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摘 要：結(jié)合阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰蚣芾碚搶彝ジ＠M行了刻畫，并運用模糊綜合評價法對家庭福利水平進行了更加精準(zhǔn)的測算，在此基礎(chǔ)上研究家庭負(fù)債與家庭福利的關(guān)系，取得不同于以往研究的新發(fā)現(xiàn)：第一，發(fā)現(xiàn)了家庭杠桿率與家庭福利水平的倒U型關(guān)系，即當(dāng)家庭資產(chǎn)負(fù)債比達到一定比例（4.65）后，負(fù)債對家庭福利的影響從正向轉(zhuǎn)為負(fù)向；第二，家庭負(fù)債類型對于家庭福利的影響不同；第三，家庭人力資本投入在家庭負(fù)債行為和家庭福利水平之間發(fā)揮了重要的中介效應(yīng)，即負(fù)債通過解決在消費、教育、醫(yī)療等方面的資金需求，提高了家庭人力資本的投入水平，從而改善家庭福利。文章的研究為家庭做出合理的金融決策和政府制定相關(guān)政策提供思路和啟示。

關(guān)鍵詞：家庭負(fù)債 家庭福利 影響機理 中介效應(yīng)

DOI：10.19592/j.cnki.scje.401193

JEL分類號：C51，D12，D14? ?中圖分類號：F126

文獻標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1000 - 6249（2023）07 - 021 - 21

一、引言

近年來，全球債務(wù)問題日益突出，越來越引起人們的關(guān)注。根據(jù)世界銀行的研究，在布雷頓森林體系崩潰之后的五十年里，全球已經(jīng)歷了四次債務(wù)浪潮。那么，債務(wù)對于一個國家、社會、家庭和個人究竟是好還是壞？尤其在中國背景下，債務(wù)的影響是否有什么不同呢？

2021年2月8日，中國人民銀行發(fā)布《2020年第四季度中國貨幣政策執(zhí)行報告》，報告中對于我國居民杠桿率上升進行了重點關(guān)注。目前我國居民杠桿率上升主要由于住房貸款、消費貸、信用卡等透支的快速增長，“超前消費”、“過度消費”的觀點和積極的信貸政策促進了我國當(dāng)前居民的負(fù)債式消費行為。但從本文測算的各年份家庭福利水平來看，2014—2016年我國家庭福利分布情況的變化不大，家庭福利位于0—0.4占據(jù)了較大比例，并主要維持在0.25左右的水平。這表明，中國家庭負(fù)債行為與家庭福利可能存在較為復(fù)雜的關(guān)系，這個問題是值得深入研究的。

目前學(xué)者們主要從經(jīng)濟學(xué)視角和非經(jīng)濟學(xué)視角兩個角度研究家庭負(fù)債對家庭福利的影響。一方面，部分學(xué)者從家庭生活消費的角度出發(fā)，認(rèn)為家庭債務(wù)對家庭消費存在顯著的影響。許桂華（2013）發(fā)現(xiàn)消費表現(xiàn)過度敏感性，當(dāng)家庭債務(wù)減少時，家庭消費將大幅度減少，由此可能引起“債務(wù)型通縮”。劉宏等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，住房負(fù)債作為一種消費性信貸，通過負(fù)債擴大資產(chǎn)的方式提高了物質(zhì)生活條件，增加了家庭幸福感。然而，還有一些學(xué)者認(rèn)為負(fù)債對于家庭福利的影響不是單一的，這取決于負(fù)債的類型、規(guī)模和家庭特征以及是否能夠合理運用家庭債務(wù)。Albuquerque and Krustev（2018）利用美國各州有關(guān)家庭債務(wù)的數(shù)據(jù)集，發(fā)現(xiàn)了家庭過度負(fù)債對家庭消費產(chǎn)生了相反的影響。張雅淋和姚玲珍（2020）發(fā)現(xiàn)負(fù)債規(guī)模和消費相對剝奪之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，驗證了家庭負(fù)債行為具有“雙刃劍”的特點。

另一方面，家庭負(fù)債會影響家庭心理狀態(tài)、健康狀況，進而影響家庭福利。Haushofer and Fehr（2014）認(rèn)為債務(wù)可以讓人們平滑收入流動，并把債務(wù)當(dāng)作是一種心理緩沖；Dew（2008）也發(fā)現(xiàn)債務(wù)與已婚夫婦的抑郁癥減輕有關(guān)。然而更多的學(xué)者卻認(rèn)為家庭債務(wù)對財務(wù)壓力和其他壓力（Watson et al.，2015）、心理健康（Drentea，2000）、醫(yī)療服務(wù)（Kalousova and Burgard，2013）等存在不良影響。進一步的，在區(qū)分了負(fù)債類型、負(fù)債期限后，家庭負(fù)債對家庭福利也有著不同的影響。陳屹立（2017）認(rèn)為家庭負(fù)債會提高戶主的抑郁程度，但這主要是由非銀行債務(wù)造成的，而銀行負(fù)債卻可以顯著地提高中等收入階級和受教育程度相對較低群體的幸福感。李云新、黃科（2018）基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ治隹蚣埽瑢Y本下鄉(xiāng)過程中農(nóng)戶福利變化進行測度研究發(fā)現(xiàn)，資本下鄉(xiāng)后農(nóng)戶福利狀況得到一定程度的改善，接近中間福利水平。孫三百、洪俊杰（2022）從阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰σ暯浅霭l(fā)，運用多維度指標(biāo)度量居民福利，從微觀層面對經(jīng)典最優(yōu)城市規(guī)模理論進行檢驗等。

