家庭负债对收入不平等的影响∗

张 诚 尹志超

(1.汕头大学商学院 广东汕头 515063)

(2.首都经济贸易大学金融学院 北京 100070)

一、引 言

经过四十多年的改革开放，我国的经济总量和经济增长速度已跃居世界前列。根据国家统计局数据，1978—2020 年我国年均经济增长速度超过8%，国内生产总值由0.37 万亿元增加到101.60 万亿元，人均GDP 由385 元提高到72 000 元，经济总量和居民生活水平大幅度提高。然而，在改革开放进程中贫富差距也在逐步扩大(李实和朱梦冰，2018)。在1980 年的早期，我国居民收入基尼系数维持在0.3 左右(Adelman和Sunding，1987)，处于较低水平。1984 年以后，基尼系数逐步扩大；2008 年基尼系数达到0.491。近年来，我国基尼系数为0.47 左右，高于0.40 的国际警戒线。日益扩大的收入不平等影响了中国的经济发展和社会稳定。财产和收入差距的扩大，不仅导致低收入群体的劳动收入偏低(简新华，2018)，而且促使低收入群体为提高自己的社会地位而增加储蓄(金烨等，2011)，从而降低广大劳动者的消费需求，造成内需不足，制约着当前中国消费结构的转型和升级。同时，收入差距扩大造成的贫富差距影响了社会的和谐和稳定(王琳和朱守信，2016)。因此，收入不平等问题始终是学者重点关注的话题。

本文在微观层面，从家庭负债视角研究收入不平等。一方面，中国家庭在信贷市场的参与广度和深度正在发生变化。从家庭负债参与广度来看，2013—2017 年，中国家庭金融调查数据显示家庭信贷参与率从29.8%增长到31.5%。从家庭负债参与深度来看，居民部门的信贷总量(住户贷款) 由2013 年的19.9 万亿元增加到2018 年的46.8 万亿元。居民部门的信贷收入比从2013 年的55.6%增加到2018 年的82.2%，信贷与GDP 的比值由2007 年的19.07%上升到2018 年的52.38%。这表明家庭信贷规模不断增加，杠杆率增长速度较快。另一方面，根据世界收入不平等数据库(World Inequality Database)，中国最高10%群体的收入占比和最低50%群体的收入占比之间的差距逐渐扩大。家庭信贷规模不断攀升是否会影响了收入不平等? 已有学者对于负债与收入不平等关系的研究结论并不一致。其一，负债会扩大收入不平等(Cecchetti 等，2011；Fasianos 等，2017；Berisha 和Meszaros，2018；Berisha 等，2018；刘晓光等，2019)，主要是因为金融资源的集中性。一方面，初始禀赋(收入和财富) 较高的群体更容易获取信贷资源，并通过加杠杆的方式进行金融投资或创业。因此家庭负债会为高收入和高财富群体创造收益。另一方面，低收入家庭的负债主要用于住房抵押信贷，会挤占用于投资生产经营的资金，从而加剧收入不平等。其二，负债会降低收入不平等。还有一些学者认为个体获取金融资源具有广泛性的特征。随着金融市场的不断完善和发展，越来越多的低收入群体能够参与信贷市场，这在一定程度上起到降低收入不平等的作用(Prete，2013)。

