周 利，易行健

（1.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，廣東 廣州 510006；2.廣州華南財(cái)富管理中心研究基地，廣東 廣州 510006）

1 引言

受“居者有其屋”傳統(tǒng)觀念的影響，房子歷來(lái)都是民眾競(jìng)相追逐的對(duì)象，以至于住房在家庭財(cái)富中始終占據(jù)重要位置。根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)趨勢(shì)研究院最新公布的《中國(guó)家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告2019》，2018年，城鎮(zhèn)居民家庭房產(chǎn)凈值在家庭人均財(cái)富的占比已達(dá)71.35%；而另一方面，自1998年房改以來(lái)，房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)住宅商品房均價(jià)已由2000 年的1948 元／平方米迅速升至2018 年的8544 元／平方米，年復(fù)合增長(zhǎng)率約為8.56%。對(duì)住房剛需者而言，房?jī)r(jià)的上漲往往意味著更多的資金支出，但囿于當(dāng)期有限的收入水平與財(cái)富存量，致使家庭不得不借助于外部融資，由此推動(dòng)了以住房抵押貸款為主的消費(fèi)信貸市場(chǎng)的快速發(fā)展。

根據(jù)中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，消費(fèi)信貸規(guī)模（包括住戶貸款中的短期、長(zhǎng)期消費(fèi)貸款）由2004年的2.01萬(wàn)億增至2018年的37.79 萬(wàn)億，2004-2018年的年均復(fù)合增速達(dá)23.33%；其中，2018年個(gè)人住房抵押貸款余額為25.8萬(wàn)億，在消費(fèi)貸款中的占比高達(dá)68.27%；另一方面，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2004年，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)為47354億元，2018年則上升至273716億元，2004-2018年的年均復(fù)合增長(zhǎng)率達(dá)13.35%?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)規(guī)模與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)這三者在2004-2018年期間均呈共同上漲趨勢(shì)。那么，住房?jī)r(jià)格的不斷上漲、家庭債務(wù)規(guī)模的持續(xù)累積與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)間存在何種關(guān)系？家庭債務(wù)的存在究竟是增強(qiáng)還是削弱房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的作用程度？如果是增強(qiáng)，其又是借助何種機(jī)制進(jìn)行傳導(dǎo)的呢？

已有的研究住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)可以分為兩類：一類認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲將顯著促進(jìn)有房家庭消費(fèi)，此即為“財(cái)富效應(yīng)”［1］，并分別利用宏微觀數(shù)據(jù)驗(yàn)證了住房財(cái)富效應(yīng)的存在。前者如Case等［2］、張紅［3］基于面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)顯著；后者如Campbell和Cocco［4］、毛中根等［5］基于家庭微觀數(shù)據(jù)指出，房產(chǎn)存在財(cái)富效應(yīng)。但部分學(xué)者指出當(dāng)存在較大的搬遷成本、房地產(chǎn)金融市場(chǎng)尚不成熟時(shí)［6］，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的收益將難以變現(xiàn)，因此房產(chǎn)是否存在財(cái)富效應(yīng)尚難以確定。一類認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)租房者或潛在購(gòu)房者的消費(fèi)存在負(fù)向的流動(dòng)性約束效應(yīng)和正向的替代效應(yīng)。房?jī)r(jià)的上漲將迫使租房者或潛在購(gòu)房者不得不增加儲(chǔ)蓄［7］，但也可能導(dǎo)致這部分個(gè)體放棄購(gòu)房計(jì)劃轉(zhuǎn)而增加消費(fèi)［8］?？梢园l(fā)現(xiàn)目前關(guān)于住房與居民消費(fèi)關(guān)系的研究均是基于房地產(chǎn)的商品和投資品的雙重屬性，忽略了住房在金融借貸中的抵押品屬性以及由此抵押機(jī)制引發(fā)的家庭債務(wù)規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)居民消費(fèi)的影響，而這恰是本文的主要貢獻(xiàn)之處。

傳統(tǒng)的投資理論認(rèn)為家庭債務(wù)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)的作用較小，但Mian等［9］指出家庭部門的高債務(wù)規(guī)模是2007年美國(guó)爆發(fā)次貸危機(jī)的直接誘因。在此背景下，家庭負(fù)債這一因素逐漸得到學(xué)者們的關(guān)注。但已有的研究尚未對(duì)家庭債務(wù)規(guī)模與居民消費(fèi)的關(guān)系達(dá)成共識(shí)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，若家庭部門的債務(wù)規(guī)模維持在適度范圍內(nèi)，則家庭負(fù)債將促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，發(fā)揮“杠桿效應(yīng)”［10］；一種觀點(diǎn)認(rèn)為，高額的家庭債務(wù)規(guī)模將因其剛性兌付導(dǎo)致家庭不得不壓縮當(dāng)期的消費(fèi)需求，即為“擠出效應(yīng)”［11］。

