謝綿陛，馬豫博

(集美大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021)

一、引 言

房?jī)r(jià)、房貸一直以來都是社會(huì)和學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)課題，正所謂“安居樂業(yè)”，居民通常對(duì)住房有剛性需求。自2008年爆發(fā)次貸危機(jī)以來，我國實(shí)施了4萬億投資計(jì)劃來刺激經(jīng)濟(jì)，大量的資金流向房地產(chǎn)行業(yè)，導(dǎo)致我國房?jī)r(jià)持續(xù)快速上漲。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，我國住宅商品房平均售價(jià)從2008年每平方米3 576元上漲至2021年每平方米10 396元，平均每年上漲8.5%(1)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)。。在這樣的環(huán)境下，人們對(duì)房?jī)r(jià)存在剛性預(yù)期，將房產(chǎn)當(dāng)作穩(wěn)賺不賠的投資品，產(chǎn)生了大量投資性住房需求。隨著抵押貸款市場(chǎng)的進(jìn)入，因購置房產(chǎn)產(chǎn)生的家庭債務(wù)逐年上升。近年來中國房?jī)r(jià)上漲所帶來的高回報(bào)率相較于銀行存款的利率和股市的風(fēng)險(xiǎn)而言更有吸引力，家庭更愿意將儲(chǔ)蓄用于投資房產(chǎn)，且目前中國房地產(chǎn)稅只對(duì)交易征收，進(jìn)一步刺激了購房和持有動(dòng)機(jī)，使得房貸總額進(jìn)一步增大[1]。中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司公布的2019年城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，在我國家庭總負(fù)債中住房負(fù)債占了75.9%。住房貸款已成為城市居民的一種“常規(guī)性”貸款[2]。

2021年5月11日，國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布了第七次全國人口普查結(jié)果，從人口總量來看，我國人口超14.1億人，是世界人口第一大國；從年齡構(gòu)成來看，少兒人口數(shù)量增加、比重上升，與2010年相比，14歲及以下、60歲及以上人口的比重分別上升1.35個(gè)百分點(diǎn)、5.44個(gè)百分點(diǎn)[3]?？梢?，從2016年開始實(shí)行“全面二孩”的政策取得了一定效果。值得關(guān)注的是我國60歲及以上人數(shù)占總?cè)丝诘?8.70%，標(biāo)志著我國已經(jīng)進(jìn)入了輕度老齡化階段。由此可見，我國的人口年齡結(jié)構(gòu)正面臨著轉(zhuǎn)型，人口紅利逐漸減少，未來一段時(shí)期將持續(xù)面臨人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的壓力。

我國人口老齡化、家庭住房債務(wù)較高的現(xiàn)狀不僅會(huì)影響家庭的償貸能力，還會(huì)波及國家金融穩(wěn)定。其影響主要包括3點(diǎn)：(1)家庭加杠桿行為可能影響家庭的償付能力，持續(xù)上漲的房貸負(fù)擔(dān)將會(huì)增加違約風(fēng)險(xiǎn)[4]。(2)人口老齡化、勞動(dòng)人口和人口紅利的逐漸減少將會(huì)進(jìn)一步提高違約風(fēng)險(xiǎn)。(3)隨著家庭住房債務(wù)的上漲，會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，最終影響宏觀經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，目前研究人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國城鎮(zhèn)家庭住房債務(wù)的影響很有必要。

當(dāng)前相關(guān)文獻(xiàn)研究較少，從內(nèi)容上來看，大致分為以下2類：一類文獻(xiàn)集中研究人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響。年輕家庭受收入、購房、育兒等因素的約束，偏好持有較少的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而老齡家庭傾向持有低風(fēng)險(xiǎn)或者無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)(如現(xiàn)金、債券等)[5]。有學(xué)者從生命周期效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)以及住房的角度研究中國家庭投資結(jié)構(gòu)變化的影響因素，我國居民家庭投資結(jié)構(gòu)具有生命周期特征，是一個(gè)“鐘型”結(jié)構(gòu)，住房投資會(huì)顯著擠出家庭在流動(dòng)性資產(chǎn)上的投資[6]。隨著微觀金融數(shù)據(jù)庫的豐富，越來越多的學(xué)者們運(yùn)用家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)考察生命周期、年齡結(jié)構(gòu)與家庭資產(chǎn)配置的關(guān)系，得出了很多有價(jià)值的結(jié)論：家庭老齡人口比例提高會(huì)促進(jìn)對(duì)儲(chǔ)蓄和房產(chǎn)的投資，年齡及年齡結(jié)構(gòu)通過改變家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)而影響家庭金融投資決策；還有部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的提高對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)改善起到直接的拉動(dòng)效應(yīng)，而住房?jī)r(jià)格上漲通過調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)上述直接效應(yīng)的發(fā)揮產(chǎn)生抑制作用[7-10]。

