楊曉萌，呂學(xué)梁

（青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島，266100）

黨的十九大報(bào)告指出“中國(guó)共產(chǎn)黨人的初心和使命，就是為中國(guó)人民謀幸福，為中華民族謀復(fù)興”。2020年十九屆五中全會(huì)制定的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》也提出“不斷增強(qiáng)人民群眾獲得感、幸福感、安全感，促進(jìn)人的全面發(fā)展和社會(huì)全面進(jìn)步”。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力逐漸增強(qiáng)和人們收入水平不斷提高，如何提高居民幸福感，成為當(dāng)下亟待解決的問題。

隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展，越來越多的家庭參與金融借貸活動(dòng)，住戶部門貸款余額不斷上升，家庭債務(wù)規(guī)模占GDP的比重不斷提高。家庭負(fù)債能夠平滑消費(fèi)，進(jìn)而解決教育、醫(yī)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(qiáng)居民幸福感［1］。但是，當(dāng)家庭負(fù)債過多，超過家庭負(fù)擔(dān)能力時(shí)，就會(huì)給家庭帶來還款壓力，對(duì)居民身心健康產(chǎn)生負(fù)面影響，降低居民的幸福感。家庭債務(wù)會(huì)影響家庭生活、福利水平，而且這種影響是復(fù)雜的?；诖?，本文以家庭資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)為切入點(diǎn)，深入分析其對(duì)居民幸福感的非線性影響，并以抑郁程度作為補(bǔ)充，豐富了有關(guān)家庭負(fù)債對(duì)家庭福利影響的研究結(jié)論，厘清了其非線性影響模式，并進(jìn)一步討論了這種影響在城鄉(xiāng)、就業(yè)和健康狀況方面的異質(zhì)性，具有現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假說

（一）文獻(xiàn)綜述

有關(guān)居民幸福感的研究非常多，家庭的微觀經(jīng)濟(jì)行為會(huì)受到負(fù)債的影響，進(jìn)而影響居民幸福感。債務(wù)水平是生活滿意度和財(cái)務(wù)狀況的重要決定因素［2］，本文將資產(chǎn)、負(fù)債納入到統(tǒng)一的框架進(jìn)行分析，運(yùn)用資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)衡量家庭負(fù)債水平，拓寬了幸福感影響因素的研究視角。已有研究發(fā)現(xiàn)，負(fù)債對(duì)居民幸福感既有正向影響，也有負(fù)向影響。當(dāng)居民面臨流動(dòng)性約束時(shí)可通過借貸來滿足當(dāng)期的消費(fèi)，從而提高當(dāng)前經(jīng)濟(jì)生活的滿足度，進(jìn)而增加幸福感［3］，韓立巖等［4］的研究發(fā)現(xiàn)了短期負(fù)債促進(jìn)消費(fèi)的證據(jù)。然而負(fù)債并不是越多越好，負(fù)債是一把“雙刃劍”。張雅淋和姚玲珍［5］發(fā)現(xiàn)，負(fù)債家庭的消費(fèi)相對(duì)剝奪顯著低于無負(fù)債家庭，表明負(fù)債可在一定程度上緩解消費(fèi)相對(duì)剝奪，但對(duì)負(fù)債家庭而言，負(fù)債規(guī)模和消費(fèi)相對(duì)剝奪之間具有U形的非線性關(guān)系，一定程度的負(fù)債確實(shí)能夠緩解消費(fèi)相對(duì)剝奪，提升居民幸福感，但是負(fù)債超過一定程度，構(gòu)成過度負(fù)債，則會(huì)加劇消費(fèi)相對(duì)剝奪，對(duì)居民福祉產(chǎn)生不利影響。潘敏和劉知琪［6］發(fā)現(xiàn)，居民家庭“加杠桿”的目的是消費(fèi)，但形成負(fù)債后，已有的杠桿會(huì)阻礙家庭總支出的增加。因此，負(fù)債對(duì)幸福感的影響方向是不確定的。如羅楚亮［7］在對(duì)城鄉(xiāng)居民幸福感差異的討論中發(fā)現(xiàn)負(fù)債與幸福感負(fù)相關(guān)，而劉宏等［8］在分析住房財(cái)富對(duì)幸福感的影響時(shí)卻發(fā)現(xiàn)，住房負(fù)債與幸福感正相關(guān)。此外，家庭債務(wù)對(duì)不同群體的幸福感可能具有異質(zhì)性影響。農(nóng)村居民的家庭負(fù)債對(duì)幸福感的負(fù)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(fù)面影響也更為明顯［1］。

