲取收益。當(dāng)家庭資產(chǎn)水平低于投資門檻值時，個體將無法進行市場投資獲取收益，此時投資回報為0。當(dāng)資產(chǎn)水平大于投資門檻值時，個體能夠參與市場投資，其投資回報與投資規(guī)模成正比例，投資回報為RI。借鑒Matsuyama (2000) 的思路，家庭的借貸約束條件設(shè)定為:

其中， I-γW表示投資規(guī)模中從信貸市場獲取的經(jīng)營性信貸βD。上式含義為負債的成本小于投資規(guī)模收益。其中，0 ＜＜1。無風(fēng)險利率需滿足:

當(dāng)r＞時，經(jīng)濟體中所有個體將會選擇放棄投資而進行儲蓄，從現(xiàn)實情況考慮，該種情況排除。當(dāng)r＜≤時，由于投資收益是關(guān)于投資回報率的增函數(shù)，個體將會持續(xù)地進行借貸，式(2) 則不具有約束力。由式(2) 可知家庭的借貸規(guī)模需滿足以下條件:

由于r＞，因此家庭的最大借貸規(guī)模與家庭的資產(chǎn)水平呈正相關(guān)的關(guān)系。該結(jié)論比較符合直覺。家庭資產(chǎn)水平較高時，抵押債務(wù)風(fēng)險的能力較強，銀行和正規(guī)金融機構(gòu)更愿意向這部分群體發(fā)放貸款。因此，低財富和低收入群體獲取的信貸規(guī)模較小，高收入和高財富群體獲得的信貸規(guī)模較大。

本文假設(shè)家庭跨越投資門檻的概率是。家庭財富水平越高，越大，家庭易于跨過投資門檻。家庭財富水平越低，越小，家庭難以跨越投資門檻。對于財富水平較低的家庭，由于借貸規(guī)模受到自身財富水平的限制，總資產(chǎn)無法跨越最低投資門檻。因此，該群體不能進行投資，信貸全部用于消費，即僅有消費性負債，此時＝0。對于家庭財富水平較高的家庭，易于享受到金融市場中的信貸資源，總資產(chǎn)可以跨越最低投資門檻。因此，該群體可以進行投資。其中信貸使用去向分為兩個部分，一部分用于投資經(jīng)營，即經(jīng)營性負債，占總負債的比例為；另一部分用于家庭消費，即消費性負債。因此，家庭在下一期的財富積累水平如下:

其中， A表示家庭在＋1 時期的財富積累， S與C表示該群體在時期的工資收入水平和消費水平。本文將式(1) 代入式(5) 可得:

本文根據(jù)個體效用函數(shù)理論考察某一期的個體效用最大化問題，假設(shè)0 ＜＜1。設(shè)定代表性個體的效用函數(shù)形式如下:

將式(6) 財富約束條件代入式(7)，并對家庭的消費變量求導(dǎo)可得:

假設(shè)經(jīng)濟體中的個體消費C是當(dāng)期收入水平Y的一個固定比例1 -，0 ＜＜1，則有:

將式(9) 代入式(10)，可得家庭的收入:

在式(11) 中，由于0 ＜＜1、0 ＜＜1，故1 -＞0、1 -＞0。根據(jù)(11) 式可得出:當(dāng)較低時，家庭跨越投資門檻的概率較小，家庭的財富積累水平較低。若低財富家庭將負債更多用于消費，此時經(jīng)營性負債占比較小，負債D對低財富家庭收入促進作用較弱。當(dāng)較高時，家庭跨越投資門檻的概率較大，家庭的財富積累水平較高。若高財富家庭將負債更多用于投資性負債，此時經(jīng)營性負債占比較大，負債D對高財富家庭收入促進作用較大。因此本文有如下的推論:高財富家庭跨越投資門檻的概率較高，家庭負債可用于投資創(chuàng)造收益。相比較而言，低財富家庭跨越投資門檻的概率較低，家庭負債多用于消費性需求。因此，家庭負債導(dǎo)致兩個群體的收入差距擴大。后文將對以上推論進行實證檢驗。

