馮 鈺 姚玲珍

(上海財經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433)

一、引言

住房是民生之本，也是個體身份和階層的象征。自1998年住房福利分配制度終止以來，我國房價持續(xù)上漲，家庭舉債購房或建房成為普遍現(xiàn)象，居民家庭住房債務(wù)規(guī)模增長迅速。2020年10月20日，中國社會科學(xué)院發(fā)布的《中國住房金融發(fā)展報告》顯示，我國住房貸款余額從2012年的8萬億元迅速增長至2019年的30.07萬億元，年均增速為22.36%。進(jìn)一步來看，住房貸款逐漸成為家庭債務(wù)的主要構(gòu)成。2019年11月25日，中國人民銀行公布的《中國金融穩(wěn)定報告(2019)》表明，2013年～2018年住房貸款占家庭債務(wù)的比例從21.3%上漲至75.9%，年均增長率超過20%。當(dāng)前，我國住房貸款占比已超過美國2008年次貸危機(jī)爆發(fā)時期住房貸款占家庭債務(wù)的比重(約為73%)，家庭住房債務(wù)風(fēng)險日漸顯現(xiàn)。具體表現(xiàn)為：過高的住房債務(wù)會通過擠壓家庭消費(fèi)導(dǎo)致企業(yè)被動增加杠桿，造成企業(yè)短期債務(wù)大量積累；此外，隨著企業(yè)短期流動性風(fēng)險加大，其按期償債能力削減，銀行系統(tǒng)的不良貸款比例上升，加大了整個金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性。因此，如何降低家庭住房債務(wù)負(fù)擔(dān)是目前亟需解決的重大現(xiàn)實問題。

近年來，為防范家庭住房債務(wù)風(fēng)險，政府出臺了一系列調(diào)控政策，例如對還款利率、還款年限和償債能力評估等進(jìn)行調(diào)整。雖然這些嘗試取得了一定成效，但效果有限，家庭住房債務(wù)仍舊年年攀高。究其原因，有以下兩點(diǎn)：一是調(diào)控政策的“一刀切”特征，難以與實際家庭住房需求掛鉤；二是雖然調(diào)控政策目的主要在于抑制住房投資動機(jī)，但尚未能夠準(zhǔn)確剝離出家庭的合理住房需求。因此，有必要明確不同家庭獲取住房的實際目的。事實上，家庭的住房需求有著明顯的生命周期特征。隨著家庭發(fā)展階段的改變，家庭對住房的需求也會發(fā)生轉(zhuǎn)變。而作為家庭決策者的戶主，基于家庭效用最大化原則，對住房債務(wù)的偏好也相應(yīng)發(fā)生變化。具體表現(xiàn)在以下兩個方面：首先，在家庭建立和發(fā)展階段，受“安居樂業(yè)”“居者有其屋”等傳統(tǒng)觀念的影響，住房對于家庭而言，不僅是安生立命之所，更是社會地位的象征[1]。在這一階段，住房效用得以最大化，家庭的住房需求旺盛。然而，受資源稟賦不足、流動性約束的影響，該階段的家庭住房支付能力略顯不足。因此，戶主更偏好利用負(fù)債購建房，以實現(xiàn)住房的提前消費(fèi)。其次，在家庭衰退階段，原生家庭的基本住房需求已經(jīng)得到滿足，為子女買房和改善性住房需求是家庭購房的主要動機(jī)。隨著家庭財富的積累和收入水平的提高，家庭的住房支付能力明顯增加，同時疊加戶主的風(fēng)險偏好程度減弱等心理因素的影響，家庭對住房負(fù)債的偏好不再。綜上所述，由于戶主年齡所代表的家庭生命周期階段與住房效用之間存在著動態(tài)變化關(guān)系，家庭對住房債務(wù)的需求也因時而異。那么，在住房效用和住房成本的博弈下，住房債務(wù)是否會因戶主年齡處在不同家庭生命周期階段而出現(xiàn)多重解？戶主對通過債務(wù)獲取住房的態(tài)度是否會因年齡增長而發(fā)生改變？

理論上來看，作為家庭管理者，戶主會基于當(dāng)前的住房需求，按照家庭效用最大化原則進(jìn)行住房決策。在此過程中，戶主年齡是影響決策結(jié)果的關(guān)鍵因素。一方面，由于戶主年齡是家庭生命周期階段劃分的關(guān)鍵指標(biāo)[2]，所以不同年齡戶主的住房選擇實質(zhì)上代表了家庭差異化階段的住房需求。另一方面，家庭的可支付能力與戶主年齡密切相關(guān)。人力資本理論認(rèn)為，家庭收入與戶主年齡存在正相關(guān)關(guān)系，即家庭的人力資本回報會隨著戶主年齡的變化呈現(xiàn)上升趨勢，進(jìn)而增加家庭收入[3]。這就意味著，在整個家庭生命周期階段，存在家庭的住房支付能力不能夠滿足住房需求的時刻。這時，家庭就會選擇以負(fù)債的方式實現(xiàn)跨期住房消費(fèi)，例如，對低收入家庭而言，當(dāng)期可支配收入有限，負(fù)債就成為其緩解流動性約束、平滑住房消費(fèi)的重要手段；年輕群體的預(yù)期收入較高，其通過負(fù)債實現(xiàn)跨期住房消費(fèi)的意愿更強(qiáng)[4][5]。