不同于一般商品，住房的價(jià)值量較大，導(dǎo)致欲購(gòu)房的城鎮(zhèn)家庭不得不向銀行申請(qǐng)住宅抵押貸款并由此帶來(lái)家庭債務(wù)的迅速擴(kuò)張。但每一個(gè)借款人在年齡、性別、職業(yè)等因素上都存在顯著差異，進(jìn)而其能從銀行部門獲得的貸款金額也將存在顯著差異，即每個(gè)借款人的貸款價(jià)值比（貸款額與房產(chǎn)市值之比）是不同的［12］。黃飛鳴［13］基于擴(kuò)展的Allen-Gale模型和模擬分析發(fā)現(xiàn)，貸款價(jià)值比越大，資產(chǎn)價(jià)格泡沫程度越大。王福林等［12］基于杭州市某國(guó)有商業(yè)銀行的信貸數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，貸款價(jià)值比越高，個(gè)人住房抵押貸款違約風(fēng)險(xiǎn)越高。吳建華等［14］發(fā)現(xiàn)債務(wù)人的違約率與債務(wù)人資產(chǎn)價(jià)值的波動(dòng)顯著相關(guān)。但趙昕東和王勇［15］基于動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型和反事實(shí)模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貸款價(jià)值比的適度提高將使房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)有房家庭消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)更為顯著。事實(shí)上，住房本身所具有的抵押屬性將影響家庭的融資能力，導(dǎo)致家庭的負(fù)債規(guī)模同住房財(cái)富同向變動(dòng)。但上述文獻(xiàn)僅是單一探討貸款價(jià)值比與住房?jī)r(jià)格、貸款價(jià)值比與個(gè)體違約風(fēng)險(xiǎn)或者貸款價(jià)值比與居民消費(fèi)的關(guān)系，尚沒(méi)有從微觀家庭視角將房?jī)r(jià)波動(dòng)、貸款價(jià)值比與居民消費(fèi)三者直接聯(lián)系并進(jìn)行統(tǒng)一分析。而這恰構(gòu)成本文的另一貢獻(xiàn)。

相比于已有文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)之處在于：第一，從理論上構(gòu)建一個(gè)受貸款價(jià)值比約束的消費(fèi)模型，并將家庭區(qū)分為有房家庭與無(wú)房家庭并進(jìn)行分別討論；第二，基于2010年、2012年、2014年三期的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分樣本實(shí)證檢驗(yàn)了房?jī)r(jià)上漲、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)的關(guān)系，克服了宏觀數(shù)據(jù)實(shí)證研究的缺陷，且更能細(xì)致探討這三者之間的關(guān)系。第三，由一個(gè)隨時(shí)間和家庭個(gè)體特征變化的貸款價(jià)值比視角探討住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)的關(guān)系，豐富和補(bǔ)充了已有的文獻(xiàn)。

2 理論框架

毛中根等［5］的研究指出房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響在房東和租客間存在顯著的差異性，基于此，我們將經(jīng)濟(jì)體中的家庭劃分為有房家庭和無(wú)房家庭（潛在購(gòu)房者或租客），并分情況構(gòu)建考慮住房?jī)r(jià)格、貸款價(jià)值比的消費(fèi)決定模型。

2.1 有房家庭

借鑒Iacoviello［16］，假設(shè)家庭可以無(wú)限期存活，則第i個(gè)受信貸約束的家庭面臨的目標(biāo)函數(shù)如下：

式（1）中，t≥0，E t表示t時(shí)刻的期望，γ為時(shí)間貼現(xiàn)因子，c表示家庭消費(fèi)，h表示持有住房的面積，j表示效用函數(shù)中由住房帶來(lái)的效用權(quán)重。

t時(shí)刻家庭面臨的預(yù)算約束和信貸約束分別為：

其中，qt表示住房?jī)r(jià)格，δ表示折舊率，R表示償付貸款的總利率，b表示家庭借款額，式（2）中右邊的最后一項(xiàng)表示當(dāng)家庭債務(wù)規(guī)模偏離其意愿水平時(shí)的調(diào)整成本。y表示家庭收入。m即為貸款價(jià)值比，反映既定房產(chǎn)價(jià)值的情況下家庭借款額的上限。

