郭新華,李曉敏

(湘潭大學 商學院,湖南 湘潭 411105)

一、引言

自增強是一種局部正反饋的現(xiàn)象，經(jīng)濟系統(tǒng)中存在著大量的自增強現(xiàn)象(Arthur,1988)[1]9-31。2008年次貸危機以后，激發(fā)了學者們研究住房市場和信貸市場盛衰周期的相互作用，尤其是房價上漲與信貸增加之間的自增強效應的興趣(Oikarinen,2009; Anundsen&Jansen,2013)[2]747-756，[3]192-212。2003年以來，大量資金涌入房地產(chǎn)市場，導致全國尤其是大城市房價迅猛上漲，形成了“中國式”房地產(chǎn)繁榮(Glaeser et al.,2017)[4]93-116?？紤]到不同城市的異質(zhì)性以及房價水平差異，故不能簡單判斷城市房價是否存在泡沫, 否則會降低結(jié)論的可信度和實踐意義(梁云芳和高鐵梅,2007)[5]133-142。在我國房價不斷攀升的同時，家庭債務規(guī)模急劇擴張，也存在著明顯地區(qū)差異，這可能與本地區(qū)城鎮(zhèn)人口比重和城鎮(zhèn)人均居民收入等因素密切相關(蔡浩儀和徐忠,2005)[6]63-75。已有關于中國家庭債務與房價之間關系的研究文獻，缺乏深入探討家庭債務與房價之間是否存在自增強關系，更沒有分析自增強效應各渠道的解釋力度(郭新華等,2011；唐文進等,2013)[7]9-13，[8]108-110。

因此，本文利用樣本城市的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)造房價收入比指標測度城市的房價泡沫化程度，并結(jié)合家庭債務的數(shù)據(jù)，考察樣本城市家庭債務與房價之間是否存在自增強效應的特征。在此基礎上構(gòu)建面板固定效應模型，利用全面FGLS回歸和分位數(shù)回歸方法，驗證城市家庭債務與房價之間自增強效應作用渠道并比較各渠道的貢獻。本文研究的主要意義在于：樣本城市家庭債務與房價之間存在自增強效應，且不同渠道解釋力度不同，這為深刻理解中國家庭債務與房價之間的變動關系提供一種理論解釋，且為決策者因地因城制定差異化調(diào)控政策提供較為重要的決策參考。

二、中國家庭債務與房價的自增強效應考察

(一)城市房價泡沫化程度的測度

現(xiàn)有文獻采用統(tǒng)計檢驗法、模型法和綜合指標法，測度房價泡沫時具有各自的優(yōu)缺點。相較于模型法與統(tǒng)計檢驗法，統(tǒng)計指標法較容易和精準地測定房價收入比。因此，本文參考呂江林(2010)[9]28-41的做法，選取房價收入比指標衡量房價泡沫。在選擇樣本城市過程中，本文首先考慮到數(shù)據(jù)的完整性，從338個地級及以上城市中，剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的88個西部地級市，剩下250個城市；然后根據(jù)中國房地產(chǎn)信息網(wǎng)中收集到的72個城市住房成交套數(shù)數(shù)據(jù)，剔除年均成交套數(shù)在10 000套以下的13個城市，剩下59個城市；接著根據(jù)城市統(tǒng)計年鑒收集到的家庭債務數(shù)據(jù)比較完整的44個城市，剔除家庭債務規(guī)模最大值低于500億元的10個城市，剩余34個城市；最后選擇住房成交套數(shù)數(shù)據(jù)和家庭債務數(shù)據(jù)都比較完整的22個城市。本文在呂江林(2010)[9]28-41研究的基礎上優(yōu)化了部分指標，用商品住宅平均單套銷售面積代替平均單套竣工面積，用城市層面的城鎮(zhèn)家庭戶均人口數(shù)代替全國平均城鎮(zhèn)家庭戶均人口數(shù)，最終測算出了22個樣本城市的房價收入比。(1)房價收入比=商品住宅套均售價/城鎮(zhèn)家庭平均可支配收入=(商品住宅銷售面積/商品住宅銷售套數(shù)*商品住宅平均銷售價格)/(城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入*城鎮(zhèn)家庭戶均人口數(shù))。本文推導出當前我房價收入比的合理上限為4.38～6.78，以此判斷各城市是否存在房價泡沫及泡沫化程度。