然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)中直接探討戶主年齡對家庭住房債務(wù)影響的研究相對較少。從內(nèi)容上看，大致可歸為以下兩類：一是關(guān)于年齡的分析。首先，年齡的異質(zhì)性客觀存在，會直接影響個體的行為選擇[6]。年齡的增長會導(dǎo)致個體產(chǎn)生心理變化，例如，改變風(fēng)險偏好程度，進(jìn)而影響個體的經(jīng)濟(jì)行為[7]。一般而言，年齡越大，對債務(wù)風(fēng)險的回避情緒越強(qiáng)，越不愿意承擔(dān)債務(wù)[8]。此外，部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，年齡特征能夠通過家庭的資源稟賦渠道來影響其資產(chǎn)配置和儲蓄消費(fèi)等決策[9][10]。而在住房市場，戶主年齡與家庭不同生命周期階段的住房選擇密切相關(guān)。董紀(jì)昌等指出，住房的租購選擇具有明顯的生命周期效應(yīng),年輕家庭更加注重住房配套的教育資源，因此更偏向于購房，而老年群體更偏向于租房[3]。但李燕橋和臧旭恒的研究發(fā)現(xiàn)，在“二孩政策”放開之后，中老年群體的改善性住房需求顯著增加[4]。最后，有學(xué)者研究得出，戶主年齡對住房債務(wù)的影響可能與其心理變化有關(guān)。一般而言，隨著個體年齡的增大，其自信程度逐漸減弱，風(fēng)險回避情緒增強(qiáng)[7][8]，負(fù)債意愿也會相應(yīng)降低[11]。二是對住房債務(wù)的形成原因及其外部性的討論。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，信貸政策等宏觀經(jīng)濟(jì)因素和家庭資產(chǎn)等微觀特征是導(dǎo)致家庭住房債務(wù)異質(zhì)性的關(guān)鍵[5][12]；在住房債務(wù)外部性的文獻(xiàn)中，有研究發(fā)現(xiàn)住房債務(wù)不僅會擠占家庭消費(fèi)[13]，還會降低家庭生活質(zhì)量、導(dǎo)致家庭資產(chǎn)惡化，并直接影響家庭福利和居民的幸福感[14]，甚至致使家庭陷入貧困[15]。此外，過高的住房債務(wù)會造成大范圍的金融風(fēng)險[16]。

已有研究對于本文考察戶主年齡對住房債務(wù)的影響具有重要參考價值，但仍存在以下可以拓展的空間：一是盡管一些文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)了家庭生命周期不同階段對住房的差異性需求，但尚未從戶主年齡特征出發(fā)進(jìn)行系統(tǒng)研究；二是圍繞家庭生命周期階段性住房差異的探討大多集中在消費(fèi)、投資等方面，而對于住房債務(wù)及其資金來源卻鮮有提及。對此，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)對戶主年齡和家庭住房債務(wù)的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，重點(diǎn)關(guān)注家庭住房債務(wù)偏好及住房債務(wù)規(guī)模的異質(zhì)性特征，并且進(jìn)一步探究了家庭住房債務(wù)資金來源渠道。同以往研究相比，本文從家庭生命周期演進(jìn)的角度厘清戶主年齡對家庭住房債務(wù)影響的理論機(jī)制，并利用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，有助于為政府貫徹“房住不炒”的基本理念、緩解家庭部門的住房資金壓力、防范住房債務(wù)風(fēng)險提供政策思路。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

家庭從建立、發(fā)展、成熟直至衰退的動態(tài)過程會隨著戶主的年齡增長及家庭需求呈現(xiàn)出明顯的階段性特征。推動家庭動態(tài)發(fā)展過程的關(guān)鍵因素就是事件的發(fā)生和轉(zhuǎn)換[17]。在整個家庭生命周期內(nèi)，住房是承擔(dān)家庭重大事件、任務(wù)的基本載體[18]。在家庭建立初期，生育和隨之而來的撫育任務(wù)使得家庭更加偏好購買具備良好教育資源的住房；在家庭成長和成熟階段，隨著戶主年齡的增長和家庭人口規(guī)模的擴(kuò)大，其本身的改善性住房需求和為子女購房的動機(jī)增強(qiáng)；而在衰退階段，家庭的基本住房需求不再，住房帶來的邊際效用遞減，家庭獲取住房的偏好減弱[19]。

