（江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西南昌 330013）

一、引言

1998年中國實施住房制度改革以來，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮的作用越來越大。1998年房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值僅占當(dāng)年GDP的4.02%，2019年房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比例達(dá)到7.03%，可見房地產(chǎn)業(yè)已成為支撐我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。與此同時，近十余年來我國房價水平出現(xiàn)持續(xù)波動性上漲，如2002年我國房價平均水平為2250元/平方米，2010年全國房價均值突破了 5000元/平方米，2019年則達(dá)到了9307元/平方米。根據(jù)持久性收入假說，居民的消費不僅取決于當(dāng)期收入，還取決于其持有的財富水平，從理論上看，房價持續(xù)上漲會增加居民持有的財富水平，進(jìn)而會對居民消費產(chǎn)生較大的正向影響，即房價上漲具有顯著的財富效應(yīng)，Kartashova（2017）、楊碧云等（2017）、何興強和楊銳鋒（2019）等人的實證研究驗證了該結(jié)論。與上述研究不同的是，另外一些學(xué)者認(rèn)為房價上漲可能會造成居民為了買房而增加儲蓄，從而降低消費水平，即房價上漲表現(xiàn)出對消費的擠出效應(yīng)，Burrows（2018）、顏建曄等（2019）、王凱和龐震（2019）等人的實證研究證實了該結(jié)論。還有一些學(xué)者認(rèn)為房價上漲對居民消費的影響不是線性的，如李春風(fēng)（2017）認(rèn)為房價上漲和居民消費之間呈現(xiàn)典型的倒“U”型關(guān)系。羅孝玲和陳倩（2019）認(rèn)為二者存在典型的門限效應(yīng)，在金融發(fā)展門檻值之前，房價波動對居民消費產(chǎn)生抑制作用；在金融發(fā)展門檻值之后房價波動對居民消費產(chǎn)生促進(jìn)作用，即二者之間可能表現(xiàn)出正“U”型關(guān)系。筆者利用面板門檻模型分析我國房價波動和居民消費之間的關(guān)系，并進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗以期進(jìn)一步驗證二者之間的動態(tài)關(guān)系。

二、傳導(dǎo)機制和研究假設(shè)

從已有研究看，房價波動至少存在財富效應(yīng)、房奴效應(yīng)、流動性效應(yīng)、擠出效應(yīng)和工資效應(yīng)五重傳導(dǎo)機制，這些傳導(dǎo)機制如圖1所示。

圖1 傳導(dǎo)機制

房價波動的財富效應(yīng)在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論中有明確解釋，主要是指房價上漲會帶來居民總體財富的增加，從而促進(jìn)居民消費動機的提升和消費水平的增長。財富效應(yīng)還可以分為已兌現(xiàn)財富效應(yīng)和未兌現(xiàn)財富效應(yīng)，已兌現(xiàn)財富效應(yīng)是指居民已經(jīng)從房價上漲中通過出售、租賃住房獲得了財富的絕對增加，未兌現(xiàn)財富效應(yīng)是指居民尚未通過出售或出租形式獲得房價上漲帶來的財富增加。兩者均表現(xiàn)出房價上漲導(dǎo)致財富總量或者預(yù)期財富總量的增加，從而導(dǎo)致居民消費的提升。

房奴效應(yīng)又稱為預(yù)防性儲蓄效應(yīng)，是指當(dāng)房價上漲過快時居民為了在未來購房而不得不增加當(dāng)期儲蓄的現(xiàn)象，這會抑制居民消費水平。我國居民對“家文化”的執(zhí)念導(dǎo)致了住房消費成為了剛性需求，這種文化特征在一定程度上進(jìn)一步加劇了房奴效應(yīng)。還有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)房價上漲時，預(yù)期財富增加會削弱居民預(yù)防性儲蓄動機，使得住房表現(xiàn)出一定的緩沖儲備功能，進(jìn)而提升了消費水平（張傳勇和王豐龍，2017）。不過從實踐情況看，我國居民的房奴效應(yīng)較為明顯，特別是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的區(qū)域更為明顯。

