地区收入不平等如何影响家庭债务？——基于信贷供求视角的经验证据

林常青 涂钰珺

（湖南工业大学经济与贸易学院，湖南 株洲 412007）

一、引言

党的十九大把防范化解重大风险作为决胜全面建成小康社会必须打赢的三大攻坚战之一。2017年底召开的中央经济工作会议再次强调，打好防范化解重大风险攻坚战，重点是防控金融风险。近年来，中美贸易摩擦的加剧与新冠肺炎疫情的骤然暴发，重创了国内国际经济，金融风险也随之增加。家庭债务作为现代社会普遍存在的一种经济现象和社会现象，亦是引发金融风险的导火索之一，故而家庭债务问题备受历届政府的关注和重视。根据安联集团公布的《2021年安联全球财富报告》，2020年中国家庭负债的增长率为12.9%。同时，根据国际清算银行（BIS）的统计，2020年中国家庭负债占GDP的百分比高达61.7%，已超过G20 国家的平均比重59.8%以及包括中国在内的发展中国家的平均比重46.6%，仅次于发达国家的平均值77.2%（见图1）。对家庭而言，家庭负债的逐年攀升将导致家庭偿债压力上涨并挤出居民消费，这不仅损害了居民幸福感与安全感，还降低了家庭生活水平；对整个宏观经济而言，家庭的资产负债表一旦恶化，将可能产生一系列连锁反应，甚至引发系统性金融风险。因此，如何将家庭债务控制在合理水平以防范化解家庭债务风险成为当前亟待解决的重要议题。

图1：各国家庭债务占GDP比重

与此同时，中国各个地区基尼系数居高不下，收入不平等问题备受瞩目。党的十九大报告指出：“我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分的发展之间的矛盾。”不平衡不充分主要体现在收入不平等这一问题中。地区收入不平等不仅是制约我国经济高质量发展的重要因素，也可能影响家庭债务。一方面，从信贷需求的角度来看，收入不平等可能促进家庭债务的增加。根据相对收入假说，地区收入不平等加剧会放大高收入水平家庭消费对低收入水平家庭消费的示范作用，因此，低收入水平家庭会增加消费支出（朱德云等，2021）。在收入维持一定水平的条件下，低收入水平家庭会增加负债从而平滑消费，收入越不平等地区的低收入家庭越可能因为消费攀比增加借贷，从而导致家庭债务规模扩大。另一方面，从信贷供给的角度来看，收入不平等也可能抑制家庭债务的扩大。收入越不平等地区的高收入家庭与低收入家庭更容易被识别，而银行等金融机构一般以申请人收入水平作为是否提供信贷的标准，因此，倾向于通过借贷实现消费攀比的低收入水平的家庭更难以获得信贷，进而可能抑制不平等程度较高地区的家庭债务。

那么，地区收入不平等到底如何影响家庭债务？其影响机制是什么？家庭收入水平对两者关系是否具有调节效应？关于以上问题的讨论，国内研究鲜有涉及。为了初步观察地区收入不平等程度与家庭债务之间的关系，我们根据中国各省级层面的基尼系数与负债家庭所占比重绘制了散点图和拟合回归线（见图2），拟合回归线自左下方向右上方倾斜，散点图也呈现自左向右延伸的分布趋势，即随着地区收入不平等程度的上升，家庭负债的可能性不断提升。为了更深入探讨二者的关系，本文将利用西南财经大学提供的2017年中国家庭金融调查数据（CHFS），基于信贷供求视角，研究地区收入不平等程度对家庭债务的影响及作用机制。本文结论丰富了地区收入差距对家庭债务影响方面的研究，也为从源头上合理控制家庭债务水平提供了政策参考。