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，進(jìn)行一階求導(dǎo)并整理后（迭代過(guò)程略，如需要，可向作者索要）有：

公式（4）表明消費(fèi)c與住房?jī)r(jià)格q t、貸款價(jià)值比m之間的關(guān)系尚無(wú)法確定。

對(duì)有房家庭而言，房?jī)r(jià)上漲將通過(guò)資產(chǎn)增值形成促進(jìn)居民消費(fèi)的“財(cái)富效應(yīng)”。具體來(lái)看，房?jī)r(jià)上漲時(shí)住房將通過(guò)放松流動(dòng)性約束、誘發(fā)財(cái)富幻覺、降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄而最終促進(jìn)居民消費(fèi)。但也有學(xué)者指出房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)存在的前提是房產(chǎn)可以低成本變現(xiàn)，若搬遷成本較高、房產(chǎn)流動(dòng)性弱，則房產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)可能并不存在。鞠方等［7］更是發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響為負(fù)。作為兼具消費(fèi)品和投資品雙重屬性的特殊商品，如果有房家庭有改善型住房的需求，那么即便其當(dāng)前房產(chǎn)價(jià)格上漲，家庭依然可能削減消費(fèi)。同時(shí)，公式（4）表明，房?jī)r(jià)的變動(dòng)將直接影響住房作為抵押品的價(jià)值，因此當(dāng)房?jī)r(jià)上漲較緩慢時(shí)，家庭部門的債務(wù)水平也將緩慢增長(zhǎng)并能平滑消費(fèi)，最終導(dǎo)致居民消費(fèi)將與貸款價(jià)值比正相關(guān)［17］；而當(dāng)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)過(guò)快時(shí)，家庭部門的債務(wù)規(guī)模將急劇膨脹［18，19］，居民消費(fèi)將轉(zhuǎn)而與貸款價(jià)值比負(fù)相關(guān)?；诖?，我們有命題1：

命題1：對(duì)有房家庭而言，家庭消費(fèi)與貸款價(jià)值比的關(guān)系取決于房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)速度。

2.2 無(wú)房（租房）家庭

陳彥斌和邱哲圣［20］指出家庭普遍傾向于擁有自有房產(chǎn)，則1單位租用房產(chǎn)生的效用只相當(dāng)于1-ψ單位自有房，ψ∈（0，1）。類比于有房家庭，則無(wú)房家庭的目標(biāo)函數(shù)如下：

其中，β表示無(wú)房家庭的時(shí)間貼現(xiàn)因子，c′表示無(wú)房家庭的消費(fèi)，h′表示無(wú)房家庭的租房面積，j表示效用函數(shù)中由住房帶來(lái)的效用權(quán)重。

令每年的租金為q′t，則無(wú)房者面臨的預(yù)算約束為：

其中，q′t表示租金價(jià)格，b′表示租房家庭的借款額，式（6）中右邊的最后一項(xiàng)表示當(dāng)家庭債務(wù)規(guī)模偏離租房家庭意愿水平時(shí)的調(diào)整成本。

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，進(jìn)行一階求導(dǎo)并整理后有：

根據(jù)陳彥斌和邱哲圣［20］，房屋的租金價(jià)格與房屋價(jià)格之間存在如下關(guān)系q′t=αq t，其中α表示租售比。此時(shí)定義無(wú)房家庭的貸款價(jià)值比為：m′it=b′it／h′tq′t，則式（7）變?yōu)椋?/p>

因此，公式（8）表明無(wú)房家庭的消費(fèi)c′與住房?jī)r(jià)格q t、貸款價(jià)值比m′之間的關(guān)系尚無(wú)法確定。

對(duì)于無(wú)房者或潛在購(gòu)房者，房?jī)r(jià)的上漲一方面可能迫使其為買房（或支付更高的租金）而壓縮消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄，即為流動(dòng)性約束效應(yīng)；但另一方面也可能導(dǎo)致其對(duì)購(gòu)房絕望進(jìn)而放棄購(gòu)房，轉(zhuǎn)而增加消費(fèi)。同時(shí)，公式（8）表明，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲緩慢時(shí)，居民消費(fèi)與貸款價(jià)值比正相關(guān)，說(shuō)明適度規(guī)模的家庭債務(wù)可以緩解支大于收的缺口進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)；但當(dāng)房?jī)r(jià)上漲較快時(shí)，無(wú)房者為購(gòu)房將籌集更多的首付、償還更高的房貸不得不壓縮當(dāng)期消費(fèi)，且即便是無(wú)房者繼續(xù)租房，隨房?jī)r(jià)提高的租金也迫使其將增加儲(chǔ)蓄，最終導(dǎo)致無(wú)房者的消費(fèi)與貸款價(jià)值比負(fù)相關(guān)?；诖?，我們有命題2：