四、模型與變量

(一) 模型設(shè)定

為考察家庭負債對收入不平等的影響，本文利用2015 年和2017 年的CHFS 數(shù)據(jù)，構(gòu)造社區(qū)層面的面板數(shù)據(jù)進行分析。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文分別利用縣級和省級層面的數(shù)據(jù)進行檢驗。本文參照尹志超等(2017) 做法，將模型設(shè)定如下:

其中，～(0，)，_Inequality表示社區(qū)在時期的家庭收入不平等，用基尼系數(shù)進行衡量。本文關(guān)注的主要解釋變量_Debt為社區(qū)的平均債務(wù)水平。X為控制變量，參照尹志超等(2017) 的做法，本文選取了社區(qū)層面和地區(qū)層面的變量。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文分別在縣級和省級層面按照類似方法進行估計。

為探究債務(wù)對收入差距的微觀機制，本文進一步在家庭層面分析債務(wù)對收入的影響。為考察負債及不同類型負債對家庭收入的影響，本文基于2015 年和2017 年CHFS 家庭層面的數(shù)據(jù)構(gòu)造面板，利用面板固定效應(yīng)方法進行估計。為考察債務(wù)對不同家庭特征的影響(收入)，本文采用分位數(shù)回歸方法，建立如下模型:

式(13) 中，模型的被解釋變量_為家庭的總收入，_為解釋變量，表示家庭的負債水平。為控制變量，分別表示家庭特征，如戶主的年齡、戶主的金融知識水平、戶主男性、家庭規(guī)模、戶主黨員、戶主高干、戶主已婚，地區(qū)特征包括人均GDP、人均金融機構(gòu)數(shù)目等。為殘差擾動項， Q為殘差的分位數(shù)。

(二) 數(shù)據(jù)與變量

本文數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學(xué)2015 年和2017 年全國范圍內(nèi)開展的CHFS 項目。CHFS 項目調(diào)查了全國除新疆、西藏和港澳臺地區(qū)以外的29 個省/市/自治區(qū)，使其在全國層面、城鎮(zhèn)層面和農(nóng)村層面均具有代表性。問卷詳細記錄了家庭的各項收入、消費狀況和家庭負債。在數(shù)據(jù)的清理過程中，本文刪除了變量的缺失值，并對家庭的收入、負債和凈資產(chǎn)進行上下2%的縮尾處理。在社區(qū)層面，考慮到社區(qū)變量的代表性，本文將社區(qū)住戶少于10 的社區(qū)予以刪除。最后，本文得到2 736 個社區(qū)的樣本。以上翔實的數(shù)據(jù)，為研究家庭負債和收入不平等問題提供了可靠的支持，以下對主要變量進行說明:第一，收入不平等。收入不平等是本文主要被解釋變量?；嵯禂?shù)是衡量收入差距的常用指標，本文以社區(qū)或村(縣級) 為單位計算基尼系數(shù)，衡量社區(qū)的收入不平等。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文分別在縣級和省級層面利用基尼系數(shù)來度量收入不平等。第二，家庭負債。家庭負債是本文研究的主要解釋變量。本文對問卷中家庭所有的負債進行加總，得到家庭總負債。同時，本文在社區(qū)層面計算家庭的平均負債水平。

表1 報告了2015 年和2017 年CHFS 樣本中不同群體的負債概況，分別按照家庭收入、家庭財富、戶主教育程度、戶主戶籍進行分組。其一，本文依據(jù)家庭收入的中位數(shù)將家庭分為高收入群體和低收入群體。表1 的描述性統(tǒng)計顯示，高收入群體的負債量比低收入群體的負債量在1%的統(tǒng)計水平上顯著高3.90 萬元。其二，按照家庭凈財富的中位數(shù)分組可以得出，高財富家庭的負債水平比低財富家庭在1%的統(tǒng)計水平上顯著高3.21 萬元。其三，依據(jù)戶主的受教育水平分為大專及以上學(xué)歷和大專以下學(xué)歷家庭，數(shù)據(jù)顯示戶主教育程度較高家庭的負債水平在1%的統(tǒng)計水平上顯著高于低教育家庭，二者相差6.49 萬元。其四，依據(jù)戶籍劃分發(fā)現(xiàn)，戶主為城市戶籍家庭的負債水平明顯高于農(nóng)村家庭，二者在1%的統(tǒng)計水平上顯著相差2.57 萬元。從以上的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可得出，家庭初始稟賦(家庭收入和財富、人力資本和城市戶籍) 越高的群體，其負債水平越高。

