引言

幸福是个人永恒的追求，也是国家公共政策与经济发展的最终目标。近年来，随着经济的发展和人民生活水平的提高，我国居民幸福感并未同步提升，反而出现了令人担忧的下降趋势。在联合国发布的《2019年世界幸福报告》中，中国居民幸福感位列93位，相较于前两个年度的报告排名分别下降了7位和14位。与国民幸福感逐年降低现象相对应的，则是中国居民家庭债务规模正迅速增长。以“家庭债务/家庭可支配收入”来测算，2018年6月，我国家庭部门杠杆率已达110.9%，明显高于世界主要经济体平均水平^[1]。一般认为，负债是家庭平滑跨期消费的重要工具，但同时也会造成居民经济和精神上的压力，对家庭福祉产生一系列影响。那么，我国家庭杠杆率的攀升是否显著抑制了居民主观幸福感？具体的作用机制如何？这是本研究想要关注的重点，对这些问题的解答也将有助于家庭的负债管理，为政府出台相关政策加强居民幸福感提供事实依据。

1 文献回顾 1.1 主观幸福感影响因素的研究

围绕主观幸福感影响因素问题，国内外学者均展开了广泛的研究，其中也不乏有人基于经济学视角来考察。

宏观层面上，周绍杰等利用2010—2014年期间的中国民生调查数据实证检验发现，在中国，经济增长对国民幸福提升作用正在逐步减弱，改善民生起到的作用更大^[2]。Eastcrlin最早发现国民幸福感并未随着人均收入的增加而提升的现象^[3]。Di Tella等基于对12个欧洲国家1975—1991年间的数据研究，发现失业率、通货膨胀率的小幅上升也会对居民生活满意度造成较大影响^[4]。鲁元平和王韬利用世界价值观调查数据进行实证分析，发现收入不平等对居民主观幸福感有着显著的消极作用，还通过社会犯罪间接加强居民的不幸福^[5]。胡洪曙、鲁元平重点关注农村居民的主观幸福感，他认为扩大公共支出，尤其是社会性支出，是增强农民幸福感的重要手段^[6]。

微观层面上，收入和就业是个体主观幸福感的重要影响因素。罗楚亮基于中国城乡居民调查数据的经验分析，认为绝对收入与主观幸福感之间具有显著的正向关联^[7]。Clark等运用效用函数考察相对收入如何影响消费、投资等经济行为后指出，个体的主观幸福感确实与他人的收入和过去的收入呈负相关^[8]。Frey等发现，处于失业状态的个人主观幸福感会明显下降^[9]。此外，亓寿伟实证得出性别、年龄、健康状况、受教育程度、职业地位、人际关系、政治身份等也会影响我国居民幸福感^[10]的结论。李江一等基于家庭金融视角，利用2011、2013年的中国家庭金融调查的微观面板数据进行实证研究，发现家庭资产对幸福感有正向影响，而负债的增加会显著降低幸福感^[11]。

1.2 家庭杠杆率对居民主观幸福感的影响研究

家庭杠杆率是衡量家庭负债风险的重要指标，通常以“家庭债务/GDP”或“家庭债务/家庭可支配收入”来测度。中国人民大学中国宏观经济分析与预测课题组分析认为，我国居民收入占GDP比重偏低，以第二种方式来衡量能更好反映家庭的还款能力^[1]。目前，已有一些学者关注家庭负债对居民主观幸福感的重要意义，进行了相关理论分析和实证研究。根据以往文献，家庭负债主要通过以下两种途径对居民主观幸福感产生影响：一是消费途径。李江一等认为，受流动性约束，家庭通过负债行为可以平滑消费，获得当前经济生活的满足，进而增强幸福感^[11]。吴小丹等分析中国家庭微观调查数据时发现中国家庭各类消费行为受流动性约束影响较大^[12]。龙海明和钱浣秋基于省际面板数据，建立PSTR模型对检验消费信贷与城镇居民消费的关系进行检验，发现消费信贷在平滑消费的同时拉动了消费^[13]。卢娟和李斌则重点关注非正规金融对居民幸福感的影响，基于2016年中国家庭追踪调查数据实证研究后发现，低收入和中低收入家庭倾向于通过民间借贷以平滑消费使幸福感上升^[14]。二是健康机制。Gathergood利用英国微观面板数据，发现负债压力与居民心理健康问题间有显著的因果关系^[15]。Sweet等进一步研究，发现家庭债务对居民身心健康也有明显的消极作用，高负债家庭成员往往有更高的舒张压^[16]。Balmer等基于对5 611名成年人的访问数据，总结发现沉重的债务负担会挤出居民的“健康”支出，欠款者更倾向于食用垃圾食品、购买廉价的药品，导致债务问题常伴随健康问题一起发生^[17]。陈屹立利用中国综合社会调查的微观数据，从影响消费、后期支出和健康状况3个渠道逐一考察了家庭债务对个体主观幸福感的作用，结果表明：当家庭债务同样扩张一倍时，消费增加对幸福感的正向作用要小于后期支出压力、健康所带来的负面效果，证实家庭负债对居民幸福感呈现出负面效应^[18]。