與此同時(shí)，債務(wù)問題還可能會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的焦慮等心理問題［9］，家庭債務(wù)對(duì)居民健康狀況也具有負(fù)面影響［10］，健康水平的下降會(huì)減少家庭資產(chǎn)，增加家庭負(fù)債［11］?？梢姡?fù)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(huì)因還款壓力而影響心理健康［12］，沉重的還款壓力還會(huì)擠出居民的醫(yī)療支出，進(jìn)而影響居民的健康。因此，債務(wù)所帶來的心理壓力對(duì)于健康的影響是顯著的［13］。綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者揭示了負(fù)債對(duì)心理健康的負(fù)向作用，因此本文將家庭負(fù)債與居民抑郁程度納入到一個(gè)統(tǒng)一的體系中進(jìn)行分析，嘗試檢驗(yàn)兩者之間的關(guān)系，并作為居民主觀幸福感度量的補(bǔ)充，增強(qiáng)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。負(fù)債可能會(huì)對(duì)居民幸福感產(chǎn)生消極或積極兩種影響，本文使用門限效應(yīng)模型檢驗(yàn)了負(fù)債對(duì)居民幸福感的非線性影響，并討論了其異質(zhì)性。

（二）研究假說

生命周期假說認(rèn)為理性消費(fèi)者需要根據(jù)自己一生得到的勞動(dòng)收入與財(cái)產(chǎn)收入總和來安排一生的消費(fèi)，使自己一生的消費(fèi)支出等于一生收入所得。其效用函數(shù)的基本形式是：U(C)=U(α*Y+β*W)。其中，U()·代表效用函數(shù)，Y是理性人一生的收入，W是理性人一生的財(cái)富。由此可見，收入可通過直接滿足消費(fèi)者的需求來提高幸福感，具有投資價(jià)值的資產(chǎn)還可產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)消費(fèi)，進(jìn)而提高幸福感。同時(shí)，一個(gè)家庭擁有負(fù)債也可以緩解某一時(shí)期收入不足，促進(jìn)消費(fèi)，提升幸福感。

生命周期理論假設(shè)消費(fèi)者可通過自由借貸平滑消費(fèi)，而在現(xiàn)實(shí)生活中，這一條件難以滿足，消費(fèi)者通常面臨流動(dòng)性約束，此時(shí)，適度負(fù)債可以緩解家庭的預(yù)算約束，從而刺激消費(fèi)［14］，進(jìn)而提升幸福感［15］。但是，過快的負(fù)債累積可能會(huì)加劇信貸約束，弱化收入預(yù)期和資金流動(dòng)性，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用［6］。對(duì)于負(fù)債規(guī)模較小的家庭而言，其還款壓力尚不構(gòu)成對(duì)消費(fèi)的抑制作用，但負(fù)債規(guī)模較大的家庭往往面臨著較大的還款壓力，其消費(fèi)只能維持當(dāng)前狀態(tài)甚至?xí)陆?，進(jìn)而降低幸福水平。對(duì)于中國(guó)傳統(tǒng)家庭來說，隨著家庭所負(fù)擔(dān)債務(wù)的增加，居民的心理壓力也會(huì)隨之增加，這可能會(huì)對(duì)居民的身心健康產(chǎn)生不利影響，從而降低居民幸福感。

由此可見，負(fù)債對(duì)幸福感的影響或許呈非線性趨勢(shì)，根據(jù)以上討論，本文提出以下假說：

H1：家庭負(fù)債從無到有，會(huì)提高居民幸福感。

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

二、研究設(shè)計(jì)與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的全國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)，CFPS樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，調(diào)查對(duì)象包含樣本家戶中的全部家庭成員。調(diào)查中心每隔兩年進(jìn)行一次調(diào)查，目前已進(jìn)行了2010年、2012年、2014年、2016年以及2018年五次調(diào)查，本文采用2018年的最新數(shù)據(jù)。將個(gè)人問卷與家庭問卷按照財(cái)務(wù)回答人合并以后，最終經(jīng)過變量篩選，剔除所有缺失數(shù)據(jù)，剩余觀測(cè)值為8 810戶。