以上负债与不平等的相关文献，为本文的研究提供了参考。在已有文献的基础上，本文尝试从研究视角、识别方法和机制等方面做进一步的完善。第一，在研究视角方面。国内文献仅有刘晓光等(2019) 利用跨国数据考察杠杆率的再分配效应，基于国别数据分析收入不平等。从国内已有文献来看，还未有直接利用微观数据对我国的情况进行经验分析。本文从微观层面检验家庭负债对收入不平等的影响，发现家庭负债显著扩大了收入不平等，进一步补充了经济学和社会学的相关研究。第二，在研究方法和研究层次方面。国内外的研究大多基于时间序列方法在宏观国别层面进行研究。虽然该方法在国家层面能捕捉到负债对经济的长时间效应，但没有考虑到个体之间的异质性影响。郭新华和楚思(2015) 采用固定效应模型进行估计；刘晓光等(2019) 采用滞后期模型和系统GMM 方法处理内生性问题。相对于宏观层面的研究，本文使用微观数据和科学方法更为准确地控制了内生性问题，从社区和家庭层面提供了多层次证据支持:一方面，在社区层面考察家庭负债是否影响收入不平等；另一方面，在家庭层面分析负债影响收入不平等的原因。第三，在机制探讨方面。已有文献主要从利率、工资分配、信贷投资和金融脆弱性等角度考察负债影响收入不平等的原因。比如，郭新华和楚思(2015) 重点分析了家庭债务对收入不平等与消费水平的调节作用，刘晓光等(2019) 在金融投资和创业方面探讨了杠杆率如何影响收入分配。以上文献未深入家庭负债的内部结构，并基于负债类型去分析其影响机制。本文将根据不同的家庭负债类型，详细考察负债影响收入不平等的原因。

二、文献综述

关于负债和收入不平等之间的关系，国内外学者鲜有直接研究。本文主要从以下两个方面进行文献梳理:一方面，关于收入不平等的相关研究；另一方面，与本文直接相关的文献，比如家庭负债与收入不平等之间的研究。

公平和效率是经济学研究的核心内容，收入分配或收入不平等是学者重点研究的话题。已有文献在分析收入不平等的影响因素时，主要从以下几个方面进行展开:第一，经济增长(林毅夫和刘明兴，2003)；第二，产业结构变迁(林毅夫和陈斌开，2013)；第三，人力资本投资(倪志良和赵春，2004)；第四，社会保障制度(李实等，2019)；第五，税收政策(刘勇等，2018)。

随着世界各国私人部门信贷规模的增长，家庭负债引起学者们的广泛关注。不断攀升的家庭负债如何影响收入不平等? 第一，家庭负债的利息收入流向金融部门。金融市场的发展与信贷管制的放松使得家庭易于从金融机构获取信贷，而家庭信贷支付的债务利息流入金融机构，被分配给员工、经理或股东(Lapavitsas，2013；)。因此，家庭负债可能通过为金融部门的员工增加收入来扩大收入不平等，特别是为企业高管和富裕群体带来金融投资的回报(Lapavitsas，2013)。第二，家庭负债为顶层富人群体创造收益。低收入家庭将大量收入用于抵押贷款，可用于非住房活动的生产性投资越来越少，阻碍了低收入群体收入水平的增加(Cecchetti 等，2011)。同时，家庭负债为顶层富人创造了短期利益(Berisha 等，2018)。随着经济状况的改善，负债主要惠及最高收入人群收入份额的增加(Berisha 和Meszaros，2018)。刘晓光等(2019) 发现杠杆率的增加扩大了收入不平等。第三，负债影响工资的收入分配。工薪阶层承担的债务负担加重会增加该群体的失业成本。工薪阶层需要通过工资收入来还本付息，这进一步降低了工薪阶层的议价能力，进而影响工资收入水平，扩大收入不平等(Dünhaupt，2017)。同时，家庭债务在急剧扩张的三到四年中会导致宏观经济产出增长放缓和失业率上升(Mian 等，2017)。第四，负债加剧了低收入群体的金融脆弱性，影响收入不平等。家庭杠杆率的上升增加了居民偿还债务的压力，提高了居民受流动性约束的概率，导致家庭金融脆弱性水平上升(李波和朱太辉，2020)。对于低收入群体而言，金融脆弱性的加剧会提高家庭获得信贷资源的门槛，增强个体的信贷约束，抑制家庭收入水平的提高，进一步扩大收入差距。第五，负债通过信贷投资影响收入不平等。一方面，根据人力资本理论，当信贷市场完善时，无论父母的财富积累如何，子女都能利用信贷资源完成教育，从而会缩小收入差距(Demirgüç-Kunt 和Levine，2009)。当信贷市场不完善时，由于金融机构的信息不对称和风险规避行为，低收入和低财富群体获取信贷资源的概率较小，父母的财富水平影响子女的人力资本投资，从而会扩大收入差距(Skoufias，1997)。另一方面，根据资本投资理论，进行高回报的金融投资或实物投资需要有最低的进入门槛或固定成本，这意味着只有富裕群体能进入。银行等金融机构为规避风险，在分配信贷资源的倾向于初始禀赋较高的群体，从而会加剧贫富差距的扩大(Demirgüç-Kunt和Levine，2009)。