总的来看，现有研究较为全面地分析了幸福感的影响因素，且基于微观数据，考察了家庭负债对居民主观幸福感的影响以及作用机制，这为本研究提供了坚实的理论基础，但也尚存在可完善之处：一是现有研究主要关注有负债家庭和无负债家庭幸福感的差异，而忽略了家庭不同负债程度对幸福感影响的异同；二是上述文献虽分析了家庭杠杆影响幸福感的消费途径和健康途径，但并未考虑家庭杠杆对消费、健康和幸福感间作用关系可能存在的影响；三是上述文献的论点集中于加杠杆对居民家庭微观层面的影响，并未涉及家庭部门杠杆率攀升可能引发的宏观层面的金融风险。

基于以上分析，本研究拟从3个方面进行相关的探索和思考：第一，引入家庭杠杆率这一债务指标，建立家庭杠杆率影响居民主观幸福感的计量经济学模型，并根据回归结果，给出合理解释；第二，在实证模型中设置家庭杠杆率和消费支出的交互项及杠杆率和健康状况的交互项，用以分别考察家庭杠杆率对消费和幸福感、健康和幸福感之间关联的影响；第三，在实证模型建立和回归结果分析后，从政府、金融监管部门和居民个人角度提出针对性建议，以防范和化解杠杆率攀升可能导致的流动性风险和信用风险。

2 研究假设

家庭杠杆率是由借贷形成的，两者属于同一事物的不同方面。根据流动性约束论，家庭和个人可以通过借贷提前消费本来不能享受到的产品或服务，由此带来幸福感的提升。但对于这种促进作用，我们也不能持有太乐观的态度。受边际效率递减规律影响，人们从某一商品或服务获得边际效用总是不断递减的。Di Tella等在对“幸福-收入”悖论研究中还发现，人们对于许多经济状态的适应性使得收入、消费等的边际效用下降得更快，造成实际增加的幸福感远不如想象中多^[19]。同时，借贷还会给居民带来财务压力，造成居民主观的焦虑情绪并需要他们更辛苦地工作来应对未来还款的需要，这自然会压缩他们的睡眠时间和用来休闲放松、锻炼身体的时间，有些人甚至还会选择廉价的食品、药品，直接恶化身体状况，从而不利于主观的幸福感受。不过，对于偿债能力较强的家庭，负债应该不会造成过多的财务压力，对健康状况的负向影响也较小。

综合来说，家庭杠杆率对居民主观幸福感既可能有正向影响，也有可能产生负向影响，总效应应取决于实际情况下两种效应的大小。基于上述分析和我国家庭杠杆率、居民幸福感变化的现实情况，本研究提出以下两点研究假设：

假设1：对中国居民而言，家庭杠杆率总体上会降低主观幸福感；

假设2：家庭杠杆率攀升可以通过影响家庭消费支出、居民健康来影响幸福感。

3 数据来源、变量与描述统计 3.1 数据来源

本研究的数据来源于2017年中国家庭金融调查(China Household Finance Survey, CHFS)。CHFS是西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心开展的一项全国性的抽样调查项目，旨在收集家庭金融的微观信息。调查样本覆盖了全国29个省、市、自治区，包含有效样本40 000余户，在剔除缺失、重复和部分极端数据后最终得到29 968个样本家庭的信息，对我国家庭金融状况有较强代表性。

3.2 变量

(1) 被解释变量。CHFS中以“总的来说，您现在觉得幸福吗”让受访者在“非常不幸福”“不幸福”“一般”“幸福”和“非常幸福” 5个选项中进行选择，并依次赋值为1~5分，以反映受访者的主观幸福水平。参照唐鑫^[20]的设计思路，本研究以户主报告的幸福分值作为家庭主观幸福感的代理变量。

(2) 解释变量。本研究的核心解释变量是家庭杠杆率，通过“家庭债务/家庭可支配收入”的方式测算得出。笔者引入家庭消费性支出和户主身体健康指标，以探究上述两条影响幸福感的渠道在中国居民家庭的具体表现形式，最后从户主的人口社会学特征、家庭的人口社会学特征及经济特征方面选取其他可能影响幸福感的因素作为控制变量。详细说明如表 1所示。

