家庭债务对消费支出的非线性影响——兼论居民部门加杠杆的可行性*

● 黄彦彦，许彦婷，向秀莉

（1. 华侨大学 经济发展与改革研究院，福建 厦门 361021；
2. 华侨大学 经济与金融学院，福建 泉州 362021；
3. 武汉纺织大学 经济学院，湖北 武汉 430200）

近年来我国居民部门贷款规模快速攀升。2008—2020 年，居民部门杠杆率提升了44.3 个百分点，截止2020 年底达到62.2%，贡献了宏观杠杆率增幅的76.9%。在目前的杠杆率水平下，居民部门是否还应该继续加杠杆存在争议。有学者认为，我国居民部门债务存在加杠杆的空间，理由是，虽然我国居民杠杆率增长快，但仍处于较低水平[1]，对促进消费增长，改善依赖投资的结构性失衡具有积极影响[2]。但也有学者指出，我国居民部门的杠杆率已经处在较高水平，继续加杠杆将加剧资产泡沫风险，不利于结构性去杠杆的推进[3]。产生分歧的部分原因是居民部门杠杆率的测算指标选择不同，导致对家庭债务风险的判断出现偏差。更主要的是已有判断大多基于定性描述，缺乏细致的量化研究，也尚未确定我国居民部门债务的合意规模。家庭债务联系宏观经济的纽带是居民消费，为此，债务增加能否促进消费增长是居民部门加杠杆的重要依据。那么，在我国现有的经济结构、家庭收入和财富水平下，家庭债务对消费有着怎样的影响？居民部门还有加杠杆的空间吗？如果有，这个空间有多大？这正是研究的主要内容。

家庭负债是实现生命周期内跨期消费最大化的金融行为选择。一方面根据新古典模型的基本理论，债务累积伴随着预期的未来生产率的提高，居民部门债务可以为消费和经济增长提供动力。另一方面，债务过度累积将引起通货紧缩，导致经济衰退，或诱发金融危机[4]。为消除债务压力，家庭不得不将资源投入到去杠杆的过程，从而降低消费，抵消各种促进增长的政策，拖累经济复苏[5]。因此，家庭债务对消费的影响取决于债务累积程度。在实证研究中，由于各国经济发展阶段、样本数据、指标与估计方法选择等存在差异，家庭债务对消费的影响作用尚未达成共识。有文献认为债务增加不一定带来消费的减少[6]。2008年全球金融危机之后的大多数文献认为家庭债务抑制消费水平，然而这一作用对是否放大经济衰退，还未形成一致的结论[7]。除此以外，也有文献认为家庭债务与消费之间存在非线性关系，当家庭债务达到一定的门槛值，会抑制消费与经济增长，这在跨国数据样本中得到验证[8]。然而，已有文献并没有探讨其中的影响机制。同时，根据发达国家样本计算出的临界值也不适用于我国情形。

近些年来，我国学者也开始关注家庭债务与消费关系的研究。早期研究的重点是债务与消费之间的因果关系和协整关系。多数文献认为家庭债务与消费之间存在均衡关系，短期内债务对消费有积极影响，在长期却未必[9]。随着我国家庭债务快速增长问题的凸显和微观数据可得性的提高，有文献采用家庭微观调查数据，对家庭债务和消费的内在关系进行更深入细致的研究，但就二者的关系也还没有形成一致的结论。比如，易行健等[10]认为正规借贷显著缓解居民的流动性约束，促进居民的消费性支出，尤其是耐用品消费。张雅淋等[11]认为一般债务起到平滑消费的作用，促进消费升级。然而，潘敏等[12]认为，家庭债务显著降低总消费支出，并指出，在二元经济结构影响下，家庭债务对城乡居民消费的影响迥异。

在家庭债务合意规模的测算方面，国内与该主题密切相关的文献较少。伍再华等[13]利用消费信贷近似家庭债务，采用1997—2015 年的时间序列数据得出，我国家庭债务增长可持续的判断条件是家庭债务占国民收入的比重不超过74%，并据此判断，家庭债务具有一定的增长空间。然而，自2015 年以来，我国家庭债务仍处于快速增长中，该结论的适用性还有待进一步探讨。宋明月等[14]考虑了家庭债务的异质性消费行为，认为当浅度债务规模超过收入及金融资产水平，或债务规模占总财富的比重为7%～20%时，债务促进消费的效应更明显。然而，采用微观数据不可避免地存在抽样误差等原因，导致对全国层面的合意债务规模估算产生偏差。