命題2：對(duì)無(wú)房家庭而言，家庭消費(fèi)與貸款價(jià)值比的關(guān)系取決于房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)速度。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選取

樣本來(lái)自中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CFPS），其范圍覆蓋全國(guó)，旨在通過(guò)對(duì)個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)主體的跟蹤收集數(shù)據(jù)，以此反映當(dāng)前我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)社會(huì)層次等方面的演進(jìn)，為微觀領(lǐng)域的實(shí)證研究以及政府相關(guān)政策的制定與實(shí)施提供重要的數(shù)據(jù)支持。本文主要運(yùn)用2010、2012、2014三年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，并據(jù)此構(gòu)造了三期的城鎮(zhèn)家庭面板數(shù)據(jù)。

實(shí)證分析中的因變量、自變量及控制變量的選取及度量方法構(gòu)造如下：

（1）因變量：城鎮(zhèn)家庭總消費(fèi)。家庭的總消費(fèi)支出包括食物支出、日用品支出等8項(xiàng)支出。除以總消費(fèi)支出作為被解釋變量外，我們將依據(jù)類別將消費(fèi)總支出分為耐用消費(fèi)品支出與非耐用消費(fèi)品支出兩大類，而依據(jù)消費(fèi)支出的用途則細(xì)分為居住、食物等八大類。

（2）主要解釋變量：

①家庭總收入。家庭的收入包括個(gè)人薪酬、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所得、家庭財(cái)產(chǎn)性收益、轉(zhuǎn)移性收入以及其他項(xiàng)目。

②住房?jī)r(jià)格。根據(jù)CFPS問(wèn)卷中家庭住房總值與住房面積推算出每個(gè)家庭所面臨的住房?jī)r(jià)格。

③家庭債務(wù)。主要指在調(diào)查年份尚未償還的房貸及其他貸款。

④金融資產(chǎn)。主要包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產(chǎn)品及借款。

（3）其他控制變量

查閱相關(guān)文獻(xiàn)，實(shí)證分析中的控制變量應(yīng)包括：戶主的性別、年齡、戶主的婚姻狀況、戶主的受教育水平、家庭是否持有自有住房、是否持有多套房等家庭人口特征統(tǒng)計(jì)變量。同時(shí)，結(jié)合我國(guó)當(dāng)前現(xiàn)實(shí)國(guó)情，家庭的首套房多是用于自住，而二套及以上的房屋才可能用于投資，即住房?jī)r(jià)格的變動(dòng)可能將顯著影響多套房家庭的消費(fèi)，為此本文考慮了多套房決策（兩套或兩套以上）對(duì)家庭消費(fèi)的影響?？紤]到宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能產(chǎn)生的影響［21］，本文也控制了省份經(jīng)濟(jì)變量（人均GDP），并將家庭總消費(fèi)支出、債務(wù)規(guī)模、總收入以及金融資產(chǎn)等價(jià)值型變量按居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)調(diào)整至以2009年為基期的實(shí)際值，并剔除異常值和缺失值。

3.2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征的描述

表1是對(duì)模型中主要變量統(tǒng)計(jì)特征的描述。在我們的數(shù)據(jù)中，一個(gè)家庭的平均成員數(shù)為3至4人，有55%的家庭戶主是男性，90%左右的戶主是已婚的，97%的家庭擁有自有住房，但僅有18%的家庭持有二套及以上房產(chǎn)，最多可達(dá)11套房產(chǎn)。戶主的平均受教育年限約為9年，僅為初中文化學(xué)歷。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 基準(zhǔn)回歸

表2中第1-5列均以家庭總消費(fèi)支出作為被解釋變量，其中第1-2列是對(duì)全體樣本運(yùn)用的是聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)效應(yīng)回歸，第3-5列是依次對(duì)有房家庭、無(wú)房家庭以及多套房家庭的面板隨機(jī)效應(yīng)回歸。表2中第1-2列的回歸結(jié)果均表明，家庭收入與居民消費(fèi)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與傳統(tǒng)的生命周期-持久收入假說(shuō)相一致，即家庭收入每提高1個(gè)百分點(diǎn)，將帶來(lái)消費(fèi)增加0.15個(gè)百分點(diǎn)。可能的解釋是，大部分家庭的經(jīng)濟(jì)來(lái)源是工資，因此工資水平的多寡將直接決定居民消費(fèi)的水平和質(zhì)量。但同時(shí)基于社會(huì)保障體系的不完善以及經(jīng)濟(jì)體中不確定性的存在，理性的家庭個(gè)體將預(yù)留一部分當(dāng)期的勞動(dòng)收入，而不單僅用于當(dāng)期的消費(fèi)支出，由此導(dǎo)致收入的增加僅引起居民消費(fèi)小幅度的增長(zhǎng)（影響系數(shù)僅為0.15）。