流動性效應(yīng)是指居民面臨流動性約束前提下，當(dāng)房價上漲時，居民住房可以獲得的抵押貸款較多，此時居民流動性約束得到緩解的可能性提升，從而房價上漲促進(jìn)居民消費水平的增加。這種效應(yīng)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的區(qū)域具有普遍性，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢的區(qū)域并不突出 （張浩，2017）。擠出效應(yīng)是指房價上漲時，對于沒有住房的居民家庭而言，由于其預(yù)期的購房投資較大導(dǎo)致其當(dāng)期消費被擠出，從而對居民消費具有抑制效應(yīng)。大多學(xué)者認(rèn)為擠出效應(yīng)是當(dāng)前房價波動對居民消費影響的主要傳導(dǎo)機制（李春風(fēng)等，2018；梁艷艷等，2018），在當(dāng)前我國房價波動上漲周期中，擠出效應(yīng)在很大程度上對居民消費產(chǎn)生了明顯的抑制效應(yīng)。工資效應(yīng)是指隨著房價上漲，居民的工資也會出現(xiàn)波動上漲，雖然在短期內(nèi)存在工資剛性，但是從中長期來看居民的工資在房價上漲推動下會有一定程度的上漲，從而可以提升居民的邊際消費傾向。

由于房價波動對居民消費的影響存在多種傳導(dǎo)機制，且這些傳導(dǎo)機制對居民消費的影響表現(xiàn)出方向差異性，所以房價波動對居民消費的影響方向具有不穩(wěn)定性和時變特征?？傮w上看，房價波動對居民消費的影響可以簡單歸納為財富效應(yīng) （促進(jìn)消費）和擠出效應(yīng)（抑制消費）兩種情況，且同時存在。筆者認(rèn)為，居民住房同時具有投資品屬性和消費品屬性，在房價上漲較為緩慢時，住房的消費品屬性表現(xiàn)較為突出，居民會因為房價上漲的財富效應(yīng)而增加消費。隨著房價持續(xù)上漲，居民對住房的投資品屬性更為關(guān)注，為了追求未來財富現(xiàn)金流的最大化，居民會增加住房投資，從而使得當(dāng)前消費的增加變得越來越不明顯，財富效應(yīng)會逐漸衰弱，表現(xiàn)出邊際遞減特征。與此相反，房價上漲對居民消費的擠出效應(yīng)則表現(xiàn)出邊際遞增特征。由于房價上漲同時存在財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，在房價上漲的前期階段，財富效應(yīng)的作用大于擠出效應(yīng)，房價上漲表現(xiàn)出對居民消費的促進(jìn)。在房價持續(xù)上漲階段，財富效應(yīng)的作用小于擠出效應(yīng)，房價上漲表現(xiàn)出對居民消費的抑制?；诖耍P者提出假設(shè)1。

假設(shè)1：房價水平對居民消費水平的影響存在突變門檻效應(yīng)，房價水平未超越門檻值時，表現(xiàn)為財富效應(yīng)；房價水平超越門檻值后表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。

不僅如此，我國不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大差異，房價平均水平和房價上漲速度存在較大差異，居民的消費水平和消費理念也存在較大差異，這種差異會導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域房價波動對居民消費影響的財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的效果存在較大差異。筆者認(rèn)為，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其房價漲幅也最大，房價波動對居民消費的財富效應(yīng)的邊際遞減傾向較為突出，可能表現(xiàn)出和全國總體水平一致的門檻突變效應(yīng)。西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢，其房價波動較低，雖然財富效應(yīng)的邊際遞減傾向存在，但其門檻突變效應(yīng)可能并不突出，甚至可能不存在門檻突變效應(yīng)?；诖耍P者提出假設(shè)2。

假設(shè)2：不同區(qū)域的門檻效應(yīng)表現(xiàn)出較大差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢地區(qū)的門檻突變效應(yīng)不明顯。