已有文献就家庭债务对消费支出的关系进行了全面而深入的研究，但仍有以下问题需要进一步探讨：一是在采用宏观数据进行经验分析时，尚未从全口径统计家庭债务规模。已有文献通常选用消费信贷或住房贷款作为住户贷款的代理变量，忽视经营性贷款的规模和效应，这可能会低估债务总量，导致研究结论存在偏差。二是就家庭债务对消费支出的影响效应还未得出一致的结论。为此，有必要在复杂的经济环境下深入讨论。在影响机制的研究方面，已有文献的讨论过于碎片化，还需要更加系统全面的分析。三是缺乏联系现实情境下家庭债务的合意规模测算。通过采用家庭债务的全口径测度，联系实际变化，分析家庭债务影响消费的非线性效应和作用机制，估算我国家庭债务的合意规模，在此基础上，探讨居民加杠杆的可能性空间，为促进国内经济大循环，防范系统性金融风险的相关政策制定提供理论依据。

相比于现有文献，研究的边际贡献体现在三个方面：第一，采用家庭债务的全口径测度。在房价上涨的背景下，不少家庭将获得的经营性贷款由生产领域转入住房市场，用于购买住房。因此，采用全口径的家庭债务指标研究债务与消费的关系将更贴合现实情境。第二，从理论和实证方面系统论证家庭债务对消费支出的非线性影响特征和作用机制，一定程度上弥补了已有理论的不足，丰富了家庭债务的消费效应研究，对疏通积极面的传导机制，促进消费扩容提质具有重要实践意义。第三，采用面板门槛模型对家庭债务的合意规模进行测算，这对我国居民部门加杠杆、促进国内经济大循环具有重要政策启示。

在生命周期持久收入框架下，家庭债务合同在理论上是对借款人未来收入进行的跨期金融交易，从而增加当期收入和金融资产，提高消费。也就是说，家庭债务作为“借来的”收入，通过收入效应促进消费增长。一方面，家庭债务放松流动性约束，促进居民消费。我国居民家庭的消费行为具有阶段性和周期性特征[15]，住房、汽车等耐用品消费支出、子女教育支出以及养老医疗等，构成我国居民家庭生命周期不同阶段的“大宗刚性支出”，并已经由金融机构的信贷产品完全覆盖。家庭信贷的获得可以满足居民各类“大额支出”，放松预算约束，缓解家庭可能面临的流动性约束，促进消费增长。此外，信贷获得的预期也可减轻家庭为这些“大宗支出”提前储蓄的压力，提升消费倾向。另一方面，家庭债务降低收入不确定性，减少预防性储蓄。制度变迁带来的收入不确定，以及未来面临的收入冲击，都将提高预防性储蓄动机。较强的信贷能力会对消费起到保险作用，降低收入不确定带来的消费谨慎程度，从而提振消费信心，提升当期消费[16]。

当债务累积达到一定程度后，家庭债务会加强流动性约束和不确定性，进而挤占消费。在金融体系不完善的条件下，债务累积降低居民未来获得借贷的可能性[6]。还本付息是负债家庭强制性开支的一部分，可能导致家庭流动性趋紧，从而降低消费支出[10]。高杠杆家庭有更多的还款义务，这意味着更加保守的支出行为，从而挤出消费。另外，在给定的收入或资产水平下，每个家庭可获得或承受的借贷额度是一定的。在受到收入冲击或信贷条件紧缩时，高杠杆家庭的脆弱性增强。为了降低未来不确定性，这些家庭可能为未来长期的债务偿还而储蓄，或为修复家庭资产负债表而主动选择削减消费[17]。综上，提出假说1：