同時(shí)，表2中第1-2列的回歸結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)變量前的估計(jì)系數(shù)顯著為正，與黃靜和屠梅曾［22］的結(jié)論相一致。但金融資產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)的影響程度依然比較小，金融資產(chǎn)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，消費(fèi)支出約增加0.02個(gè)百分點(diǎn)。這一方面表明我國(guó)以股票為代表的金融市場(chǎng)的發(fā)展還很不成熟，導(dǎo)致居民對(duì)股票等金融市場(chǎng)的有限參與［23］；另一方面則說(shuō)明伴隨居民對(duì)金融產(chǎn)品收益及風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的逐漸增加，居民平滑金融資產(chǎn)波動(dòng)的能力也逐漸得以提高。

表2中第1-2列的回歸結(jié)果均顯示住房?jī)r(jià)格對(duì)消費(fèi)的估計(jì)系數(shù)均明顯為正（0.12），說(shuō)明房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)顯著。表2中第3-4列的結(jié)果顯示，住房?jī)r(jià)格將顯著促進(jìn)有房家庭的消費(fèi)，而將抑制無(wú)房家庭的消費(fèi)，與前文中假說(shuō)1相一致。對(duì)此的解釋是，住房兼具消費(fèi)品與投資品的雙重屬性，由此導(dǎo)致當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，一方面出租房屋的家庭將獲得更多的租金收入，另一方面提高了房產(chǎn)作為抵押品的價(jià)值，進(jìn)而最終促使有房家庭提高消費(fèi)水平；但對(duì)無(wú)房者家庭而言，房?jī)r(jià)的上漲將增加其未來(lái)的買房成本或當(dāng)前的租金成本，由此帶來(lái)消費(fèi)的下降。

當(dāng)表2的第2列中考慮家庭債務(wù)這一變量時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)，家庭債務(wù)的估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，且方向?yàn)檎f(shuō)明當(dāng)前我國(guó)的家庭負(fù)債以“杠桿效應(yīng)”為主，家庭負(fù)債的“杠桿效應(yīng)”抵消了債務(wù)必須償還的“擠出效應(yīng)”。這說(shuō)明，家庭負(fù)債儼然成為支配消費(fèi)變動(dòng)的一個(gè)關(guān)鍵因素，家庭借貸的動(dòng)機(jī)就是為平滑居民當(dāng)期收入與消費(fèi)支出之間的缺口，緩解居民面臨的流動(dòng)性約束，并以此促進(jìn)消費(fèi)的增加。但需要注意的是，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的杠桿效應(yīng)雖然顯著，但影響程度微弱（僅為0.02）。導(dǎo)致這一結(jié)果出現(xiàn)的原因可能在于，家庭債務(wù)是以償還為條件的，導(dǎo)致其對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)程度有限，致使家庭收入仍是決定家庭消費(fèi)的重要因素。

表2 家庭總消費(fèi)與住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)：基準(zhǔn)回歸

表2中的第1列顯示，住房?jī)r(jià)格對(duì)家庭消費(fèi)的總效應(yīng)是0.127，而第2列中，住房?jī)r(jià)格對(duì)家庭消費(fèi)的總效應(yīng)降至0.123，且調(diào)整后的擬合優(yōu)度由0.201微增至0.214，說(shuō)明住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的正向作用將部分借助于家庭債務(wù)進(jìn)行傳導(dǎo)。此外，李雪松和黃彥彥［24］指出對(duì)于僅持有一套房的家庭，即使房?jī)r(jià)上漲，但其出于改善型住房需求或未來(lái)投資需求，其在當(dāng)期將反而增加儲(chǔ)蓄而降低消費(fèi)。因此，表2中第5列將樣本局限在持有二套或二套以上的家庭，回歸結(jié)果顯示住房?jī)r(jià)格的估計(jì)系數(shù)明顯增大，說(shuō)明住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用確實(shí)在多套房樣本家庭中更強(qiáng)。