表1 不同群體負債的描述性統(tǒng)計 (單位:萬元)

(三) 內(nèi)生性分析

模型(12) 中，本文關(guān)注的變量，社區(qū)的平均債務(wù)水平可能是內(nèi)生的。一方面，可能存在遺漏變量問題。當(dāng)?shù)氐慕栀J風(fēng)俗、社區(qū)文化及家庭的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等不可觀測的變量，可能會影響社區(qū)的平均負債水平，同時會影響社區(qū)的收入不平等程度，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。另一方面，聯(lián)立性可能引起內(nèi)生性。國外已有文獻表明，收入不平等顯著影響家庭的債務(wù)水平。收入差距擴大導(dǎo)致中低收入家庭為維持自己的社會地位，傾向于通過借貸的方式跟上富裕群體的消費水平(Carr 和Jayadev，2015)。同時，收入不平等的擴大會導(dǎo)致高收入群體獲得更多的正規(guī)金融借貸，低收入群體獲得更多的非正規(guī)金融借貸(郭新華等，2016)。因此，上述情形都會導(dǎo)致反向因果的關(guān)系，進而對模型的估計結(jié)果造成內(nèi)生性偏誤。

為克服以上潛在的內(nèi)生性問題，本文采用面板固定效應(yīng)模型和工具變量法進行估計。面板固定效應(yīng)模型能夠有效解決遺漏變量問題，特別是不隨時間變化的遺漏變量。工具變量方法能夠克服反向因果和隨時間變化的遺漏變量問題。具體而言，本文選取社區(qū)平均房價與收入的比值房價收入比作為該社區(qū)家庭平均債務(wù)的工具變量。通常而言，一個社區(qū)的房價收入比越高，家庭負債的可能性越大，滿足相關(guān)性條件。另一方面，一個社區(qū)的房價收入比與該社區(qū)的收入不平等可能沒有直接關(guān)系。因此，使用地區(qū)的房價收入比作為該社區(qū)家庭平均負債的工具變量是合適的。

五、估計結(jié)果

(一) 基準分析

首先，本文分析了社區(qū)平均負債水平對收入不平等的影響。表2 分別報告了普通最小二乘法(OLS)、工具變量法(IV)、面板固定效應(yīng)(FE) 以及面板固定效應(yīng)加上工具變量的估計結(jié)果。

其中，表2 第(1) 列和第(2) 列OLS 的估計系數(shù)分別為0.0108、0.0109，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，初步說明家庭負債會顯著擴大收入差距。由于遺漏變量和反向因果問題可能會對本文的估計結(jié)果造成內(nèi)生性偏誤，表2 的第(3) 列進一步報告了工具變量的估計結(jié)果。工具變量的估計系數(shù)為0.0896 且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。第(4) 列和第(5) 列分別是平衡面板固定效應(yīng)和面板固定效應(yīng)加IV 的估計結(jié)果。社區(qū)平均負債的估計系數(shù)為0.0898，依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著，進一步證實家庭負債顯著擴大了收入不平等，這與已有學(xué)者利用宏觀數(shù)據(jù)得出的結(jié)論基本一致(Fasianos 等，2017；Berisha等，2018；劉曉光等，2019)。其原因可能是家庭負債為高收入和高財富群體創(chuàng)造收益；低收入家庭的負債主要用于消費，擠占了用于投資生產(chǎn)經(jīng)營的資金，從而加劇了收入不平等。