另一類文獻(xiàn)集中于家庭負(fù)債的影響因素。Crook和Hochguertel、Christelis等實(shí)證分析了多種因素對(duì)家庭借貸行為的影響，還涉及不同國家、不同類別(包括房貸、車貸、學(xué)生貸款和信用卡負(fù)債)的家庭負(fù)債行為的特征；國內(nèi)學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，人口社會(huì)學(xué)特征、家庭特征、金融素養(yǎng)、房?jī)r(jià)、預(yù)期收益、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭收入等因素都會(huì)影響家庭負(fù)債[11-14]。

已有的研究估計(jì)了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭總體債務(wù)的影響，為本研究提供了重要的參考價(jià)值，本研究在此基礎(chǔ)上聚焦家庭住房債務(wù)，研究思路如下：(1)從人口年齡結(jié)構(gòu)角度分析了家庭住房債務(wù)的影響因素及影響機(jī)制，為解釋家庭住房負(fù)債行為提供了新的視角和可靠的實(shí)證分析。(2)以往文獻(xiàn)對(duì)于人口年齡結(jié)構(gòu)與家庭住房債務(wù)的分析多基于宏觀層面，缺乏對(duì)微觀家庭數(shù)據(jù)的考慮，本研究從微觀層面進(jìn)行分析。(3)根據(jù)家庭住房信息著重區(qū)分自住房和投資房，探討人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于不同屬性住房的影響，豐富前期的文獻(xiàn)研究。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

從住房需求出發(fā)，影響住房需求的因素有：(1)人口年齡結(jié)構(gòu)。Mankiw和Weil首次系統(tǒng)地研究了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)住房需求的影響[15]；人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)于中國住房需求和房?jī)r(jià)變化有很好的解釋作用[16]。(2)收入水平。學(xué)者們通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)家庭收入水平也會(huì)影響住房需求[17]。在青年時(shí)期由于組建家庭和未來撫養(yǎng)子女的需要，會(huì)形成消費(fèi)性住房需求，而此時(shí)收入并不高，可能需要父母的支持。隨著人生發(fā)展階段達(dá)到事業(yè)巔峰時(shí)期，人們對(duì)于改善型住房的需求增加，而到了老年時(shí)期，收入下降，消費(fèi)結(jié)構(gòu)相對(duì)穩(wěn)定，對(duì)于住房的需求也隨之降低[18]。(3)房?jī)r(jià)與預(yù)期收入。住房?jī)r(jià)格上漲刺激了家庭必需型和投資型住房需求，提高了家庭的借貸意愿和風(fēng)險(xiǎn)厭惡，進(jìn)而推動(dòng)了家庭杠桿率的快速上漲[19]。李冠華和徐佳利用CHFS數(shù)據(jù)和城市房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)考察了預(yù)期收益對(duì)家庭房產(chǎn)決策的影響，發(fā)現(xiàn)預(yù)期收益的增加會(huì)顯著提高家庭使用杠桿購房的概率和家庭房貸杠桿率[20]。

能否滿足住房需求，則需要考慮到家庭的給付能力。因此，居民通常會(huì)通過住房貸款的方式滿足購房需求。家庭債務(wù)與社會(huì)資源配置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間有密切關(guān)系，家庭負(fù)債對(duì)社會(huì)資源配置具有重大影響，基于生命周期理論，居民通過家庭資產(chǎn)組合的優(yōu)化，能夠?qū)崿F(xiàn)家庭消費(fèi)的跨期效用最大化[21]。負(fù)債偏好也會(huì)隨著生命周期的變化而改變。國內(nèi)學(xué)者郭新華等采用1997—2012年的家庭債務(wù)和人口結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，探究人口結(jié)構(gòu)變化與家庭債務(wù)增長(zhǎng)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)少年人口撫養(yǎng)比的下降、老年人口撫養(yǎng)比的上漲將促進(jìn)家庭債務(wù)總額的增加[22]。阮健弘等使用貨幣信貸和城鎮(zhèn)儲(chǔ)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析了我國居民杠桿率現(xiàn)狀及影響因素，研究發(fā)現(xiàn)居民杠桿率的上漲與我國人口年齡結(jié)構(gòu)有關(guān)，老年人撫養(yǎng)比對(duì)居民杠桿率有正向影響，少年人口撫養(yǎng)比對(duì)居民杠桿率有負(fù)向影響[23]。