家庭的支付能力是決定住房需求能否實現(xiàn)的關(guān)鍵因素。一般而言，當(dāng)住房需求旺盛而支付能力不足時，家庭會選擇用負(fù)債來獲取住房。這也取決于家庭對當(dāng)期消費(fèi)和未來消費(fèi)的偏好，其邊際替代率受家庭想要平衡整個生命周期收入流變化以匹配所期望的消費(fèi)時間路徑的影響[20]。許多學(xué)者認(rèn)為，家庭收入、資源稟賦等構(gòu)成家庭支付能力的因素和住房負(fù)債具有相關(guān)性。Godwin指出，收入水平越高的家庭，其家庭債務(wù)越少，對于住房貸款的偏好也更弱[21]。Leonard和Di則發(fā)現(xiàn)，家庭財富越多，家庭住房負(fù)債越少[22]。然而，這一特征在家庭不同發(fā)展階段又具有不同的內(nèi)涵。對處于建立和成長期的家庭而言，教育、醫(yī)療和就業(yè)等重大事件與住房密不可分，住房效用最大化。而這一階段的家庭流動性約束大、資源稟賦不足、支付能力較弱，但其對于未來收入的預(yù)期較高。因此，為緩解當(dāng)期住房壓力，戶主自然偏好在當(dāng)期負(fù)債而在未來儲蓄。對處于成熟和衰退期的家庭而言，子女作為相對獨(dú)立的個體逐漸從原生家庭中脫離，并組建下一代新家庭，原有家庭的自有購建房需求減弱，住房不再局限于滿足家庭的基本居住需求。這一時期，家庭的改善型住房需求和為子女購房的動機(jī)更旺。一方面，隨著生活水平的提高和“二胎政策”放開，家庭對于住房的產(chǎn)品特征有了更高的要求。易成棟等研究發(fā)現(xiàn)，子女和老年人口較多家庭，更偏好面積大、環(huán)境好的住房[23]。另一方面，子女成家難以脫離父母給予的代際支持[24][25]。而在這一時期，由于前期置業(yè)帶來的財富效應(yīng)和家庭稟賦積累，原生家庭的支付能力得到顯著提升[26][27][28]，這在一定程度上放松了流動性約束，住房債務(wù)不再是家庭進(jìn)行消費(fèi)的單一選擇。因此，家庭的住房債務(wù)偏好走弱，甚至出現(xiàn)厭惡情緒。

住房債務(wù)偏好隨家庭生命周期的演進(jìn)而發(fā)生改變，而對于能夠承擔(dān)的住房債務(wù)規(guī)模而言，資金可得性、償債能力和戶主心理狀態(tài)是關(guān)鍵影響因素。就資金可得性而言，戶主年齡是金融機(jī)構(gòu)發(fā)放住房借貸的重要參考依據(jù)。隨著戶主年齡的增長，家庭人口結(jié)構(gòu)由年輕化轉(zhuǎn)為老齡化，家庭預(yù)期收入不確定性特征顯現(xiàn)，家庭的信貸約束增強(qiáng)[29]。因此，家庭住房債務(wù)規(guī)模的增減與戶主年齡、家庭生命周期的變動密切相關(guān)。在償債能力方面，收入、家庭財富是關(guān)鍵影響因素。家庭從建立到衰退，其收入和家庭財富會隨著工作經(jīng)驗、社會閱歷的積累逐漸上漲；發(fā)展到某個階段之后，隨著技能成熟，年齡增長，工資水平和家庭財富達(dá)到穩(wěn)定水平；而在戶主退休后的家庭衰退階段，工資水平降低、家庭財富實現(xiàn)了代際傳遞[30]，償債能力自然減弱。以上分析均是在理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)條件下進(jìn)行的，然而人的決策行為還受到心理因素的影響[31]。論語有云“吾十有五，而至于學(xué)。三十而立，四十而不惑，五十而知天命，六十而耳順，七十而從心所欲，不逾矩”。這意味著，在不同的年齡階段，個體的心理和生理都面臨著巨大變化。隨著年齡的增長，個體逐漸從青年階段邁向中年階段，其過度自信程度也呈現(xiàn)同步增長態(tài)勢，因此更具“冒險精神”；而從中年階段到老年階段，個體的過度自信程度減弱，表現(xiàn)為風(fēng)險厭惡[32][33]。人力資本理論也證明個體的工作能力及效率隨著年齡的變化呈現(xiàn)出先增長后下降的態(tài)勢，對于風(fēng)險的態(tài)度也由偏好轉(zhuǎn)為規(guī)避[34]?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：戶主年齡和家庭承擔(dān)住房債務(wù)呈現(xiàn)倒U型的非線性關(guān)系。

H2：戶主年齡和家庭住房債務(wù)規(guī)模呈現(xiàn)倒U型的非線性關(guān)系。

三、模型與變量

(一)模型設(shè)定

本文重點(diǎn)關(guān)注戶主年齡對家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)和住房債務(wù)規(guī)模產(chǎn)生的非線性影響?？紤]到家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)為二值離散型變量，家庭住房債務(wù)規(guī)模為連續(xù)型變量，本文分別構(gòu)造如下Probit和OLS模型：

(1)

(2)

式(1)(2)中，下標(biāo)i、j、t分別表示家庭個體、家庭所在地區(qū)和調(diào)查年份。被解釋變量debt_if為虛擬變量，家庭承擔(dān)住房債務(wù)賦值為1，否則為0；debt為家庭住房債務(wù)規(guī)模。age與age2分別表示戶主年齡及其平方項，作為本文關(guān)注的核心解釋變量。借鑒已有研究[35][36]，控制變量集X包括個體特征、家庭特征以及地區(qū)特征三個層面。δi和θj分別表示時間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，ε表示殘差項。需要說明的是，在后續(xù)的實證過程中，本文將使用家庭層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤以處理組內(nèi)自相關(guān)。

