林常青 涂鈺珺

（湖南工業(yè)大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 株洲 412007）

一、引言

黨的十九大把防范化解重大風險作為決勝全面建成小康社會必須打贏的三大攻堅戰(zhàn)之一。2017年底召開的中央經(jīng)濟工作會議再次強調(diào)，打好防范化解重大風險攻堅戰(zhàn)，重點是防控金融風險。近年來，中美貿(mào)易摩擦的加劇與新冠肺炎疫情的驟然暴發(fā)，重創(chuàng)了國內(nèi)國際經(jīng)濟，金融風險也隨之增加。家庭債務作為現(xiàn)代社會普遍存在的一種經(jīng)濟現(xiàn)象和社會現(xiàn)象，亦是引發(fā)金融風險的導火索之一，故而家庭債務問題備受歷屆政府的關(guān)注和重視。根據(jù)安聯(lián)集團公布的《2021年安聯(lián)全球財富報告》，2020年中國家庭負債的增長率為12.9%。同時，根據(jù)國際清算銀行（BIS）的統(tǒng)計，2020年中國家庭負債占GDP的百分比高達61.7%，已超過G20 國家的平均比重59.8%以及包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家的平均比重46.6%，僅次于發(fā)達國家的平均值77.2%（見圖1）。對家庭而言，家庭負債的逐年攀升將導致家庭償債壓力上漲并擠出居民消費，這不僅損害了居民幸福感與安全感，還降低了家庭生活水平；對整個宏觀經(jīng)濟而言，家庭的資產(chǎn)負債表一旦惡化，將可能產(chǎn)生一系列連鎖反應，甚至引發(fā)系統(tǒng)性金融風險。因此，如何將家庭債務控制在合理水平以防范化解家庭債務風險成為當前亟待解決的重要議題。

圖1：各國家庭債務占GDP比重

與此同時，中國各個地區(qū)基尼系數(shù)居高不下，收入不平等問題備受矚目。黨的十九大報告指出：“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。”不平衡不充分主要體現(xiàn)在收入不平等這一問題中。地區(qū)收入不平等不僅是制約我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素，也可能影響家庭債務。一方面，從信貸需求的角度來看，收入不平等可能促進家庭債務的增加。根據(jù)相對收入假說，地區(qū)收入不平等加劇會放大高收入水平家庭消費對低收入水平家庭消費的示范作用，因此，低收入水平家庭會增加消費支出（朱德云等，2021）。在收入維持一定水平的條件下，低收入水平家庭會增加負債從而平滑消費，收入越不平等地區(qū)的低收入家庭越可能因為消費攀比增加借貸，從而導致家庭債務規(guī)模擴大。另一方面，從信貸供給的角度來看，收入不平等也可能抑制家庭債務的擴大。收入越不平等地區(qū)的高收入家庭與低收入家庭更容易被識別，而銀行等金融機構(gòu)一般以申請人收入水平作為是否提供信貸的標準，因此，傾向于通過借貸實現(xiàn)消費攀比的低收入水平的家庭更難以獲得信貸，進而可能抑制不平等程度較高地區(qū)的家庭債務。

那么，地區(qū)收入不平等到底如何影響家庭債務？其影響機制是什么？家庭收入水平對兩者關(guān)系是否具有調(diào)節(jié)效應？關(guān)于以上問題的討論，國內(nèi)研究鮮有涉及。為了初步觀察地區(qū)收入不平等程度與家庭債務之間的關(guān)系，我們根據(jù)中國各省級層面的基尼系數(shù)與負債家庭所占比重繪制了散點圖和擬合回歸線（見圖2），擬合回歸線自左下方向右上方傾斜，散點圖也呈現(xiàn)自左向右延伸的分布趨勢，即隨著地區(qū)收入不平等程度的上升，家庭負債的可能性不斷提升。為了更深入探討二者的關(guān)系，本文將利用西南財經(jīng)大學提供的2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），基于信貸供求視角，研究地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的影響及作用機制。本文結(jié)論豐富了地區(qū)收入差距對家庭債務影響方面的研究，也為從源頭上合理控制家庭債務水平提供了政策參考。