H1：我国家庭债务对消费的影响具有非线性特征，即在债务规模较低时，债务促进消费，而当债务达到一定规模时，债务对消费的促进作用将减弱或转向抑制作用。

在我国居民负债结构中，住房负债占比较高。2020 年，住房贷款占居民部门总债务的比重高达54.4%，对总债务增长的贡献为102%。因而，住房债务对居民消费具有重要影响。住房负债决策是借款人对未来收入进行跨期交易，以当期获得的借贷数额作为住房消费和投资的资金来源，形成住房资产配置的“负债性消费”行为[11,18]。住房负债对消费促进作用主要通过缓解流动性约束、财富效应、降低住房购买不确定性影响消费。其一，在过去十多年里，住房按揭贷款为我国不少家庭购买住房提供了信贷支持，缓解居民购买住房的“大宗支出”带来的流动性约束，居民提前进入房地产市场，购买更大更多的住房，进而积累了家庭财富。尤其地，在房价上涨的预期下，住房债务的杠杆作用是实现家庭财富增值的重要渠道，从而在我国出现“越负债越消费”的现象[19]。其二，住房兼具金融和投资属性，在房价上涨的背景下，住房债务的杠杆效应产生资产回报率，获得住房财富增值收益和租金现金流收入，在财富效应和收入效应作用下，促进居民消费。其三，抵押贷款降低家庭住房购买的不确定性。在没有抵押贷款时，家庭需要为未来不确定的住房总价不断储蓄。而抵押贷款使家庭能够预期到购买价格和每月支付额度，降低为住房购买而储蓄的不确定性，进而减少储蓄[20]。

然而，住房债务过度累积还可能会增强流动性约束，加强家庭面临的不确定性，导致预防性动机增强，削减消费。首先，住房债务往往数额巨大，还款期限较长，债务累积不仅导致金融机构对再贷款条件的审查要求更加严格，降低再贷款的可能性[21]，而且较高比例的收入来偿还住房债务本息，导致家庭流动性趋紧，房奴效应凸显[22]。Fan 等[20]认为，住房按揭贷款的本息偿还和新增抵押债务都显著降低家庭消费支出，而且偿债压力越大的家庭，消费倾向越低。此外，住房变现能力较差，缺乏流动性，导致住房负债挤出消费[11]。其次，住房债务增加家庭面临的不确定性，预防性储蓄加强。负债家庭对房地产市场波动、利率波动等冲击反应比较敏感，这增加住房债务家庭的负担，同时加强对未来不确定而产生的预防性动机。据此，提出假说2：

H2：家庭债务影响消费的非线性特征主要体现在住房债务。

（一）变量选取和模型构建

与张朋等[23]研究方法一致，首先采用包含家庭债务、债务二次项的面板固定效应模型，检验债务对居民消费是否存在非线性影响，然后运用面板门槛模型估算家庭债务的合意规模。基于理论分析，债务影响消费的基准回归模型设定如下：

其中，i表示省份，t表示年份，被解释变量lnCit表示实际人均消费支出的对数，这里的消费支出是通常所指的消费八大类，即食品烟酒、衣着、居住、交通通信、医疗保健、教育文化娱乐、生活用品与服务及其他。核心解释变量debtit为家庭债务，采用住户贷款与可支配收入的比值来衡量。住户贷款指消费性贷款与经营性贷款之和，由于收入是偿还债务的重要保障，采用相对指标更能准确反映出家庭债务负担状况。这里没有采用住户贷款与GDP 的比值，主要是因为我国居民部门的收入在GDP 中份额较低，这可能低估债务负担，该指标用于稳健性检验。

借鉴臧旭恒等[24]的研究，影响消费的控制变量Xit包含以下变量：

1.人均可支配收入

根据经典消费理论，当期收入是影响消费支出的主要因素，预期其符号为正。

2.家庭负担系数

生命周期理论认为，人口统计特征和家庭特征影响消费者效用偏好。鉴于数据的可获得性，采用少儿抚养比和老人抚养比来刻画家庭负担系数，分别用15 岁以下人口占16～64 岁人口数之比和65 岁以上人口占16～64 岁人口数之比表示。已有文献研究表明，少儿抚养比的提高可以显著增加居民消费，预期系数为正。人口老龄化导致老年负担系数提升，家庭需要预留储蓄给更多的老年人，这在一定程度上抑制消费支出，预期系数为负值。