從上述文獻綜述可以看出，國內(nèi)外學(xué)者在研究家庭負(fù)債與家庭福利的關(guān)系時，更多還是采用單一視角去衡量家庭福利，缺少將二者結(jié)合起來構(gòu)造綜合性的指標(biāo)去衡量家庭福利。因此本文結(jié)合阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰蚣芾碚?，運用模糊綜合評價法對家庭福利水平進行了測算，并在此基礎(chǔ)上研究家庭負(fù)債與家庭福利的關(guān)系。本文的邊際貢獻在于：（1）家庭福利水平測量的改進。過往文獻在衡量家庭福利水平時主要采用單一指標(biāo)法、福利指數(shù)、數(shù)學(xué)模型合成指標(biāo)和多指標(biāo)綜合計算等方法（余謙、高萍，2011），本文在數(shù)學(xué)模型合成指標(biāo)的基礎(chǔ)上，基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰碚摽蚣埽瑥募彝ソ?jīng)濟狀況、社會保障、社會資本和心理狀態(tài)四方面，利用模糊綜合評價法來構(gòu)建家庭福利指標(biāo)，更加精準(zhǔn)地測量了中國家庭福利水平，也為后續(xù)研究兩者關(guān)系所取得的新的發(fā)現(xiàn)奠定基礎(chǔ)；（2）聚焦家庭杠桿率與家庭福利水平的非線性關(guān)系，為家庭負(fù)債行為影響的研究提供了新視角?，F(xiàn)有文獻大多從家庭是否負(fù)債角度切入，認(rèn)為家庭負(fù)債行為對家庭福利水平的影響既有正向的也有負(fù)向的影響（Clayton et al.，2015），本文在家庭是否負(fù)債基礎(chǔ)上進一步從家庭杠桿率的視角切入，更加準(zhǔn)確地刻畫出家庭杠桿率與家庭福利水平所存在的倒U型關(guān)系，即當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債比到達一定比例后，負(fù)債對家庭福利的影響從正向轉(zhuǎn)為負(fù)向；（3）基于家庭人力資本這一中介變量，為家庭負(fù)債行為影響家庭福利水平提供了新的解釋路徑?，F(xiàn)有文獻主要從消費、后期支出以及情緒和身心健康等因素來探究影響家庭福利的作用渠道，一定程度上忽略了家庭負(fù)債行為發(fā)生后債務(wù)的不同用途對家庭福利水平的微觀影響（陳屹立，2017）。本文從家庭債務(wù)用途出發(fā)，將家庭在人力資本方面的投入作為中介變量，深度挖掘家庭負(fù)債后的資金用途對家庭福利水平的影響路徑，發(fā)現(xiàn)了合理的家庭負(fù)債投向可以通過解決消費、教育、醫(yī)療等方面的資金需求，提高家庭對人力資本的投入水平，從而改善家庭福利。

本文后續(xù)安排如下：第二部分是理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)的提出；第三部分是基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ椒ǖ闹袊彝ジ＠綔y量；第四部分實證研究設(shè)計；第五部分是對實證結(jié)果；第六部分是進一步分析；第七部分研究結(jié)論與政策建議。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

已有文獻總結(jié)了家庭負(fù)債影響家庭福利的三大機制：一是通過信貸增加消費或收入這一路徑；二是通過后期償還債務(wù)的支出路徑；三是影響人的情緒、心理等因素進而影響家庭福利。

消費與收入路徑。一方面?zhèn)鶆?wù)的形成可能來自消費性信貸，借貸的目的是為了購買某些實物資產(chǎn)，比如房產(chǎn)、汽車、耐用品等。根據(jù)生命周期和流動性約束理論，家庭通過負(fù)債可以在生命周期內(nèi)提前獲得某個商品或者物品的使用權(quán)，從而獲得更好的生活條件或物質(zhì)基礎(chǔ)，因此會對家庭福利產(chǎn)生積極影響。不過這種提升作用似乎并不能持續(xù)很長時間1（Easterlin，1974）。另一方面?zhèn)鶆?wù)的形成也可能是因為生產(chǎn)經(jīng)營性借貸，在這種情況下，借貸緩解了家庭創(chuàng)業(yè)或者生產(chǎn)過程中的資金壓力，有助于為家庭帶來收入，提高家庭幸福感。

償債路徑。債務(wù)是因為借貸形成的，因此前期的借貸后期就形成了負(fù)債，必須要在一定期限內(nèi)分期或者一次性償還，這樣就會減少家庭的收入用于償債，自然家庭福利會有所下降，當(dāng)過多地擠壓消費導(dǎo)致家庭生活水平下降時，這種負(fù)面作用就會更加顯著。因此對于不同收入水平的家庭，這一路徑的影響效果是不同的。收入水平較高的家庭借貸主要是為了滿足奢侈消費，后期的償債支出一般也不會對家庭基本生活產(chǎn)生影響，而低收入家庭由于償債能力有限，可能會遭遇負(fù)債償還困難所導(dǎo)致的家庭幸福感下降（Berger et al.，2016）。

心理路徑。社會壓力理論（Social Stress Theory）（Pearlin，1989）和家庭壓力理論（Family Stress Theory）（Conger et al.，1990; Conger et al.，1994）表明，家庭債務(wù)可能有助于在短期內(nèi)緩解家庭的經(jīng)濟壓力，但是從長期來看，家庭債務(wù)負(fù)擔(dān)可能會導(dǎo)致經(jīng)濟壓力增加，從而導(dǎo)致家庭和個人的心理健康狀況下降。與此同時，債務(wù)負(fù)擔(dān)可能直接與家庭福利（特別是家庭的長期福利）成反比，因為家庭必須將資源分配用于償還債務(wù)，這可能會導(dǎo)致家庭成員的心理健康狀況下降（Sweet et al.，2013）。

總結(jié)上述理論分析層面的影響路徑，本文認(rèn)為家庭債務(wù)對家庭福利會產(chǎn)生影響，但這個影響可能不是單向的，基于此提出假設(shè)1、2。

H1：家庭負(fù)債行為會對家庭福利水平產(chǎn)生影響。

H2：家庭杠桿率與家庭福利的影響是非線性的，杠桿率增加到一定比例后，家庭福利水平會逐漸下降。

對于家庭福利的衡量是本文的一個重點內(nèi)容。從經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展來看，福利思想經(jīng)過后來的發(fā)展主要分為兩大理論——功利主義效用福利理論和客觀主義福利理論（高和榮，2009）。

功利主義效用福利理論將福利等同于效用，而效用則是一個人對物品或者服務(wù)的一種主觀評價，因此這一理論又被稱為主觀主義效用理論（高景柱，2013）?？傮w來看，功利主義主張效用一元主義，換言之就是個人福利最大化即為個人效用最大化，忽視了福利具有多元性的特征?？陀^主義福利理論主張從收入、消費和投資等客觀指標(biāo)出發(fā)衡量福利的大小，而非個人主觀評價（胡象明，2002）?？陀^主義福利理論局限于對支出的物的衡量，在一定程度上混淆了福利獲得的手段與目的，也不能較準(zhǔn)確地測算福利水平（方福前、呂文慧，2009）。

阿瑪?shù)賮啞ど岢隹尚心芰蚣芾碚?，給福利的定義提供了新的思路?？尚心芰Ψ椒ǖ暮诵脑谟谌藗兛筛鶕?jù)個人的能力去采取有價值的行動和達到生命中有價值的狀態(tài)（阿瑪?shù)賮啞ど?993）。在這一觀點下，生活被看作相互關(guān)聯(lián)的功能性活動（Functioning）的集合，對福利的評估可通過評估這些組成成分來實現(xiàn)?？尚心芰t反映的是一個人可以獲得福利的真正機會和選擇的自由，或者說是一個人選擇各種功能性活動的實質(zhì)自由（阿瑪?shù)賮啞ど?2002）。阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ治隹蚣芸捎脠D1進行解析。

本文也正是基于這一理論基礎(chǔ)進行對家庭福利的測量，考慮到能力不可直接觀察，福利的衡量一般都在評估功能性活動指標(biāo)的基礎(chǔ)上進行，以下詳細(xì)考察了構(gòu)成家庭福利的功能性活動。