圖2：基尼系數(shù)與負債家庭所占比例

二、文獻綜述與研究假設

國內(nèi)外學者對地區(qū)收入不平等程度與家庭債務問題的研究主要包括如下三個維度：

一是地區(qū)收入不平等程度與家庭債務關(guān)系的理論研究。根據(jù)跨期選擇理論，當期收入與未來期預測收入的現(xiàn)值之和將決定家庭消費水平。在此基礎(chǔ)上，Modigliani 與Friedman 提出生命周期—持久收入理論，即家庭收入在生命周期內(nèi)波動變化，通過利用信貸，家庭能夠維持穩(wěn)定的消費水平，使得當期與未來期消費水平的組合效用最大化（Lindgren，2021）。根據(jù)相對收入假說，居民的消費具有外部性，家庭的消費支出會對其他家庭的消費支出產(chǎn)生一定影響，其中最為突出的是高收入家庭的消費對中低收入家庭的消費產(chǎn)生的示范效應，即中低收入家庭會試圖追趕高收入家庭的消費水平或至少不低于同一收入水平的其他家庭的消費水平，以彰顯自己的社會地位（Duesenberry，1967）。收入不平等的加劇將放大實際收入差距，進而影響家庭的消費，在收入一定的情況下，為平滑消費，家庭將會提升自身債務水平。在研究方法上，部分理論研究采用宏觀經(jīng)濟模型推導收入差距與家庭債務之間的關(guān)系，如Matteo（2008）基于動態(tài)隨機一般均衡框架（DSGE）發(fā)現(xiàn)收入差距越大，家庭債務規(guī)模越大。Romain 等（2012）則在DSGE 模型中引入了金融市場的沖擊，不僅支持了Matteo的研究結(jié)論，還發(fā)現(xiàn)金融市場波動的引入強化了兩者的正相關(guān)關(guān)系。Michael 等（2015）則區(qū)分了高收入群體與低收入群體，將兩者分別納入模型中進行推導，結(jié)果表明隨著收入不平等程度的上升，高收入群體更傾向于向低收入群體放貸從而實現(xiàn)自身財富積累，并以此抑制低收入群體消費的下降，導致低收入群體債務收入比大幅上升，最終增加金融危機發(fā)生的可能性。由以上文獻可知，收入不平等程度的上升會使得家庭債務水平上升，而不同收入水平的家庭債務受地區(qū)收入不平等程度的影響不盡相同，低收入水平家庭受地區(qū)收入不平等程度的影響更甚。

二是地區(qū)收入不平等程度與家庭債務關(guān)系的實證分析。國外研究主要圍繞跨國面板數(shù)據(jù)展開。Bellet（2012）采用17個發(fā)達國家1960—2007年的數(shù)據(jù)進行實證分析，研究表明組間收入差距與中低收入家庭的債務水平成正比。Klein（2015）則利用9個發(fā)達國家1953—2008年的宏觀面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了收入不平等程度與家庭債務之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入不平等程度與家庭債務規(guī)模成正比，收入不平等程度每提高1%將導致家庭債務水平提升2%～6%。Stockhammer 和Wildauer（2018）采用13個經(jīng)合組織國家1980—2011年的面板數(shù)據(jù)，驗證了收入不平等的加劇將導致低收入家庭模仿中高收入家庭的支出行為，從而使得債務水平上升。Bazillier等（2021）利用1970—2017年國別面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，基尼系數(shù)每增加一個標準差，家庭債務占GDP比重提高5～10個百分點。國內(nèi)學者主要采用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）以及CHFS等進行研究。葉菁菁（2018）利用2010—2014年CFPS 面板數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)收入差距會顯著正向影響家庭債務，不僅包括債務概率，也包括債務規(guī)模大??；而李青蔚（2019）利用2015年CHFS 數(shù)據(jù)進行實證分析，也得到了同樣的結(jié)論。伍再華等（2017）的實證結(jié)果則證明了收入不平等程度越高的地區(qū)家庭越可能進行借貸，而家庭保障支出可以減弱收入不平等程度對家庭借貸行為的正向影響。