(二)數(shù)據(jù)與變量

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies, CFPS)項目。該項調(diào)查于2010年開始，分別于2012年、2014年、2016年和2018年進(jìn)行追蹤調(diào)查，總樣本涵蓋國內(nèi)25個省(含直轄市和自治區(qū))，其目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶家庭，覆蓋面廣且具有統(tǒng)計代表性。問卷內(nèi)容包含少兒、成人、家庭以及共用模塊四個部分。本文研究所用數(shù)據(jù)主要來自其中的成人問卷和家庭問卷。

實證研究之前，本文對樣本作了以下預(yù)處理：第一，樣本僅保留自有住房產(chǎn)權(quán)的家庭，戶主年齡為18～65歲；第二，刪除存在數(shù)據(jù)缺失或無效值的樣本；第三，為緩解異常值對研究結(jié)果的干擾，本文對家庭收入、家庭凈資產(chǎn)等連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%縮尾處理，最終得到37928個樣本觀測值。

本文的被解釋變量為家庭承擔(dān)住房債務(wù)(debt_if)及住房債務(wù)規(guī)模(debt)。其中，家庭承擔(dān)住房債務(wù)為虛擬變量，即家庭承擔(dān)住房債務(wù)賦值為1，否則為0。數(shù)值界定來自問卷中的“是否貸款買建房”“是否購房建房借款”問題的回答，如果存在以上負(fù)債情形，本文就認(rèn)為家庭存在住房債務(wù)；住房債務(wù)規(guī)模的指標(biāo)度量來自問卷中“待償房貸本息余額”“購房建房借款還有多少沒還”問題的回答，本文加總了各家庭多種住房債務(wù)的余額，以此衡量家庭的住房債務(wù)規(guī)模。本文的核心解釋變量為戶主年齡(age)及年齡的平方項(age2)，年齡的度量為戶主受訪當(dāng)年的實際年齡。

除此之外，為避免其他影響因素對本文結(jié)果造成干擾，本文借鑒已有文獻(xiàn)，選取了個體層面、家庭層面以及地區(qū)層面的一系列變量作為控制變量。其中，個體層面包含戶主性別(gender)、戶口狀態(tài)(hukou)、教育程度(education)、婚姻狀態(tài)(marriage)和自評健康狀態(tài)(health)；家庭層面包括家庭凈資產(chǎn)(asset_net)、家庭收入(income)、老年人口撫養(yǎng)比(old)、少兒人口撫養(yǎng)比(child)、擁有房產(chǎn)數(shù)量(house_no)和家庭規(guī)模(size)；地區(qū)層面則包含住房價格(price)、人均地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)和銀行業(yè)競爭程度(hhi)。

表1和表2分別列示了本文研究所涉及的主要變量的定義及描述性統(tǒng)計。結(jié)果顯示，承擔(dān)住房債務(wù)的家庭占總樣本的27.10%。全樣本中，家庭住房債務(wù)規(guī)模的均值為3.9938萬元，標(biāo)準(zhǔn)差為9.9190；最大值和最小值分別為400和0，表明家庭之間住房債務(wù)規(guī)模差異較大。此外，在個體特征和家庭特征方面，教育程度和婚姻狀態(tài)的均值分別為0.0287和0.9077，表明樣本主體大部分學(xué)歷水平較低且屬于已婚家庭；家庭凈資產(chǎn)最大值和最小值分別為4319和10萬元，標(biāo)準(zhǔn)差為1285.4941，這意味著家庭資產(chǎn)在不同家庭之間存在較大差別。在地區(qū)特征上，人均地區(qū)生產(chǎn)總值的最大值為14.0211萬元，是最小值的10倍左右，表明地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不均衡。

表1 主要變量的定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報告了戶主年齡對是否承擔(dān)住房債務(wù)及住房債務(wù)規(guī)模影響的實證結(jié)果。為驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取逐步回歸的方式，依次引入個體特征、家庭特征以及地區(qū)特征。第(1)列中的回歸結(jié)果顯示，在不加入任何控制變量的情況下，戶主年齡對家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)的影響呈現(xiàn)倒U型特征。第(2)到第(4)列的結(jié)果表明，依次加入各控制變量之后，仍然得到相同結(jié)果。通過進(jìn)一步計算得到，倒U型拐點(diǎn)位于30歲，即戶主年齡小于30歲的家庭負(fù)債購房的概率呈現(xiàn)上升趨勢，而在30歲之后逐漸減弱?？赡艿脑蚴牵涸诩彝コ砷L期，基本住房需求旺盛而支付能力不足，住房負(fù)債的可能性增大。第(5)列至第(8)列的結(jié)果顯示，戶主年齡對住房債務(wù)規(guī)模的影響也存在倒U型特征。第(8)列的結(jié)果顯示，這一拐點(diǎn)位于戶主30歲，即戶主年齡在30歲之前的家庭，其住房債務(wù)呈上升趨勢，而在30歲之后逐漸減少。年齡對住房債務(wù)規(guī)模的影響主要基于以下兩個方面：一是風(fēng)險規(guī)避。對于年齡較大的群體而言，當(dāng)未來收入的不確定性增加時，他們會更加厭惡風(fēng)險，此時負(fù)債的可能性及規(guī)模相應(yīng)減少[37]。二是信貸約束。銀行貸款作為住房債務(wù)最主要的資金來源渠道，其發(fā)放金額、貸款年限和利息等要素與個體年齡密切相關(guān)。