以上关于家庭负债对收入不平等影响的研究主要从宏观层面进行分析，鲜有学者基于翔实的微观数据来进行深入考察。与本文直接相关的文献是郭新华和楚思(2015) 及刘晓光等(2019) 的研究。郭新华和楚思(2015) 主要分析了家庭负债的调节作用；刘晓光等(2019) 在宏观层面重点探究杠杆率的分配作用。本文在微观层面，利用家庭微观数据，基于面板固定效应和工具变量的方法，研究家庭负债对收入不平等的影响。为探究二者之间的关系，本文运用中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS) 数据进行实证分析，结果表明家庭负债显著扩大了收入不平等。进一步分析发现，经营性负债和住房负债显著影响收入不平等，消费性负债无显著性影响。异质性结果表明，家庭负债对不同户籍类型、不同教育水平、不同金融知识水平及不同财富水平家庭的收入存在明显差异。

三、理论模型

本文在Matsuyama (2000) 的理论模型基础上分析家庭负债与收入不平等之间的关系。已有研究在构造金融发展对收入差距的理论模型时，大多基于“投资领域分割”、“多级信贷市场约束” 和“低收入与高收入群体均使用信贷进行生产经营投资” 的假说。本文将家庭的负债类型分为两类:经营性负债和消费性负债，占总负债的比例分别为和1 -。

首先，我们假设经济体中的个体满足以下条件:第一，经济体是由大量相同的个体组成，异质性来源于家庭拥有的不同财富水平。第二，个体拥有的时间是离散的，并且无限期。第三，个体在信贷市场有两种选择，可将自己的储蓄投入信贷市场，回报率设为r；利用信贷市场的资源进行生产经营活动，其投资回报率设为。第四，个体的投资资金来源于两个方面，一是家庭可用于投资的自有资产γW；二是家庭从金融市场获取的信贷D，个体将信贷分为经营性信贷和消费性信贷，仅有经营性信贷βD用于投资经营，剩下的用于消费性信贷。

根据以上假设，本文构建投资收益函数模型:

其中， I为个体的投资规模，存在一个最小的门槛值。假设家庭的总资产水平为W，其中可用于投资的资产比例为。(I) 表示投资收益函数。该模型主要刻画家庭在进行投资的时候存在一定门槛，并非所有家庭都能进行投资并获取收益。当家庭资产水平低于投资门槛值时，个体将无法进行市场投资获取收益，此时投资回报为0。当资产水平大于投资门槛值时，个体能够参与市场投资，其投资回报与投资规模成正比例，投资回报为RI。借鉴Matsuyama (2000) 的思路，家庭的借贷约束条件设定为:

其中， I-γW表示投资规模中从信贷市场获取的经营性信贷βD。上式含义为负债的成本小于投资规模收益。其中，0 ＜＜1。无风险利率需满足:

当r＞时，经济体中所有个体将会选择放弃投资而进行储蓄，从现实情况考虑，该种情况排除。当r＜≤时，由于投资收益是关于投资回报率的增函数，个体将会持续地进行借贷，式(2) 则不具有约束力。由式(2) 可知家庭的借贷规模需满足以下条件:

由于r＞，因此家庭的最大借贷规模与家庭的资产水平呈正相关的关系。该结论比较符合直觉。家庭资产水平较高时，抵押债务风险的能力较强，银行和正规金融机构更愿意向这部分群体发放贷款。因此，低财富和低收入群体获取的信贷规模较小，高收入和高财富群体获得的信贷规模较大。