三是地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的影響機制探討。目前，學者們提出了幾種可能的機制來解釋收入不平等程度與家庭債務之間的關(guān)系，如追求社會地位機制，即家庭為追求更高的社會名望而通過擴增家庭債務以提升消費水平，進而更好地向他人展示自己的優(yōu)渥（Georgarakos 等，2014）；又如平滑消費機制，即收入不平等程度的上漲將刺激低收入家庭維持生活水平及滿足生活消費的需求，致使他們通過擴增家庭債務以平滑各期消費（Michael 等，2013）。從源頭追溯，以上機制最終均將通過信貸供給與信貸需求兩個途徑影響家庭債務。

從信貸供給途徑來看，收入不平等可通過以下效應影響信貸供給：其一是政府部門的政治動機。Rajan（2018）通過研究美國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，收入不平等問題態(tài)勢嚴峻，致使相關(guān)政府部門要求銀行降低信貸成本與門檻，提高金融自由程度，進而擴大了家庭債務規(guī)模。同樣地，我國金融監(jiān)管部門也督促銀行等金融機構(gòu)持續(xù)加大對收入不平等地區(qū)的信貸投放，讓銀行“敢貸、愿貸、能貸”。該效應強調(diào)了信貸供給受地區(qū)收入不平等程度的正向影響。其二是收入信號加強效應。Treeck（2014）通過面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟危機時期，隨著美國收入不平等的加劇，家庭收入信號大幅度加強，高收入的家庭更容易被銀行等金融機構(gòu)識別，其獲得信貸支持的概率也隨之上升（Coibion等，2020），而低收入家庭獲得的正規(guī)信貸支持明顯減少（Liao 等，2010）。我國市場經(jīng)濟體制下信息共享機制尚不成熟，存在由于信息不對稱導致的潛在逆向選擇與道德風險，銀行雖加大對收入不平等地區(qū)的信貸投入，但其信貸門檻仍然較高（伍再華和胡丹，2017），申請人收入水平是其判斷是否提供信貸的重要依據(jù)。對于銀行而言，收入不平等程度會放大高低收入家庭的實際收入差距，如果某一家庭位于高度不平等的地區(qū)，其在t 時刻于當?shù)厥杖敕峙渲械呐琶瞧湓趖+x 時刻排名的更好預測指標。因此，在收入高度不平等地區(qū)，高收入家庭的信譽信號更強，銀行更傾向于向其提供貸款，而更愿意增加信貸以實現(xiàn)消費攀比的中低收入家庭則很難獲得信貸供給，從而抑制了高度不平等地區(qū)的中低收入水平家庭債務的上升。

從信貸需求途徑來看，收入不平等也將通過影響信貸需求進而影響家庭債務。大多數(shù)學者以“追趕瓊斯”效應為框架分析債務需求，即中低收入水平家庭為了追趕同一地區(qū)中高收入水平家庭的消費水平會進行借貸行為，將導致家庭債務水平攀升（Dabla-Norris 等，2015）。類似地，Crook（2006）通過劃分不同收入家庭群體的研究發(fā)現(xiàn)，隨著地區(qū)收入不平等程度的上升，所有樣本家庭的正規(guī)債務需求都有所提高，尤以較低收入群體最為顯著；Christen 和Morgan（2005）同樣發(fā)現(xiàn)中低收入家庭進行借貸的最終目的是提升自身的社會地位。當富裕家庭比貧窮家庭更關(guān)心自己的社會地位時，可能會出現(xiàn)所謂的“趕超瓊斯”效應，收入水平高的家庭可能會利用能展現(xiàn)其地位的商品消費來向同收入水平的家庭傳達有關(guān)他們財富的信息。另外，基于“追趕瓊斯”效應，有學者指出較低收入家庭的議價能力偏低也是其債務與收入差距同步變化的重要原因。綜上所述，在收入不平等程度越高的地區(qū)，低收入家庭有更強的動機去進行消費以比肩高收入家庭的生活質(zhì)量，甚至趕超高收入家庭，而消費動機增長催生信貸需求，從而正向影響家庭債務。