控制變量中，我們發(fā)現(xiàn)受教育水平越高的家庭，其消費(fèi)支出也更多，說(shuō)明高學(xué)歷群體的家庭更注重教育與生活品質(zhì)的追求，從而會(huì)有更多的教育支出以及文化品質(zhì)方面的支出。同時(shí)，更大規(guī)模的家庭，意味著人口數(shù)較多，相應(yīng)的消費(fèi)支出較大。樣本家庭的平均年齡為51歲左右，屬于中老年組，因此年齡的一階系數(shù)為負(fù)，二階系數(shù)為正，說(shuō)明隨著年齡的增加，家庭消費(fèi)將逐漸下降，但下降的速度將因政府當(dāng)前一系列社會(huì)保障措施的落實(shí)而趨緩。

4.2 家庭債務(wù)的貸款價(jià)值比機(jī)制

事實(shí)上，家庭往往面臨著流動(dòng)性約束效應(yīng)，即家庭的借貸行為總是受到信貸市場(chǎng)的制約，家庭并不總是能獲得自己需求水平的信貸規(guī)模。Gorbachev［25］指出，相較于不受流動(dòng)性約束的家庭而言，受流動(dòng)性約束的家庭，資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)其消費(fèi)的沖擊更強(qiáng)。根據(jù)我國(guó)的現(xiàn)實(shí)國(guó)情，家庭部門的債務(wù)主要由住房抵押貸款構(gòu)成，而諸如汽車等可耐品也可通過(guò)其所具有的擔(dān)保功能來(lái)獲得消費(fèi)信貸。即抵押品所具有的抵押機(jī)制，使得家庭負(fù)債規(guī)模與流動(dòng)性約束正相關(guān)。具體地，房?jī)r(jià)上漲時(shí)，家庭債務(wù)規(guī)模可能同步提高，家庭債務(wù)逼近于抵押物價(jià)值，進(jìn)而家庭面臨的流動(dòng)性約束增強(qiáng)；房?jī)r(jià)下跌時(shí)，家庭債務(wù)規(guī)模可能下降，家庭債務(wù)將遠(yuǎn)離抵押物價(jià)值，進(jìn)而家庭面臨的流動(dòng)性約束減弱。這說(shuō)明，家庭負(fù)債的變動(dòng)將內(nèi)生地引發(fā)流動(dòng)性約束的變動(dòng)，進(jìn)而通過(guò)流動(dòng)性約束效應(yīng)影響住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)間的關(guān)系?；诖?，我們以貸款價(jià)值比測(cè)度家庭債務(wù)流動(dòng)性約束效應(yīng)的大小，并構(gòu)造了兩個(gè)貸款價(jià)值比指標(biāo)：一是廣義的貸款價(jià)值比，以家庭債務(wù)總額與住房總市值的比率衡量；一是狹義的貸款價(jià)值比，僅以住房抵押貸款與住房總市值的比率衡量?；貧w結(jié)果見表3。

表3中第1-7列均是面板隨機(jī)效應(yīng)回歸的結(jié)果。表3中第2列的Panel A 和Panel B 的回歸結(jié)果顯示，從全樣本的角度來(lái)看，無(wú)論是廣義貸款價(jià)值比還是狹義貸款價(jià)值比，其均將顯著促進(jìn)消費(fèi)，且貸款價(jià)值比的加入，使得房?jī)r(jià)前的估計(jì)系數(shù)變大，說(shuō)明貸款價(jià)值比的存在將顯著增強(qiáng)住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的影響；其次，表3中第3列的Panel A 和Panel B的結(jié)果顯示，貸款價(jià)值比二次項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明貸款價(jià)值比對(duì)居民消費(fèi)存在非線性的影響。以廣義貸款價(jià)值比為例，當(dāng)貸款價(jià)值比小于1.38時(shí)，貸款價(jià)值比將依然促進(jìn)居民消費(fèi)；但超過(guò)1.38以后，其將抑制居民消費(fèi)的增加。此外，進(jìn)一步將樣本細(xì)分為有房家庭和無(wú)房家庭分別進(jìn)行回歸后，貸款價(jià)值比對(duì)有房家庭消費(fèi)的影響類似于全樣本，但對(duì)于無(wú)房家庭而言，系數(shù)不再顯著，但貸款價(jià)值比估計(jì)系數(shù)依然保持類似的符號(hào)，較好地驗(yàn)證了第二部分理論框架中提出的命題1和命題2。