本文假设家庭跨越投资门槛的概率是。家庭财富水平越高，越大，家庭易于跨过投资门槛。家庭财富水平越低，越小，家庭难以跨越投资门槛。对于财富水平较低的家庭，由于借贷规模受到自身财富水平的限制，总资产无法跨越最低投资门槛。因此，该群体不能进行投资，信贷全部用于消费，即仅有消费性负债，此时＝0。对于家庭财富水平较高的家庭，易于享受到金融市场中的信贷资源，总资产可以跨越最低投资门槛。因此，该群体可以进行投资。其中信贷使用去向分为两个部分，一部分用于投资经营，即经营性负债，占总负债的比例为；另一部分用于家庭消费，即消费性负债。因此，家庭在下一期的财富积累水平如下:

其中， A表示家庭在＋1 时期的财富积累， S与C表示该群体在时期的工资收入水平和消费水平。本文将式(1) 代入式(5) 可得:

本文根据个体效用函数理论考察某一期的个体效用最大化问题，假设0 ＜＜1。设定代表性个体的效用函数形式如下:

将式(6) 财富约束条件代入式(7)，并对家庭的消费变量求导可得:

假设经济体中的个体消费C是当期收入水平Y的一个固定比例1 -，0 ＜＜1，则有:

将式(9) 代入式(10)，可得家庭的收入:

在式(11) 中，由于0 ＜＜1、0 ＜＜1，故1 -＞0、1 -＞0。根据(11) 式可得出:当较低时，家庭跨越投资门槛的概率较小，家庭的财富积累水平较低。若低财富家庭将负债更多用于消费，此时经营性负债占比较小，负债D对低财富家庭收入促进作用较弱。当较高时，家庭跨越投资门槛的概率较大，家庭的财富积累水平较高。若高财富家庭将负债更多用于投资性负债，此时经营性负债占比较大，负债D对高财富家庭收入促进作用较大。因此本文有如下的推论:高财富家庭跨越投资门槛的概率较高，家庭负债可用于投资创造收益。相比较而言，低财富家庭跨越投资门槛的概率较低，家庭负债多用于消费性需求。因此，家庭负债导致两个群体的收入差距扩大。后文将对以上推论进行实证检验。

四、模型与变量

(一) 模型设定

为考察家庭负债对收入不平等的影响，本文利用2015 年和2017 年的CHFS 数据，构造社区层面的面板数据进行分析。在稳健性检验部分，本文分别利用县级和省级层面的数据进行检验。本文参照尹志超等(2017) 做法，将模型设定如下:

其中，～(0，)，_Inequality表示社区在时期的家庭收入不平等，用基尼系数进行衡量。本文关注的主要解释变量_Debt为社区的平均债务水平。X为控制变量，参照尹志超等(2017) 的做法，本文选取了社区层面和地区层面的变量。在稳健性检验部分，本文分别在县级和省级层面按照类似方法进行估计。

为探究债务对收入差距的微观机制，本文进一步在家庭层面分析债务对收入的影响。为考察负债及不同类型负债对家庭收入的影响，本文基于2015 年和2017 年CHFS 家庭层面的数据构造面板，利用面板固定效应方法进行估计。为考察债务对不同家庭特征的影响(收入)，本文采用分位数回归方法，建立如下模型:

式(13) 中，模型的被解释变量_为家庭的总收入，_为解释变量，表示家庭的负债水平。为控制变量，分别表示家庭特征，如户主的年龄、户主的金融知识水平、户主男性、家庭规模、户主党员、户主高干、户主已婚，地区特征包括人均GDP、人均金融机构数目等。为残差扰动项， Q为残差的分位数。