（二）變量設(shè)定

關(guān)于變量設(shè)定的具體內(nèi)容如表1所示。

表1 變量設(shè)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(diào)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(bǔ)充，本文還設(shè)置了抑郁程度作為第二種被解釋變量。調(diào)查對(duì)象對(duì)于幸福感的回答大多數(shù)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(qiáng)主要解釋變量的說服力。在CFPS2018的調(diào)查問卷中有8個(gè)關(guān)于抑郁的問題：我感到情緒低落、我覺得做任何事都很費(fèi)勁、我的睡眠不好、我感到愉快、我感到孤獨(dú)、我生活快樂、我感到悲傷難過、我覺得生活無法繼續(xù)，對(duì)于這8個(gè)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(shí)或者說有一半的時(shí)間（3～4天）；d.大多數(shù)的時(shí)間（5～7天）。對(duì)于負(fù)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(gè)問題的答案得分加總即為抑郁指數(shù)［16］。

2.門限變量

本文以家庭資產(chǎn)負(fù)債率來衡量家庭負(fù)債水平，并以此作為門限變量進(jìn)行研究，關(guān)注資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)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(fù)債與家庭總資產(chǎn)之比來衡量資產(chǎn)負(fù)債率，其中總負(fù)債為房貸、其他銀行貸款以及其他民間機(jī)構(gòu)貸款之和，總資產(chǎn)為房產(chǎn)、耐用品和農(nóng)用機(jī)械總值、現(xiàn)金及存款總額、金融產(chǎn)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(shí)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(xiàng)、性別、受教育程度、婚姻狀況、是否黨員、戶口類型、就業(yè)狀況、保險(xiǎn)以及健康狀況。家庭特征變量主要有家庭規(guī)模、家庭收入對(duì)數(shù)以及家庭消費(fèi)對(duì)數(shù)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

關(guān)于各種變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(shù)受訪者幸福感較強(qiáng)且無抑郁傾向。家庭資產(chǎn)負(fù)債率的平均值為0.19，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到1.187，不同家庭之間的負(fù)債水平存在較大差距。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(guī)模平均值在3.52左右，另外，受教育程度高、未婚、黨員、非農(nóng)業(yè)戶口、失業(yè)以及擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)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(tài)。

（四）計(jì)量模型設(shè)定

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

對(duì)截面數(shù)據(jù)單門限回歸模型的設(shè)定為：

其中，yi是因變量，xi是自變量，與擾動(dòng)項(xiàng)εi不相關(guān)；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?？梢詫⒁陨戏侄魏瘮?shù)合并寫為：

其中，I(·)為示性函數(shù)，如果括號(hào)內(nèi)的表達(dá)式為真，則取值為1，反之，取值為0?？梢酝ㄟ^零殘差平方和SSR（γ）最小估計(jì)出最優(yōu)門限值，常分兩步實(shí)現(xiàn)殘差平方和最?。菏紫冉o定γ取值，使用OLS 估計(jì)的值，并計(jì)算殘差平方和SSR（γ）；其次選擇γ使SSR（γ）最小化。

據(jù)此，本文的單門限回歸模型可設(shè)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(shè)定含有兩個(gè)門限值的截面數(shù)據(jù)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(shí)證結(jié)果分析

（一）門限變量的參數(shù)估計(jì)

參考崔立志和陳秋堯［18］的做法，對(duì)居民幸福感和抑郁程度的門限值進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，將抑郁程度作為居民幸福感的補(bǔ)充，以此增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健程度，結(jié)果如表3所示。單一門限條件下，資產(chǎn)負(fù)債率產(chǎn)生的兩個(gè)區(qū)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(gè)門限值對(duì)應(yīng)的三個(gè)區(qū)間分別記作ratio_1、ratio_2和ra?tio_3。根據(jù)表3的結(jié)果，家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的門限值約為0和28%，家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民抑郁程度的門限值約為1%和30%。其中，兩個(gè)0附近的門限值代表著有無負(fù)債的差別，而28%和30%附近的門限值可能代表過度負(fù)債的閾值。