表1顯示：(1)2008—2015年北京、天津等14個城市(2)存在相當大的房價泡沫的14個城市為：北京、天津、上海、南京、杭州、寧波、廈門、南昌、重慶、成都、無錫、蘇州、惠州和韶關。房價收入比基本上都在10倍左右，部分城市甚至超過20倍，存在相當大的房價泡沫；(2)武漢和長沙的房價收入比也超過了合理范圍，存在一定程度的房價泡沫；(3)濟南2014年和2015年，淮安2008年、2014年和2015年，泉州2010年、2012—2015年的房價收入比在4.38～ 6.78間，并不存在房價泡沫，但其他年份也存在一定的房價泡沫。

表1 2008—2015年22個樣本城市的房價收入比

資料來源：根據(jù)各城市統(tǒng)計年鑒、部分省級統(tǒng)計年鑒、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》(2009—2016)和中國房地產(chǎn)信息網(wǎng)(http://www.realestate.cei.gov.cn/)的數(shù)據(jù)整理計算而得。

(二)家庭債務與房價的變動

表2為2009—2015年樣本城市家庭債務和房價的增長率情況。在房價上漲較緩慢時期(2011—2012年)，家庭債務增速較為平穩(wěn)；在房價上漲較迅速時期(2009—2010年，2013—2015年)，家庭債務也保持著較快增速。這表明，房價波動與家庭債務變動之間存在較強的同向變動關系，這與挪威1986—2008年房價與信貸增長變動的表現(xiàn)類似(Anundsen & Jansen,2013)[3]192-212，具備了較明顯的自增強效應特征。

表2 2009—2015年22個樣本城市家庭債務與房價的增長率

注：括號外的數(shù)字是樣本城市的家庭債務規(guī)模的變動率，括號內(nèi)的數(shù)字是樣本城市的商品住宅平均銷售價格的變動率，以百分比表示。表中數(shù)據(jù)根據(jù)各城市統(tǒng)計年鑒、部分省級統(tǒng)計年鑒、部分省級金融年鑒和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》(2009—2016)的數(shù)據(jù)整理計算所得。

三、中國家庭債務與房價自增強效應的作用渠道

(一)房價對家庭債務的作用渠道

基于生命周期—持久收入假說，已有文獻考察房價波動對家庭債務變動的作用渠道。(1)抵押效應渠道。家庭部門金融加速器效應的實現(xiàn)主要是通過住房資產(chǎn)的抵押效應來傳導(Bernanke et al.,1996)[10]1-15。房價上漲通過抵押效應影響家庭的借貸能力，且抵押效應的存在使家庭資產(chǎn)的暫時性變動被家庭債務的同向變動所強化(Iacoviello,2005)[11]739-764。(2)財富效應渠道。房價上升影響了家庭預期終生財富，導致家庭消費更多，最終擴大了信用需求(Oikarinen,2009)[2]747-756。(3)托賓Q效應渠道。實際房價上漲會增加與建筑成本有關的住房價值，也就是住宅投資的托賓Q比率(Anundsen & Jansen,2013)[3]192-212。托賓Q比率的上升將吸引開發(fā)商和家庭部門投資房產(chǎn)，進而導致信貸需求增加。而此時增加信貸投放可觀的利潤也會刺激銀行擴大信貸，信貸需求與供給兩方面的增加導致家庭債務規(guī)模的增大。這三種渠道在解釋房價與家庭債務之間關系中的貢獻大小并非一樣。由于托賓Q比率在實際建模中多是以企業(yè)的財務指標來衡量，而本文主要考慮家庭部門，故沒有驗證該渠道的作用。

(二)家庭債務對房價的作用渠道

基于流動性約束假說的文獻揭示了家庭債務變動對房價波動存在較為復雜的作用渠道。(1)資產(chǎn)負債表效應渠道。家庭債務規(guī)模的變動意味著家庭資產(chǎn)負債的相對變動，而資產(chǎn)負債的相對變動會影響對住房的投資需求，進而導致房價的波動。(2)預期效應渠道。預期和不確定性會顯著影響住房需求，進而導致房價波動(Oikarinen,2009)[2]747-756。(3)流動性效應渠道。大多數(shù)購房都是由信貸支持的，家庭債務可能通過各種流動性影響影響住房價格(Anundsen & Jansen,2013)[3]192-212。信貸可用性提高會降低貼現(xiàn)率，并增加預期的未來現(xiàn)金流量，導致房價上漲。這三種渠道在家庭債務對房價的作用中相互影響，不能完全割裂。由于流動性效應的代理變量是利率，而一些針對中國的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)利率對中國房價波動沒有影響(陳晨和傅勇,2013)[12]50-66。本文基于中國的實際情況沒有驗證流動性效應渠道，只檢驗資產(chǎn)負債表效應渠道和預期效應渠道的影響。圖1為家庭債務與房價自增強效應的作用渠道。