(二) 数据与变量

本文数据来源于西南财经大学2015 年和2017 年全国范围内开展的CHFS 项目。CHFS 项目调查了全国除新疆、西藏和港澳台地区以外的29 个省/市/自治区，使其在全国层面、城镇层面和农村层面均具有代表性。问卷详细记录了家庭的各项收入、消费状况和家庭负债。在数据的清理过程中，本文删除了变量的缺失值，并对家庭的收入、负债和净资产进行上下2%的缩尾处理。在社区层面，考虑到社区变量的代表性，本文将社区住户少于10 的社区予以删除。最后，本文得到2 736 个社区的样本。以上翔实的数据，为研究家庭负债和收入不平等问题提供了可靠的支持，以下对主要变量进行说明:第一，收入不平等。收入不平等是本文主要被解释变量。基尼系数是衡量收入差距的常用指标，本文以社区或村(县级) 为单位计算基尼系数，衡量社区的收入不平等。在稳健性检验部分，本文分别在县级和省级层面利用基尼系数来度量收入不平等。第二，家庭负债。家庭负债是本文研究的主要解释变量。本文对问卷中家庭所有的负债进行加总，得到家庭总负债。同时，本文在社区层面计算家庭的平均负债水平。

表1 报告了2015 年和2017 年CHFS 样本中不同群体的负债概况，分别按照家庭收入、家庭财富、户主教育程度、户主户籍进行分组。其一，本文依据家庭收入的中位数将家庭分为高收入群体和低收入群体。表1 的描述性统计显示，高收入群体的负债量比低收入群体的负债量在1%的统计水平上显著高3.90 万元。其二，按照家庭净财富的中位数分组可以得出，高财富家庭的负债水平比低财富家庭在1%的统计水平上显著高3.21 万元。其三，依据户主的受教育水平分为大专及以上学历和大专以下学历家庭，数据显示户主教育程度较高家庭的负债水平在1%的统计水平上显著高于低教育家庭，二者相差6.49 万元。其四，依据户籍划分发现，户主为城市户籍家庭的负债水平明显高于农村家庭，二者在1%的统计水平上显著相差2.57 万元。从以上的统计数据可得出，家庭初始禀赋(家庭收入和财富、人力资本和城市户籍) 越高的群体，其负债水平越高。

表1 不同群体负债的描述性统计 (单位:万元)

(三) 内生性分析

模型(12) 中，本文关注的变量，社区的平均债务水平可能是内生的。一方面，可能存在遗漏变量问题。当地的借贷风俗、社区文化及家庭的社会关系网络等不可观测的变量，可能会影响社区的平均负债水平，同时会影响社区的收入不平等程度，从而产生内生性问题。另一方面，联立性可能引起内生性。国外已有文献表明，收入不平等显著影响家庭的债务水平。收入差距扩大导致中低收入家庭为维持自己的社会地位，倾向于通过借贷的方式跟上富裕群体的消费水平(Carr 和Jayadev，2015)。同时，收入不平等的扩大会导致高收入群体获得更多的正规金融借贷，低收入群体获得更多的非正规金融借贷(郭新华等，2016)。因此，上述情形都会导致反向因果的关系，进而对模型的估计结果造成内生性偏误。

为克服以上潜在的内生性问题，本文采用面板固定效应模型和工具变量法进行估计。面板固定效应模型能够有效解决遗漏变量问题，特别是不随时间变化的遗漏变量。工具变量方法能够克服反向因果和随时间变化的遗漏变量问题。具体而言，本文选取社区平均房价与收入的比值房价收入比作为该社区家庭平均债务的工具变量。通常而言，一个社区的房价收入比越高，家庭负债的可能性越大，满足相关性条件。另一方面，一个社区的房价收入比与该社区的收入不平等可能没有直接关系。因此，使用地区的房价收入比作为该社区家庭平均负债的工具变量是合适的。

五、估计结果

(一) 基准分析

首先，本文分析了社区平均负债水平对收入不平等的影响。表2 分别报告了普通最小二乘法(OLS)、工具变量法(IV)、面板固定效应(FE) 以及面板固定效应加上工具变量的估计结果。