第一，家庭經(jīng)濟狀況。家庭經(jīng)濟狀況主要包括收入與支出兩方面，隨著家庭資產(chǎn)負(fù)債比的增加，可以提高家庭的收入和支出水平，但是過高的資產(chǎn)負(fù)債比會降低取得信貸的可能性，從而會限制家庭的消費支出。同時，資產(chǎn)負(fù)債比越高的家庭，需要將家庭的收入等資源分配給償還債務(wù)，或者通過減少支出來償還債務(wù)。

第二，社會保障。在我國，醫(yī)療保險制度和養(yǎng)老保險制度是國家層面重要的福利制度，能幫助原本難以承受醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險負(fù)擔(dān)的家庭有能力支付這些費用。隨著家庭資產(chǎn)負(fù)債比的增加，為了維持家庭可持續(xù)性發(fā)展，會增加對家庭的社會保障支出，從而減少了家庭成員在面對突發(fā)意外事件和退休后的后顧之憂，因此有助于家庭提高其福利水平。

第三，社會資本。社會資本反映的是家庭的經(jīng)濟地位和社會關(guān)系，社會資本的指標(biāo)是家庭戶主是否是管理人員。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，人們在滿足基本的生理需求和安全需求后，會開始追求更高層次的需求。個人和家庭有時候產(chǎn)生的負(fù)債行為并不是因為需要滿足其基本需求，而有可能是為了追求更高的社會需求或滿足個人與家庭自我實現(xiàn)需求，但是財務(wù)壓力和債務(wù)違約后的不良結(jié)果將嚴(yán)重?fù)p害家庭及其成員的自尊心和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，從而損害家庭社會資本。

第四，心理狀態(tài)。一個人的心理狀態(tài)很大程度上決定了其完成一件事情的態(tài)度與效果。家庭負(fù)債后，家庭會對未來產(chǎn)生更多的擔(dān)憂或需要考慮更多的因素防止信貸違約，因此家庭及其成員的心理狀態(tài)非常重要?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)3。

H3：家庭杠桿率對于構(gòu)成家庭福利不同方面的功能性活動會產(chǎn)生不同的影響，繼而影響家庭福利，因此進而提出如下假設(shè)：

H3a：家庭杠桿率與家庭經(jīng)濟狀況呈倒U型分布。

H3b：家庭杠桿率的提高有助于提高家庭社會保障程度。

H3c：家庭杠桿率與家庭社會資本呈倒U型關(guān)系。

H3d：家庭杠桿率與家庭心理狀態(tài)呈正U型關(guān)系。

在福利生產(chǎn)過程中，由于個人、社會和環(huán)境等差異，商品向福利的轉(zhuǎn)換程度和效率也各不相同，這些差異被稱作轉(zhuǎn)換因素。家庭杠桿率影響家庭福利轉(zhuǎn)換機制如圖2所示。

轉(zhuǎn)換因素不直接產(chǎn)生福利，而是通過可行能力的調(diào)節(jié)，阻礙或者促進商品向功能性活動的轉(zhuǎn)化（高進云等，2007），例如相對于文盲，同等的收入對于文化程度更高的人來說具有更高的可行能力，因而能轉(zhuǎn)化為更大的福利。另外成員健康狀況越差，為達到同等的福利水平就需要更多的功能性活動被轉(zhuǎn)換。楊建芳等（2006）對人力資本進行界定，認(rèn)為教育資本和健康資本都統(tǒng)稱為人力資本。張輝（2017）發(fā)現(xiàn)健康水平的提高能顯著提升家庭物質(zhì)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率，通過提高教育人力資本的累積效率、降低教育人力資本折舊率和健康人力資本折舊率，對于經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長能夠產(chǎn)生促進作用。因此本文基于此引入對人力資本進行研究，并提出假設(shè)4。

H4：家庭負(fù)債可以用于提高家庭的人力資本，進而促進家庭經(jīng)濟增長，提高家庭福利水平。

三、基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ椒ǖ闹袊彝ジ＠綔y量

（一）家庭福利的構(gòu)成

本文關(guān)于家庭福利指標(biāo)體系的設(shè)計將參考阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ椒?。前文已?jīng)提到由于能力不容易直接測量，因此對于福利的衡量主要建立在對功能性活動的測算上。Martinetti（2000）還加上了勞動力市場狀態(tài)和家庭經(jīng)濟資源兩個功能性活動。阿瑪?shù)賮啞ど?002）考察了5種工具性自由：政治自由、經(jīng)濟條件、社會機會、透明性保證和防護性保障。在此基礎(chǔ)上，高進云等（2007）指出，相對應(yīng)的功能性活動主要包括5個方面：居住條件、健康狀況、教育和知識、社交、心理狀況。這里主要評價家庭負(fù)債后可能發(fā)生變化的家庭福利的主要功能性活動，即根據(jù)我國家庭負(fù)債的實際情況，進行負(fù)債家庭和未負(fù)債家庭突出的可行能力比較。對于負(fù)債家庭來說，他們通過借貸獲得的不僅僅是收入和消費支出所帶來的福利提升，還有社會及心理等層面的變化而導(dǎo)致的福利改變，結(jié)合本文在假設(shè)3處的分析，將家庭福利的功能性活動歸納為家庭經(jīng)濟狀況、社會保障、社會資本和心理狀態(tài)。

（二）家庭福利的計算過程

由于福利的模糊性與復(fù)雜性使其難以測量，再加上一些較為模糊的主觀評價指標(biāo)的使用，因此本文將嘗試用模糊數(shù)學(xué)方法測算家庭福利的模糊評價值。這一方法是Zadeh教授于1965年提出的，之后被用于廣泛的研究領(lǐng)域，近年來也有學(xué)者在對福利的測算中使用了這一方法（高進云等，2007；李雅寧等，2011），本文主要借鑒了高進云等學(xué)者的研究。

（三）家庭福利的計算結(jié)果

本文選取中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)為目標(biāo)樣本，樣本期為2014年、2016年、2018年三次家庭問卷和成人問卷調(diào)查1。其中，關(guān)于家庭的地區(qū)指標(biāo)來源于國家統(tǒng)計局。在開始進行實證分析之前，本文對數(shù)據(jù)進行了如下處理：第一，本文在研究過程中主要關(guān)注家庭負(fù)債，以及住房和非住房負(fù)債對于家庭福利的影響，考慮到我國傳統(tǒng)觀念中房屋對于家庭的重要性，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民住房自有率都比較高，所以剔除樣本中住房產(chǎn)權(quán)為非自有的家庭；第二，由于家庭戶主年齡會對家庭決策產(chǎn)生重要的影響從而影響家庭福利，年齡異常的家庭可能會對研究結(jié)論產(chǎn)生偏誤，因此本文將戶主年齡限定為25—60歲；第三，對家庭資產(chǎn)和資產(chǎn)負(fù)債比指標(biāo)進行1%的縮尾處理，以緩解異常值可能帶來的有偏估計。最終獲得3年共計22189個觀測值的樣本，其中負(fù)債家庭9009個，非負(fù)債家庭13180個。