關(guān)于傳導(dǎo)機(jī)制的相關(guān)研究也在逐漸豐富。隨著年齡的增加，人們的風(fēng)險(xiǎn)偏好也會(huì)隨之發(fā)生改變。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)家庭老年人口占比的提高，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度顯著增加；Hryshko等發(fā)現(xiàn)個(gè)體年齡、性別、父母的教育程度會(huì)對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度產(chǎn)生影響；藍(lán)嘉俊等發(fā)現(xiàn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)會(huì)影響風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)配置[24-26]；何麗芬等對(duì)影響中國家庭負(fù)債的因素進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)中國家庭是否持有負(fù)債以及持有負(fù)債的程度都存在影響。家庭越偏好風(fēng)險(xiǎn)，負(fù)債的概率越大，家庭負(fù)債占凈資產(chǎn)的比例越大[14]；人口年齡結(jié)構(gòu)會(huì)影響家庭持有負(fù)債的態(tài)度和程度，其中家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是中介變量[16]；風(fēng)險(xiǎn)偏好在戶主年齡對(duì)家庭住房債務(wù)的影響中也起到中介作用[27]。本研究基于以上分析提出以下假設(shè)：

H1：家庭持有住房債務(wù)的概率隨著戶主年齡的變化表現(xiàn)出倒“U”形趨勢(shì)。

H2：少兒人口比越高的家庭更愿意持有住房債務(wù)，房貸杠桿率越高。

H3：老年人口比越高的家庭更不愿意持有住房債務(wù)，房貸杠桿率越低。

H4：人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)住房負(fù)債決策與房貸杠桿率影響中，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度具有中介效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)樣本與研究變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究實(shí)證部分采用的數(shù)據(jù)為2017年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)。該數(shù)據(jù)自2011年首輪調(diào)查后，每2年進(jìn)行1次，范圍覆蓋除新疆、西藏和港澳臺(tái)地區(qū)之外的29個(gè)省(自治區(qū)/直轄市)，調(diào)查內(nèi)容覆蓋每戶家庭的資產(chǎn)、負(fù)債、人口特征、消費(fèi)、收入等各個(gè)方面信息，全面客觀地反映我國家庭金融的基本情況。2017年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)原始樣本共有40 011戶家庭，由于農(nóng)村家庭房產(chǎn)通常交易較少，房產(chǎn)估值不夠準(zhǔn)確，對(duì)于本研究意義不大，因此，本研究只考慮城鎮(zhèn)家庭的相關(guān)數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)中共獲取城鎮(zhèn)樣本26 469戶，刪除存在數(shù)據(jù)異常、數(shù)據(jù)缺失等問題樣本，如家庭收入小于零的家庭、年齡數(shù)據(jù)缺失的家庭，共得到22 127戶有效樣本，約占總樣本的83.60%。

(二)模型設(shè)定

本研究的第一個(gè)被解釋變量為家庭住房債務(wù)決策，它是一個(gè)0或1的變量，所以使用Probit模型估計(jì)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭住房債務(wù)決策廣度的影響，即家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭是否在購房時(shí)使用杠桿的影響。Probit模型是一種廣義的線性模型，假設(shè)Y是一個(gè)二值響應(yīng)變量，它的取值通常為0或1，其取值取決于解釋變量，通常認(rèn)為Y=1的概率是關(guān)于X的一個(gè)函數(shù)。因此，模型設(shè)定如下：

(1)

(2)

Debt*表示潛變量；Debt表示家庭是否有房產(chǎn)負(fù)債，是為1，否為0；Y表示家庭少兒人口比，O表示老年人口比，為關(guān)鍵解釋變量，具體解釋說明見下文；C為相關(guān)控制變量；i表示第i個(gè)家庭；隨機(jī)誤差項(xiàng)εi～(0，σ2)。

由于房貸杠桿率是截?cái)嗟模礇]有房貸的家庭房貸總額為0，本研究采用Tobit模型估計(jì)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭房產(chǎn)負(fù)債決策深度的影響，即家庭購房時(shí)使用杠桿的程度，建模如下：

(3)

(4)

L表示家庭房貸杠桿水平，使用貸款價(jià)值比表示房貸杠桿率(Loan to Value Ratio，LTV)；其余變量同上式。

最后分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于家庭住房債務(wù)的影響機(jī)制，采用中介效應(yīng)模型。參考溫忠麟等的檢驗(yàn)方法[28]，建立如下模型用以分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)影響城鎮(zhèn)家庭持有住房負(fù)債決策的渠道：

Debti=1(α0+α1Ai+α2∑C+εi>0)

(5)

Mi=β0+β1Ai+β2∑C+εi

(6)

Debti=1(γ0+γ1Ai+γ2Mi+γ3∑C+εi>0)

(7)