由于尚未有經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明中國存在信貸供給路徑中的信號效應，因此，基于上述分析，本文提出以下假設：

H1：地區(qū)收入不平等程度與家庭債務呈正相關(guān)。

H2：家庭收入水平越低，地區(qū)的收入不平等對家庭債務的正向影響越大。

H3a：地區(qū)收入不平等程度越大的地區(qū)，信貸供給推動家庭債務增長。

H3b：地區(qū)收入不平等程度越大的地區(qū)，信貸供給抑制家庭債務增長。

H4：地區(qū)收入不平等程度越大的地區(qū)，信貸需求促進家庭債務增長。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文所選用的數(shù)據(jù)是由西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心所發(fā)布的2017年CHFS 數(shù)據(jù)。CHFS 是我國首個家庭金融微觀調(diào)查，其數(shù)據(jù)覆蓋了全國29 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市，以下簡稱省份），樣本規(guī)模為40011 戶，代表性較強。除人口統(tǒng)計特征外，該數(shù)據(jù)還涵蓋了以家庭為最小的微觀經(jīng)濟單元的收入、消費水平以及資產(chǎn)與負債等方面的信息，為從微觀層面考察地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的影響及作用機制提供了關(guān)鍵的數(shù)據(jù)支撐。為避免異常值對回歸結(jié)果的影響，本文將戶主信息缺失、年收入與年總支出小于100 元、資不抵債以及年總負債缺失的家庭樣本進行了剔除，對戶口所在地非常住地的家庭樣本也進行了剔除。參照現(xiàn)有相關(guān)文獻的做法，考慮到孩童、青少年以及老年人對家庭決策影響較小，本文僅保留了戶主年齡介于20～65 歲的家庭樣本，最終獲取的有效樣本為25089戶。

由于微觀數(shù)據(jù)家庭所在地僅能定位到省級，因此，本文選用省級層面的地區(qū)收入不平等數(shù)據(jù)與CHFS 微觀數(shù)據(jù)相匹配，研究地區(qū)收入不平等對家庭債務的影響及機制。地區(qū)收入不平等程度的相關(guān)數(shù)據(jù)來源為2017年各省統(tǒng)計年鑒。

（二）變量設定

1.家庭債務：根據(jù)家庭負債總額是否大于零來判斷是否存在債務。家庭負債總額為各類負債金額之和，當負債總額大于0 時，變量取1，表示家庭存在負債；反之，該變量取0，表示家庭不存在負債。

2.收入不平等：該變量用于描述不同群體間的收入差距?；嵯禂?shù)是衡量收入差距的代表性指標之一，可直接根據(jù)洛倫茨曲線計算得出，且計算數(shù)值介于0 與1 之間，能夠更加直觀地反映收入差距情況，因此，該指標深受學者們的青睞。本文參照Jann B.（2016）的方法對CHFS 中29 個省份的家庭收入數(shù)據(jù)進行測算得到基尼系數(shù)。

3.信貸供給：該變量用于描述銀行是否曾向家庭提供信貸支持。根據(jù)CHFS 中“截至目前，您家是否曾獲得過來自銀行/信用社的貸款”與“截至目前，您家是否曾向銀行/信用社申請貸款，但是被拒絕”等問題，曾經(jīng)申請貸款并成功獲得貸款則表明該家庭曾獲得信貸供給。獲得信貸供給時取值為1，否則為0。