表3 門限變量參數(shù)估計(jì)結(jié)果

（二）門限回歸分析

將家庭資產(chǎn)負(fù)債率作為門限變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表4。

如表4第1、2列所示，門限效應(yīng)表明：隨著資產(chǎn)負(fù)債率的提高，對(duì)居民幸福感的影響呈現(xiàn)出先下降后上升再下降的趨勢(shì)（-1.4e+05→1.764→-0.018）。上述結(jié)果表明：一個(gè)家庭從無負(fù)債到有負(fù)債，居民幸福感會(huì)有所上升，然而隨著家庭負(fù)債水平的升高，居民幸福感則呈現(xiàn)出非線性特征（先增后減的倒U型走勢(shì)），可見，適度的負(fù)債確實(shí)能夠提升居民幸福感，但是隨著負(fù)債規(guī)模的增加，一旦過度負(fù)債，則會(huì)降低居民的幸福水平。在ratio_2區(qū)間里，資產(chǎn)負(fù)債率每增加1個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差，就會(huì)導(dǎo)致幸福感得分增加1.48分。與此同時(shí)，資產(chǎn)負(fù)債率的提高對(duì)居民抑郁程度的影響呈現(xiàn)出先上升后下降再上升的趨勢(shì)（195.558→-0.122→0.065）。上述結(jié)果表明：一個(gè)家庭從無負(fù)債到有負(fù)債，會(huì)緩解居民抑郁程度，然而隨著家庭負(fù)債水平的提高，居民抑郁程度則呈現(xiàn)出非線性特征，可見，適度的負(fù)債確實(shí)能夠在一定程度上降低居民抑郁程度，但是隨著負(fù)債規(guī)模的增加，一旦造成過度負(fù)債，則會(huì)明顯加重居民的抑郁程度。在ratio_3區(qū)間里，資產(chǎn)負(fù)債率每增加一個(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差，會(huì)導(dǎo)致抑郁程度增加0.05分。綜合對(duì)幸福感和抑郁程度的分析，負(fù)債的影響呈現(xiàn)復(fù)雜的非線性走勢(shì)，合理范圍的負(fù)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(fù)債，則會(huì)加重居民的抑郁程度，降低幸福感。人們承擔(dān)債務(wù)的能力是有限的，有限的負(fù)債確實(shí)能夠改善家庭的經(jīng)濟(jì)狀況，促進(jìn)消費(fèi)進(jìn)而提升幸福感，一旦超過一定限度，債務(wù)所帶來的負(fù)面影響會(huì)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(fā)現(xiàn)，受訪者受教育程度、是否黨員、戶口狀況、就業(yè)狀態(tài)以及養(yǎng)老保障情況對(duì)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(duì)居民幸福感產(chǎn)生顯著影響：年齡對(duì)幸福感會(huì)產(chǎn)生非線性影響，呈現(xiàn)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(guī)模和家庭的消費(fèi)支出對(duì)數(shù)都不能對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著影響，而家庭的總收入對(duì)數(shù)卻能顯著提高居民幸福感。

表4 橫截面門限回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于門限估計(jì)值和回歸結(jié)果可能會(huì)受到個(gè)別控制變量的影響，我們逐步增加控制變量進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。隨著控制變量的逐步加入，門限估計(jì)值和回歸結(jié)果均處于相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)，因此結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、異質(zhì)性分析

將家庭資產(chǎn)負(fù)債率作為門限變量分別對(duì)農(nóng)村地區(qū)和非農(nóng)村地區(qū)、就業(yè)群體和非就業(yè)群體、健康群體和非健康群體六個(gè)子樣本的幸福感進(jìn)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(jié)果。

（一）城鄉(xiāng)分組的異質(zhì)性分析

考慮到農(nóng)村與城市家庭資產(chǎn)負(fù)債水平差異較大，根據(jù)戶口分組，分別對(duì)農(nóng)村和城市家庭樣本進(jìn)行分析，農(nóng)村家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的門限值約為0和28%，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近。未發(fā)現(xiàn)城市家庭中存在具有統(tǒng)計(jì)顯著意義的門限值。

如表5所示，農(nóng)村家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感呈現(xiàn)非線性影響（表5第1列）。家庭負(fù)債水平從無到有會(huì)增加農(nóng)村居民幸福感。資產(chǎn)負(fù)債率超過28%后，雖然不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但這種正向作用會(huì)變成反向。對(duì)比農(nóng)村地區(qū)，分析家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)城市居民幸福感的門限效應(yīng)（表5第2列），并沒有發(fā)現(xiàn)明顯的門限。不同地區(qū)的資產(chǎn)負(fù)債水平的差異決定了居民幸福感的差異，農(nóng)村地區(qū)整體財(cái)富水平較低，由消費(fèi)所帶來的滿足感會(huì)高于城市地區(qū)，負(fù)債對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用明顯，使居民幸福感提高；同樣，當(dāng)負(fù)債超過一定限度，過度負(fù)債也會(huì)給收入較低的農(nóng)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(duì)比，整體財(cái)富水平較高的非農(nóng)村地區(qū)群體承受的償債壓力較小，所以沒有出現(xiàn)明顯的門限。