四、變量選取與模型設定

(一)變量選取

為了驗證中國家庭債務與房價之間自增強效應的作用渠道，本文最終設置的主要變量是家庭債務、房價泡沫、貸款價值比、房價、城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入?？刂谱兞渴巧鐣Ｕ吓c就業(yè)支出、人口規(guī)模、國內(nèi)生產(chǎn)總值和地方公共財政預算支出。本文所用數(shù)據(jù)的時間跨度選取2008—2015年。表3為主要變量的描述與數(shù)據(jù)來源。

基于樣本容量以及房價波動程度的考慮，我們用Eviews 9.0將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成季度數(shù)據(jù)。為了減少異方差和保證自變量與因變量之間是線性的，本文在實證過程中對家庭債務、社會保障與就業(yè)支出、人口規(guī)模、地價、房價、城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和公共財政預算支出取自然對數(shù)；而貸款價值比、房價泡沫和房價變動率本來就是相對值，故無需取對數(shù)。

(二)模型設定

基于F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果，分別拒絕混合回歸模型和隨機效應模型原假設，故本文選擇面板固定效應模型。參考Cutler和Llerasmuney(2010)[13]1-28的方法，本文將模型設定為：

LNHDit=ci+γt+α1PIRit+Xitη+uit

(1)

LNHDit=ci+γt+β1PIRit+Xitη+Citλ+uit

(2)

(3)

(4)

五、中國家庭債務與房價自增強效應的渠道分解

(一)回歸方法選擇

采用LLC法和ADF-Fisher 法的單位根檢驗結(jié)果表明，所有變量的時間序列皆為平穩(wěn)序列。本文樣本數(shù)據(jù)屬于長面板，選擇沃爾德chi2檢驗、沃爾德F檢驗和Frees檢驗，結(jié)果表明，擾動項存在組間異方差、組內(nèi)自相關與組間同期相關。因此，本文選擇全面可行廣義最小二乘法估計(全面FGLS)來進行回歸。另外，考慮到城市的異質(zhì)性，不同城市的家庭債務規(guī)模與房價相差較大，為此采用分位數(shù)回歸方法，來比較不同規(guī)模的家庭債務對房價的影響以及不同水平的房價對家庭債務的影響?？紤]到極端值的影響，選擇0.1、0.3、0.5、0.7和0.9作為分位點，對不同分位數(shù)條件下各變量的回歸系數(shù)進行估計，并與全面FGLS回歸結(jié)果進行比較，說明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)回歸結(jié)果分析

1.房價對家庭債務的作用渠道分解

表4全面FGLS回歸結(jié)果表明，在不加入任何渠道變量的情況下，房價與家庭債務之間存在顯著的正向關系。在加入渠道變量后，兩類渠道變量共同解釋了房價對家庭債務正向作用的78.5%，其中抵押效應渠道解釋了2.8%，財富效應渠道解釋了78.9%，財富效應渠道的解釋力度要遠大于抵押效應渠道。

表4 房價對家庭債務的作用渠道分解估計結(jié)果(全面FGLS回歸)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為t 統(tǒng)計量的值；回歸中還控制了經(jīng)濟發(fā)展水平變量、公共財政預算支出變量和城市等虛擬變量，限于篇幅，沒有報告。除非特別說明，下文同。

表5分位數(shù)回歸的結(jié)果表明，在不同分位點上，房價都對家庭債務起著顯著的促進作用，且家庭債務越大，房價對家庭債務的正向作用就越顯著。在不同分位點上，財富效應渠道在解釋正向作用上都發(fā)揮著顯著的促進作用，且家庭債務越大，財富效應渠道在解釋房價對家庭債務的正向作用中所占的比重越大。相比之下，抵押效應渠道的解釋作用在Q=0.1和Q=0.3處都不顯著，這說明當家庭債務較小時，抵押效應渠道在解釋房價對家庭債務的正向作用中的比重不顯著。但是，就各分位點的結(jié)果綜合來看，財富效應渠道的解釋力度遠大于抵押效應渠道，這與全面FGLS的回歸結(jié)果一致。