表3 住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)：貸款價(jià)值比機(jī)制

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01；括號(hào)內(nèi)為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；此處控制變量同表2。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證表2中基準(zhǔn)回歸結(jié)論是否穩(wěn)健，我們將家庭總消費(fèi)支出依次按照用途、類別與地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，以此進(jìn)一步考察住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)間的關(guān)系。

表4 消費(fèi)支出與住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)：八大類子消費(fèi)

首先，依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類標(biāo)準(zhǔn)，將家庭總消費(fèi)支出細(xì)分為八大類并依次進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸。表4中第1-8列的回歸結(jié)果顯示：（1）除食物、衣著這兩類消費(fèi)支出外，家庭債務(wù)對(duì)其余六項(xiàng)消費(fèi)支出均具有顯著的正向影響，杠桿效應(yīng)明顯；這也與經(jīng)濟(jì)直覺相一致，因?yàn)槭澄铩⒁轮鳛榛镜纳钚枨?，家庭很少借助?fù)債增加這兩類的支出；相反而是更傾向于將債務(wù)用于居住等耐用品的支出上。（2）除醫(yī)療保健類消費(fèi)支出外，住房?jī)r(jià)格對(duì)余下七項(xiàng)消費(fèi)支出均具有顯著的正向促進(jìn)作用，財(cái)富效應(yīng)明顯。

其次，將家庭總消費(fèi)支出按照用途細(xì)分為耐用品消費(fèi)支出與非耐用品消費(fèi)支出，并依次進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸。表5中第1-2列的結(jié)果顯示，家庭債務(wù)均顯著促進(jìn)兩類別的消費(fèi)支出，作用力度相當(dāng)；而住房?jī)r(jià)格對(duì)耐用品消費(fèi)的作用力度與非耐用品消費(fèi)。住房?jī)r(jià)格每提高1個(gè)百分點(diǎn)將帶來(lái)0.15個(gè)百分點(diǎn)的耐用品消費(fèi)支出。對(duì)此可能的解釋是，耐用品多數(shù)是一些使用年限較長(zhǎng)的物品，且單價(jià)較高，如汽車、洗衣機(jī)、音響設(shè)備等，由此導(dǎo)致住房增值的絕大部分用于購(gòu)買耐用品，相應(yīng)地，對(duì)消費(fèi)支出的促進(jìn)作用較大；而非耐用品的單位價(jià)值較低，一般所需資金支出小，對(duì)消費(fèi)的刺激力度較為有限。

最后，考慮到地區(qū)間因自然資源、地理區(qū)位以及相關(guān)政府政策支持力度的不同［26，27］，住房?jī)r(jià)格與家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的影響必然存在較大差異。因此，本文按照東部、中部、西部、東北部四個(gè)區(qū)域分別進(jìn)行分析，計(jì)量結(jié)果見表5的第3-6列。依次將東部、中部、西部、東北部的消費(fèi)支出對(duì)家庭債務(wù)與住房?jī)r(jià)格進(jìn)行面板隨機(jī)效應(yīng)回歸。表5中第3-6列的回歸結(jié)果顯示：第一，家庭債務(wù)將顯著促進(jìn)這四個(gè)區(qū)域的居民消費(fèi)，但相較于其他東部和東北部區(qū)域，西部和中部地區(qū)的家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的影響程度更大。對(duì)此可能的解釋是，東部和東北部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)水平較高，金融體系相對(duì)完善，居民融資渠道多樣化，因此家庭債務(wù)增加對(duì)該區(qū)域居民消費(fèi)的增加相對(duì)較為有限，而對(duì)于中西部這些欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，家庭債務(wù)的增加更能發(fā)揮資源配置的功能并由此帶來(lái)消費(fèi)更大的增長(zhǎng)；第二，房?jī)r(jià)明顯促進(jìn)中部地區(qū)的消費(fèi)增長(zhǎng)，且作用力度高于東部、西部、東北部，這與當(dāng)前東部地區(qū)房?jī)r(jià)上漲過(guò)快接近飽和，而中部地區(qū)房?jī)r(jià)后續(xù)繼而上漲的現(xiàn)實(shí)背景相一致［28］。表5的回歸結(jié)果說(shuō)明本文的模型是穩(wěn)健的、可靠的。

表4、表5的結(jié)果表明，將家庭消費(fèi)支出依據(jù)用途、類別與地區(qū)三個(gè)角度的分析依然顯示：住房?jī)r(jià)格將顯著促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，財(cái)富效應(yīng)顯著；家庭債務(wù)積極促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，杠桿效應(yīng)明顯。與表2的基準(zhǔn)分析的回歸結(jié)論相一致，表明上述計(jì)量模型設(shè)定正確，實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