其中，表2 第(1) 列和第(2) 列OLS 的估计系数分别为0.0108、0.0109，在1%的统计水平上显著，初步说明家庭负债会显著扩大收入差距。由于遗漏变量和反向因果问题可能会对本文的估计结果造成内生性偏误，表2 的第(3) 列进一步报告了工具变量的估计结果。工具变量的估计系数为0.0896 且在1%的统计水平上显著。第(4) 列和第(5) 列分别是平衡面板固定效应和面板固定效应加IV 的估计结果。社区平均负债的估计系数为0.0898，依然在1%的统计水平上显著，进一步证实家庭负债显著扩大了收入不平等，这与已有学者利用宏观数据得出的结论基本一致(Fasianos 等，2017；Berisha等，2018；刘晓光等，2019)。其原因可能是家庭负债为高收入和高财富群体创造收益；低收入家庭的负债主要用于消费，挤占了用于投资生产经营的资金，从而加剧了收入不平等。

表2 家庭负债与收入不平等

表2 的基准回归结果显示，家庭负债会显著扩大收入不平等。为详细分析负债影响收入不平等的内在机制，表3 进一步估计了不同类型负债对不平等的影响。估计结果显示，社区经营性负债的估计系数在1%统计水平显著为正，说明经营性负债会扩大收入不平等，与理论推导一致。社区消费性负债的估计系数均在10%的统计水平不显著，说明消费性负债对收入不平等无显著性影响。其可能的原因是高收入群体拥有较多的经营性负债，从而会提升家庭收入水平。低收入群体拥有较多的消费性负债，无法提高收入水平。另外，住房负债也会显著扩大收入不平等，主要原因是对于高收入群体而言，住房负债为了满足其投资性需求，能够为该群体创造收益；而低收入群体主要是为了满足消费性需求，未能提高家庭的收入水平。高收入群体易于享受到信贷资源，进行投资或创业，从而会加剧贫富差距的扩大 (Demirgüç-Kunt 和Levine，2009)。低收入家庭用于生产性投资的信贷越来越少，从而会阻碍该群体收入的增加(Cecchetti 等，2011)。

表3 经营性负债、消费性负债和住房负债对收入不平等的影响

为进一步探究家庭负债扩大收入不平等的原因，本文在家庭层面分析了不同群体(收入) 的债务类型。本文利用2017 年和2015 年的CHFS 数据详细统计了不同类型的负债，将负债分为经营性负债、住房负债、消费性负债和其他负债。由于住房同时具有消费属性和投资属性(杨赞等，2014；杨善奇，2018)，本文不将住房负债纳入消费性负债和经营性负债的范畴。图1 统计了高收入和低收入群体的家庭负债。按照负债类型细分，高收入家庭所拥有的经营性负债比例高于低收入群体，而消费性负债比例低于低收入群体。谢绵陛(2018) 将家庭负债分为三类:平滑消费的债务需求、刚性债务需求和投资性债务需求。对于低收入和低财富群体而言，收入和财富水平的限制使其无法满足基本的刚性支出，从而产生负债行为，如医疗、教育、住房(首套房) 等的支出。因此，本文认为低收入群体和低财富家庭更多的是刚性消费性负债需求。而对于高收入和高财富群体，他们对财产性收入具有更高的追求，会通过负债的方式进行投资产生收益，该群体拥有较多的投资性负债。

图1 不同群体的负债占比概况

不同的负债类型对家庭收入的影响是否存在差异? 本文进一步分析了负债总量、经营性负债、消费性负债和住房负债对家庭收入的影响。表4 在估计负债对家庭收入的影响时，利用2015 年和2017 年的数据构造了家庭层面的平衡面板，使用面板固定效应方法进行估计。结果显示，拥有负债和家庭负债规模对高收入群体的收入具有显著促进作用，对低收入群体无显著影响。以上的估计结果证实，家庭负债主要为富人群体创造收益(Berisha 等，2018；Berisha 和Meszaros，2018)。