4.信貸需求：該變量用于描述家庭是否存在信貸需求。本文根據(jù)CHFS 中“家庭是否存在資金需求”這一問題對該變量進行定義，存在資金需求時則表明該家庭存在信貸需求（齊紅倩和馬湲君，2021）。存在信貸需求時取值為1，否則為0。

5.收入水平：該變量用于描述家庭的收入水平。由于家庭收入消費比能夠更好地反映出家庭可自由支配收入的水平（陳新行，2018），該比值越高，表明家庭可自由支配的收入水平越高，故而本文參考萬海遠（2021）的做法，采用家庭總收入與總消費之比衡量家庭收入水平。

6.其他控制變量：其他控制變量主要包括戶主年齡及年齡平方、戶主性別、戶主文化水平、有無小孩、有無老人、有無房產(chǎn)、有無失業(yè)保險、醫(yī)療支出占比、家庭資產(chǎn)規(guī)模以及戶口類型。具體變量見表1。

表1：變量定義

變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。25089 個有效樣本所涵蓋的29 個省份的基尼系數(shù)均值為0.562，根據(jù)聯(lián)合國開發(fā)計劃署等有關(guān)組織規(guī)定，當基尼系數(shù)介于0.4 與0.59 之間時，表明該地區(qū)收入不平等程度較高。負債家庭比例為36%，其中獲得信貸供給的家庭占13.7%，因此，23.3%的家庭存在信貸約束，即該家庭曾向銀行提出貸款申請但被拒絕申請。而存在信貸需求的家庭占24.2%，表明11.8%的負債家庭不存在信貸需求。

表2：描述性統(tǒng)計

（三）模型設定

考慮到被解釋變量為二值變量，本文主要選取probit模型進行實證檢驗。基準回歸模型設定如下：

其中，debt為潛變量，表示第個家庭的債務金額。hd表示第個家庭是否存在家庭債務的虛擬變量，當家庭債務總金額大于0 時，該變量賦值為1，否則為0。gini表示各個家庭所屬地區(qū)的基尼系數(shù)，c為控制變量，涵蓋戶主年齡、戶主年齡平方、戶主性別、戶主文化水平、有無小孩、有無老人、有無房產(chǎn)、有無失業(yè)保險、醫(yī)療支出占比、家庭資產(chǎn)規(guī)模、戶口類型。為隨機擾動項。

四、實證分析

（一）地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的影響研究

1.基準回歸。表3為地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的回歸結(jié)果。其中，第（1）列與第（2）列采用OLS 模型進行回歸，而第（3）列與第（4）列采用probit 模型進行回歸。第（1）、（3）列為在控制省份的基礎(chǔ)上不引入控制變量時的回歸結(jié)果，第（2）、（4）列則為引入控制變量并且控制省份時的回歸結(jié)果。在OLS 模型回歸結(jié)果中，無論是否考慮控制變量，基尼系數(shù)的估計系數(shù)均為正且在1%的顯著性水平下顯著，即地區(qū)收入不平等程度與家庭債務呈正相關(guān)關(guān)系。在probit 模型回歸結(jié)果中，基尼系數(shù)的估計系數(shù)也均為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明地區(qū)收入不平等程度越高，家庭越有可能負債。

表3：地區(qū)收入不平等對家庭債務的基礎(chǔ)回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗。（1）替換被解釋變量。家庭負債率為家庭總負債與總資產(chǎn)的比值，能夠反映出各個家庭債務的相對水平。因此，本文參考李青蔚（2019）的研究，用家庭負債率替換原被解釋變量，進行穩(wěn)健性檢驗?？紤]到該變量為截堵變量，故而采用tobit 模型進行回歸，回歸結(jié)果見表4第（1）列?；嵯禂?shù)的估計系數(shù)為0.758，且在1%的顯著性水平下顯著為正，其他控制變量估計系數(shù)的符號及其顯著性與基準回歸結(jié)果保持一致。該結(jié)果進一步說明了地區(qū)收入不平等程度會正向影響家庭債務規(guī)模。