由此，本文測量得出各省份家庭福利水平均值（見表1）。從樣本數(shù)據(jù)來看，各個省份自2014年—2018年，家庭福利整體水平有提升，但是2016年各省份家庭福利水平呈下降趨勢，并大多數(shù)都是3年內(nèi)最低值。本文認(rèn)為可能是由于2015年中國整體經(jīng)濟形勢下行導(dǎo)致的全國家庭福利下降。以2018年為例，上海、天津、江蘇、北京、四川的家庭福利水平相較于其他省份更高。各年份家庭福利分布情況在三年間的分布情況變化不大，家庭福利幾乎全部位于0.30的水平之下，說明我國家庭福利水平整體較差，未來還有很大的提升空間。

四、實證研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

（二）變量設(shè)定

1．被解釋變量

如第三部分所述，本文的核心被解釋變量為家庭福利（Welfare），是通過模糊綜合分析法計算得出的綜合指標(biāo)，另外在被解釋變量中還列出了四個具體構(gòu)成指標(biāo)——家庭經(jīng)濟狀況（W_eco）、社會保障（W_ins）、社會資本（W_cap）和心理狀態(tài)（W_psy），將在第六部分的異質(zhì)性分析中展開研究。

2．解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭負(fù)債（Debt）和家庭杠桿率（TDR）。家庭負(fù)債是指家庭當(dāng)前有無借貸行為，包括銀行借貸、民間借貸和向親友的借款等。家庭杠桿率是指家庭負(fù)債總額占家庭總資產(chǎn)的比重，即資產(chǎn)負(fù)債比（Becker and Shabani，2010；張雅淋、姚玲珍，2020）。

本文還加入了個體、家庭、地區(qū)的特征作為控制變量，考慮到如何將個體層面信息匹配到家庭層面，由于CFPS中沒有對家庭戶主進行區(qū)分，因此本文選取CFPS中家庭財務(wù)管理人作為家庭戶主，以其作為家庭的決策代理人。個體層面的控制變量包括：性別、年齡、年齡的平方、受教育年限、婚姻狀態(tài)、工作狀態(tài)、健康狀態(tài)；家庭層面的控制變量包括：家庭規(guī)模、家庭資產(chǎn)、是否創(chuàng)業(yè)和家庭的房產(chǎn)數(shù)；地區(qū)層面的控制變量包括：家庭位置、地區(qū)人均生產(chǎn)總值、消費價格指數(shù)。具體見表2。

（三）描述性統(tǒng)計

各個變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。家庭福利的均值為0.241，說明我國家庭整體的福利水平還有很大提升空間；其標(biāo)準(zhǔn)差為0.155，表明不同家庭的福利水平存在參差不齊的差距。與此同時，家庭是否負(fù)債和家庭杠桿率的均值為0.406和0.269，標(biāo)準(zhǔn)差為0.491和0.913，說明不同家庭在負(fù)債決策和杠桿率上各有不同。

（四）家庭負(fù)債行為與家庭福利關(guān)系初探

從總模糊指數(shù)（見表4）來看，有負(fù)債家庭的家庭福利水平會比無負(fù)債家庭更高，并且負(fù)債異質(zhì)性對家庭福利有著不同影響，有住房負(fù)債的家庭福利會高于無住房負(fù)債家庭，無非住房負(fù)債的家庭福利水平高于有非住房負(fù)債水平的家庭。

從功能性活動來看，社會保障和心理狀態(tài)兩個功能性活動的均值均超過0.60，說明關(guān)于家庭在社會保障和心理狀態(tài)2個功能性活動中能夠獲得較好的滿足感與獲得感。有住房負(fù)債的家庭福利高于無住房負(fù)債的家庭福利，主要是由于有住房負(fù)債的家庭社會保障和社會資本兩個指標(biāo)更高；無非住房負(fù)債的家庭福利高于有非住房負(fù)債的主要原因是無非住房負(fù)債的家庭心理壓力更小，從而增加了家庭福利水平。

五、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

本文研究家庭負(fù)債對家庭福利的影響。實證結(jié)果見表5。第（1）列為僅將負(fù)債引入回歸模型，Debt的估計系數(shù)顯著為正；從第（2）列開始相繼將個人、家庭和地區(qū)特征變量加入回歸模型，可以發(fā)現(xiàn)，Debt的估計系數(shù)都顯著為正。第（4）列顯示，家庭負(fù)債與家庭福利顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.0025，表明家庭的負(fù)債行為對于家庭福利水平有積極影響，則表明支持研究假設(shè)1。

為了考察家庭杠桿率與家庭福利水平的非線性關(guān)系，本文還在回歸中加入了資產(chǎn)負(fù)債比的平方項[TDR2ijt]。表6匯報了家庭杠桿率與家庭福利的估計結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)負(fù)債比的一次項與家庭福利水平的估計系數(shù)顯著為正，但是家庭資產(chǎn)負(fù)債比的平方項與家庭福利水平對家庭福利水平的估計系數(shù)顯著為負(fù)。從統(tǒng)計意義上表明，家庭資產(chǎn)負(fù)債比對家庭福利水平在1%的顯著水平上呈倒U型關(guān)系，驗證了假設(shè)2。同時由列（2）資產(chǎn)負(fù)債比一次項和平方項的系數(shù)計算得到資產(chǎn)負(fù)債比的拐點值為4.651，即家庭杠桿率在達到臨界值4.65之前，負(fù)債可以對家庭福利產(chǎn)生積極影響；在杠桿率超過臨界值之后，家庭的幸福感會隨著杠桿率的提升而下降。

然而在既有樣本中，約有占樣本總數(shù)1.36%的301個有效樣本處于拐點值右側(cè)，剩余占樣本總數(shù)98.64%的21888個樣本則居于拐點值左側(cè)，說明我國絕大多數(shù)家庭的資產(chǎn)負(fù)債率尚且沒有達到拐點值。此外，樣本期內(nèi)我國家庭資產(chǎn)負(fù)債率的均值為0.27，也遠遠小于拐點值。因此，我國大部分家庭可以根據(jù)家庭需要向外進行借款，從而提高家庭福利水平。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1．內(nèi)生性檢驗

雖然基準(zhǔn)回歸結(jié)果為家庭資產(chǎn)負(fù)債比與家庭福利之間存在的倒U型關(guān)系提供一定證據(jù)，但是這一結(jié)果是否可信，還需要考慮如下潛在的內(nèi)生性問題：擁有較高福利水平的家庭可能對現(xiàn)金流的需求敞口較大，因而需借助較高規(guī)模的債務(wù)行為滿足資金缺口；同時，若家庭福利水平較高、完全能夠滿足現(xiàn)金流需求，家庭將減少不必要的債務(wù)行為、隨之縮減家庭資產(chǎn)負(fù)債比。該內(nèi)生性問題的存在，有可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果不具備嚴(yán)謹(jǐn)性，因此，本文嘗試通過尋找兩類工具變量的方式來處理本文可能存在的內(nèi)生性問題。