個體、家庭以及地區(qū)層面的特征對家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)以及住房債務(wù)規(guī)模的影響大部分顯著。就承擔(dān)住房債務(wù)而言，戶主的教育水平和婚姻狀態(tài)的系數(shù)顯著為正，說明教育水平越高以及處于已婚或同居狀態(tài)的家庭負(fù)債購房的概率更高；而戶主健康狀態(tài)的系數(shù)顯著為負(fù)，這是由于健康狀態(tài)較差的個體，抗風(fēng)險能力相對較弱，借貸意愿較低[35]；戶口狀態(tài)的系數(shù)顯著為負(fù)，可能的原因在于，擁有城鎮(zhèn)戶口的戶主，其住房自有率更高且住房支付能力更強(qiáng)，因此選擇負(fù)債購房的可能性較小[38]。在家庭特征方面，家庭收入與家庭規(guī)模兩個變量的系數(shù)顯著為正，這意味著收入越高的家庭，其償債能力和融資約束更小，因此進(jìn)行負(fù)債購房的概率更大；而人口規(guī)模越大的家庭為解決居住需求，負(fù)債買房的可能性更高；家庭凈資產(chǎn)的系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是因為凈資產(chǎn)多的家庭，住房支付能力更強(qiáng)，通過負(fù)債來獲得住房的可能性更小；擁有住房數(shù)量越多的家庭負(fù)債購房的概率越大；老年人口撫養(yǎng)比每增加1個單位，家庭負(fù)債購房的概率降低0.1712個單位，而少兒人口撫養(yǎng)比每增加1個單位，家庭負(fù)債購房的概率相應(yīng)增加0.1287個單位，這意味著中國家庭更有可能為下一代背負(fù)住房債務(wù)。在地區(qū)特征層面，房價越高，居民承擔(dān)住房債務(wù)的可能性越弱?？赡艿慕忉屖牵诜績r高的地區(qū)，家庭的住房債務(wù)規(guī)模相對較大，過高的債務(wù)會在一定程度上削弱家庭福祉，進(jìn)而降低住房負(fù)債意愿[39]。而地區(qū)銀行業(yè)競爭程度的系數(shù)顯著為正，這是因為銀行業(yè)競爭程度越高的地區(qū)，家庭利用銀行貸款的意識更強(qiáng)。

此外，在住房債務(wù)規(guī)模方面，個體特征結(jié)果顯示，戶主的受教育水平和婚姻狀態(tài)顯著增強(qiáng)了家庭住房債務(wù)規(guī)模。這是因為，戶主受教育水平越高，越懂得利用杠桿來獲取住房。而已婚家庭住房債務(wù)規(guī)模更大是 “因婚購房”的習(xí)俗導(dǎo)致大部分已婚家庭需要在婚前購建房。戶口狀態(tài)的系數(shù)為1.2481，表明城市家庭受房價過高影響，其住房債務(wù)規(guī)模較大。在家庭特征方面，家庭收入每增加1個單位，家庭住房債務(wù)規(guī)模就上漲0.2130個單位，這是由于收入水平越高的家庭更偏向于質(zhì)量更好的住房，其住房獲取成本也就越高。家庭人口規(guī)模和住房套數(shù)的系數(shù)分別為0.0358、2.9381，意味著人口越多的家庭需要更多的住房，進(jìn)而導(dǎo)致住房債務(wù)規(guī)模攀升。老年人口撫養(yǎng)比和少兒人口撫養(yǎng)比的系數(shù)分別為-0.4757和0.3951，表明家庭更愿意為下一代背負(fù)更多的住房債務(wù)。在地區(qū)特征方面，住房價格和人均地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)分別為2.9381和0.9898，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度及住房價格越高的地區(qū)，家庭住房債務(wù)規(guī)模越高。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為確保實證結(jié)果的可信度，除上文采用的逐步回歸法以外，本文也采用了隨機(jī)抽取80%家庭樣本和用年齡分組替換年齡平方項兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

第一，為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考已有研究[3]，在保持其他變量不變的情況下，隨機(jī)抽取80%的樣本重新回歸，回歸結(jié)果如表4所示。通過進(jìn)一步計算可知，戶主30歲仍然是家庭承擔(dān)住房負(fù)債及住房債務(wù)規(guī)模的拐點(diǎn)，結(jié)果穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗：基于隨機(jī)抽取樣本

第二，在驗證非線性關(guān)系的回歸中，不再使用年齡和年齡的平方項，而是通過設(shè)置不同年齡段進(jìn)行回歸。本文參考已有研究[40]，按照戶主年齡將樣本量劃分為35歲以下，35～50歲以及50歲以上三組進(jìn)行回歸，所得結(jié)果如表5所示。研究發(fā)現(xiàn)，35歲以下的群體承擔(dān)住房債務(wù)的可能性和規(guī)模顯著上升，另外兩個群體則顯著下降。這一結(jié)果與上文的回歸結(jié)果一致，說明戶主年齡對家庭承擔(dān)住房債務(wù)及住房債務(wù)規(guī)模具有倒U型影響的研究結(jié)論具有可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗：替換年齡變量