（2）替換核心解釋變量?；嵯禂?shù)有時被認為對中間收入水平的相對變化過于敏感，而泰爾指數(shù)作為收入不平等的衡量標準之一，對收入水平兩端的相對變化更為敏感。因此，本文將基尼系數(shù)替換為泰爾指數(shù)（陳工和何鵬飛，2016），進行穩(wěn)健性檢驗。泰爾指數(shù)的測度公式下：

其中，Theil為省的泰爾指數(shù)，I是省的收入，是全國總收入，P是省的人口數(shù)，是全國總?cè)丝?。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于2017年《中國統(tǒng)計年鑒》。在表4第（2）列的回歸結(jié)果中，泰爾指數(shù)的估計系數(shù)為3.872，在1%的顯著性水平下顯著，與家庭債務呈正相關(guān)關(guān)系。

（3）雙邊縮尾處理?？紤]到問卷調(diào)查結(jié)果中離群值的存在可能會對回歸結(jié)果造成一定影響，故而本文對連續(xù)變量進行了1%分位上的雙邊縮尾處理，回歸結(jié)果見表4第（3）列。其中，基尼系數(shù)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，其他控制變量的估計系數(shù)的符號及顯著性與基準回歸結(jié)果保持一致。

（4）替換控制變量。考慮到戶主受教育年限、家庭老人個數(shù)與小孩個數(shù)相較于戶主文化水平、有無老人與有無小孩的二值變量更具有代表性，更能夠影響家庭債務，因此，表4第（4）列替換控制變量進行回歸?；嵯禂?shù)的估計系數(shù)為2.547，且在1%的顯著性水平下顯著。

上述回歸結(jié)果中核心解釋變量的系數(shù)符號和顯著性都與基準回歸的結(jié)果基本一致，證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.考慮內(nèi)生性問題。為避免內(nèi)生性問題引起的估計偏誤，本文將城鎮(zhèn)化率作為工具變量。城鎮(zhèn)化率的測度公式如下：

其中，city為地區(qū)城鎮(zhèn)化率，n為地區(qū)城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)，N為地區(qū)總?cè)丝跀?shù)。城鎮(zhèn)化率影響收入不平等的機理主要包括兩方面：一是通過加快城鎮(zhèn)化進程，助推生產(chǎn)性與消費性服務業(yè)的增長態(tài)勢，進而增加低收入人群就業(yè)機會，提高工資性收入；二是通過產(chǎn)業(yè)城市聚集效應，推動經(jīng)濟發(fā)展，降低地區(qū)收入不平等程度（穆紅梅，2019）。

工具變量的檢驗結(jié)果見表4。第（5）列為一階段回歸結(jié)果，城鎮(zhèn)化率的估計系數(shù)-0.193，且在1%的顯著性水平下顯著。IVprobit 命令不報告F 值，其外生性瓦爾德檢驗（wald chi2）值為13.32，因此，拒絕內(nèi)生變量為外生的原假設。采用weakiv命令檢驗工具變量是否為弱工具變量，結(jié)果顯示其p 值為0.0000，因此，顯著拒絕內(nèi)生變量與工具變量不相關(guān)的原假設，證明工具變量并不是弱工具變量。第（6）列匯報了第二階段的回歸結(jié)果。加入工具變量克服了潛在內(nèi)生性之后，結(jié)論仍然穩(wěn)健，表明收入不平等程度的加劇會促進家庭債務的發(fā)生。H1假設得到驗證。

表4：穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理結(jié)果

（二）家庭收入水平對地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的調(diào)節(jié)效應研究