本文參考Eriksson et al.（2014）、何安華、孔祥智（2014）、樊綱治、王宏揚（2015）、尹志超等（2015）、黃宇虹、樊綱治（2017）等的研究方法，計算內(nèi)生變量在一定區(qū)域內(nèi)的均值并剔除內(nèi)生家庭自身的數(shù)據(jù)以處理內(nèi)生性問題。這一方法主要基于經(jīng)典的群體效應(yīng)（Cohort Effect或Group Effect）理論展開，該理論表明個體的某一特征與同區(qū)域內(nèi)其他個體的這一特征密切相關(guān)，但與他們的其他特征并不相關(guān)（Morris，2007；Pan et al.，2013；Eriksson et al.，2014）。因此，本文選取的工具變量（Region_AVG）即以家庭所屬村委會/居委會的資產(chǎn)負(fù)債比區(qū)域均值并剔除家庭本身的數(shù)據(jù)來表示。

由于家庭資產(chǎn)負(fù)債比及其二次項為內(nèi)生變量，本文使用資產(chǎn)負(fù)債比區(qū)域均值及其二次項作為相應(yīng)的工具變量，具體回歸結(jié)果見表7。表7的列（1）和列（2）匯報了第一階段回歸結(jié)果，工具變量Region_AVG的估計系數(shù)顯著為正，Region_AVG的平方項的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭資產(chǎn)負(fù)債比與其所在區(qū)域其他家庭的資產(chǎn)負(fù)債比存在非線性關(guān)系。同時，兩個工具變量的F統(tǒng)計量均大于10，表明能夠拒絕弱工具變量假設(shè)。列（3）是第二階段的回歸結(jié)果，TDR與TDR2的系數(shù)均在10%的顯著性水平上一正一負(fù)，再次證實了家庭資產(chǎn)負(fù)債比與家庭福利之間倒U型關(guān)系的存在。列（4）LIML回歸結(jié)果進一步增強了2SLS回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。由此可見，在控制了潛在的內(nèi)生性問題后，杠桿率依然能夠提高家庭福利，但這一促進作用具有階段性，超出臨界范圍時，杠桿率的增加反而抑制家庭福利水平，與基準(zhǔn)實證結(jié)果保持一致。

2．樣本替換

考慮到有負(fù)債家庭與無負(fù)債家庭除負(fù)債行為之外的其他特征及初始條件不完全相同，如果直接以這兩類家庭（即實驗組與對照組）的福利水平差異作為處理效應(yīng)，顯然缺乏科學(xué)性，忽視了樣本選擇偏差問題，得到的結(jié)果是有偏的，于是本文進一步采取傾向得分匹配法解決這一問題。

本文采用Logit回歸、k近鄰匹配（k=1）進行PSM模型檢驗。圖3是匹配前后各變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差的對比圖?？梢钥闯?，匹配后各個變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%，且對比匹配前的結(jié)果，多數(shù)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后大幅縮減，表明匹配效果較佳。圖4為匹配前后傾向得分的共同取值范圍，該圖表明，實驗組（Treated）與對照組（Untreated）大多數(shù)觀測值均在共同取值范圍內(nèi)（On support），故在進行傾向得分匹配時僅損失少量樣本。

表8匯報了PSM模型所得到的資產(chǎn)負(fù)債比對家庭福利影響的平均處理效應(yīng)在1%水平上顯著為0.0076。這一結(jié)果表明，有負(fù)債家庭與無負(fù)債家庭存在明顯差異，負(fù)債行為能夠明顯提高家庭福利水平，再次為假設(shè)1提供了佐證。

在此基礎(chǔ)上，本文進一步采用PSM樣本進行資產(chǎn)負(fù)債比與家庭福利的線性、非線性關(guān)系的實證回歸，結(jié)果見表9。樣本更換并不影響與基準(zhǔn)結(jié)果的相似性。

3．實證方法更換

本文參考張雅淋等（2019）的做法，使用面板個體固定效應(yīng)模型捕捉不隨時間變化的個體之間的差異、克服遺漏變量問題，進行資產(chǎn)負(fù)債比與家庭福利關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗。表9的列（3）、列（4）表明，線性關(guān)系下，家庭杠桿率對家庭福利的回歸系數(shù)顯著為正，非線性關(guān)系下家庭杠桿率與家庭福利之間依然滿足倒U型關(guān)系，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，再次證明了前文結(jié)論的可靠性。

六、進一步分析

（一）異質(zhì)性分析

1．負(fù)債類型

除了家庭情況不同會影響家庭杠桿率對家庭福利的影響外，負(fù)債類型本身也會影響家庭福利水平。本文將負(fù)債類型分為住房負(fù)債和除住房負(fù)債之外的非住房負(fù)債，進一步識別不同債務(wù)類型下家庭負(fù)債規(guī)模對家庭福利的影響。實證結(jié)果如表10所示。

表10的列（1）回歸結(jié)果顯示，住房負(fù)債資產(chǎn)比對家庭福利水平的線性關(guān)系不顯著，而非住房負(fù)債資產(chǎn)比會提升家庭福利。列（2）回歸結(jié)果顯示住房負(fù)債資產(chǎn)比與家庭福利之間呈倒U型關(guān)系，即增加住房負(fù)債規(guī)模會提高家庭福利，但住房負(fù)債資產(chǎn)比達到一定比例后，會減少家庭幸福感。列（3）結(jié)果顯示，非住房負(fù)債資產(chǎn)比的平方項僅在10%的顯著水平下顯著，說明非住房負(fù)債資產(chǎn)比和家庭福利之間的非線性關(guān)系較弱。列（4）回歸結(jié)果中非住房負(fù)債資產(chǎn)比的平方項并不顯著，證明非住房負(fù)債資產(chǎn)比與家庭福利之間的非線性關(guān)系并不顯著。

究其原因，當(dāng)住房負(fù)債資產(chǎn)比較低時，由于家庭的消費水平不會明顯的下降，且住房能夠為家庭帶來持續(xù)享用的物質(zhì)基礎(chǔ)，從而能夠提高家庭福利水平；而當(dāng)住房負(fù)債資產(chǎn)比較高時，家庭的流動性約束較大，可能會由于“房奴效應(yīng)”而對家庭的其他消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)（李江一，2018），從而降低家庭幸福感。另一方面，非住房貸款主要是家庭日常用于消費、投資、教育等用途，非住房貸款可以增加家庭消費支出和提高家庭的消費水平，從而提升家庭幸福感，這與經(jīng)典消費理論相一致。

2．家庭福利的組成

本文基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰蚣芾碚搶⒎从臣彝ジ＠?個功能性活動進行回歸，分析資產(chǎn)負(fù)債比對于家庭福利的影響主要是從哪些方面造成的，回歸結(jié)果如表11所示。