3.城镇化率

一方面城镇化有利于改变传统就业结构，提高居民收入水平和社会福利，从而消费水平相对较高。也有学者认为当社会保障程度与城镇化进程的加速不匹配时，不完善的社会保障会对消费产生挤出效应[25]，因此城镇化率系数的符号不确定。

ui表示省份固定效应，以控制经济发展水平、消费习惯等地区差异。vt表示时间固定效应，以控制宏观政策变化等时间趋势特征。εit为随机误差项。

为了检验基准回归估计的稳健性，参考刘哲希等[26]的做法，通过引入虚拟变量区分低、高债务组，以检验家庭债务对消费的非线性影响特征。具体而言，首先将债务收入比按照前3/4 和后1/4进行分组，前3/4 所在组表示低债务组，后1/4 所在组表示高债务组。根据前文的分析，债务只有累积到一定程度才会挤出消费。将模型（1）改写为如下：

其中，当债务收入比位于前3/4 时，虚拟变量lowit取值为1，否则为0；
反之，当债务收入比位于后1/4 时，虚拟变量highit取值为1，否则为0，其余变量含义同模型（1）。

其次，若家庭债务与居民消费之间存在非线性影响，那么是否存在门槛值呢？采用面板门槛回归模型进行估计，该模型的优势是不需要对模型设定形式加以较强的假设，可以识别在不同区制内的差异化影响，并可以对门槛值及“门槛效应”进行估计和检验。面板门槛模型设定如下：

其中，debtit为门槛变量，γ为门槛值，I() 为指示函数，若满足括号中的条件，则I= 1,反之0。其他变量的含义与模型（1）相同。

（二）数据来源

基于住户贷款的数据可得性，数据选取的时间段为2010—2018 年。住户贷款和消费贷款数据来源于中国人民银行公布的《中国区域金融发展报告》和国家统计局，住房贷款数据来自于《中国金融运行报告》及各省统计年鉴，其他变量均来源于《中国统计年鉴》。对于人均消费支出和人均可支配收入这两个指标，自2013 年起，城乡合并统计。为了保持口径一致，在2013 年之前二者的计算办法为：首先分别整理得到城镇居民人均消费支出（人均可支配收入）和农村居民人均消费支出（人均纯收入），然后分别乘以城镇人口比和农村人口占比，计算得到加权平均值；
对部分缺失数据采用线性插值法补齐。另外，对各类消费支出、收入等名义变量进行居民消费价格指数平减（2010=1），并做对数化处理。表1 给出了主要变量的描述性统计。

表1 主要变量描述性统计

（一）基准回归

分别使用面板双向固定效应和随机效应对模型（1）进行回归，Hausman 检验的p 值为0.000，为此采用固定效应模型进行估计。表2 第（1）至（5）列逐步加入各控制变量，估计结果显示，债务收入比的一次项系数为正，平方项系数为负，且都在1%的水平上显著。这表明当家庭债务水平较低时，债务促进消费支出，而当债务水平较高时，债务将抑制消费，即家庭债务对消费支出具有非线性影响。H1得到验证。

表2 基准回归

在其他控制变量中，人均可支配收入系数显著为正，从系数值看，收入仍是影响消费的重要因素。城镇化率的系数显著为负，这可能是由于我国现行的社会保障程度与城镇化进程不匹配，“半城市化”的外部成本效应制约了居民消费[24]。