表5 住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)：分消費(fèi)用途與分區(qū)域

4.4 內(nèi)生性討論

首先，為克服表2基準(zhǔn)模型的估計(jì)可能存在的某些無(wú)法觀測(cè)變量的影響，我們借助面板固定效應(yīng)再次進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6的第1-3列。可以發(fā)現(xiàn)，住房?jī)r(jià)格依然顯著促進(jìn)全樣本居民、有房家庭的消費(fèi)，但將顯著抑制無(wú)房家庭的消費(fèi)；家庭債務(wù)對(duì)全樣本家庭、有房家庭的消費(fèi)的影響顯著為正，對(duì)無(wú)房家庭的影響盡管也為正，但不顯著。這與表2基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致。

另一方面，當(dāng)家庭消費(fèi)支出增加時(shí)，家庭更可能出現(xiàn)入不敷出的情形，提高家庭負(fù)債的概率。家庭消費(fèi)支出與家庭債務(wù)間的這種反向因果關(guān)系，也可能造成表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果的有偏，干擾了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性?？紤]到工具變量回歸能兼顧因果關(guān)系與遺漏變量造成的內(nèi)生性，因此本文選用工具變量對(duì)模型中可能存在的內(nèi)生性予以解釋。構(gòu)造“社區(qū)中其他家庭的平均負(fù)債率”作為本文中家庭債務(wù)的工具變量。表6中的第4-5列的結(jié)果顯示，采用工具變量回歸后，第一階段回歸中，工具變量前的系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著為正，第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量為37.33，顯著大于10，通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)，說(shuō)明了所選擇的工具變量有效。第二階段的估計(jì)結(jié)果顯示，即使考慮了內(nèi)生性問(wèn)題，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)依然顯著，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的杠桿效應(yīng)依然顯著，再次說(shuō)明了表2回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 家庭消費(fèi)與住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)：工具變量回歸

5 結(jié)語(yǔ)

本文首先從理論上分別對(duì)有房家庭和無(wú)房家庭構(gòu)建了考慮貸款價(jià)值比的消費(fèi)決定模型，然后基于2010、2012、2014三年的家庭面板調(diào)查數(shù)據(jù)，詳細(xì)考察了房?jī)r(jià)上漲、家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的作用及貸款價(jià)值比相應(yīng)的作用機(jī)制。估計(jì)結(jié)果表明：第一，住房?jī)r(jià)格將顯著促進(jìn)有房家庭的消費(fèi)，而抑制無(wú)房家庭的消費(fèi)；第二，無(wú)論是有房家庭還是無(wú)房家庭，家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)均表現(xiàn)出顯著的杠桿效應(yīng)，擠出效應(yīng)不顯著；貸款價(jià)值比對(duì)有房家庭和無(wú)房家庭均存在顯著的門檻效應(yīng)，即當(dāng)貸款價(jià)值比達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，貸款價(jià)值比將阻礙消費(fèi)的增長(zhǎng)。第三，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)將部分借助家庭債務(wù)進(jìn)行傳導(dǎo)，且貸款價(jià)值比的存在將放大住房?jī)r(jià)格這一正向作用?；诖?，我們有如下政策建議：

（1）家庭債務(wù)已成為影響居民消費(fèi)的重要因素之一。但需警惕的是，盡管家庭負(fù)債能彌補(bǔ)支大于收的缺口，但當(dāng)負(fù)債水平過(guò)高時(shí)，高額的債務(wù)剛性償還將擠占家庭的消費(fèi)支出，此時(shí)負(fù)債水平的累積反而阻礙居民消費(fèi)的增加。

（2）居民消費(fèi)、家庭債務(wù)與住房?jī)r(jià)格同向變動(dòng)，因此政府在控制住房?jī)r(jià)格上漲的同時(shí)勢(shì)必犧牲了部分住房?jī)r(jià)格的財(cái)富效應(yīng)，阻礙了消費(fèi)的增長(zhǎng)，應(yīng)推行差異化的住房調(diào)控政策。

（3）實(shí)施區(qū)別化的信貸政策，將信貸資金合理地配置在房市與消費(fèi)領(lǐng)域，才能在保持住房?jī)r(jià)格平穩(wěn)增長(zhǎng)的同時(shí)，發(fā)揮家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，最終實(shí)現(xiàn)住房?jī)r(jià)格穩(wěn)定與居民消費(fèi)平穩(wěn)增長(zhǎng)的雙目標(biāo)。