图2：基尼系数与负债家庭所占比例

二、文献综述与研究假设

国内外学者对地区收入不平等程度与家庭债务问题的研究主要包括如下三个维度：

一是地区收入不平等程度与家庭债务关系的理论研究。根据跨期选择理论，当期收入与未来期预测收入的现值之和将决定家庭消费水平。在此基础上，Modigliani 与Friedman 提出生命周期—持久收入理论，即家庭收入在生命周期内波动变化，通过利用信贷，家庭能够维持稳定的消费水平，使得当期与未来期消费水平的组合效用最大化（Lindgren，2021）。根据相对收入假说，居民的消费具有外部性，家庭的消费支出会对其他家庭的消费支出产生一定影响，其中最为突出的是高收入家庭的消费对中低收入家庭的消费产生的示范效应，即中低收入家庭会试图追赶高收入家庭的消费水平或至少不低于同一收入水平的其他家庭的消费水平，以彰显自己的社会地位（Duesenberry，1967）。收入不平等的加剧将放大实际收入差距，进而影响家庭的消费，在收入一定的情况下，为平滑消费，家庭将会提升自身债务水平。在研究方法上，部分理论研究采用宏观经济模型推导收入差距与家庭债务之间的关系，如Matteo（2008）基于动态随机一般均衡框架（DSGE）发现收入差距越大，家庭债务规模越大。Romain 等（2012）则在DSGE 模型中引入了金融市场的冲击，不仅支持了Matteo的研究结论，还发现金融市场波动的引入强化了两者的正相关关系。Michael 等（2015）则区分了高收入群体与低收入群体，将两者分别纳入模型中进行推导，结果表明随着收入不平等程度的上升，高收入群体更倾向于向低收入群体放贷从而实现自身财富积累，并以此抑制低收入群体消费的下降，导致低收入群体债务收入比大幅上升，最终增加金融危机发生的可能性。由以上文献可知，收入不平等程度的上升会使得家庭债务水平上升，而不同收入水平的家庭债务受地区收入不平等程度的影响不尽相同，低收入水平家庭受地区收入不平等程度的影响更甚。

二是地区收入不平等程度与家庭债务关系的实证分析。国外研究主要围绕跨国面板数据展开。Bellet（2012）采用17个发达国家1960—2007年的数据进行实证分析，研究表明组间收入差距与中低收入家庭的债务水平成正比。Klein（2015）则利用9个发达国家1953—2008年的宏观面板数据，实证检验了收入不平等程度与家庭债务之间的关系，发现收入不平等程度与家庭债务规模成正比，收入不平等程度每提高1%将导致家庭债务水平提升2%～6%。Stockhammer 和Wildauer（2018）采用13个经合组织国家1980—2011年的面板数据，验证了收入不平等的加剧将导致低收入家庭模仿中高收入家庭的支出行为，从而使得债务水平上升。Bazillier等（2021）利用1970—2017年国别面板数据研究发现，基尼系数每增加一个标准差，家庭债务占GDP比重提高5～10个百分点。国内学者主要采用中国家庭追踪调查数据（CFPS）以及CHFS等进行研究。叶菁菁（2018）利用2010—2014年CFPS 面板数据进行实证分析，发现收入差距会显著正向影响家庭债务，不仅包括债务概率，也包括债务规模大小；而李青蔚（2019）利用2015年CHFS 数据进行实证分析，也得到了同样的结论。伍再华等（2017）的实证结果则证明了收入不平等程度越高的地区家庭越可能进行借贷，而家庭保障支出可以减弱收入不平等程度对家庭借贷行为的正向影响。

三是地区收入不平等程度对家庭债务的影响机制探讨。目前，学者们提出了几种可能的机制来解释收入不平等程度与家庭债务之间的关系，如追求社会地位机制，即家庭为追求更高的社会名望而通过扩增家庭债务以提升消费水平，进而更好地向他人展示自己的优渥（Georgarakos 等，2014）；又如平滑消费机制，即收入不平等程度的上涨将刺激低收入家庭维持生活水平及满足生活消费的需求，致使他们通过扩增家庭债务以平滑各期消费（Michael 等，2013）。从源头追溯，以上机制最终均将通过信贷供给与信贷需求两个途径影响家庭债务。

从信贷供给途径来看，收入不平等可通过以下效应影响信贷供给：其一是政府部门的政治动机。Rajan（2018）通过研究美国数据发现，收入不平等问题态势严峻，致使相关政府部门要求银行降低信贷成本与门槛，提高金融自由程度，进而扩大了家庭债务规模。同样地，我国金融监管部门也督促银行等金融机构持续加大对收入不平等地区的信贷投放，让银行“敢贷、愿贷、能贷”。该效应强调了信贷供给受地区收入不平等程度的正向影响。其二是收入信号加强效应。Treeck（2014）通过面板数据研究发现，在经济危机时期，随着美国收入不平等的加剧，家庭收入信号大幅度加强，高收入的家庭更容易被银行等金融机构识别，其获得信贷支持的概率也随之上升（Coibion等，2020），而低收入家庭获得的正规信贷支持明显减少（Liao 等，2010）。我国市场经济体制下信息共享机制尚不成熟，存在由于信息不对称导致的潜在逆向选择与道德风险，银行虽加大对收入不平等地区的信贷投入，但其信贷门槛仍然较高（伍再华和胡丹，2017），申请人收入水平是其判断是否提供信贷的重要依据。对于银行而言，收入不平等程度会放大高低收入家庭的实际收入差距，如果某一家庭位于高度不平等的地区，其在t 时刻于当地收入分配中的排名是其在t+x 时刻排名的更好预测指标。因此，在收入高度不平等地区，高收入家庭的信誉信号更强，银行更倾向于向其提供贷款，而更愿意增加信贷以实现消费攀比的中低收入家庭则很难获得信贷供给，从而抑制了高度不平等地区的中低收入水平家庭债务的上升。