模型(5) (7)與模型(1)一樣為Probit模型，模型(6)為OLS模型。中介效應(yīng)主要包括以下3個(gè)步驟：第一步，對(duì)計(jì)量模型(5)進(jìn)行估計(jì)來檢驗(yàn)家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭是否持有住房貸款的影響，如果α1顯著，則進(jìn)行下一步檢驗(yàn)，如不顯著則不具備進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)的條件，可以終止后續(xù)檢驗(yàn)。第二步，對(duì)模型(6)(7)進(jìn)行檢驗(yàn)，如果β1和γ2都顯著則存在中介效應(yīng)，則進(jìn)行第三步檢驗(yàn)。β1和γ2有一個(gè)不顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。第三步，根據(jù)上一步的檢驗(yàn)結(jié)果，如果系數(shù)γ1不顯著，說明中介效應(yīng)是完全的，即人口年齡結(jié)構(gòu)要影響家庭住房債務(wù)決策須經(jīng)過中介變量。如果系數(shù)γ1顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，即人口年齡結(jié)構(gòu)要影響住房債務(wù)決策有一部分是經(jīng)過中介變量進(jìn)行的。Sobel檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量：

通過建立以下模型用以分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)家庭房貸杠桿水平的影響渠道：

Li=α0+α1Ai+α2∑C+εi

(8)

Mi=β0+β1Ai+β2∑C+εi

(9)

Li=γ0+γ1Ai+γ2Mi+γ3∑C+εi

(10)

模型(8)(10)與模型(3)一樣為Tobit模型，模型(9)為OLS模型。其中Ai為人口年齡結(jié)構(gòu)變量，包括老年人口比和少兒人口比；Mi為中介變量，本研究以家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度作為中介變量；α1反映家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于家庭房貸杠桿水平的總效應(yīng)；β1是年齡結(jié)構(gòu)對(duì)中介變量Mi的影響效應(yīng)；γ1是家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng)；β1γ2反映中介效應(yīng)。

(三)研究變量

1.被解釋變量。家庭房貸杠桿率，表示購房產(chǎn)生的銀行債務(wù)和民間債務(wù)之和與購房?jī)r(jià)值的比值，CHFS數(shù)據(jù)詳細(xì)調(diào)查了家庭因購房而發(fā)生債務(wù)的情況，本研究選擇是否有房產(chǎn)負(fù)債和房貸杠桿率探究家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭住房債務(wù)影響的廣度和深度。其中，這里的債務(wù)不僅包括家庭購房時(shí)通過銀行渠道的貸款，還包括從親朋好友、民間借貸機(jī)構(gòu)或者個(gè)人取得的貸款。

2.解釋變量。本研究分別從生命周期和人口年齡結(jié)構(gòu)2個(gè)維度分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)變量。生命周期變量方面，我們用戶主年齡度量年齡效應(yīng)，并設(shè)置不同年齡段的虛擬變量。按照戶主年齡將負(fù)債家庭分為6類：26歲以下、26～35歲、36～45歲、46～55歲、56～65歲、66歲以上。在計(jì)量過程中為避免多重共線性，使用5個(gè)虛擬變量：A26～35、A36～45、A46～55、A56～65、A66來表示不同年齡階段家庭在住房負(fù)債選擇行為上的差異。若戶主年齡在26～35歲之間，則對(duì)應(yīng)的虛擬變量取值為1，若不是，則取值為0，其他虛擬變量同此定義。人口年齡結(jié)構(gòu)方面，選取了家庭老年人口比和少兒人口比這2個(gè)變量來測(cè)度，其中老年人口占比(O)，即家庭66歲及以上的人數(shù)占家庭總?cè)丝诘谋戎?；少兒人口占?Y)，即家庭14歲及以下人口占家庭總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

3.相關(guān)控制變量。本研究選取3個(gè)層面的控制變量：戶主層面、家庭層面和省際層面。其中戶主層面的控制變量包括：戶主性別、受教育年限、健康水平、婚姻狀況、代際關(guān)系、工作性質(zhì)；家庭層面的控制變量包括：家庭規(guī)模、家庭收入、家庭總資產(chǎn)。具體而言，戶主受教育年限，按照未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專、大專、大學(xué)本科、碩士、博士分別對(duì)應(yīng)0～22年的具體上學(xué)年限。健康水平取自問卷內(nèi)戶主對(duì)“與同齡人相比現(xiàn)在身體狀況如何？”這一問題的主觀回答，用1～5進(jìn)行賦值，代表從非常好到不好的身體狀態(tài)。對(duì)于戶主的婚姻狀況，將已婚或同居定義為1，其他為0。參考余靜文的研究，引入代際關(guān)系作為控制變量，即從經(jīng)濟(jì)維度度量父母與子女之間的代際關(guān)系[24]。如果得到父母/子女收入轉(zhuǎn)移或者對(duì)父母/子女進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付，該變量為1，否則為0。戶主的工作性質(zhì)定義體制內(nèi)工作為1，其他為0。家庭層面的控制變量中，家庭規(guī)模以家庭總?cè)丝跀?shù)賦值。家庭收入以萬元為單位，包括家庭持久性收入和家庭暫時(shí)性收入。家庭總資產(chǎn)用家庭的固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的價(jià)值來度量。省際層面控制變量包括3個(gè)：各省的人均可支配收入、房?jī)r(jià)和金融發(fā)展水平。其中金融發(fā)展水平是該省份金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比計(jì)算得來(2)省際數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局分省年度數(shù)據(jù)。。