從經(jīng)濟狀況看，家庭資產(chǎn)負(fù)債比與家庭經(jīng)濟狀況呈倒U型分布。隨著家庭資產(chǎn)負(fù)債比的增加，可以提高家庭的收入和支出水平，但是過高的資產(chǎn)負(fù)債比會降低取得信貸的可能性，從而會限制家庭的消費支出。同時，資產(chǎn)負(fù)債比越高的家庭，需要將家庭的收入等資源分配給償還債務(wù)，或者通過減少支出來償還債務(wù)。

從社會保障看，家庭資產(chǎn)負(fù)債比與社會保障在5%的顯著水平上呈正相關(guān)關(guān)系，說明家庭資產(chǎn)負(fù)債比能夠?qū)彝サ纳鐣Ｕ掀鸬酱龠M作用。隨著家庭資產(chǎn)負(fù)債比的增加，為了維持家庭可持續(xù)性發(fā)展，會增加對家庭的社會保障支出，例如醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險等，從而降低家庭的后顧之憂。

從社會資本看，家庭資產(chǎn)負(fù)債比與社會資本呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。具體而言，家庭資產(chǎn)負(fù)債比的上升能夠一定程度上提升家庭和個人的社會資本，通過借貸行為家庭能夠獲得更多的資金用于社交或增加社會地位，但是債務(wù)超過了家庭能夠承擔(dān)的規(guī)模可能會帶來相反的效果，財務(wù)壓力和債務(wù)違約后的不良結(jié)果將嚴(yán)重?fù)p害家庭及其成員的自尊心和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，從而損害家庭社會資本。

從心理狀態(tài)看，家庭資產(chǎn)負(fù)債比與心理狀態(tài)呈現(xiàn)正U型關(guān)系。主要原因在于家庭負(fù)債結(jié)構(gòu)的變化，現(xiàn)有文獻曾發(fā)現(xiàn)，家庭債務(wù)與心理狀態(tài)正相關(guān)，但都是由短期債務(wù)造成的，而與中長期債務(wù)無關(guān)（Berger et al.，2016）。短、中期債務(wù)往往成本更高，債務(wù)規(guī)模較小，而長期債務(wù)往往規(guī)模更大，由于長期債務(wù)的壓力分?jǐn)偟搅硕嗥?，因此對于家庭壓力自然變小。同時，住房等耐用品的購買雖然為家庭帶來了大規(guī)模負(fù)債，但是對于家庭生活能夠提供長久的物質(zhì)生活條件（張翔等，2015），滿足家庭所重視的住所長期的穩(wěn)定性和“家的感覺”（李培，2009），因此會提升其幸福感和對于未來的信心程度。

以上結(jié)果證實并進一步完善了假設(shè)3。

（二）中介效應(yīng)分析

根據(jù)前文的理論假設(shè)，本文選取CFPS問卷中關(guān)于家庭醫(yī)療、教育、商業(yè)保險支出總和的對數(shù)值作為家庭人力資本（HC）的代理變量，檢驗人力資本是否在家庭杠桿率與家庭福利的關(guān)系之間起到中介作用。其中醫(yī)療投入、教育投入和商業(yè)保險投入的提問分別為“過去12個月，您家直接支付的醫(yī)療費用、教育支出和用于購買商業(yè)保險的支出是多少？”

本文參考耿曄強、都帥帥（2020）以及程倩、田暉（2021）在存在二次項變量的情況下中介效應(yīng)檢驗的操作程序，進行中介效應(yīng)檢驗。第一步，檢驗家庭杠桿率對家庭福利的影響，如表12的列（1）所示，家庭資產(chǎn)負(fù)債比一次項的估計系數(shù)顯著為正，但是家庭資產(chǎn)負(fù)債比平方項的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭資產(chǎn)負(fù)債比對家庭福利水平在1%的顯著水平上呈倒U型關(guān)系，這與表6的回歸結(jié)果一致。

第二步，檢驗家庭杠桿率對家庭人力資本投入的影響。表12的列（2）顯示，資產(chǎn)負(fù)債比的一次項系數(shù)顯著為正，平方項系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭杠桿率與家庭人力資本投入呈倒U型關(guān)系。這可能是因為家庭杠桿率水平較低時，家庭借債主要是為了滿足生活消費需求，因而家庭人力資本投入會增加；而隨著家庭杠桿率的提升，家庭可支配收入的流動性約束收緊，將會加劇家庭的消費剝奪（張雅淋、姚玲珍，2020），從而使家庭減少人力資本的投入。

第三步則對家庭杠桿率和人力資本投入如何影響家庭福利進行了檢驗，結(jié)果顯示家庭資產(chǎn)負(fù)債率的一次項、平方項以及人力資本投入的系數(shù)均顯著，且家庭資產(chǎn)負(fù)債率一次項和平方項系數(shù)的絕對值均小于列（1），說明存在部分中介效應(yīng)，驗證了假設(shè)4。在家庭資產(chǎn)負(fù)債率的一次項影響人力資本投入進而影響家庭福利的路徑中，家庭資產(chǎn)負(fù)債率每提升1%，直接使得家庭福利提升0.0105%，通過增加人力資本投入使得家庭福利間接提升0.0015%，中介效應(yīng)占比12.50%，即家庭資產(chǎn)負(fù)債比一次項對家庭福利的影響有12.50%是通過增加人力資本實現(xiàn)的；而在家庭資產(chǎn)負(fù)債率的平方項影響人力資本投入進而影響家庭福利的路徑中，家庭資產(chǎn)負(fù)債率每提升1%，直接使得家庭福利下降0.0011%，通過抑制人力資本投入使得家庭福利間接下降0.0002%，中介效應(yīng)占比15.38%，即家庭資產(chǎn)負(fù)債比平方項對家庭福利的影響有15.38%是通過抑制人力資本投入實現(xiàn)的。

此外，本文作者參考林偉鵬和馮保藝（2022）提出的關(guān)于非線性關(guān)系的中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗方法，采用Bootstrap方法抽樣1000次得出表12列（2）中TDR2系數(shù)與列（3）中HC系數(shù)乘積的95%置信區(qū)間，為 [0.000048， 0.000073]，這表明間接效應(yīng)是顯著的。

七、研究結(jié)論與政策建議

本文從家庭負(fù)債行為和家庭資產(chǎn)負(fù)債比兩個角度研究其對于家庭福利水平的影響。研究結(jié)果表明：第一，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭負(fù)債能夠顯著地提高家庭福利水平。進一步分析，家庭資產(chǎn)負(fù)債比對于家庭福利水平的影響呈倒U型分布。第二，家庭負(fù)債類型對于家庭福利的影響不同。住房負(fù)債規(guī)模對于家庭福利水平是線性正向影響，而非住房負(fù)債規(guī)模對家庭福利水平的影響呈倒U型。第三，在作用渠道方面，家庭人力資本對家庭負(fù)債行為和家庭福利水平之間存在部分中介效應(yīng)。合理的家庭資產(chǎn)負(fù)債比可以幫助家庭解決在消費、教育、醫(yī)療等方面的資金需求，提高家庭對人力資本的投入水平，從而提高家庭福利水平。