从信贷需求途径来看，收入不平等也将通过影响信贷需求进而影响家庭债务。大多数学者以“追赶琼斯”效应为框架分析债务需求，即中低收入水平家庭为了追赶同一地区中高收入水平家庭的消费水平会进行借贷行为，将导致家庭债务水平攀升（Dabla-Norris 等，2015）。类似地，Crook（2006）通过划分不同收入家庭群体的研究发现，随着地区收入不平等程度的上升，所有样本家庭的正规债务需求都有所提高，尤以较低收入群体最为显著；Christen 和Morgan（2005）同样发现中低收入家庭进行借贷的最终目的是提升自身的社会地位。当富裕家庭比贫穷家庭更关心自己的社会地位时，可能会出现所谓的“赶超琼斯”效应，收入水平高的家庭可能会利用能展现其地位的商品消费来向同收入水平的家庭传达有关他们财富的信息。另外，基于“追赶琼斯”效应，有学者指出较低收入家庭的议价能力偏低也是其债务与收入差距同步变化的重要原因。综上所述，在收入不平等程度越高的地区，低收入家庭有更强的动机去进行消费以比肩高收入家庭的生活质量，甚至赶超高收入家庭，而消费动机增长催生信贷需求，从而正向影响家庭债务。

由于尚未有经验数据表明中国存在信贷供给路径中的信号效应，因此，基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：地区收入不平等程度与家庭债务呈正相关。

H2：家庭收入水平越低，地区的收入不平等对家庭债务的正向影响越大。

H3a：地区收入不平等程度越大的地区，信贷供给推动家庭债务增长。

H3b：地区收入不平等程度越大的地区，信贷供给抑制家庭债务增长。

H4：地区收入不平等程度越大的地区，信贷需求促进家庭债务增长。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文所选用的数据是由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心所发布的2017年CHFS 数据。CHFS 是我国首个家庭金融微观调查，其数据覆盖了全国29 个省（自治区、直辖市，以下简称省份），样本规模为40011 户，代表性较强。除人口统计特征外，该数据还涵盖了以家庭为最小的微观经济单元的收入、消费水平以及资产与负债等方面的信息，为从微观层面考察地区收入不平等程度对家庭债务的影响及作用机制提供了关键的数据支撑。为避免异常值对回归结果的影响，本文将户主信息缺失、年收入与年总支出小于100 元、资不抵债以及年总负债缺失的家庭样本进行了剔除，对户口所在地非常住地的家庭样本也进行了剔除。参照现有相关文献的做法，考虑到孩童、青少年以及老年人对家庭决策影响较小，本文仅保留了户主年龄介于20～65 岁的家庭样本，最终获取的有效样本为25089户。

由于微观数据家庭所在地仅能定位到省级，因此，本文选用省级层面的地区收入不平等数据与CHFS 微观数据相匹配，研究地区收入不平等对家庭债务的影响及机制。地区收入不平等程度的相关数据来源为2017年各省统计年鉴。

（二）变量设定

1.家庭债务：根据家庭负债总额是否大于零来判断是否存在债务。家庭负债总额为各类负债金额之和，当负债总额大于0 时，变量取1，表示家庭存在负债；反之，该变量取0，表示家庭不存在负债。

2.收入不平等：该变量用于描述不同群体间的收入差距。基尼系数是衡量收入差距的代表性指标之一，可直接根据洛伦茨曲线计算得出，且计算数值介于0 与1 之间，能够更加直观地反映收入差距情况，因此，该指标深受学者们的青睐。本文参照Jann B.（2016）的方法对CHFS 中29 个省份的家庭收入数据进行测算得到基尼系数。

3.信贷供给：该变量用于描述银行是否曾向家庭提供信贷支持。根据CHFS 中“截至目前，您家是否曾获得过来自银行/信用社的贷款”与“截至目前，您家是否曾向银行/信用社申请贷款，但是被拒绝”等问题，曾经申请贷款并成功获得贷款则表明该家庭曾获得信贷供给。获得信贷供给时取值为1，否则为0。