（二）稳健性检验

基准回归结果表明，家庭债务对消费支出具有显著的非线性影响。为了验证该结论的可靠性，从内生性问题处理、更换变量和估计方法三方面进行稳健性检验。

1.内生性问题处理

考虑到上述面板双向固定效应方法仅能克服不随时间变化的遗漏变量导致的内生性问题，无法解决反向因果所带来的内生性问题。示范效应和攀比心理可能会促使居民追求超出自己能力范围的消费水平，通过借贷满足这种消费需求，即消费支出可能是债务水平提高的原因而不是结果。我们采用三种办法克服内生性问题产生的估计结果偏差。首先，借鉴Acemoglu 等[27]的做法，采用核心解释变量的滞后一期作为工具变量，估计结果如表3 第（1）列所示，家庭债务对消费具有非线性影响。K-P LM 统计量在1% 的水平上拒绝了原假设，说明不存在工具变量识别不足问题，K-P Wald F 统计量显著大于临界值，通过了弱工具变量检验。这说明工具变量是有效的。然后，采用城市建设用地供应量作为工具变量。已有研究表明，房价上涨是居民家庭杠杆率急剧攀升的重要原因[28]，而我国房价的变化很大程度上取决于城市建设用地土地供应量[29]，因此，选择建设用地供应量作为家庭债务的工具变量满足相关性条件。在我国，城市建设用地的土地出让量是由相关政府部门制定的，这满足工具变量的外生性条件。表3 第（2）列的结果显示，债务收入比的估计系数与基准回归保持一致，说明家庭债务与消费间存在非线性影响。从LM 统计量和Wald F 统计量可以看出，工具变量是有效的。最后，考虑到消费的棘轮效应，采用系统GMM 方法对动态面板模型进行回归，估计结果如表3 第（3）列所示，债务影响消费的非线性关系仍然存在。为保证系统GMM 估计量的一致性和有效性，还进行了过度识别约束检验和自相关检验。Hansen 检验结果表明，不能拒绝工具变量有效的原假设。AR(2)的检验结果表明，不能拒绝一阶差分方程不存在二阶序列相关的原假设。这些检验结果表明，采用GMM 方法的估计结果是可靠的。

表3 稳健性分析：内生性处理和替换变量

2.替换核心解释变量

刻画居民债务负担的另一个常用指标是住户贷款与GDP 的比值，采用该指标作为核心解释变量，回归结果由表3 第（4）列所示，债务收入比的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负。这说明即便替换核心解释变量，家庭债务对消费具有非线性影响的估计结果仍然成立。

3.更换估计方法

基于模型（2），将债务收入比按照前3/4和后1/4 的标准分为低债务和高债务两组，并逐步加入控制变量进行估计。回归结果如表4 所示，低债务组家庭债务的回归系数显著为正，而高债务组的回归系数为负不显著。这表明，当债务累积到一定程度时，债务对消费的促进作用将减弱或转为负向影响。表4第（2）列至第（5）列显示，在逐步加入控制变量后，该效应仍然存在，即债务对消费支出的影响存在非线性特征。

表4 稳健性分析：更换非线性模型

综上，在排除内生性影响、更换核心解释变量和估计方法后，家庭债务对消费支出具有非线性影响的结论是稳健的。这再次验证H1。

（三）分债务结构讨论

负债用途的指向性对消费支出具有差异化的影响。比如，张雅淋等[11]认为住房债务抑制消费，而一般债务促进总消费。为了探讨债务类型对消费支出的异质性影响，将住户贷款按照生产性用途区分为消费性债务和经营性债务，回归结果如表5 第（1）至（2）列所示。消费债务收入比的一次项系数显著为正，二次项系数显著为负，说明消费性债务对消费支出具有显著的非线性影响，而经营性债务对消费支出的影响并不显著。考虑到我国居民的资产和负债结构偏向于住房，住房债务是消费性债务的最重要组成部分，进一步将住户贷款区分为住房债务与非住房债务。回归结果如表5 第（3）至（4）列所示，非住房债务对消费具有显著的促进作用，这与张雅淋等[11]采用微观调查数据得出的结论一致。因此，为扩大消费，可以适当提高非住房债务规模和比重。而住房债务对消费具有显著的非线性影响，这表明债务对消费的非线性影响主要体现在住房债务中，H2得到验证。

表5 分债务结构分析

（四）机制分析

以上结论表明，家庭债务对消费具有非线性影响。那么，其中的影响机制是什么呢？基于前文的分析可知，当债务水平较低时，家庭债务缓解流动性约束，降低不确定性，促进消费；
而当债务累积到一定程度，债务对流动性约束和不确定性的影响会发生转向，进而降低消费。因此，不同程度债务累积对消费的非线性影响机制，可从流动性约束和不确定性两个方面解释。