表1給出了本研究主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，家庭少兒人口占比均值為7.5%，老年人口占比均值為21.1%。以戶主年齡為16～25歲組為對(duì)照組，戶主年齡在26～35歲、36～45歲、46～55歲、56～65歲及66歲以上的家庭分別占10.1%、17.4%、25.3%、22.7%、21.9%，家庭人口均值為3.063。可以看出，我國的人口老齡化程度較高，多為三口之家。70.9%的戶主狀態(tài)為已婚，戶主受教育年限平均為10.5年，即為初、高中學(xué)歷，僅有7.6%戶主的工作性質(zhì)為體制內(nèi)。戶主的健康狀況均值為2.383，說明大部分戶主身體狀況良好。從家庭經(jīng)濟(jì)狀況來看，家庭收入的均值為10.885萬元，家庭總資產(chǎn)均值為143萬元。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)生命周期、年齡結(jié)構(gòu)與家庭住房債務(wù)

用模型(1)(2)估計(jì)生命周期、家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鎮(zhèn)家庭住房負(fù)債的影響，即家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)和家庭房貸杠桿使用程度的影響。實(shí)證結(jié)果見表2。

表2 人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭住房債務(wù)的影響(3)Probit和Tobit模型報(bào)告邊際效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)為Z統(tǒng)計(jì)量；OLS模型報(bào)告回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平(下表同)。

表2第(1)和(2)列報(bào)告了在有房產(chǎn)家庭的樣本中，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭房產(chǎn)負(fù)債決策影響的基準(zhǔn)結(jié)果，通過Probit模型探究不同階段年齡家庭在負(fù)債選擇行為上的差異以及家庭是否會(huì)因?yàn)樯賰喝丝诒群屠夏耆丝诒鹊淖兓x擇通過購房時(shí)承擔(dān)債務(wù)。

表2第(1)列回歸結(jié)果顯示，相比于16～25歲戶主年齡的家庭而言，戶主年齡在26～35歲時(shí)，家庭持有住房債務(wù)的可能性顯著增加。住戶年齡在46歲以上時(shí)家庭持有住房債務(wù)的可能性顯著下降，即家庭住房債務(wù)隨著戶主年齡的變化表現(xiàn)出倒“U”形趨勢(shì)。隨著年齡的不斷增長(zhǎng)，家庭持有住房債務(wù)的概率不斷減少。這也證實(shí)了家庭住房債務(wù)存在生命周期效應(yīng)。這與祝偉和夏瑜擎、馮鈺和姚玲珍的研究結(jié)果一致[27-29]。至此，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。

表2第(2)列結(jié)果顯示，在控制戶主特征變量和家庭特征變量后，少兒人口比的邊際效應(yīng)為0.684，且在1%的水平顯著為正，這表明少兒人口比越大，家庭持有住房債務(wù)的可能性越大。通常而言，有孩子的家庭對(duì)于住房和住房規(guī)模有剛需，同時(shí)也很注重住房所帶來的“學(xué)區(qū)”屬性，很多家長(zhǎng)為了孩子的教育會(huì)選擇購買學(xué)區(qū)房，因此少兒人口比的提高會(huì)使家庭對(duì)住房的需求增加。而學(xué)區(qū)房往往價(jià)格更高，隨之會(huì)產(chǎn)生住房貸款需求，進(jìn)而大大增加家庭持有債務(wù)的概率。與之相反的是老年人口比的邊際效應(yīng)為0.952，且在1%的水平顯著為負(fù)，這表明老年人口比的提高會(huì)顯著降低家庭使用杠桿購房的可能性。結(jié)合我國老齡化社會(huì)的現(xiàn)狀，隨著老年人口的逐漸增多，對(duì)于住房的需求也隨之降低，因此老年人口比的提高會(huì)使家庭持有住房債務(wù)的概率降低。從戶主控制變量來看，戶主性別在多數(shù)情況下并不顯著，說明戶主性別對(duì)于是否持有住房債務(wù)影響不大。戶主受教育年限長(zhǎng)會(huì)提高家庭貸款買房的概率，這可能是因?yàn)楦邔W(xué)歷的戶主受教育年限長(zhǎng)，金融知識(shí)水平較高，對(duì)家庭財(cái)務(wù)狀況較為了解，因此傾向于貸款買房。代際關(guān)系的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，可以看出戶主擁有代際關(guān)系會(huì)提高持有住房債務(wù)的概率?；橐鰻顩r對(duì)于家庭持有住房債務(wù)的概率具有顯著負(fù)向影響，可能是由于已婚家庭中夫妻共同買房減輕了房貸壓力。而戶主是否在體制內(nèi)工作和戶主健康狀況對(duì)于是否持有住房債務(wù)的影響并不顯著。從家庭控制變量看，家庭規(guī)模的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，家庭資產(chǎn)的系數(shù)在5%的水平上顯著為正。這說明資產(chǎn)越高、規(guī)模越大的家庭更傾向于持有住房債務(wù)。而家庭收入影響住房債務(wù)持有的概率則呈現(xiàn)出先增加后減少的非線性變化。這說明中等收入人群的借貸需求比較低收入和高收入人群的更大。通常而言，中等收入人群有較為穩(wěn)定的收入，同時(shí)銀行也愿意放款，因此持有住房債務(wù)的概率更高。對(duì)于高收入家庭，住房通常是生活必需品，因此貸款買房的概率相較于中等收入家庭會(huì)更低。