(三)機(jī)制分析

收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果如表6所示。第(1)列至第(3)列的結(jié)果表明，收入不確定性和戶主年齡之間存在倒U型關(guān)系，戶主年齡與家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)之間存在倒U型關(guān)系。進(jìn)一步計算可得三個中介效應(yīng)檢驗值為1.3846、1.6108和1.3018，證明中介效應(yīng)存在。這意味著，隨著戶主年齡的增長，家庭收入的不確定性程度呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，進(jìn)而導(dǎo)致家庭承擔(dān)住房債務(wù)的可能性先上升后下降。第(4)列至第(6)列的結(jié)果表明收入不確定性在戶主年齡與家庭住房債務(wù)規(guī)模之間存在中介效應(yīng)。同理，通過計算得到收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗值分別為0.6341、1.2867和0.7304，證明收入不確定性的倒U型中介效應(yīng)在住房債務(wù)規(guī)模方面仍然存在。

表6 機(jī)制分析：收入不確定性的中介效應(yīng)

風(fēng)險偏好的中介效應(yīng)回歸結(jié)果如表7所示。第(1)列至第(3)列的結(jié)果表明，隨著戶主年齡的增長，其風(fēng)險偏好呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，進(jìn)而導(dǎo)致家庭承擔(dān)住房債務(wù)的概率呈倒U型特征。進(jìn)一步計算得到，風(fēng)險偏好的中介效應(yīng)檢驗值分別為1.0925、1.2001和1.0307，表明中介效應(yīng)存在。在家庭住房債務(wù)規(guī)模方面，第(4)列至第(5)列的回歸結(jié)果表明風(fēng)險偏好在戶主年齡對家庭住房債務(wù)規(guī)模的影響中也為倒U型特征。其中介效應(yīng)檢驗值分別為2.5959、3.0038和2.2867，表明風(fēng)險偏好的中介效應(yīng)存在，即隨著戶主年齡的增長，其風(fēng)險偏好呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢，進(jìn)而導(dǎo)致家庭住房債務(wù)規(guī)模也呈現(xiàn)相同變化趨勢。這可能是因為，受年齡影響，個體的心理承受能力呈現(xiàn)非線性特征，且年齡越大越想享受安穩(wěn)生活[44]。

表7 機(jī)制分析： 風(fēng)險偏好的中介效應(yīng)

(四)異質(zhì)性分析

1. 按家庭收入分組。本文按家庭總收入的1/3和2/3分位點(diǎn)將樣本區(qū)分為高收入、中等收入以及低收入三組，分析戶主年齡對住房債務(wù)的影響差異，回歸結(jié)果如表8所示?？傮w上，在高、中、低收入這三個組別的家庭中，戶主年齡與承擔(dān)住房債務(wù)、住房債務(wù)規(guī)模之間均存在倒U型關(guān)系。從拐點(diǎn)來看，高中低收入家庭承擔(dān)住房債務(wù)的概率高峰分別是27歲、35歲和31歲，這意味著高收入家庭進(jìn)行負(fù)債購建房的時間顯著早于中低收入家庭。這可能是因為高收入家庭往往具有較高的金融素養(yǎng)，因此會較早地采用杠桿買房[45]。而在住房債務(wù)規(guī)模方面，高收入群體的拐點(diǎn)出現(xiàn)在37歲，顯著高于中低收入家庭的34歲和33歲，這意味著高收入家庭較晚出現(xiàn)住房債務(wù)規(guī)模的峰值。這可能是因為隨著家庭逐漸進(jìn)入成熟階段，高收入家庭受改善性住房需求的影響，住房債務(wù)規(guī)模激增；而中低收入家庭受信貸約束的影響，借款額度和借款可獲取性較低。

表8 基于家庭收入的異質(zhì)性分析結(jié)果

2.按住房套數(shù)分組。本文參考以往研究[46]，將樣本區(qū)分為一套房和多套房兩個子樣本，以探究住房套數(shù)差異下戶主年齡對住房債務(wù)的影響，回歸結(jié)果如表9所示?？傮w上，在一套房和多套房的樣本中戶主年齡均呈現(xiàn)倒U型的影響。進(jìn)一步通過計算發(fā)現(xiàn)，多套住房家庭承擔(dān)債務(wù)的拐點(diǎn)出現(xiàn)在37歲，這一數(shù)值顯著晚于一套房家庭的拐點(diǎn)(31歲)；在住房債務(wù)規(guī)模方面，多套房家庭的拐點(diǎn)出現(xiàn)在39歲，而一套房家庭的拐點(diǎn)為29歲，這意味著多套房家庭承擔(dān)住房債務(wù)的概率及債務(wù)規(guī)模均較晚出現(xiàn)。這可能是因為，多套房家庭大多是處于成熟階段的家庭，其對住房的需求主要以改善型需求為主。