三、實證設(shè)計

（一）模型設(shè)定

宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間往往表現(xiàn)出非線性關(guān)系，筆者研究的消費水平和房價水平之間也表現(xiàn)出典型的非線性關(guān)系。房價水平在影響居民消費水平時存在典型的突變效應(yīng)，即當(dāng)房價較低時，上漲的房價總體上是促進(jìn)居民消費的，但當(dāng)房價超過一定水平時，過高的房價可能對消費水平是抑制的。因此，在研究這兩者之間的動態(tài)關(guān)系時就不能采用傳統(tǒng)的線性回歸模型，而應(yīng)該采用門檻回歸模型。門檻回歸模型主要用來處理經(jīng)濟(jì)變量之間存在結(jié)構(gòu)性突變的實證難題。根據(jù) Hansen&Bruce（2000）、王群勇（2015）等人的研究，面板門檻回歸的統(tǒng)計問題和檢驗難題已經(jīng)得到較好解決，在實際中應(yīng)用的越來越廣泛，筆者選擇采用面板門限回歸模型進(jìn)行實證建模。面板門檻回歸的基本理論方程如式1所示。

其中 I(·)為指示函數(shù)，γ 代表門檻值，當(dāng) x＞γ 時I(·)=1，control代表模型中的控制變量，j表示控制變量的數(shù)量，εit代表隨機干擾項。

筆者研究房價水平對居民消費的影響，核心解釋變量是房價水平，被解釋變量是居民消費。根據(jù)表1，筆者從絕對消費水平和相對消費水平兩個維度測度居民消費水平，同時對應(yīng)采用房地產(chǎn)價格的對數(shù)值以及房地產(chǎn)價格對數(shù)值的上漲率分別表示絕對意義和相對意義上的房價水平。在此基礎(chǔ)上，筆者將面板門檻模型拓展為式（2）和式（3），其中式（2）中的房價水平和消費水平都是絕對水平，式（3）中的房價水平和消費水平都是相對水平。筆者同時估計式（2）和式（3），以提高模型整體穩(wěn)健性。

表1 模型變量及計算方法

表1反映了筆者在實證建模時采用的變量計算方法。絕對消費水平采用社會消費品零售總額的自然對數(shù)予以反映，相對消費水平是絕對消費水平的增長率。房地產(chǎn)價格采用某省某季度的商品房銷售金額和銷售面積之比計算得到，然后再計算其自然對數(shù)值。房地產(chǎn)價格上漲率是房地產(chǎn)價格水平的環(huán)比上漲率。根據(jù)已有研究，門檻變量的選擇可以采用模型自變量亦可采用其他變量，具體選擇時以相關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論為基礎(chǔ)進(jìn)行設(shè)計。筆者選擇采用核心解釋變量作為門檻變量，原因是房價水平的波動對消費的影響具有較為完善的理論基礎(chǔ)和現(xiàn)實傳導(dǎo)機制。

在控制變量選擇方面，根據(jù)以往學(xué)者的研究建議，筆者首先將實際利率（李春風(fēng)等，2017）、撫養(yǎng)系數(shù)（萬海遠(yuǎn)等，2019）、人均可支配收入（王凱和龐震，2019）和開放程度（徐妍和安磊，2019）納入，其中實際利率采用名義利率減去對應(yīng)的消費者物價指數(shù)替代；撫養(yǎng)系數(shù)采用非勞動力人口和勞動力人口的比值替代；人均可支配收入采用城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入的平均值的自然對數(shù)替代；開放程度采用進(jìn)口交易額和出口交易額之和與對應(yīng)季度GDP的比值替代。隨著我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進(jìn)一步深入，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度在逐漸增強，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平在逐步提高，這對居民消費結(jié)構(gòu)有較大的影響，筆者引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量，并采用第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的替代變量。另外，2008年金融海嘯后我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，以財政為主的調(diào)控政策對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。即近10余年以來財政政策的調(diào)整對居民消費水平和消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了較大影響，筆者引入財政平衡程度作為控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

全文數(shù)據(jù)采用2005年第1季度至2019年第4季度的省級季度數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各省份歷年統(tǒng)計年鑒，個別無法獲取的數(shù)據(jù)進(jìn)行了平均值替代，同時對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%水平的縮尾處理。全文數(shù)據(jù)選擇不包括我國港澳臺地區(qū)和新疆、西藏的數(shù)據(jù)。