本文的研究結(jié)論具有一定的政策啟示。首先從家庭層面，家庭應(yīng)該關(guān)注家庭經(jīng)濟狀況和家庭成員的心理狀態(tài)，將資產(chǎn)負(fù)債比控制在合理的范圍內(nèi)，避免因家庭過度負(fù)債給家庭成員的身心健康產(chǎn)生的不良影響。其二，家庭在日常生活中，應(yīng)該合理規(guī)劃家庭債務(wù)用途，適當(dāng)提高家庭可持續(xù)發(fā)展方面的投入，比如適當(dāng)增加家庭的教育投入、醫(yī)療投入和保險投入等。其三，提高家庭整體金融素養(yǎng)水平，能夠有效地減少家庭負(fù)債成本，減少過度負(fù)債的概率，幫助家庭將債務(wù)規(guī)?？刂圃诤侠矸秶鷥?nèi)，從而有效地提高家庭福利水平。

從政府層面，其一，合理控制家庭部門資產(chǎn)負(fù)債比和負(fù)債結(jié)構(gòu)。一方面家庭資產(chǎn)負(fù)債比對家庭福利呈雙向影響，政府部門應(yīng)該合理控制資產(chǎn)負(fù)債比，在合理范圍內(nèi)讓家庭可以通過負(fù)債行為提高家庭福利，同時防止跨越資產(chǎn)負(fù)債比的“U”型拐點，損害家庭部門的福利水平。另一方面，雖然住房負(fù)債對于家庭福利整體水平并沒有負(fù)面影響，但是這是基于住房負(fù)債用于購買家庭耐用品消費的角度，如果家庭將住房作為投資行為，其影響可能適得其反。政府應(yīng)該加強住房價格監(jiān)管和住房購買資格審批，堅持“房子是用來住的，不是用來炒”的理念。非住房負(fù)債對于家庭福利的影響呈倒U型，政府需要特別關(guān)注家庭消費信貸的比重，不以依賴消費金融擴大消費。其二，引導(dǎo)家庭樹立正確的消費理念，關(guān)注中低收入家庭群體的福利水平，政策切勿“一刀切”。家庭金融決策由于其復(fù)雜性，家庭往往不能根據(jù)有限的信息做出最優(yōu)決策，因此政府應(yīng)該幫助家庭樹立正確的金融決策觀，正確的消費理念，防止家庭過度借貸。同時，由于中低收入家庭受資產(chǎn)負(fù)債比的影響不同，特別是要重點關(guān)注更容易跨越資產(chǎn)負(fù)債比U型拐點的低收入家庭，避免其家庭福利受損。

參考文獻

阿瑪?shù)賮啞ど?002，《以自由看待發(fā)展》，北京：中國人民大學(xué)出版社。

陳屹立，2017，“家庭債務(wù)是否降低了幸福感？——來自中國綜合社會調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)”，《世界經(jīng)濟文匯》，第4期，第102-119頁。

程倩、田暉，2021，“進口競爭對中國制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量的影響機制——基于創(chuàng)新的中介效應(yīng)”，《經(jīng)濟問題探索》，第9期，第130-142頁。

方福前、呂文慧，2009，“中國城鎮(zhèn)居民福利水平影響因素分析——基于阿馬蒂亞·森的能力方法和結(jié)構(gòu)方程模型”，《管理世界》，第4期，第17—26頁。

高和榮，2009，“社會福利分析視角的轉(zhuǎn)型：從政治、經(jīng)濟到社會”，《南京大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)·人文科學(xué)·社會科學(xué)版）》，第6期，第132-136頁。

高進云、喬榮鋒、張安錄，2007，“農(nóng)地城市流轉(zhuǎn)前后農(nóng)戶福利變化的模糊評價——基于森的可行能力理論”，《管理世界》，第6期，第45-55頁。

高景柱，2013，“超越平等的資源主義與福利主義分析路徑——基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰ζ降鹊姆治觥保度宋碾s志》，第1期，第29-36頁。

耿曄強、都帥帥，2020，“制度環(huán)境、技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)加成率——基于動態(tài)競爭視角的微觀研究”，《經(jīng)濟問題》，第10期，第62-71頁。

胡象明，2002，“廣義的社會福利理論及其對公共政策的意義”，《武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版）》，第4期，第426-431頁。

李江一，2018，“‘房奴效應(yīng)導(dǎo)致居民消費低迷了嗎？”，《經(jīng)濟學(xué)（季刊）》，第1期，第405-430頁。

李培，2009，“房屋租賃的替代效應(yīng)與福利評價”，《南方經(jīng)濟》，第2期，第3-12頁。

李雅寧、何廣文，2011，“我國小額信貸客戶家庭福利水平的模糊評價”，《河南社會科學(xué)》，第5期，第74-80頁。

李云新、黃科，2018，“資本下鄉(xiāng)過程中農(nóng)戶福利變化測度研究——基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰Ψ治隹蚣堋?，《?dāng)代經(jīng)濟管理》，第7期，第40-47頁。

林偉鵬、馮保藝，2022，“管理學(xué)領(lǐng)域的曲線效應(yīng)及統(tǒng)計檢驗方法”，《南開管理評論》，第1期，第155-164頁。

劉宏、明瀚翔、趙陽，2013，“財富對主觀幸福感的影響研究——基于微觀數(shù)據(jù)的實證分析”，《南開經(jīng)濟研究》，第4期，第95-110頁。

孫三百、洪俊杰，2022，“城市規(guī)模與居民福利——基于阿瑪?shù)賮啞ど目尚心芰σ暯恰?，《統(tǒng)計研究》，第7期，第114-124頁。

許桂華，2013，“家庭債務(wù)的變動與居民消費的過度敏感性：來自中國的證據(jù)”，《財貿(mào)研究》，第2期，第102-109+145頁。

楊建芳、龔六堂、張慶華，2006，“人力資本形成及其對經(jīng)濟增長的影響——一個包含教育和健康投入的內(nèi)生增長模型及其檢驗”，《管理世界》，第5期，第10-18+34+171頁。

余謙、高萍，2011，“中國農(nóng)村社會福利指數(shù)的構(gòu)造及實測分析”，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》，第7期，第63-71+84頁。

張輝，2017，“健康對經(jīng)濟增長的影響：一個理論分析框架”，《廣東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》，第4期，第15-23頁。

張翔、李倫一、柴程森、馬雙，2015，“住房增加幸福：是投資屬性還是居住屬性？”，《金融研究》，第10期，第17-31頁。

張雅淋、孫聰、姚玲珍，2019，“越負(fù)債，越消費？——住房債務(wù)與一般債務(wù)對家庭消費的影響”，《經(jīng)濟管理》，第12期，第40-56頁。

張雅淋、姚玲珍，2020，“家庭負(fù)債與消費相對剝奪——基于住房負(fù)債與非住房負(fù)債的視角”，《財經(jīng)研究》，第8期，第64-79頁。

Albuquerque， B. and G. Krustev， 2018， “Debt Overhang and Deleveraging in the US Household Sector： Gauging the Impact on Consumption”， Review of Income and Wealth， 64（2）： 459-481.