4.信贷需求：该变量用于描述家庭是否存在信贷需求。本文根据CHFS 中“家庭是否存在资金需求”这一问题对该变量进行定义，存在资金需求时则表明该家庭存在信贷需求（齐红倩和马湲君，2021）。存在信贷需求时取值为1，否则为0。

5.收入水平：该变量用于描述家庭的收入水平。由于家庭收入消费比能够更好地反映出家庭可自由支配收入的水平（陈新行，2018），该比值越高，表明家庭可自由支配的收入水平越高，故而本文参考万海远（2021）的做法，采用家庭总收入与总消费之比衡量家庭收入水平。

6.其他控制变量：其他控制变量主要包括户主年龄及年龄平方、户主性别、户主文化水平、有无小孩、有无老人、有无房产、有无失业保险、医疗支出占比、家庭资产规模以及户口类型。具体变量见表1。

表1：变量定义

变量描述性统计结果如表2所示。25089 个有效样本所涵盖的29 个省份的基尼系数均值为0.562，根据联合国开发计划署等有关组织规定，当基尼系数介于0.4 与0.59 之间时，表明该地区收入不平等程度较高。负债家庭比例为36%，其中获得信贷供给的家庭占13.7%，因此，23.3%的家庭存在信贷约束，即该家庭曾向银行提出贷款申请但被拒绝申请。而存在信贷需求的家庭占24.2%，表明11.8%的负债家庭不存在信贷需求。

表2：描述性统计

（三）模型设定

考虑到被解释变量为二值变量，本文主要选取probit模型进行实证检验。基准回归模型设定如下：

其中，debt为潜变量，表示第个家庭的债务金额。hd表示第个家庭是否存在家庭债务的虚拟变量，当家庭债务总金额大于0 时，该变量赋值为1，否则为0。gini表示各个家庭所属地区的基尼系数，c为控制变量，涵盖户主年龄、户主年龄平方、户主性别、户主文化水平、有无小孩、有无老人、有无房产、有无失业保险、医疗支出占比、家庭资产规模、户口类型。为随机扰动项。

四、实证分析

（一）地区收入不平等程度对家庭债务的影响研究

1.基准回归。表3为地区收入不平等程度与家庭债务的回归结果。其中，第（1）列与第（2）列采用OLS 模型进行回归，而第（3）列与第（4）列采用probit 模型进行回归。第（1）、（3）列为在控制省份的基础上不引入控制变量时的回归结果，第（2）、（4）列则为引入控制变量并且控制省份时的回归结果。在OLS 模型回归结果中，无论是否考虑控制变量，基尼系数的估计系数均为正且在1%的显著性水平下显著，即地区收入不平等程度与家庭债务呈正相关关系。在probit 模型回归结果中，基尼系数的估计系数也均为正且在1%的显著性水平下显著，表明地区收入不平等程度越高，家庭越有可能负债。

表3：地区收入不平等对家庭债务的基础回归结果

2.稳健性检验。（1）替换被解释变量。家庭负债率为家庭总负债与总资产的比值，能够反映出各个家庭债务的相对水平。因此，本文参考李青蔚（2019）的研究，用家庭负债率替换原被解释变量，进行稳健性检验。考虑到该变量为截堵变量，故而采用tobit 模型进行回归，回归结果见表4第（1）列。基尼系数的估计系数为0.758，且在1%的显著性水平下显著为正，其他控制变量估计系数的符号及其显著性与基准回归结果保持一致。该结果进一步说明了地区收入不平等程度会正向影响家庭债务规模。

（2）替换核心解释变量。基尼系数有时被认为对中间收入水平的相对变化过于敏感，而泰尔指数作为收入不平等的衡量标准之一，对收入水平两端的相对变化更为敏感。因此，本文将基尼系数替换为泰尔指数（陈工和何鹏飞，2016），进行稳健性检验。泰尔指数的测度公式下：

其中，Theil为省的泰尔指数，I是省的收入，是全国总收入，P是省的人口数，是全国总人口。相关数据来源于2017年《中国统计年鉴》。在表4第（2）列的回归结果中，泰尔指数的估计系数为3.872，在1%的显著性水平下显著，与家庭债务呈正相关关系。