表2顯示了所有變量的描述性統(tǒng)計，被解釋變量絕對消費水平和相對消費水平的平均值均小于中位數(shù)，說明部分省份的消費水平偏低，整體上拉低了消費均值。核心解釋變量的房地產(chǎn)價格和房地產(chǎn)價格增長率的平均值小于中位數(shù)，說明部分省份的房價水平和房價上漲水平過高，整體上提升了房價的均值。不過經(jīng)過JB檢驗發(fā)現(xiàn)，所有變量呈現(xiàn)不同置信水平上的正態(tài)分布，具有較好的統(tǒng)計特征。

表2 描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）實證過程及結(jié)果

面板門限模型對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的要求和普通面板模型一致，主要取決于其數(shù)據(jù)屬性和面板數(shù)據(jù)中時間序列的長度。從數(shù)據(jù)屬性看，主要是宏觀經(jīng)濟(jì)變量，對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的整體要求較低。從時間長度看，筆者選擇2005—2019年的季度數(shù)據(jù)，時間序列較長對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求較高。因此，需要對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行驗證。表3顯示了本文變量單位根檢驗結(jié)果，可見變量hpit、ririt、dinit、openit和 instrit存在單位根，不是平穩(wěn)序列，其他變量則表現(xiàn)出平穩(wěn)的I(0)特征。對這些非平穩(wěn)序列進(jìn)行一階差分后的平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)均屬于I(1)變量。

表3 變量單位根檢驗

根據(jù)面板數(shù)據(jù)處理方法，如果非平穩(wěn)的序列之間存在長期協(xié)整關(guān)系，即可以用原始序列進(jìn)行實證建模。表4顯示了非平穩(wěn)序列之間的協(xié)整檢驗結(jié)果，根據(jù)Kao檢驗結(jié)果，本文非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johansen檢驗結(jié)果，非平穩(wěn)序列之間至少存在一個長期協(xié)整關(guān)系，可見本文實證變量的原始數(shù)據(jù)適合進(jìn)行面板模型建模。

表4 協(xié)整檢驗

表5顯示了面板門檻效應(yīng)的存在性和門檻值的情況。式（2）和式（3）都在1%置信水平水平上拒絕了不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)，同時都在1%置信水平上拒絕了兩個門檻值的原假設(shè)，并接受了存在1個門檻值的原假設(shè)，可見式（2）和式（3）中均存在一個門檻值，即式（2）和式（3）均為單重門檻效應(yīng)模型。進(jìn)一步檢驗其門檻值可知，式（2）的門檻值為0.1451，式（3）的門檻值為 0.0525，兩個門檻值均在95%置信水平上通過了統(tǒng)計檢驗。

表6顯示了面板門檻回歸結(jié)果。由于式（2）和式（3）均顯示出單重門限效應(yīng)，所以區(qū)分了對應(yīng)臨界值兩端的實證結(jié)果。在式（2）結(jié)果中，當(dāng)門檻變量hp＜0.1451時，房價水平和消費水平的回歸系數(shù)為0.3091，且在5%置信水平上顯著；當(dāng)門檻變量hp≥0.1451時，房價水平和消費水平的回歸系數(shù)為-0.1003，且在10%置信水平上統(tǒng)計顯著，即房價水平在未超越門檻值前對消費水平具有促進(jìn)作用，超越門檻值后對消費水平具有抑制作用。式（2）的F檢驗統(tǒng)計值為21.9845，在1%置信水平上統(tǒng)計顯著，即模型整體是通過統(tǒng)計檢驗的。在式（3）回歸結(jié)果中，當(dāng)門檻變量ghp＜0.0525時，房價水平和消費水平的回歸系數(shù)為1.0732，且在10%置信水平上顯著；當(dāng)門檻變量ghp≥0.0525時，房價水平和消費水平的回歸系數(shù)為-0.3925，且在5%置信水平上統(tǒng)計顯著，即房價水平在未超越門檻值前對消費水平具有促進(jìn)作用，超越門檻值后對消費水平具有抑制作用。式（2）的F檢驗統(tǒng)計值為32.4959，在1%置信水平上統(tǒng)計顯著，即模型整體通過統(tǒng)計檢驗。