上文研究結(jié)論僅揭示了收入不平等對家庭債務的影響，并未將地區(qū)收入不平等程度對不同收入水平家庭的債務產(chǎn)生的不同影響納入考慮范疇中。地區(qū)收入不平等程度對不同收入水平家庭債務的影響存在差異，主要表現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，處于高收入不平等地區(qū)的高收入水平家庭相較于低收入不平等地區(qū)的高收入水平家庭，其收入信號更加強烈，更容易獲得銀行的信貸支持，從而促進家庭債務的增長；另一方面，處于高收入不平等地區(qū)的低收入水平家庭相較于低收入不平等地區(qū)的低收入水平家庭，雖然可能由于信號效應的原因受到更嚴格的信貸約束，從而抑制其家庭債務的增長，但同時又可能因為“追趕瓊斯”效應的存在而促進家庭債務的增長。因此，為了驗證家庭收入水平對地區(qū)收入不平等程度與家庭債務之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應，本文借鑒Georgarakos 等（2014）的模型進行考察。

hd=αgini+γinteract+δc+μ

其中，interact為家庭的收入水平與地區(qū)基尼系數(shù)的乘積，為降低交互項變量與主要解釋變量間的多重共線性，本文對交互項變量均進行了中心化處理。

調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果如表5所示。如第（1）列所示，核心解釋變量的估計系數(shù)為2.889，且在1%的顯著性水平下顯著；基尼系數(shù)與收入水平的交互項在5%的顯著性水平下顯著為負，即在家庭收入較低時，地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的促進作用更明顯。原因可能在于，相比收入水平更高的家庭，收入不平等程度較大地區(qū)的低收入人群由于“追趕瓊斯”效應及“趕超瓊斯”效應的存在導致信貸需求更強烈，從而促進了家庭債務的增長。第（2）列采用logit 命令進行回歸，第（3）列將家庭總收入與總消費之比替換為家庭總收入的對數(shù)，其更能夠直觀反映出家庭的收入水平，并在此基礎(chǔ)上替換了相應的交互項，進行回歸。第（2）、（3）列回歸結(jié)果的估計系數(shù)符號和顯著性仍與第（1）列保持一致。這一定程度上表明收入水平負向調(diào)節(jié)地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的正相關(guān)關(guān)系，即家庭收入水平越低，地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的促進作用越大；家庭收入水平越高，地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的促進作用越小。該結(jié)果證實了H2。

表5：調(diào)節(jié)效應檢驗

（三）地區(qū)收入不平等程度影響家庭債務的機制研究

本文采用逐步回歸法檢驗地區(qū)收入不平等程度對家庭債務的影響機制。由于交互項系數(shù)的符號有助于確定地區(qū)收入不平等是否對不同收入群體的家庭債務產(chǎn)生不同的影響，并且能夠更好地考察收入不平等影響家庭債務的途徑，有助于評估信貸需求或信貸供給因素在家庭債務規(guī)模擴大中的作用，因此，將交互項納入模型中進一步研究其影響機制。

rationing=αgini+γinteract+δc+μ

demand=αgini+γinteract+δc+μ

hd=αgini+γinteract+δrationing+εc+μ

hd=αgini+γinteract+δdemand+εc+μ

其中，rationing表示第個家庭是否獲得信貸供給，demand表示第個家庭是否曾存在信貸需求。

表6第（1）、（2）、（3）列匯報了信貸供給路徑的三步法回歸結(jié)果。地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的回歸結(jié)果如第（1）列所示。第（2）列展示了地區(qū)收入不平等程度對信貸供給的影響，其中基尼系數(shù)的估計系數(shù)為-0.041，但并不顯著，其可能的解釋是信貸供給渠道的信號效應與政府推動信貸供給的效應相互抵消。具體來說，一方面，收入不平等程度會放大實際收入信號，銀行將更愿意向高收入不平等地區(qū)的高收入水平家庭提供貸款，而低收入水平家庭獲得的信貸供給更少，但由于需要信貸支持的主體更多的是低收入水平家庭，因此，地區(qū)收入越不平等，信貸供給越少；另一方面，政府部門要求銀行信貸投放向高收入不平等地區(qū)傾斜，從而提高了信貸供給。三步法下，信貸供給機制無法在實證分析中得到驗證。