（3）双边缩尾处理。考虑到问卷调查结果中离群值的存在可能会对回归结果造成一定影响，故而本文对连续变量进行了1%分位上的双边缩尾处理，回归结果见表4第（3）列。其中，基尼系数的估计系数在1%的显著性水平下显著为正，其他控制变量的估计系数的符号及显著性与基准回归结果保持一致。

（4）替换控制变量。考虑到户主受教育年限、家庭老人个数与小孩个数相较于户主文化水平、有无老人与有无小孩的二值变量更具有代表性，更能够影响家庭债务，因此，表4第（4）列替换控制变量进行回归。基尼系数的估计系数为2.547，且在1%的显著性水平下显著。

上述回归结果中核心解释变量的系数符号和显著性都与基准回归的结果基本一致，证明了研究结论的稳健性。

3.考虑内生性问题。为避免内生性问题引起的估计偏误，本文将城镇化率作为工具变量。城镇化率的测度公式如下：

其中，city为地区城镇化率，n为地区城镇总人口数，N为地区总人口数。城镇化率影响收入不平等的机理主要包括两方面：一是通过加快城镇化进程，助推生产性与消费性服务业的增长态势，进而增加低收入人群就业机会，提高工资性收入；二是通过产业城市聚集效应，推动经济发展，降低地区收入不平等程度（穆红梅，2019）。

工具变量的检验结果见表4。第（5）列为一阶段回归结果，城镇化率的估计系数-0.193，且在1%的显著性水平下显著。IVprobit 命令不报告F 值，其外生性瓦尔德检验（wald chi2）值为13.32，因此，拒绝内生变量为外生的原假设。采用weakiv命令检验工具变量是否为弱工具变量，结果显示其p 值为0.0000，因此，显著拒绝内生变量与工具变量不相关的原假设，证明工具变量并不是弱工具变量。第（6）列汇报了第二阶段的回归结果。加入工具变量克服了潜在内生性之后，结论仍然稳健，表明收入不平等程度的加剧会促进家庭债务的发生。H1假设得到验证。

表4：稳健性检验与内生性处理结果

（二）家庭收入水平对地区收入不平等程度与家庭债务的调节效应研究

上文研究结论仅揭示了收入不平等对家庭债务的影响，并未将地区收入不平等程度对不同收入水平家庭的债务产生的不同影响纳入考虑范畴中。地区收入不平等程度对不同收入水平家庭债务的影响存在差异，主要表现在以下两个方面：一方面，处于高收入不平等地区的高收入水平家庭相较于低收入不平等地区的高收入水平家庭，其收入信号更加强烈，更容易获得银行的信贷支持，从而促进家庭债务的增长；另一方面，处于高收入不平等地区的低收入水平家庭相较于低收入不平等地区的低收入水平家庭，虽然可能由于信号效应的原因受到更严格的信贷约束，从而抑制其家庭债务的增长，但同时又可能因为“追赶琼斯”效应的存在而促进家庭债务的增长。因此，为了验证家庭收入水平对地区收入不平等程度与家庭债务之间关系的调节效应，本文借鉴Georgarakos 等（2014）的模型进行考察。

hd=αgini+γinteract+δc+μ

其中，interact为家庭的收入水平与地区基尼系数的乘积，为降低交互项变量与主要解释变量间的多重共线性，本文对交互项变量均进行了中心化处理。

调节效应的回归结果如表5所示。如第（1）列所示，核心解释变量的估计系数为2.889，且在1%的显著性水平下显著；基尼系数与收入水平的交互项在5%的显著性水平下显著为负，即在家庭收入较低时，地区收入不平等程度对家庭债务的促进作用更明显。原因可能在于，相比收入水平更高的家庭，收入不平等程度较大地区的低收入人群由于“追赶琼斯”效应及“赶超琼斯”效应的存在导致信贷需求更强烈，从而促进了家庭债务的增长。第（2）列采用logit 命令进行回归，第（3）列将家庭总收入与总消费之比替换为家庭总收入的对数，其更能够直观反映出家庭的收入水平，并在此基础上替换了相应的交互项，进行回归。第（2）、（3）列回归结果的估计系数符号和显著性仍与第（1）列保持一致。这一定程度上表明收入水平负向调节地区收入不平等程度与家庭债务的正相关关系，即家庭收入水平越低，地区收入不平等程度对家庭债务的促进作用越大；家庭收入水平越高，地区收入不平等程度对家庭债务的促进作用越小。该结果证实了H2。