表9 基于住房套數(shù)的異質(zhì)性分析結(jié)果

3.按有無未成年子女分組。本文將樣本按照是否有未成年子女劃分為無未成年子女家庭和有未成年子女家庭兩個子樣本進(jìn)行回歸，實證結(jié)果如表10所示。表10第(1)列和第(3)列顯示，無未成年子女的家庭承擔(dān)住房債務(wù)及住房債務(wù)規(guī)模的拐點(diǎn)分別為29歲和30歲；而第(2)列和第(4)列的結(jié)果表明，有未成年子女的家庭承擔(dān)住房債務(wù)和住房債務(wù)規(guī)模的拐點(diǎn)為33歲和32歲。這意味著，有未成年子女的家庭對下一代的各項消費(fèi)可能擠占了住房支出，削弱了住房支付能力，進(jìn)一步導(dǎo)致購房計劃延遲。

表10 基于有無未成年子女的異質(zhì)性分析結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

上文研究發(fā)現(xiàn)，戶主年齡與家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)及住房債務(wù)規(guī)模之間存在倒U型關(guān)系。事實上，對于大部分家庭而言，房貸是家庭住房債務(wù)的主要構(gòu)成。而隨著戶主年齡的增長，家庭的信貸約束增強(qiáng)，此時家庭為獲得住房資金，可能會選擇向親友或民間機(jī)構(gòu)借款。而這一行為是否會與家庭住房債務(wù)規(guī)模的走勢存在相關(guān)性？為研究這一現(xiàn)象，本文基于住房債務(wù)規(guī)模不為零的樣本，進(jìn)一步考察了戶主年齡對其住房債務(wù)資金來源渠道的影響。

(一)模型構(gòu)建

住房債務(wù)資金來源渠道主要可分為銀行貸款、親友借款和民間機(jī)構(gòu)借款三種，為考察戶主年齡對其住房債務(wù)資金來源渠道的影響，本文構(gòu)建如下無序多分類Logistic回歸模型：

ln(ηj|b)=ln[Pr(y=j|Agei,j,t)/Pr(y=b|Agei,j,t)]=α+Xβj|b

(3)

式(3)中，分別定義銀行貸款、親友借款、除銀行和親友外的民間機(jī)構(gòu)借款三種渠道的住房債務(wù)來源分別為j=1、j=2和j=3。這一被解釋變量是根據(jù)問題“待償房貸本息總額”“您家是否通過以下途徑借款”“借款總額為？”“您家借款主要用于以下哪幾個方面”的回答歸類后得到。b為基準(zhǔn)組，將住房債務(wù)資金來源為“銀行貸款”的樣本組作為基準(zhǔn)組，η為比值比，其他變量含義同模型(1)。求解方程(3)即可以得到每種選擇的概率：

(4)

由此，建立的住房債務(wù)資金來源渠道的回歸模型為：

(5)

表11 戶主年齡與住房債務(wù)資金來源渠道

(二)實證結(jié)果

表11列示了戶主年齡對住房債務(wù)資金來源渠道影響的回歸結(jié)果。由于住房貸款在家庭住房債務(wù)中占據(jù)主導(dǎo)地位，因為本文選取銀行貸款為基準(zhǔn)組，親友借款和民間借款作為對照組。從第(1)列和第(2)列的回歸結(jié)果來看，選擇親友借款、民間借款的比值比(Odd Ratio)分別為1.0145和1.0256，且分別在1%、5%的水平上顯著，這意味著與銀行貸款相比，戶主年齡每增加一個單位，其選擇親友借款的概率增加1.45%,而選擇向民間組織借款的概率增加2.56%，這表明戶主年齡越大選擇民間機(jī)構(gòu)借款的概率越高。

(三)異質(zhì)性分析

與上文保持一致，本部分仍按照家庭收入、住房套數(shù)以及是否有未成年子女三種方式進(jìn)行分組討論。表12～14的回歸結(jié)果顯示，在家庭收入分組中，隨著戶主年齡的增長，所有收入水平的家庭選擇向親友借款的概率顯著增加；其中，低收入家庭的概率最大，是選擇銀行貸款的1.1331倍。這可能是因為目前我國的民間機(jī)構(gòu)貸款市場尚不完善，缺乏政府機(jī)構(gòu)的有效監(jiān)管。因此，在銀行貸款受限的情況下，居民更愿意選擇向親友借款。而擁有多套房的家庭更會選擇向親友借款，概率為向銀行借款的1.0125倍。這可能是受我國購房政策的影響，擁有多套房的家庭購房資格、貸款額度以及貸款利率等方面嚴(yán)格受限，因此向親友借款概率增高。此外，在有無未成年子女的分組當(dāng)中，無未成年子女的家庭向親友借款的概率是向銀行借款的1.0125倍；而有未成年子女的家庭向親友借款的概率為向銀行借款的1.0378倍。受家族文化、社會資本的影響，同銀行借貸相比，親友借款是住房債務(wù)更重要的資金來源渠道，而有未成年子女的家庭在住房面積、套數(shù)上有更高的要求。因此，在銀行貸款受限、親友借款不足的情況下，部分家庭被迫選擇民間機(jī)構(gòu)借款來緩解支付能力不足的壓力。