表2第(3)(4)列報(bào)告在有房產(chǎn)家庭的樣本中，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭住房杠桿使用程度的影響。LTV可以反映家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭房產(chǎn)負(fù)債決策深度的影響，同時(shí)本研究用借款總額的對(duì)數(shù)對(duì)家庭杠桿水平進(jìn)行補(bǔ)充檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，使用Tobit回歸模型得出各個(gè)變量的邊際效應(yīng)符號(hào)、顯著性與之前Probit模型基本一致。在控制相關(guān)變量之后，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭房貸杠桿水平的影響在1%的水平上顯著，具體而言，老年人口比越高，家庭房貸杠桿率則越低，家庭借款總額也越少；少兒人口比越高，則家庭房貸杠桿率越高，家庭借款總額也越多?？刂谱兞拷Y(jié)果顯示，戶主受教育年限長(zhǎng)、家庭規(guī)模大、有代際關(guān)系的家庭對(duì)房貸杠桿率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而戶主已婚則會(huì)對(duì)房貸杠桿率有顯著抑制作用。收入對(duì)房貸杠桿率的影響則是先增加后減少。

綜上所述，老年人口比提高不僅會(huì)降低家庭持有住房債務(wù)的概率，還會(huì)降低房貸杠桿率。少兒人口比提高不僅會(huì)提高家庭使用房貸杠桿的概率，還會(huì)提高房貸杠桿率。至此，本研究提出的假設(shè)H2和H3得到驗(yàn)證。

CHFS數(shù)據(jù)在調(diào)查中記錄了每個(gè)家庭3套住房的情況，本研究參考李冠華和徐佳的做法，將只有1套房的家庭住房視為自住房，而有多套住房的家庭，將其第1套住房視為自住房，第2套和第3套住房視為投資性住房[20]?；诖朔治鋈丝谀挲g結(jié)構(gòu)對(duì)不同類型的住房負(fù)債的影響。

表3是區(qū)分自住房和投資房后人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)住房負(fù)債影響的回歸結(jié)果。如表3第(1)、第(3)列所示，在控制相關(guān)變量之后，少兒人口比的提高不僅對(duì)家庭在購買自住房持有債務(wù)有顯著正向影響，也對(duì)購買投資房持有債務(wù)有顯著正向影響。而老年人口比的提高對(duì)購買自住房和投資房持有債務(wù)都有顯著負(fù)向影響，這也說明本研究基準(zhǔn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。就邊際效應(yīng)而言，自住房中少兒人口比和老年人口比的邊際效應(yīng)比投資性住房的更大，這說明家庭人口結(jié)構(gòu)對(duì)購買自住房持有債務(wù)的作用更大。因?yàn)橘徺I自住房是家庭為滿足居住的剛需，而購買投資性住房是為了房屋增值后出售或者持有以備出租獲取收益。表3第(2)、第(4)列所示為Tobit回歸結(jié)果，表明對(duì)于自住房和投資房而言，少兒人口比的提高會(huì)對(duì)房貸杠桿率產(chǎn)生顯著的正向影響，老年人口比的提高則對(duì)房貸杠桿率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。從邊際效應(yīng)來看，投資房杠桿率的邊際效應(yīng)的絕對(duì)值都小于自住房，結(jié)合Probit回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)主要影響自住房債務(wù)決策。自住房不僅能滿足剛性需求，還具有投資屬性，同時(shí)信貸政策對(duì)于首套房也比較寬松，因此，人口年齡結(jié)構(gòu)主要影響自住房的債務(wù)決策。就投資房而言，近年來政府為了抑制房?jī)r(jià)的快速上漲，不斷縮緊投資房的信貸政策，例如提高首付、提高貸款利率等，因此，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于投資房債務(wù)決策和房貸杠桿率影響相對(duì)較小。

表3 區(qū)分自住房和投資房人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)住房負(fù)債的影響