表5：调节效应检验

（三）地区收入不平等程度影响家庭债务的机制研究

本文采用逐步回归法检验地区收入不平等程度对家庭债务的影响机制。由于交互项系数的符号有助于确定地区收入不平等是否对不同收入群体的家庭债务产生不同的影响，并且能够更好地考察收入不平等影响家庭债务的途径，有助于评估信贷需求或信贷供给因素在家庭债务规模扩大中的作用，因此，将交互项纳入模型中进一步研究其影响机制。

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表示第个家庭是否获得信贷供给，demand表示第个家庭是否曾存在信贷需求。

表6第（1）、（2）、（3）列汇报了信贷供给路径的三步法回归结果。地区收入不平等程度与家庭债务的回归结果如第（1）列所示。第（2）列展示了地区收入不平等程度对信贷供给的影响，其中基尼系数的估计系数为-0.041，但并不显著，其可能的解释是信贷供给渠道的信号效应与政府推动信贷供给的效应相互抵消。具体来说，一方面，收入不平等程度会放大实际收入信号，银行将更愿意向高收入不平等地区的高收入水平家庭提供贷款，而低收入水平家庭获得的信贷供给更少，但由于需要信贷支持的主体更多的是低收入水平家庭，因此，地区收入越不平等，信贷供给越少；另一方面，政府部门要求银行信贷投放向高收入不平等地区倾斜，从而提高了信贷供给。三步法下，信贷供给机制无法在实证分析中得到验证。

表6：影响机制研究

第（1）、（4）、（5）列汇报了信贷需求路径的三步法回归结果。第（4）列结果显示，基尼系数的估计系数在1%的显著性水平下显著为正，这表明地区收入不平等程度的提高会刺激家庭信贷需求的增长，这进一步证明了前文论述的“追赶琼斯”及“赶超琼斯”效应发挥的作用。具体来说，在收入不平等程度越高的地区，低收入水平家庭有更强的动机举债消费，以期过上与高收入水平家庭一样的生活，甚至赶超高收入水平家庭，因此，有着更高的信贷需求。第（5）列结果显示，基尼系数和信贷需求的估计系数分别在10%和1%的显著性水平下为正，这说明信贷需求的中介机制成立，地区收入不平等程度通过信贷需求途径显著促进了家庭债务的提高；交互项系数为-0.412，在10%的显著性水平下显著，这说明家庭收入负向调节地区收入不平等程度与家庭债务的正相关关系，与调节效应的检验结果一致。

综上所述，地区收入不平等程度主要通过影响信贷需求进而推动家庭债务的发生，在收入不平等程度越高的地区，低收入水平家庭有越强的动机去借贷从而赶超同等收入水平家庭的生活水平，或过上与高收入水平家庭一样的生活，因而更可能负债。H4 得到了验证。

五、结论与政策建议

本文将中国家庭金融调查数据（CHFS）与省级层面宏观数据相匹配，采用probit 模型与工具变量法，从信贷供给与需求的角度研究地区收入不平等程度与家庭债务之间的关系，并探讨两者间的传导路径。实证结果表明：首先，地区收入不平等程度提高将刺激家庭债务的攀升，这一结论具有一定的稳健性。其次，家庭收入水平会抑制地区收入不平等程度与家庭债务的正相关关系。家庭收入较低时，地区收入不平等程度对家庭借债行为的促进作用更明显。最后，收入不平等程度将通过信贷需求进一步影响家庭债务。收入不平等程度越高的地区，低收入水平家庭有更强大的动机去借贷从而赶超同等收入水平家庭的生活水平，或过上与高收入水平家庭一样的生活，因而更可能负债。

基于研究结论，本文提出如下政策建议：第一，深化收入分配制度改革。地区收入不平等程度的加剧刺激了家庭债务的增长，通过一系列制度与政策的完善能够降低各地区之间以及同地区内的收入不平等程度，进而稳定家庭部门的信贷参与行为。第二，加强居民信贷审批管理，夯实家庭部门贷款质量。新冠肺炎疫情下，经济复苏亟须推进供给侧结构性改革，释放内需、提振消费尤为必要，但由于“追赶琼斯”及“赶超琼斯”效应，高收入不平等地区的低收入水平家庭有着更大的信贷需求，故而这部分家庭更可能负债，致使家庭债务风险增大。因此，在实施扩大内需战略、促进经济复苏的同时，银行应当严格规范居民信贷审批流程，确保新增居民贷款质量，从源头控制、防范、化解家庭部门中存在的债务风险。第三，加强金融知识教育，引导树立良好金融观念。积极开展金融知识普及宣教活动，进一步提高居民的金融素养，构筑金融风险防火墙。