表4 负债对家庭收入的影响

接下来，本文进一步估计家庭中不同类型负债对收入的影响。表5 的第(1) —(6) 列估计结果显示，经营性负债对高收入群体的家庭收入有显著的促进作用，对低收入群体无显著影响。无论是高收入群体还是低收入群体，消费性负债对家庭收入均无显著影响。根据CHFS 数据，家庭负债中住房负债所占的比例较高，且家庭住房兼具消费属性和投资属性。那么，不同群体的住房属性是否存在差异，是否会进一步影响不同群体的收入水平? 表5 的第(7) — (9) 列进一步分析了住房负债对家庭收入的影响。回归结果表明，住房负债显著提高了家庭的收入水平。在高收入群体中，住房负债对家庭收入有显著的影响，对低收入家庭无明显作用。估计结果进一步说明，高收入家庭的住房负债更多的是投资性负债，而在低收入家庭中消费属性更强。上述实证结果验证了已有研究的发现(郭新华等，2016；刘晓光等，2019)。初始收入较高的群体更容易获取信贷资源，从而提高家庭在市场中的投资或创业的概率。同时，高收入群体会投入更多负债到生产经营和住房投资中并获取收益(Park 和Sehrt，2001)。低收入家庭中消费性负债所占比例较高，并不能提升家庭收入，从而收入差距进一步扩大。以上结论验证了理论模型中的推论。

表5 不同类型负债对家庭收入的影响

(二) 异质性分析①异质性分析结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。

(1) 负债对收入的分位数回归。从上文分析可知，家庭负债会显著扩大收入差距。刘晓光等(2019) 认为杠杆率会显著提高初始收入水平较高群体的收入，抑制低收入群体收入水平的提高。本文进一步利用分位数回归模型考察家庭负债对收入不同分位数群体的影响。本文在0.1 百分点、0.2 百分点……0.9 百分点上分析家庭负债对收入的影响。估计系数大小呈逐渐增加的特征，且均在1%的统计水平上显著为正，说明家庭负债对高收入群体的收入水平具有显著促进作用。

(2) 资本积累、城乡二元结构和住房的影响。资本积累、城乡二元结构和住房是影响家庭收入不平等的重要原因，也是影响家庭负债的重要因素。一方面，资本积累较高的家庭及城市地区家庭，平均收入水平往往较高，易于获得信贷资源。金融素养越高的家庭，拥有负债的可能性越大(吴卫星等，2018)。本文用家庭财富衡量物质资本水平、用户主的教育水平和金融知识衡量人力资本水平，以此来分析在不同的资本积累水平下家庭负债对收入的影响。另一方面，由于住房兼具消费属性和投资属性(杨赞等，2014；杨善奇，2018)，高收入家庭拥有多套房的可能性较大，住房投资属性较强；而对于低收入群体和一套房家庭，住房更多是为了满足消费需求。因此，住房负债可能会影响家庭收入，扩大收入差距。基于此，本文分别从资本积累、城乡差异和住房套数来进行异质性分析。

异质性的估计结果显示，负债主要为高资本水平、城市地区和多套房家庭创造了收入。首先，个体资本积累越高，越能充分利用负债进行投资生产经营和家庭理财，提高家庭收入。其次，相较于农村地区，城市地区经济水平较发达，家庭投资生产经营和就业的机会较多，能较好地利用负债进行生产经营和就业，提高家庭收入水平。最后，相比较于一套房家庭，负债显著提高了多套房家庭的收入水平。由此进一步说明，多套房家庭的投资性负债目的较强。