表2 家庭負債與收入不平等

表2 的基準回歸結(jié)果顯示，家庭負債會顯著擴大收入不平等。為詳細分析負債影響收入不平等的內(nèi)在機制，表3 進一步估計了不同類型負債對不平等的影響。估計結(jié)果顯示，社區(qū)經(jīng)營性負債的估計系數(shù)在1%統(tǒng)計水平顯著為正，說明經(jīng)營性負債會擴大收入不平等，與理論推導(dǎo)一致。社區(qū)消費性負債的估計系數(shù)均在10%的統(tǒng)計水平不顯著，說明消費性負債對收入不平等無顯著性影響。其可能的原因是高收入群體擁有較多的經(jīng)營性負債，從而會提升家庭收入水平。低收入群體擁有較多的消費性負債，無法提高收入水平。另外，住房負債也會顯著擴大收入不平等，主要原因是對于高收入群體而言，住房負債為了滿足其投資性需求，能夠為該群體創(chuàng)造收益；而低收入群體主要是為了滿足消費性需求，未能提高家庭的收入水平。高收入群體易于享受到信貸資源，進行投資或創(chuàng)業(yè)，從而會加劇貧富差距的擴大 (Demirgü?-Kunt 和Levine，2009)。低收入家庭用于生產(chǎn)性投資的信貸越來越少，從而會阻礙該群體收入的增加(Cecchetti 等，2011)。

表3 經(jīng)營性負債、消費性負債和住房負債對收入不平等的影響

為進一步探究家庭負債擴大收入不平等的原因，本文在家庭層面分析了不同群體(收入) 的債務(wù)類型。本文利用2017 年和2015 年的CHFS 數(shù)據(jù)詳細統(tǒng)計了不同類型的負債，將負債分為經(jīng)營性負債、住房負債、消費性負債和其他負債。由于住房同時具有消費屬性和投資屬性(楊贊等，2014；楊善奇，2018)，本文不將住房負債納入消費性負債和經(jīng)營性負債的范疇。圖1 統(tǒng)計了高收入和低收入群體的家庭負債。按照負債類型細分，高收入家庭所擁有的經(jīng)營性負債比例高于低收入群體，而消費性負債比例低于低收入群體。謝綿陛(2018) 將家庭負債分為三類:平滑消費的債務(wù)需求、剛性債務(wù)需求和投資性債務(wù)需求。對于低收入和低財富群體而言，收入和財富水平的限制使其無法滿足基本的剛性支出，從而產(chǎn)生負債行為，如醫(yī)療、教育、住房(首套房) 等的支出。因此，本文認為低收入群體和低財富家庭更多的是剛性消費性負債需求。而對于高收入和高財富群體，他們對財產(chǎn)性收入具有更高的追求，會通過負債的方式進行投資產(chǎn)生收益，該群體擁有較多的投資性負債。

圖1 不同群體的負債占比概況

不同的負債類型對家庭收入的影響是否存在差異? 本文進一步分析了負債總量、經(jīng)營性負債、消費性負債和住房負債對家庭收入的影響。表4 在估計負債對家庭收入的影響時，利用2015 年和2017 年的數(shù)據(jù)構(gòu)造了家庭層面的平衡面板，使用面板固定效應(yīng)方法進行估計。結(jié)果顯示，擁有負債和家庭負債規(guī)模對高收入群體的收入具有顯著促進作用，對低收入群體無顯著影響。以上的估計結(jié)果證實，家庭負債主要為富人群體創(chuàng)造收益(Berisha 等，2018；Berisha 和Meszaros，2018)。

表4 負債對家庭收入的影響

接下來，本文進一步估計家庭中不同類型負債對收入的影響。表5 的第(1) —(6) 列估計結(jié)果顯示，經(jīng)營性負債對高收入群體的家庭收入有顯著的促進作用，對低收入群體無顯著影響。無論是高收入群體還是低收入群體，消費性負債對家庭收入均無顯著影響。根據(jù)CHFS 數(shù)據(jù)，家庭負債中住房負債所占的比例較高，且家庭住房兼具消費屬性和投資屬性。那么，不同群體的住房屬性是否存在差異，是否會進一步影響不同群體的收入水平? 表5 的第(7) — (9) 列進一步分析了住房負債對家庭收入的影響。回歸結(jié)果表明，住房負債顯著提高了家庭的收入水平。在高收入群體中，住房負債對家庭收入有顯著的影響，對低收入家庭無明顯作用。估計結(jié)果進一步說明，高收入家庭的住房負債更多的是投資性負債，而在低收入家庭中消費屬性更強。上述實證結(jié)果驗證了已有研究的發(fā)現(xiàn)(郭新華等，2016；劉曉光等，2019)。初始收入較高的群體更容易獲取信貸資源，從而提高家庭在市場中的投資或創(chuàng)業(yè)的概率。同時，高收入群體會投入更多負債到生產(chǎn)經(jīng)營和住房投資中并獲取收益(Park 和Sehrt，2001)。低收入家庭中消費性負債所占比例較高，并不能提升家庭收入，從而收入差距進一步擴大。以上結(jié)論驗證了理論模型中的推論。