2.家庭債務對房價的作用渠道分解

表6全面FGLS回歸結(jié)果表明，在不加入任何渠道變量的情況下，家庭債務與房價之間存在著顯著的正向關系。在加入渠道變量后，兩類渠道變量共同解釋了家庭債務對房價正向作用的76.4%，其中資產(chǎn)負債表效應渠道解釋了63.3%，預期效應渠道解釋了7.1%。由此可見，資產(chǎn)負債表效應渠道的解釋力度要遠大于預期效應渠道。

表5 房價對家庭債務自增強效應的作用渠道分解估計結(jié)果(分位數(shù)回歸)

注：抵押效應渠道的解釋作用在分位點Q=0.1和Q=0.3處都不顯著，這說明當家庭債務較小時，抵押效應渠道在解釋房價對家庭債務的正向作用中的比重不顯著。故限于篇幅，分位點Q=0.1和Q=0.3沒有報告。

表6 家庭債務對房價的作用渠道分解估計結(jié)果(全面FGLS回歸)

注：回歸中還控制了社會保障和就業(yè)支出變量、人口規(guī)模變量和城市等虛擬變量，限于篇幅，沒有報告。除非特別說明，下文同。

表7分位數(shù)回歸的結(jié)果表明，在不同分位點上，家庭債務都對房價起著顯著的促進作用，且隨著分位數(shù)水平的不斷提高，影響系數(shù)逐漸變大，這說明房價越高，家庭債務對房價的正向作用就越顯著。在不同分位點上，預期效應渠道在解釋家庭債務對房價的正向作用上都發(fā)揮著抑制作用。相比之下，資產(chǎn)負債表效應渠道在解釋正向作用上都發(fā)揮著促進作用，且房價越高，資產(chǎn)負債表效應渠道的解釋力度越大。然而，在Q=0.9處，加入資產(chǎn)負債表效應渠道后，房價的回歸系數(shù)反而不顯著了，這說明當房價泡沫程度非常大時，資產(chǎn)負債表效應在解釋正向作用中的貢獻并不顯著。但是，就各分位點的結(jié)果綜合來看，資產(chǎn)負債表效應渠道的解釋力度遠大于預期效應渠道，這與全面FGLS的回歸結(jié)果一致。

表7 家庭債務對房價作用渠道分解估計結(jié)果(分位數(shù)回歸)

注：在分位點Q=0.1處，預期效應渠道在解釋家庭債務對房價正向作用中的貢獻并不顯著，在分位點Q=0.9處，加入資產(chǎn)負債表效應渠道后，房價的回歸系數(shù)反而不顯著了，這說明當房價泡沫程度非常大時，資產(chǎn)負債表效應在解釋正向作用中的貢獻并不顯著。故限于篇幅，分位點Q=0.1和Q=0.9沒有報告。

六、結(jié)語

2008年以來，中國家庭債務規(guī)模與房價之間呈現(xiàn)較明顯的自增強特征，因此，研究家庭債務與房價之間的自增強效應及其作用渠道，對政府調(diào)控房地產(chǎn)市場和防范金融風險具有重要的意義。本文利用樣本城市2008—2015年季度數(shù)據(jù)，構(gòu)造房價收入比指標測度城市的房價泡沫化程度，識別樣本城市家庭債務與房價之間的自增強效應。在此基礎上構(gòu)建面板固定效應模型，利用全面FGLS回歸和分位數(shù)回歸，驗證了家庭債務與房價之間自增強效應的作用渠道并比較各渠道的貢獻大小。研究結(jié)果表明：樣本城市的家庭債務與房價之間存在較明顯的自增強效應。房價上漲通過抵押效應渠道和財富效應渠道帶來城市家庭債務的擴大，且財富效應渠道的解釋力度更大。家庭債務擴大通過資產(chǎn)負債表效應渠道和預期效應渠道推動了房價的進一步上漲，且資產(chǎn)負債表效應渠道的解釋力度更大。

本文研究結(jié)論具有較豐富的政策含義。一方面，政府應該對房價泡沫程度較大的城市，實行嚴格的調(diào)控政策來防范和應對房價泡沫帶來的風險；對房價泡沫程度相對低的城市支持家庭購買住房的正常需求，實施優(yōu)惠政策以緩解住房庫存壓力。另一方面，政府應該警惕家庭債務快速上升帶來的金融風險，對家庭債務規(guī)模較大的城市，要加強對住房金融市場監(jiān)管；而對家庭債務規(guī)模相對較低的城市，滿足家庭住房信貸需求，改善家庭住房條件與提升居民幸福感。