(3) 描述性统计分析。在确定最终样本后，按照样本家庭杠杆率水平高低进行分组，得到如表 2所示的主要变量的描述统计。在全体样本中，居民主观幸福感得分均值为2.88，对应问卷选项的“一般”偏下水平；而家庭杠杆率均值达0.78、标准差为4.32，表明我国居民家庭债务总体已处于较高水平，且存在明显家庭差异。进一步观察后三列数据可以看到，不同杠杆率水平的家庭在主观幸福感、消费支出、健康状况方面均存在一定差异。初步来说，杠杆率高的家庭确实表现出更高的消费支出、较差的成员健康状况和较弱的幸福感。

4 实证模型与回归结果分析 4.1 家庭杠杆率对居民主观幸福感的影响

家庭负债规模扩张对幸福感的影响是本研究关注的重点。将家庭杠杆率作为解释变量，同时控制其他可能影响幸福感的变量，设置基准模型如下：

$ { happiness }_{i}=\beta_{0}+\beta_{1} {lev}_{i}+\gamma X_{i}+\varepsilon_{i} $

(1)

其中，β₁是我们感兴趣的参数，反映家庭杠杆率对幸福感的边际影响。X_i表示上述所列控制变量观测值的矩阵，γ为X_i系数向量。研究选取的数据样本属于大样本，且居民主观幸福感的衡量指标是赋值为1~5分的有序变量，所以本研究同时采取经典OLS和Ordered Probit模型对式1进行估计，形成对照。

表 3报告了具体的回归结果，其中各变量的OLS估计、Ordered Probit估计基本一致，由此可以认为实证模型的设置较为合理、结果较稳健。下面就可决系数R²值较高的OLS回归结果做详细解读。首先，家庭杠杆率对居民幸福感的影响系数为-0.004 3，在1%的水平上显著，表明两者呈负相关关系，即家庭的加杠杆行为会降低家庭成员主观的幸福感，与假设1相吻合。其次，在控制变量方面，年龄的一次项估计系数为负、二次项的估计系数为正，即年龄与幸福感间呈“U”型关系，随着年龄增长，居民主观幸福感会先降低后升高。最后，居民身体健康状况、收入水平和家庭资产会促进主观幸福感，居住在城镇对幸福感有消极影响，这些与以往文献的研究结论基本一致。令人诧异的是，家庭消费支出对幸福感有显著的负向作用，对此可能的解释是：储蓄观念的影响会抵消物质或精神获得带给居民的满足感；居民家庭消费支出中仍有相当一部分是用于生存型消费的，支出增加也就意味着生存成本的增加，必然会导致居民主观幸福感下降。最后，模型还发现，性别、受教育程度及是否在体制内工作并不是居民主观幸福感的显著影响因素。

4.2 家庭杠杆率对居民主观幸福感的影响机制

前面的研究发现，家庭杠杆率提升会对居民主观幸福感产生的影响，那这种影响又是如何发挥的呢？下面，笔者将结合已有理论机制并利用CHFS提供的数据，围绕“家庭杠杆率会影响消费吗？”“家庭杠杆率会影响健康吗？”进行检验和深入分析。为此，本研究建立以下了计量模型：

$ \begin{array}{l} {consump}=\beta_{0}+\beta_{1} {lev}_{i}+\gamma X_{i}+\varepsilon_{i} \end{array} $

(2)

$ { health }=\beta_{0}+\beta_{1} {lev}_{i}+\gamma X_{i}+\varepsilon_{i} $

(3)

上述两组X_i分别表示可能影响消费的控制变量集合，包含户主性别、年龄及其平方项、受教育程度、工作状况、户口类别、家庭人口数、家庭收入、家庭总资产等，以及可能影响居民健康的控制变量集合，包含性别、年龄及其平方项、户口类别、是否抽烟、是否经常锻炼、是否参加医疗保险和养老保险、家庭医疗保健支出等。由于本部分考察的是家庭杠杆率影响居民主观幸福感的作用机制，因此选取有杠杆的家庭作为研究样本。

表 4的回归结果显示，家庭杠杆率对家庭消费支出和居民健康状况的影响均在1%的统计水平上显著。具体来看，家庭杠杆率对消费的回归系数为0.108 5，即家庭杠杆率每上升1个百分点，家庭消费支出会增加1.085个百分点，表明家庭加杠杆用于消费的同时还会拉动消费，这与龙海明和钱浣秋^[13]的研究成果是一致的；而对健康的影响系数为-0.005，即家庭杠杆水平提高会导致居民健康的恶化。这可能是居民因未来的还款需要产生了较强的心理压力，甚至选择廉价的食品、药品和过度劳动来达到快速还款的目的。