表5 不同類型負債對家庭收入的影響

(二) 異質(zhì)性分析①異質(zhì)性分析結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

(1) 負債對收入的分位數(shù)回歸。從上文分析可知，家庭負債會顯著擴大收入差距。劉曉光等(2019) 認為杠桿率會顯著提高初始收入水平較高群體的收入，抑制低收入群體收入水平的提高。本文進一步利用分位數(shù)回歸模型考察家庭負債對收入不同分位數(shù)群體的影響。本文在0.1 百分點、0.2 百分點……0.9 百分點上分析家庭負債對收入的影響。估計系數(shù)大小呈逐漸增加的特征，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明家庭負債對高收入群體的收入水平具有顯著促進作用。

(2) 資本積累、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和住房的影響。資本積累、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和住房是影響家庭收入不平等的重要原因，也是影響家庭負債的重要因素。一方面，資本積累較高的家庭及城市地區(qū)家庭，平均收入水平往往較高，易于獲得信貸資源。金融素養(yǎng)越高的家庭，擁有負債的可能性越大(吳衛(wèi)星等，2018)。本文用家庭財富衡量物質(zhì)資本水平、用戶主的教育水平和金融知識衡量人力資本水平，以此來分析在不同的資本積累水平下家庭負債對收入的影響。另一方面，由于住房兼具消費屬性和投資屬性(楊贊等，2014；楊善奇，2018)，高收入家庭擁有多套房的可能性較大，住房投資屬性較強；而對于低收入群體和一套房家庭，住房更多是為了滿足消費需求。因此，住房負債可能會影響家庭收入，擴大收入差距?；诖?，本文分別從資本積累、城鄉(xiāng)差異和住房套數(shù)來進行異質(zhì)性分析。

異質(zhì)性的估計結(jié)果顯示，負債主要為高資本水平、城市地區(qū)和多套房家庭創(chuàng)造了收入。首先，個體資本積累越高，越能充分利用負債進行投資生產(chǎn)經(jīng)營和家庭理財，提高家庭收入。其次，相較于農(nóng)村地區(qū)，城市地區(qū)經(jīng)濟水平較發(fā)達，家庭投資生產(chǎn)經(jīng)營和就業(yè)的機會較多，能較好地利用負債進行生產(chǎn)經(jīng)營和就業(yè)，提高家庭收入水平。最后，相比較于一套房家庭，負債顯著提高了多套房家庭的收入水平。由此進一步說明，多套房家庭的投資性負債目的較強。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述結(jié)果的可靠性，本文對估計結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗。首先，我們檢驗工具變量的外生性。在工具變量的外生性檢驗方面，本文借鑒Conley 等(2012) 提出的近似零方法(LTZ)。該方法通過放松工具變量的排他性約束，假設(shè)工具變量近似外生，以分析在不同程度下工具變量估計結(jié)果的變化情況。估計結(jié)果表明在近似外生的情況下，工具變量的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。另外，本文為排除“財富效應(yīng)” 渠道的干擾，在控制家庭財富的基礎(chǔ)上，進一步控制住房價格水平。結(jié)果顯示，負債的估計系數(shù)依然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正。其次，我們替換度量指標，利用社區(qū)家庭收入分位數(shù)的差值和分位數(shù)的比值來替換基尼系數(shù)。同時，本文分別使用負債收入比和負債資產(chǎn)比來衡量家庭杠桿率。以上估計結(jié)果與前文主回歸的結(jié)果顯著性一致。最后，我們進行以下樣本穩(wěn)健性檢驗。第一，處理基尼系數(shù)極端值。本文將社區(qū)基尼系數(shù)分別進行上下1%和5%的縮尾處理。第二，在縣級層面和省級層面重新估計。為保證基尼系數(shù)度量范圍的可靠性和穩(wěn)健性，本文分別在縣級、省級層面對相應(yīng)變量進行重新定義，并重新估計基準模型。第三，考慮家庭負債的滯后效應(yīng)。家庭負債對收入的影響可能存在一定時滯，為克服負債的時滯效應(yīng)對估計結(jié)果造成的影響，本文將家庭負債滯后一期，重新估計家庭負債對收入不平等的影響。結(jié)果表明，家庭負債對收入不平等的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，進一步說明本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論與啟示