（二）基于就業(yè)分組的異質(zhì)性分析

考慮到就業(yè)與非就業(yè)群體收入的差異性導(dǎo)致家庭資產(chǎn)與負(fù)債水平差異較大，根據(jù)就業(yè)分組，分別對(duì)在業(yè)和非在業(yè)群體進(jìn)行分析，就業(yè)群體家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的門限值約為0和27%，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近。未發(fā)現(xiàn)非就業(yè)群體中存在具有統(tǒng)計(jì)顯著意義的門限值。

如表5所示，就業(yè)群體的家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感呈非線性影響（表5第3列）。家庭負(fù)債水平從無到有會(huì)增加居民幸福感，資產(chǎn)負(fù)債率超過27%后，雖然不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但這種正向作用會(huì)變成反向。對(duì)比就業(yè)群體，分析家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)非就業(yè)群體居民幸福感的門限效應(yīng)（表5第4列），并沒有發(fā)現(xiàn)明顯的門限。就業(yè)與否決定了資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感門限的差異，就業(yè)群體與失業(yè)群體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度也存在差異。就業(yè)群體往往會(huì)面臨失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)較強(qiáng)，對(duì)幸福感的主觀感受較為敏感，所以會(huì)出現(xiàn)明顯的家庭資產(chǎn)負(fù)債率的門限。作為對(duì)比，非在業(yè)群體卻沒有出現(xiàn)明顯的門限。

（三）基于健康分組的異質(zhì)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(dǎo)致家庭醫(yī)療支出水平差異較大，可能造成負(fù)債水平的差異，因此，根據(jù)健康狀況分組，分別對(duì)健康和非健康群體進(jìn)行分析，非健康群體家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的門限值約為0和31%，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近。未發(fā)現(xiàn)健康家庭中存在具有統(tǒng)計(jì)顯著意義的門限值。

如表5所示，非健康群體的家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感呈非線性影響（表5第5列）。家庭負(fù)債水平從無到有會(huì)增加居民幸福感，資產(chǎn)負(fù)債率超過31%后，雖然不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，但這種正向作用將變成反向。對(duì)比非健康群體，分析家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)健康群體居民幸福感的門限效應(yīng)（表5第6列），并沒有發(fā)現(xiàn)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(yī)藥費(fèi)，所以整體財(cái)富水平較低，甚至可能有高額負(fù)債，因此會(huì)面臨較高的償債壓力，而這種過度負(fù)債正是主觀幸福感下降的原因，所以會(huì)出現(xiàn)明顯的家庭資產(chǎn)負(fù)債率的門限。作為對(duì)比，整體負(fù)債水平較低的健康群體卻沒有出現(xiàn)明顯的門限。

表5 分樣本幸福感橫截面門限回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文利用2018年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，采用截面門限回歸方法估計(jì)了家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的門限效應(yīng)，并以抑郁程度變量作為補(bǔ)充，驗(yàn)證結(jié)論。研究發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)于居民幸福感的兩個(gè)門限值分別在0和28%附近，家庭負(fù)債從無到有會(huì)使居民幸福感顯著提高，隨著負(fù)債程度的增加，對(duì)幸福感的影響呈現(xiàn)先增（小于28%）后減（大于28%）的趨勢(shì)；家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)于居民抑郁的兩個(gè)門限值分別在0和30%附近，家庭負(fù)債從無到有將會(huì)使居民抑郁程度顯著降低，隨著負(fù)債程度的增加，對(duì)抑郁程度的影響呈現(xiàn)先減（小于30%）后增（大于30%）的趨勢(shì)。

同時(shí)，家庭資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的影響具有異質(zhì)性：農(nóng)村家庭、就業(yè)群體、非健康群體的資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)居民幸福感的影響出現(xiàn)了顯著的雙門限值，結(jié)果與主回歸類似，而非農(nóng)村家庭、非就業(yè)群體以及健康群體則沒有明顯的門限效應(yīng)。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：

家庭負(fù)債可解決居民收不抵支的缺口，因此適度規(guī)模的負(fù)債能增加居民幸福感，但需要警惕的是，當(dāng)家庭債務(wù)超過一定限度，沉重的債務(wù)負(fù)擔(dān)將產(chǎn)生巨大的財(cái)務(wù)壓力，在此情形下，家庭債務(wù)的增加反而會(huì)抑制居民幸福感，加重抑郁程度。政府部門應(yīng)該引導(dǎo)合理的負(fù)債水平，合理去杠桿，避免過度負(fù)債，對(duì)于由于貧窮和疾病引起的過度負(fù)債要合理引導(dǎo)信貸資金流向，實(shí)施差異化的信貸政策，更好地實(shí)現(xiàn)促內(nèi)需、穩(wěn)增長(zhǎng)、改善民生的最終目標(biāo)。

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