综上所述，从样本来看，家庭杠杆率影响居民主观幸福感的消费机制和健康机制是存在的，由此假设2成立。

4.3 家庭杠杆率与消费、健康及幸福感之间的关联

通过前面的分析，已经知道消费和健康是主观幸福感的重要影响因素，同时也是家庭杠杆影响幸福感的渠道之一。这里还需探究的是：在家庭杠杆通过消费、健康影响居民幸福感的过程中，会改变消费与幸福之间关联(消费的幸福效应)、健康与幸福感之间的关联(健康的幸福效应)吗？为此，本研究参照潘敏、刘知琪的研究^[21]，在式⑴的基础上引入家庭杠杆率和消费支出的交互项及杠杆率和健康状况的交互项，建立如下计量模型：

$ \begin{array}{r} { happines } s_{i}=\beta_{0}+\beta_{1} l e v_{i}+\beta_{2} {lev}_{i} * { consump }_{i}+ \\ \beta_{3} {lev}_{i} * { health}_{i}+\gamma X_{i}+\varepsilon_{i} \end{array} $

(4)

由于最初得到的回归结果不显著，考虑到lev^*consump、lev^*health作为两项指标的乘积，更容易受到极端数据的影响，对其进行上下1%的缩尾处理后得到表 5所示的估计结果。从中可以看到，杠杆率和健康指标交互项系数并不显著，即家庭加杠杆对健康的幸福效应没有明显的促进或阻碍作用。而家庭杠杆率和消费交互项对幸福感的影响系数为-0.004 1，在5%的统计水平上显著，表明家庭加杠杆会强化消费支出对居民幸福感受的抑制作用。究其原因，本研究认为，居民的主观债务厌恶情绪会进一步削弱物质、精神方面获得带来的满足感。此外，负债消费还会造成居民未来还款的经济压力和精神压力，进一步抑制居民主观的幸福感受。

4.4 稳健性检验

家庭杠杆率对居民主观幸福感的影响可能存在互为因果关系的问题：一方面，家庭杠杆率提升会通过消费、健康渠道带来居民主观的不幸福；另一方面，随着我国金融信贷的发展，一些家庭有借入资金来改变当前生活状况的想法和机会。这会引发模型的内生性问题，带来参数估计结果的有偏和不一致。为了保证研究结论的严谨性，需选取合适的工具变量对模型进行稳健性讨论。CHFS问卷中以“您家是否因买房、买车、教育、医疗、投资等原因需要资金”让受访者进行选择，调查发现，对该问题的回答不会直接影响居民的主观幸福感，但与家庭的借贷行为有较强相关性，满足工具变量外生性和与内生变量相关的要求。表 6展示了以此作为工具变量进行稳健性讨论的结果。可以看出，在DWH内生性检验中，模型1在5%的显著性水平上不接受家庭杠杆率是外生变量的原假设，即模型估计结果存在内生性问题，而模型4无法拒绝家庭杠杆率是外生的原假设，表明上面的回归结果是稳健的；一阶段回归F值都大于10，说明均不存在弱工具变量的问题。进一步观察模型1的估计结果，在考虑家庭杠杆率的内生性后，可以看到，家庭杠杆率对居民主观幸福感依旧有负向影响，与没有考虑内生性的结果相比，呈现出对幸福感更大的阻碍作用。

5 结语

综上所述，家庭杠杆率攀升已成为影响我国居民幸福感的重要原因。针对这一情况，政府在积极引导和鼓励居民通过负债消费来提振内需、刺激经济发展的同时，也应注意防范高债务带来的社会压力和不稳定因素。一方面，政府部门可以加大转移性支出力度，提高对经济生活困难人群的补助；另一方面，加强宏观调控，抑制物价水平过快增长，缓解居民生存压力，切实将经济发展成果转化为民生福祉。

同时，金融监管部门应加强信贷市场的微观和宏观审慎监管，实时关注、控制、防范和化解流动性与信用风险。由于我国家庭间的债务水平存在较大差异，因而有必要继续推进普惠金融，提高普通家庭获得信贷支持的机会，同时对高杠杆家庭继续获得贷款加以限制，维护家庭和宏观体系的金融安全与稳定。

此外，居民自身要树立合理负债观念。鼓吹负债生活与债务抵制情绪都是有失偏颇的态度，居民应在实际需要和能力范围内，理性借贷，促进家庭经济效益和福利水平最大化。