本文探究了家庭負債對收入不平等的影響。在社區(qū)層面，本文運用2015 年和2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，利用房價收入比作為家庭負債的工具變量，估計了家庭負債對收入不平等的影響。在家庭層面，本文進一步探討了不同類型負債對家庭收入的影響。

本文的理論分析表明，家庭負債可能擴大收入不平等。實證分析結(jié)果表明，家庭總負債、經(jīng)營性負債和住房負債顯著擴大了收入不平等，消費性負債對收入差距無顯著影響。對家庭層面的研究發(fā)現(xiàn)，負債顯著增加了稟賦較高群體的收入，對低收入家庭無顯著影響。消費性負債對家庭收入無明顯作用，而經(jīng)營性負債顯著提高了初始稟賦(收入) 較高群體的收入。本文利用分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，隨著分位數(shù)的增加，家庭負債抑制了低收入群體收入水平的提高，促進了高收入群體收入的增加。進一步考察資本積累和城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響，本文發(fā)現(xiàn)負債顯著提高了城市家庭的收入水平。對于家庭財富、戶主教育水平、金融知識水平較高和多套房的家庭，負債顯著提升了該群體的收入。在穩(wěn)健性檢驗部分，放松工具變量的約束條件、改變收入差距的度量方式、剔除社區(qū)基尼系數(shù)極端值、更換樣本及滯后一期模型后，估計結(jié)果依然顯著。上述估計結(jié)果證實，家庭負債水平顯著擴大了收入不平等。其原因是，一方面家庭負債顯著提升了初始稟賦較高群體的收入；另一方面高收入群體易于獲取信貸進行投資經(jīng)營，低收入群體更多利用信貸進行消費，從而擴大了居民收入的不平等。

本文的研究結(jié)論認為中國家庭部門的負債水平會顯著提高收入不平等，這為政府縮小收入差距、公平收入分配提供了新的思路。一方面，相關(guān)部門應(yīng)重點關(guān)注家庭部門的債務(wù)風(fēng)險。另一方面，可考慮從負債的視角緩解收入差距的進一步擴大。具體的政策建議如下:第一，在負債需求端，應(yīng)加強基本的社會保障，緩解低收入群體的負債壓力。本文研究發(fā)現(xiàn)，低收入群體消費性負債所占比例較高，該群體由于收入水平比較低而不得不進行一些負債，如教育負債、醫(yī)療負債和基本耐用品的負債。這些負債不僅會加大家庭的債務(wù)風(fēng)險，同時會抑制家庭的收入水平和消費水平。因此，相關(guān)部門應(yīng)給予這部分低收入群體更多的社會保障，特別是提高在醫(yī)療和子女教育方面的政策優(yōu)惠支持力度。第二，在負債供給端，相關(guān)部門應(yīng)加大普惠金融的力度和政策。在大力發(fā)展普惠金融的同時，政府應(yīng)引導(dǎo)低收入群體合理利用信貸資源。普惠金融的基本目的是讓低收入群體享受到基本的信貸資源，得到金融支持。因此，在政策方面應(yīng)對不同的群體實施精準的普惠金融政策，以提高中低收入階層的收入和財富積累，從而達到縮小居民收入差距、實現(xiàn)共同富裕的愿景。