为了检验流动性约束机制，采用高然等[30]的做法，将存贷比作为流动性约束的衡量指标。存贷比越高，流动性约束程度越高，对消费的抑制效应更大。同样的，在模型（1）中加入存贷比及其与债务收入比一次项与二次项的交互项，回归结果如表6 第（3）～（4）列所示，两个交互项的系数都显著为正。这说明，当债务水平较低时，债务通过缓解流动性约束促进消费的作用较强；
当债务水平较高时，家庭债务对消费的负向效应通过流动性约束弱化。

表6

（五）异质性分析

为了探讨家庭债务对消费的异质性影响，将消费结构划分为三个层次:生存型消费、发展型消费和享受型消费。将食品烟酒、衣着和居住归为生存型消费；
将交通通信、医疗保健归为发展型消费；
将教育文化娱乐、生活用品与服务及其他归为享受型消费。表7 第（1）至第（3）列的结果表明，家庭债务对生存型消费不存在非线性影响，对发展型与享受型消费存在显著的非线性影响。按照马斯洛的需求原理，生存类消费是最先需要保证的，鉴于我国居民家庭“量入为出”的消费习惯，这类消费通常不会通过借贷实现。正规借贷的用途主要是满足购买或投资特定商品的“大宗支出”，这类商品和服务通常都是属于发展与享受型消费。当家庭的债务规模较低时，债务放松当期的预算约束，缓解流动性约束，促进发展与享受型消费。然而，当债务累积到一定程度时，偿债负担将挤占收入弹性较大的发展与享受型消费。这也就是说，只有债务规模处于合理区间时，债务才有利于消费结构升级。

表7 异质性分析：消费结构和地区

鉴于我国区域经济发展的不平衡性，进一步将全国样本分为东、中、西三个区域，研究家庭债务对居民消费非线性影响特征的区域异质性。表7 第（4）至（6）列为东部、中部、西部地区的回归结果。结果表明，对于东、中部地区，家庭债务对消费具有非线性特征，对西部地区的影响不显著。这可能是因为从整体来看东部和中部地区经济发展水平较高，相应的金融发展水平较完善，居民可以获得的正规借贷的渠道较多，居民借贷可得性和便利性较高从而可以更好的发挥出债务对消费的促进作用；
另一方面，东部和中部地区的居民收入水平相对较高，而西部地区则相对较低。在我国现行的金融体系下，正规借贷主要是以收入为信用担保，这意味着较低收入家庭获得正规借贷的难度较大，无法依赖正规借贷缓解流动性约束。相比之下，中等收入以上家庭具有较好的收入预期和偿债能力，借贷需求通常比较容易满足，从而，这部分群体的消费对债务变化的敏感度较高。

在得出家庭债务与消费具有非线性关系的基础上，采用面板门槛模型对合意债务规模进行估算。对模型（3）的估计结果如表8 第（1）列所示，当门槛变量是债务收入比时，门槛值的点估计值为133%，95% 的置信区间为[1.28，1.35]，单一门槛的特征P 值为0.04，由此判断在10% 的水平下，家庭债务对消费具有显著的门槛效应。从系数估计结果来看，门槛值左侧区间的系数不仅在显著性上高于门槛值右侧区间系数，并且在数值上明显高于门槛值，这意味着家庭债务对消费支出的影响存在显著的非线性效应，即当债务收入比小于门槛值时，家庭债务将会促进消费支出；
而当债务收入比大于门槛值时，家庭债务对消费的促进作用会弱化。门槛自抽样检验的结果表明单门槛效应在5% 的水平上显著。样本数据显示，2018 年我国居民家庭的平均债务收入比为104.6%，这表明我国居民部门债务规模仍处在合理范围内，家庭债务促进消费的效应仍然存在。