表12 基于家庭收入的住房債務(wù)資金來源渠道異質(zhì)性分析結(jié)果

表13 基于住房套數(shù)的住房債務(wù)資金來源渠道異質(zhì)性分析結(jié)果

表14 基于有無未成年子女的住房債務(wù)資金來源渠道異質(zhì)性分析結(jié)果

(四)內(nèi)生性問題的處理：Heckman兩步法

與上文的基準(zhǔn)回歸不同，本文在分析戶主年齡對家庭住房債務(wù)資金來源渠道選擇的影響時，僅保留了住房債務(wù)規(guī)模不為零的樣本。因此，可能會存在由于樣本選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為緩解這一影響，本文利用Heckman兩步法進(jìn)行進(jìn)一步驗證。先利用Probit模型生成逆米爾斯比值，再將其作為控制變量帶入Logistic模型中進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果(如表15所示)顯示，戶主年齡越大，選擇向民間機(jī)構(gòu)借款的概率越大，表明表11所得的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表15 Heckman兩步法回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策建議

隨著戶主年齡和家庭生命周期的變化，住房的功能將從滿足基本需求轉(zhuǎn)為滿足延伸需求。為確保家庭效用最大化，負(fù)債成為緩解住房支付能力不足的重要手段。本文利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，從家庭生命周期視角檢驗了戶主年齡對家庭住房債務(wù)的影響。結(jié)果表明，隨著戶主年齡的變化，家庭對住房債務(wù)的態(tài)度由偏好轉(zhuǎn)為厭惡，進(jìn)而導(dǎo)致家庭是否承擔(dān)住房債務(wù)以及住房債務(wù)規(guī)模均呈現(xiàn)倒U型特征，拐點(diǎn)出現(xiàn)在30歲。即戶主年齡在30歲之前，家庭負(fù)債的概率及規(guī)模呈上升趨勢，而在30歲之后則逐漸減弱。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，收入不確定性和風(fēng)險偏好在戶主年齡對家庭住房債務(wù)的影響中有顯著的中介效應(yīng)。異質(zhì)性分析表明，戶主年齡對家庭住房債務(wù)的倒U型特征會因家庭收入、房產(chǎn)數(shù)量和是否有未成年子女的區(qū)別而有所不同。高收入家庭承擔(dān)住房債務(wù)的年齡峰值為27歲，早于中低收入家庭的35歲和31歲；但住房債務(wù)規(guī)模的年齡拐點(diǎn)為37歲，晚于中低收入家庭。多套房家庭承擔(dān)住房債務(wù)及其住房債務(wù)規(guī)模的年齡拐點(diǎn)分別為37歲和39歲，較一套房家庭來得更晚。有未成年子女家庭承擔(dān)住房債務(wù)及住房債務(wù)規(guī)模的年齡拐點(diǎn)分別為33歲和32歲，均晚于無未成年子女家庭的29歲和30歲。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，戶主年齡越大，越傾向于通過民間機(jī)構(gòu)借款。細(xì)分群體來看，低收入家庭和多套房家庭選擇向親友借款的概率更高；而有子女的家庭會優(yōu)先選擇向親友借款，其次選擇民間機(jī)構(gòu)。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為，在住房市場的頂層設(shè)計方面，政府應(yīng)堅持“房子是用來住的、不是用來炒的”定位，大力推行租購并舉，保障居民的合理性住房需求，以促進(jìn)房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康運(yùn)行。具體來看，本文的研究結(jié)果在個體、家庭及金融機(jī)構(gòu)三個層面具有以下啟示：

第一，從個體角度看，受“居者有其屋”“租購不同權(quán)”等經(jīng)濟(jì)文化的影響，我國家庭住房需求旺盛。因此，本文建議在全社會倡導(dǎo)樹立理性的住房觀念，克服攀比心理，鼓勵居民家庭做出合理的住房決策，避免背負(fù)過重的債務(wù)壓力。

第二，對居民家庭而言，住房貸款具有額度大、還款期長和借款成本高的特點(diǎn)，導(dǎo)致負(fù)債家庭在較長時期內(nèi)都將承受還款壓力，微觀上影響家庭消費(fèi)和孩子生育等行為，宏觀上蘊(yùn)含家庭債務(wù)風(fēng)險。建議政府加快推動住房公積金制度改革、發(fā)展住房合作社等非營利組織，將我國住房消費(fèi)金融體系從住房按揭貸款“一股獨(dú)大”，發(fā)展為市場化的住房按揭體系、政策性金融體系以及互助性金融體系，為處于不同生命周期階段、不同收入層次的家庭提供自助、互助和他助“三位一體”的多元住房融資渠道。

第三，從金融機(jī)構(gòu)的角度來看，當(dāng)前金融產(chǎn)品單一、信貸獲取資格“一刀切”等問題較為突出，而不同發(fā)展階段的家庭在收入水平和住房需求方面存在較大差異。為此，建議政府出臺相應(yīng)的政策，推動金融產(chǎn)品創(chuàng)新，滿足不同家庭的差異化融資需求，進(jìn)而實現(xiàn)金融公平。此外，青年家庭既是住房債務(wù)的主要承擔(dān)者又是消費(fèi)的主力軍，政府應(yīng)制定針對性的金融支持政策，激勵金融機(jī)構(gòu)提供專門的金融工具。