(三) 稳健性检验

为检验上述结果的可靠性，本文对估计结果进行了稳健性检验。首先，我们检验工具变量的外生性。在工具变量的外生性检验方面，本文借鉴Conley 等(2012) 提出的近似零方法(LTZ)。该方法通过放松工具变量的排他性约束，假设工具变量近似外生，以分析在不同程度下工具变量估计结果的变化情况。估计结果表明在近似外生的情况下，工具变量的估计结果是稳健的。另外，本文为排除“财富效应” 渠道的干扰，在控制家庭财富的基础上，进一步控制住房价格水平。结果显示，负债的估计系数依然在1%的统计水平上显著为正。其次，我们替换度量指标，利用社区家庭收入分位数的差值和分位数的比值来替换基尼系数。同时，本文分别使用负债收入比和负债资产比来衡量家庭杠杆率。以上估计结果与前文主回归的结果显著性一致。最后，我们进行以下样本稳健性检验。第一，处理基尼系数极端值。本文将社区基尼系数分别进行上下1%和5%的缩尾处理。第二，在县级层面和省级层面重新估计。为保证基尼系数度量范围的可靠性和稳健性，本文分别在县级、省级层面对相应变量进行重新定义，并重新估计基准模型。第三，考虑家庭负债的滞后效应。家庭负债对收入的影响可能存在一定时滞，为克服负债的时滞效应对估计结果造成的影响，本文将家庭负债滞后一期，重新估计家庭负债对收入不平等的影响。结果表明，家庭负债对收入不平等的影响在1%的统计水平上显著为正，进一步说明本文估计结果的稳健性。

六、研究结论与启示

本文探究了家庭负债对收入不平等的影响。在社区层面，本文运用2015 年和2017年中国家庭金融调查数据，利用房价收入比作为家庭负债的工具变量，估计了家庭负债对收入不平等的影响。在家庭层面，本文进一步探讨了不同类型负债对家庭收入的影响。

本文的理论分析表明，家庭负债可能扩大收入不平等。实证分析结果表明，家庭总负债、经营性负债和住房负债显著扩大了收入不平等，消费性负债对收入差距无显著影响。对家庭层面的研究发现，负债显著增加了禀赋较高群体的收入，对低收入家庭无显著影响。消费性负债对家庭收入无明显作用，而经营性负债显著提高了初始禀赋(收入) 较高群体的收入。本文利用分位数回归发现，随着分位数的增加，家庭负债抑制了低收入群体收入水平的提高，促进了高收入群体收入的增加。进一步考察资本积累和城乡二元结构的异质性影响，本文发现负债显著提高了城市家庭的收入水平。对于家庭财富、户主教育水平、金融知识水平较高和多套房的家庭，负债显著提升了该群体的收入。在稳健性检验部分，放松工具变量的约束条件、改变收入差距的度量方式、剔除社区基尼系数极端值、更换样本及滞后一期模型后，估计结果依然显著。上述估计结果证实，家庭负债水平显著扩大了收入不平等。其原因是，一方面家庭负债显著提升了初始禀赋较高群体的收入；另一方面高收入群体易于获取信贷进行投资经营，低收入群体更多利用信贷进行消费，从而扩大了居民收入的不平等。

本文的研究结论认为中国家庭部门的负债水平会显著提高收入不平等，这为政府缩小收入差距、公平收入分配提供了新的思路。一方面，相关部门应重点关注家庭部门的债务风险。另一方面，可考虑从负债的视角缓解收入差距的进一步扩大。具体的政策建议如下:第一，在负债需求端，应加强基本的社会保障，缓解低收入群体的负债压力。本文研究发现，低收入群体消费性负债所占比例较高，该群体由于收入水平比较低而不得不进行一些负债，如教育负债、医疗负债和基本耐用品的负债。这些负债不仅会加大家庭的债务风险，同时会抑制家庭的收入水平和消费水平。因此，相关部门应给予这部分低收入群体更多的社会保障，特别是提高在医疗和子女教育方面的政策优惠支持力度。第二，在负债供给端，相关部门应加大普惠金融的力度和政策。在大力发展普惠金融的同时，政府应引导低收入群体合理利用信贷资源。普惠金融的基本目的是让低收入群体享受到基本的信贷资源，得到金融支持。因此，在政策方面应对不同的群体实施精准的普惠金融政策，以提高中低收入阶层的收入和财富积累，从而达到缩小居民收入差距、实现共同富裕的愿景。