表8 面板门槛效应分析

为了进一步佐证这一结论，选择住户贷款与GDP 的比值、消费债务收入比作为门槛变量进行再检验。住户贷款GDP 比的估计结果如表8 第（2）列所示，债务GDP 比的门槛值点估计为57%，95%的置信区间为[0.54，0.58]，单一门槛的特征P值小于0.1，这充分说明债务对消费支出的影响具有显著的门槛效应。样本数据显示，2018 年我国居民部门的债务GDP 比值为47%。这说明我国居民部门还有加杠杆空间。Lombardi 等[8]采用54个经济体的1990—2015 年数据，测算出当家庭债务占GDP 的比重达到60% 后，债务对消费的抑制作用增强。与之相比，计算得到的债务占GDP比值的临界值较低，这与我国经济发展阶段、金融发展水平等特征有关。第（3）列为消费债务收入比的门槛估计结果，门槛值点估计为106%，在阈值左侧，消费债务显著促进消费，而在阈值右侧，消费债务对消费有潜在抑制作用。省级数据显示，2018 年我国居民家庭消费性债务收入比为95%，这也说明我国居民部门的消费性贷款还有提升空间。

根据以上分析，债务对消费的非线性影响作用主要体现在住房债务，因此进一步讨论住房债务对消费的门槛效应。如表8 第（5）至（6）列所示，住房债务收入比的门槛值点估计为84%；
单一门槛的特征P 值小于0.1，这说明住房债务对消费的影响具有显著的门槛效应。当住房债务收入低于门槛值时，住房债务显著促进消费；
而在门槛值右侧，当住房债务收入高于门槛值时，住房债务抑制消费的负效应开始显现。样本数据显示，2018 年我国居民家庭住房债务收入比为57%，虽然低于门槛值，但是如表2 所示，有些省份的住房债务收入比已经达到101.6%，超过门槛值。样本数据显示，2018 年天津、上海、江苏、福建、海南等省份的住房债务收入比已经超过门槛值，这也部分解释了为什么近年来我国社会消费品零售额增速逐年下降。

基于2010—2018 年省级面板数据，采用面板双向固定效应模型和面板门槛模型，研究发现，家庭债务对消费的影响效应具有非线性特征。在经过内生性问题处理、更换变量和估计方法后，该结论仍然成立，而且这种非线性效应主要体现在住房债务。机制分析表明，在债务水平较低时，流动性约束强化债务对消费的促进效应，而当债务水平较高时，流动性约束将弱化债务对消费的正效应或强化负效应。异质性分析表明，适度负债促进消费结构升级，扩容东部、中部地区家庭的消费潜力。采用面板门槛模型测算出家庭债务收入比的阈值是133%，债务GDP 比的阈值是57%，当前我国家庭债务仍处于合理区间。从债务结构上看，不少省份的住房债务收入比已经超过阈值（84%），而非住房债务可以促进消费，因此，可以适当提高非住房债务规模和比重。综合来看，我国居民部门还有一定的结构性加杠杆空间。

为了积极发挥消费在经济中的基础作用，防范家庭债务诱发系统性风险，基于实证分析结果，得到的政策启示如下：

第一，合理控制家庭债务规模和增速。国际经验表明，家庭债务快速增长，不一定诱发经济或金融危机。研究结论表明，将债务规模控制在合意范围内，有助于扩容消费，防控金融风险。为充分发挥居民部门杠杆的正效应，需要相关部门依据不同地区的经济结构、房地产市场、家庭收入等特征，合理规制债务规模和增速，并实时监测和预警。

第二，优化家庭债务结构，信贷投放向非住房贷款倾斜。研究表明，非住房债务促进消费，而债务对消费影响的非线性特征主要体现在住房债务。过高的住房杠杆比例不但有碍消费增长，而且还可能衍生企业部门、金融部门的风险，乃至系统性风险。为此，应优化居民部门的信贷结构，充分发挥债务的消费保险功能，适当提高非住房贷款的比重。

第三，大力发展普惠金融，拓宽中等收入群体以下的借贷渠道。研究表明，家庭债务并没有起到平滑收入不确定性带来的风险，正规借贷的收益群体主要集中在东部和中部地区。如何使边际消费倾向偏高的中低收入群体或面临收入冲击的群体，能够及时满足借贷需求，是发挥消费保险功能、提振消费亟待解决的问题。因此，应鼓励金融机构积极创新消费信贷产品，推动普惠型消费信贷发展。另外，近些年发展起来的非银行数字消费信贷，门槛低，消费指向性强，能够为居民消费提供及时的流动性需求，在控制风险的前提下可以成为普惠性消费信贷的有益补充。

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