(二)機(jī)制分析

人口年齡結(jié)構(gòu)影響家庭住房債務(wù)的一個(gè)重要渠道是通過改變居民的風(fēng)險(xiǎn)厭惡。隨著年齡的增加，人們對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度會(huì)逐漸提高，從而影響其持有住房債務(wù)的態(tài)度。家庭的老年人口比越高，則風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，通常不愿意背負(fù)債務(wù)。反之，家庭少兒人口比越高，則家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低，進(jìn)而會(huì)提高家庭持有住房債務(wù)的可能性和家庭房貸杠桿率。通常而言，家庭將撫養(yǎng)子女看成是一種“投資”，將來會(huì)給家庭帶來更多的勞動(dòng)力，因此少兒人口比高的家庭則更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。反之，老年人口比高意味著家庭需要贍養(yǎng)老人，需要更多儲(chǔ)蓄，家庭勞動(dòng)力也較少，因此，家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度相對(duì)更高。

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，首先根據(jù)模型(5)和(8)驗(yàn)證少兒人口比對(duì)于家庭負(fù)債決策以及家庭房貸杠桿率的總效應(yīng)，以判斷是否具備中介效應(yīng)的檢驗(yàn)條件，模型估計(jì)結(jié)果如表4第(1)列和第(4)列所示，可以看出少兒人口比的提高會(huì)增加家庭承擔(dān)住房負(fù)債的概率和家庭房貸杠桿率且系數(shù)估計(jì)值均在1%的水平下顯著。隨后根據(jù)模型(6)(7)(9)(10)驗(yàn)證中介效應(yīng)，模型中的中介變量為風(fēng)險(xiǎn)厭惡，采用問卷中戶主對(duì)“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”這一問題的回答視為分類變量，取值為1～5，取值越大表示風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高。模型估計(jì)結(jié)果如表4所示，第(2)列結(jié)果顯示，少兒人口比的提高會(huì)使家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度降低，第(3)、第(5)列中加入風(fēng)險(xiǎn)厭惡變量后，家庭使用房貸杠桿平均邊際效應(yīng)為0.834，較第(1)列的0.862有所下降，家庭房貸杠桿率平均邊際效應(yīng)為0.616，較第(4)列的0.642有所下降，且在1%的水平下顯著，這說明風(fēng)險(xiǎn)厭惡是少兒人口比影響家庭是否持有住房債務(wù)和家庭杠桿率的中介變量，且風(fēng)險(xiǎn)厭惡承擔(dān)的是部分中介作用，分別計(jì)算得出中介效應(yīng)占總效應(yīng)的3.93%和3.85%。

在表5中，根據(jù)模型(5)(8)驗(yàn)證老年人口比對(duì)于家庭負(fù)債決策以及家庭房貸杠桿率的總效應(yīng)，以判斷是否具備中介效應(yīng)的檢驗(yàn)條件，模型估計(jì)結(jié)果如表5第(1)列和第(4)列所示。從表5中得出老年人口比的提高會(huì)降低家庭持有住房債務(wù)的概率和房貸杠桿率，且系數(shù)估計(jì)值均在1%的水平下顯著。第(2)列結(jié)果顯示，老年人口比的提高會(huì)使家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度增加，第(3)、第(5)列中加入風(fēng)險(xiǎn)厭惡變量后，家庭使用房貸杠桿平均邊際效應(yīng)為-0.970，較第(1)列的-0.988有所下降，說明老年人口比影響家庭使用住房債務(wù)決策過程中，存在風(fēng)險(xiǎn)厭惡發(fā)揮中介效應(yīng)。家庭房貸杠桿率平均邊際效應(yīng)為-0.751，較第(4)列的-0.769有所下降，且在1%的水平下顯著，說明風(fēng)險(xiǎn)厭惡是老年人口比影響家庭杠桿率的中介變量，且風(fēng)險(xiǎn)厭惡承擔(dān)的是部分中介作用。隨后針對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行bootstrap檢驗(yàn)，從表中各系數(shù)的置信區(qū)間可以看出，在控制其他變量后，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度存在中介效應(yīng)，本研究提出的假設(shè)H4得到驗(yàn)證，具體結(jié)果如表6所示。

表6 基于Bootstrap檢驗(yàn)的中介效應(yīng)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.將樣本家庭按照其所在區(qū)域劃為東部、中部、西部3類子樣本，并使用子樣本進(jìn)行Probit和Tobi回歸，得到的回歸結(jié)果如表7所示。其中重要解釋變量少兒人口比和老年人口比的顯著性水平和對(duì)住房債務(wù)的作用方向與總樣本的回歸結(jié)果基本一致。再按照收入劃分為低收入、中收入、高收入3類子樣本，發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵解釋變量的回歸結(jié)果基本沒有發(fā)生變化，如表8所示。