表5 門檻效應(yīng)檢驗及門檻值

表6 面板門檻回歸結(jié)果

表7顯示了式（2）和式（3）的殘差單位根檢驗結(jié)果。經(jīng)過 LLC、IPS、ADF 三種殘差單位根檢驗發(fā)現(xiàn)：式（2）和式（3）均在不同置信水平上通過了殘差單位根檢驗，即證明了模型整體穩(wěn)健。

表8顯示了對式 （2）進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗的實證結(jié)果。通過將我國劃分為東、中、西三個區(qū)域進(jìn)行分組回歸發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)存在顯著的門檻突變效應(yīng)，即hp＜0.1529時，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計顯著且為正數(shù)，當(dāng)hp＞0.1529時，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計顯著且為負(fù)數(shù)。中部地區(qū)則未表現(xiàn)出門檻效應(yīng)，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計顯著且為正數(shù)，即房價水平對消費水平存在促進(jìn)作用。西部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的門檻抑制效應(yīng)，即hp＜0.1124時，房價水平對消費水平的促進(jìn)作用較為明顯，突破門檻值后，房價水平對消費水平的促進(jìn)作用變得更小，但尚未表現(xiàn)出突變效應(yīng)。

表7 殘差單位根檢驗

表8 區(qū)域異質(zhì)性檢驗

（二）實證結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

第一，根據(jù)面板門檻模型回歸結(jié)果，無論是式（2）中絕對房價水平對絕對消費水平的影響，還是式（3）中相對房價水平對相對消費水平的影響，均表現(xiàn)出單重門檻效應(yīng)，且在沒有突破門檻值以前，二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；突破門檻值后二者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明房價水平對消費水平的影響存在典型的門檻突變效應(yīng)，該結(jié)論驗證了假設(shè)1。在沒有突破門檻值前，房價水平的提高確實提高了我國居民的總體消費水平，且無論從絕對值看還是從相對增長趨勢看，房價水平都表現(xiàn)出對消費水平的提高作用，即房價提升的財富效應(yīng)較為明顯。在突破門檻值后，房價水平的提高從絕對值角度和相對值角度都對消費水平的影響表現(xiàn)出一致性，即房價水平的提高對居民消費具有顯著的擠出效應(yīng)。

第二，根據(jù)分區(qū)域回歸結(jié)果，東部地區(qū)表現(xiàn)出和全國樣本回歸時一致的回歸結(jié)果，即房價水平未超過門檻值時，房價水平對消費水平產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，當(dāng)房價水平超過門檻值后，房價水平對消費水平產(chǎn)生抑制作用。其可能的原因是：東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于中西部，其房價水平是三個區(qū)域最高的，房價對消費的財富效應(yīng)出現(xiàn)在房價較低的區(qū)域，而房價過高時房價對消費的擠出效應(yīng)表現(xiàn)的較為明顯。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，目前房價水平對消費水平整體上表現(xiàn)出促進(jìn)效應(yīng)。不過，超越門檻值后這種促進(jìn)作用有顯著的衰減，整體上表現(xiàn)出抑制性門檻，該結(jié)論驗證了假設(shè)2。中部地區(qū)房價水平對消費水平的影響整體上表現(xiàn)出促進(jìn)作用，未表現(xiàn)出抑制性或者突變性門檻。

第三，從控制變量看，表6式（2）中撫養(yǎng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明居民撫養(yǎng)壓力越大其消費水平越低，但是隨著房價水平的提升這種負(fù)向相關(guān)性減弱了，即房價水平對撫養(yǎng)壓力抑制消費水平的過程具有一定的調(diào)節(jié)作用。人均可支配收入的系數(shù)顯著為正，在突破門檻值后系數(shù)變大，說明人均可支配收入越大居民消費水平越高，而房價水平的提高進(jìn)一步擴大了這種影響。開放程度的系數(shù)顯著為正，且突破門檻值后系數(shù)變得更大，說明區(qū)域開放程度越高越有助于居民消費水平的提升，房價水平在此過程中進(jìn)一步促進(jìn)了這種影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為正且突破門檻值后顯著變大，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化有助于居民消費水平的提升，房價水平的提高在此過程中起到正向調(diào)節(jié)作用。