Becker， T. A. and R. Shabani， 2010， “Outstanding Debt and the Household Portfolio”， The Review of Financial Studies， 23（7）： 2900-2934.

Berger， L. M.， J. M. Collins and L. Cuesta， 2016， “Household Debt and Adult Depressive Symptoms in the United States”， Journal of Family and Economic Issues， 37（1）： 42-57.

Cerioli，A and Zani，S.，1990， A Fuzzy Approach to the Measurement of Poverty， Income and Wealth Distribution， Inequality and Poverty. Springer， Berlin， Heidelberg： 272-284.

Cheli， B. and A. Lemmi， 1995， “A‘TotallyFuzzy and Relative Approach to the Multidimensional Analysis of Poverty”， Economic Notes， 24（1）： 115-134.

Clayton， M.， J. Li?ares-Zegarra and J. O. S. Wilson， 2015， “Does Debt Affect Health？ Cross Country Evidence on the Debt-Health Nexus”， Social Science & Medicine， 130： 51-58.

Conger， R. D.， Ge， X. J.? Elder， G. H. Lorenz， F. O，and R. L. Simons， 1994， “Economic Stress， Coercive Family Process， and Developmental Problems of Adolescents”， Child Development， 65（2）： 541-561.

Conger， R. D.， Elder， G. H.， Lorenz， F. O.， Conger， K. J.， Simons， R. L.， Whitbeck， L. B.，Shirley， H. and J. N. Melby， 1990， “Linking Economic Hardship to Marital Quality and Instability”， Journal of Marriage and Family， 52（3）： 643-656.

Dew， J.， 2008， “Debt Change and Marital Satisfaction Change in Recently Married Couples”， Family Relations， 57（1）： 60-71.

Drentea， P.， 2000， “Age， Debt And Anxiety”， Journal of Health and Social Behavior， 41（4）： 437-450.

Easterlin，R.A.， 1974， “Does Economic Growth Improve the Human Lot？ Some Empirical Evidence”， Nations and Households in Economic Growth. Academic Press：89-125.

Haushofer， J. and E. Fehr， 2014， “On the Psychology of Poverty”， Science， 344（6186）： 862-867.

Kalousova， L. and S. A. Burgard， 2013， “Debt and Foregone Medical Care”， Journal of Health and Social Behavior， 54（2）： 204-220.

Martinetti，E.C.， 2000， “A Multidimensional Assessment of Well-Being Based on Sen's Functioning Approach”. Rivista Internazionale Di Scienze Sociali， 108（2）： 207-239.

Miceli，D.， 1998， Measuring Poverty using Fuzzy Sets， NATSEM， University of Canberra.

Pearlin， L. I.， 1989， “The Sociological Study of Stress”， Journal of Health and Social Behavior， 30（3）： 241-256.

Sen， A.， 1993， “Capability and Well-Being”， The Quality of Life， Oxford：Clarendon Press.

Sweet， E.， A. Nandi， E. K. Adam and T. W. McDade， 2013， “The High Price of Debt： Household Financial Debt and its Impact on Mental and Physical Health”， Social Science & Medicine， 91： 94-100.

Watson， S. J.， B. L. Barber and S. Dziurawiec， 2015， “The Role of Economizing and Financial Strain in Australian University Students Psychological Well-Being”， Journal of Family and Economic Issues， 36（3）： 421-433.

How does the Debt Affect Family Welfare： New Evidence from the CFPS

Xiao Binqing Shi Huhai Ding Jiatong Yang Dongqi

Abstract： We combine the feasible ability framework theory of Amartya Sen and use fuzzy comprehensive evaluation method to calculate the level of family welfare more accurately. On this basis， this paper studied the relationship between family debt and family welfare， which helped us obtain some new findings. The first new finding is reflected in the inverted U-shaped relationship between the scale of household debt and the level of household welfare， that is when the household asset-liability ratio reaches a certain ratio （4.65）， the impact of debt on household welfare changes from positive to negative. Further analysis also found that different types of household income and household debt have different effects on family welfare. Thirdly， this paper finds that the family human capital input plays an important mediating effect between the family debt behavior and family welfare level. Debt can improve the family human capital input level by solving the capital demand in consumption， education， medical treatment and so on， to improve the family welfare. The research of this paper provides ideas and enlightenment for families to make reasonable financial decisions and the government to formulate relevant policies.

Keywords： Family Debt； Family Welfare； Mechanism； Intermediary Effect

（責(zé)任編輯：柳陽）

* 肖斌卿，南京大學(xué)工程管理學(xué)院，E-mail：bengking@nju.edu.cn；石湖海，華泰聯(lián)合證券，E-mail ： 18801595988@163.com；丁佳桐，南京大學(xué)工程管理學(xué)院，E-mail：djt_0210@163.com；楊棟齊（通訊作者），南京大學(xué)工程管理學(xué)院，E-mail：yangdq@smail.nju.edu.cn，通訊地址：南京市鼓樓區(qū)南秀村5號，郵編：210008。作者文責(zé)自負(fù)。

基金項目：本文受國家自然科學(xué)基金項目（U1811462， 72071102）、江蘇省研究生科研與實踐創(chuàng)新計劃項目（KYCX22_0061）資助。

1 Easterlin研究發(fā)現(xiàn)，二戰(zhàn)后美國人的幸福感并沒有隨著收入水平的提高而增加。這也被稱為“Easterlin悖論”。后來學(xué)者的研究給出了解釋，人們對包括收入在內(nèi)的很多狀態(tài)都具有適應(yīng)性，這種適用性的存在使得收入和消費所帶來的邊際效用逐漸下降，導(dǎo)致長期幸福感不會一直增加，而是越到后面越會變得微弱。

1 CFPS重點關(guān)注了中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利，與本文所需要研究的內(nèi)容契合程度較高。同時，作為目前國內(nèi)較為完善的社會跟蹤調(diào)查項目，CFPS已經(jīng)對樣本家庭進行了5次跟蹤調(diào)查，調(diào)查跟蹤對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，質(zhì)量可靠，數(shù)據(jù)使用的便利性高。

1 據(jù)中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司發(fā)布的《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債情況調(diào)查》，資產(chǎn)負(fù)債比偏高主要有兩種情況：一是低資產(chǎn)家庭（資產(chǎn)少于10萬元），他們的債務(wù)規(guī)模不大，但資產(chǎn)規(guī)模更小，資產(chǎn)無法覆蓋債務(wù)；二是參與企業(yè)經(jīng)營的家庭，他們有一定規(guī)模的資產(chǎn)，但債務(wù)規(guī)模更大，而且借債的原因主要是實體經(jīng)營。