表7 按家庭所在地域區(qū)分子樣本的Probit和Tobit回歸結(jié)果

表8 按家庭收入?yún)^(qū)分子樣本的Probit和Tobit回歸結(jié)果

2.剔除部分樣本。首先，將家庭收入和家庭總資產(chǎn)最高的和最低的1%的樣本剔除，這樣就剔除了極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響。其次，再用Probit和Tobit模型進(jìn)行回歸，得出回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)解釋變量系數(shù)的顯著性和對(duì)被解釋變量的作用方向同之前回歸結(jié)果基本一致。最后，將樣本中家庭收入和家庭總資產(chǎn)最高的和最低的5%的家庭剔除，再次進(jìn)行回歸，其回歸結(jié)果與剔除最高和最低的1%樣本的結(jié)果在顯著性上并沒有大的變化。

3.替換解釋變量。將解釋變量中少兒人口比和老年人口比用家庭內(nèi)少兒人口數(shù)量和老年人口數(shù)量代替，再進(jìn)行回歸，所得回歸結(jié)果如表9所示，除了少兒人口數(shù)量對(duì)是否負(fù)債影響的顯著性稍微下降之外，其他變量的顯著性相較于之前沒有發(fā)生變化。

表9 替換解釋變量后的回歸結(jié)果

綜上所述，本研究檢驗(yàn)結(jié)果基本穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

使用2017年CHFS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)于我國城鎮(zhèn)家庭住房債務(wù)的影響，并對(duì)其背后的影響機(jī)制進(jìn)行了探究。研究發(fā)現(xiàn)：(1)家庭住房債務(wù)存在著生命周期效應(yīng)，即隨著年齡的增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)家庭住房負(fù)債的行為呈現(xiàn)出倒“U”形趨勢(shì)，其中最有可能承擔(dān)住房負(fù)債的年齡階段為26～35歲，隨著年齡的逐漸增加，家庭承擔(dān)住房債務(wù)的概率也在降低。從家庭人口年齡結(jié)構(gòu)看，老年人口比的提高會(huì)減少家庭住房債務(wù)持有的概率；相反，少兒人口比的提高則會(huì)增加家庭持有住房債務(wù)的概率，這與家庭對(duì)于住房的需求有較大關(guān)系。(2)從影響機(jī)制來看，老年人口比更高的家庭傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，而少兒人口比高的家庭，則更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響家庭持有住房債務(wù)的概率和家庭房貸杠桿率。(3)家庭規(guī)模大、戶主受教育程度高、有代際關(guān)系都會(huì)提高家庭持有住房債務(wù)的概率和住房杠桿率。而已婚家庭則會(huì)降低持有住房債務(wù)的概率和住房杠桿率。家庭收入對(duì)于持有住房債務(wù)的概率和住房杠桿率則呈現(xiàn)出先增加后減少的非線性變化。

若區(qū)分自住房和投資房，少兒人口比的提高不僅對(duì)家庭在購買自住房持有債務(wù)的概率有顯著正向影響，也對(duì)購買投資房持有債務(wù)的概率有顯著正向影響；而老年人口比的提高對(duì)購買自住房和投資房持有債務(wù)的概率都有顯著負(fù)向影響。但從邊際效應(yīng)而言，自住房中少兒人口比和老年人口比的邊際效應(yīng)比投資性住房更大，即少兒人口比的提高對(duì)家庭自住房持有債務(wù)的影響作用更大；投資房杠桿率的邊際效應(yīng)的絕對(duì)值都小于自住房，因此人口年齡結(jié)構(gòu)主要影響自住房的債務(wù)決策，對(duì)于投資房債務(wù)決策和房貸杠桿率影響相對(duì)較小。

以上結(jié)論既是家庭住房債務(wù)決策的結(jié)果，也反映出我國近年來房地產(chǎn)金融政策的影響效果，這些結(jié)論在一定程度上表明了我國“房住不炒”的政策導(dǎo)向、區(qū)分首套房和非首套房的房貸政策是有效的。對(duì)此提出以下政策建議：(1)隨著我國人口政策的調(diào)整以及家庭人口結(jié)構(gòu)的變化，未來應(yīng)該繼續(xù)堅(jiān)持“房住不炒”的政策導(dǎo)向，有力地控制住房投資，預(yù)防房?jī)r(jià)增長(zhǎng)過快，維持金融穩(wěn)定。(2)對(duì)多子化、年輕家庭提供差別化住房金融支持，減輕當(dāng)代年輕家庭的住房債務(wù)壓力。(3)針對(duì)城鎮(zhèn)居民房貸杠桿率較高的問題，應(yīng)該提高居民的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，樹立分散化投資理念，合理配置資產(chǎn)。同時(shí)應(yīng)推動(dòng)資本市場(chǎng)建設(shè)，加強(qiáng)金融創(chuàng)新，提供多樣化金融產(chǎn)品以便于居民進(jìn)行資產(chǎn)配置。