五、結(jié)論與建議

筆者系統(tǒng)研究了房價變化對居民消費影響的傳導(dǎo)機制和門檻效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：房價變化對居民消費的傳導(dǎo)機制主要包括財富效應(yīng)、房奴效應(yīng)、流動性效應(yīng)、擠出效應(yīng)和工資效應(yīng)，這些機制共同發(fā)生作用使得房價波動對居民消費的影響表現(xiàn)出多重性和時變特征。經(jīng)過實證研究發(fā)現(xiàn)：我國房價對消費的影響存在顯著的單重門限突變效應(yīng)，即房價水平未超越門檻值時表現(xiàn)為財富效應(yīng)，房價水平超越門檻值后表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。不僅如此，房價對消費的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)表現(xiàn)出門檻突變效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)存在門檻抑制效應(yīng)。綜合來看，房價波動對我國居民消費的影響不是簡單的線性關(guān)系，而是隨著房價的持續(xù)上漲存在近似倒“U”型的關(guān)系，并且東部、中部、西部三大區(qū)域的異質(zhì)性特征較為突出?；诖?，筆者提出如下對策建議。

第一，合理控制房價過快上漲，將房地產(chǎn)回歸居住屬性。在房價漲幅較大時，隨著財富效應(yīng)邊際遞減作用的加速和擠出效應(yīng)邊際遞增作用的加速，房價上漲會抑制居民消費。因此，為有效發(fā)揮房地產(chǎn)市場對居民消費和經(jīng)濟(jì)增長的正向作用，政府應(yīng)該努力將房價控制在合理范圍內(nèi)，同時應(yīng)進(jìn)一步強調(diào)住房的居住屬性而逐漸淡化其投資屬性，只有這樣才能達(dá)到房價調(diào)控的政策目標(biāo)。

第二，為有效實現(xiàn)房價調(diào)控目標(biāo)，政府應(yīng)該采取差別化信貸政策。根據(jù)實證分析結(jié)論，在房價波動對居民消費的影響問題上，我國東部、中部、西部三大區(qū)域存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，其中東部地區(qū)存在典型的門檻突變效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)總體上表現(xiàn)出財富效應(yīng)，但是存在典型的門檻抑制效應(yīng)。因此，東部地區(qū)過高的房價可能已經(jīng)表現(xiàn)出擠出效應(yīng)超過財富效應(yīng)的傾向，其信貸政策可以適度從緊。西部地區(qū)仍然表現(xiàn)出財富效應(yīng)，雖然突破門檻值后該效應(yīng)減弱，但仍然可以采取適度寬松的信貸政策。中部地區(qū)表現(xiàn)出財富效應(yīng)，且不存在門檻效應(yīng)，因此可以采用多樣化的信貸政策。

第三，探討多樣化住房補貼政策，提升“工資效應(yīng)”的傳導(dǎo)效果。首先，中低收入家庭因為存在買房的剛性需求，其房奴效應(yīng)較為明顯，需要采用多樣化的住房補貼、信貸優(yōu)惠政策予以支持。其次，當(dāng)前的住房補貼政策主要通過“人才公寓”“人才廉價租賃房”等形式完成的，雖然這些補貼起到一定的效果，但是其實施對象主要是年輕勞動力，本質(zhì)上只是推遲了住房需求的釋放時間，并沒有真正解決住房市場的動態(tài)均衡問題。在此意義上，通過這種補貼來促進(jìn)“工資效應(yīng)”機制發(fā)揮作用就顯得較為勉強。最后，由于整體收入水平較低，即使是直接的工資補貼也往往被儲蓄起來而較少用來消費，這導(dǎo)致“工資效應(yīng)”的作用機制較弱?；谏鲜鲈颍覈鴳?yīng)該進(jìn)一步探討多樣化的住房補貼政策，從金融機制創(chuàng)新、財政支持、補貼政策方面進(jìn)行優(yōu)化，真正發(fā)揮出“工資效應(yīng)”的傳導(dǎo)機制，從而實現(xiàn)促進(jìn)我國居民消費的穩(wěn)健提升的目的。