表6：影響機制研究

第（1）、（4）、（5）列匯報了信貸需求路徑的三步法回歸結(jié)果。第（4）列結(jié)果顯示，基尼系數(shù)的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，這表明地區(qū)收入不平等程度的提高會刺激家庭信貸需求的增長，這進一步證明了前文論述的“追趕瓊斯”及“趕超瓊斯”效應發(fā)揮的作用。具體來說，在收入不平等程度越高的地區(qū)，低收入水平家庭有更強的動機舉債消費，以期過上與高收入水平家庭一樣的生活，甚至趕超高收入水平家庭，因此，有著更高的信貸需求。第（5）列結(jié)果顯示，基尼系數(shù)和信貸需求的估計系數(shù)分別在10%和1%的顯著性水平下為正，這說明信貸需求的中介機制成立，地區(qū)收入不平等程度通過信貸需求途徑顯著促進了家庭債務的提高；交互項系數(shù)為-0.412，在10%的顯著性水平下顯著，這說明家庭收入負向調(diào)節(jié)地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的正相關(guān)關(guān)系，與調(diào)節(jié)效應的檢驗結(jié)果一致。

綜上所述，地區(qū)收入不平等程度主要通過影響信貸需求進而推動家庭債務的發(fā)生，在收入不平等程度越高的地區(qū)，低收入水平家庭有越強的動機去借貸從而趕超同等收入水平家庭的生活水平，或過上與高收入水平家庭一樣的生活，因而更可能負債。H4 得到了驗證。

五、結(jié)論與政策建議

本文將中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）與省級層面宏觀數(shù)據(jù)相匹配，采用probit 模型與工具變量法，從信貸供給與需求的角度研究地區(qū)收入不平等程度與家庭債務之間的關(guān)系，并探討兩者間的傳導路徑。實證結(jié)果表明：首先，地區(qū)收入不平等程度提高將刺激家庭債務的攀升，這一結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。其次，家庭收入水平會抑制地區(qū)收入不平等程度與家庭債務的正相關(guān)關(guān)系。家庭收入較低時，地區(qū)收入不平等程度對家庭借債行為的促進作用更明顯。最后，收入不平等程度將通過信貸需求進一步影響家庭債務。收入不平等程度越高的地區(qū)，低收入水平家庭有更強大的動機去借貸從而趕超同等收入水平家庭的生活水平，或過上與高收入水平家庭一樣的生活，因而更可能負債。

基于研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，深化收入分配制度改革。地區(qū)收入不平等程度的加劇刺激了家庭債務的增長，通過一系列制度與政策的完善能夠降低各地區(qū)之間以及同地區(qū)內(nèi)的收入不平等程度，進而穩(wěn)定家庭部門的信貸參與行為。第二，加強居民信貸審批管理，夯實家庭部門貸款質(zhì)量。新冠肺炎疫情下，經(jīng)濟復蘇亟須推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，釋放內(nèi)需、提振消費尤為必要，但由于“追趕瓊斯”及“趕超瓊斯”效應，高收入不平等地區(qū)的低收入水平家庭有著更大的信貸需求，故而這部分家庭更可能負債，致使家庭債務風險增大。因此，在實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略、促進經(jīng)濟復蘇的同時，銀行應當嚴格規(guī)范居民信貸審批流程，確保新增居民貸款質(zhì)量，從源頭控制、防范、化解家庭部門中存在的債務風險。第三，加強金融知識教育，引導樹立良好金融觀念。積極開展金融知識普及宣教活動，進一步提高居民的金融素養(yǎng)，構(gòu)筑金融風險防火墻。