王重潤,楊 妍,韓保慶

(1.河北經貿大學 金融學院,河北 石家莊 050061;2.河北經貿大學 金融與企業(yè)創(chuàng)新研究中心,河北 石家莊 050061)

一、引言

過去十幾年,房價持續(xù)上漲,家庭不斷增加住房投資。[1-2]目前,住房在家庭資產配置中占比最大。面對過熱的房地產市場對宏觀經濟和金融穩(wěn)定帶來的沖擊,限購逐漸成為各地政府調控房地產市場的常用手段,特別是在2017年“房住不炒”政策提出后,限購、限貸、限售、限價等限制性交易政策被越來越多的地方政府所采用。房地產市場逐漸降溫,房價開始下跌,房地產泡沫風險得到緩釋,但是流動性風險卻隨之加大。住房流動性風險加大對家庭資產配置產生了影響,導致潛在的投資者降低房地產投資意愿而增加銀行存款等金融資產,也導致現(xiàn)有住房投資者資產結構鈍化和負債率上升,不利于資產市場穩(wěn)定,進而可能對宏觀經濟穩(wěn)定造成新的不利影響。在當前宏觀經濟面臨諸多不確定因素背景下,限制性交易政策的進退引起了熱議,房地產調控政策何去何從是一個需要認真考慮的問題,分析住房流動性變化對家庭資產配置的影響,可為完善房地產政策和宏觀經濟穩(wěn)定提供理論依據(jù)。

關于家庭資產配置,現(xiàn)有研究主要從房價或預期收益視角來展開。房價上漲產生“替代效應”和“流動性約束效應”,引導家庭重新規(guī)劃資產配置,在“替代效應”主導下,房價上漲與家庭風險金融資產配置呈現(xiàn)負相關關系。[3]另外,房價上漲預期降低了家庭的股票收益率預期,增持房地產投資,改變金融市場的股票投資和房地產投資的比重,[2,4]引起家庭資產在房地產市場和金融市場之間流動。除了預期收益外,與流動性相聯(lián)系的變現(xiàn)成本沖擊是投資者必須考慮的因素。[5]

住房流動性是指家庭以合理的價格出售或抵押房屋獲得資金的便利程度,即住房資產“無損失變現(xiàn)能力”的大小。[6]與金融資產相比,住房資產異質性強,交易成本高,交易持續(xù)時間長,具有弱流動性特點。[7-8]影響住房資產流動性的原因,一是賣方的報價策略,高報價會吸引錯誤的目標客戶群體,使得成交率下降,[9]“溫和”的報價策略則有助于提高待售房產的流動性;[10]二是市場狀況,當市場處于衰退期轉入復蘇期時,賣方更愿意將住房盡快賣出而放棄房價上漲帶來的部分收益,以避免可能因房價下跌產生損失;[11]三是交易政策,限制性交易政策如限購雖然有助于緩解房價的過快上漲,[12]特別是供需失衡造成的房價過快增長,[13-14]但是弱化了住房資產的流動性。

有學者探討了流動性與房價的關系,認為住房流動性影響房地產定價,[15]流動性上升會提高房價水平。[6]住房流動性風險是影響投資者決策的重要因素。[16]然而,鮮有學者從住房資產流動性視角關注家庭資產配置決策。已有的少量文獻發(fā)現(xiàn),住房的弱流動性使得持有住房的投資者需要承擔相應的風險,當出售房產時,他們不僅面臨交易價格的不確定性(價格風險),而且出售所需時間也面臨不確定性(營銷期風險),這就可能使得部分投資者轉向流動性更高的金融資產。[17]這個問題缺少足夠關注的原因,可能與住房流動性的度量困難有一定關系。由于房地產的異質性,度量金融資產的流動性指標比如換手率、買賣價差等不適用于房地產,僅見的文獻以住房抵押貸款證券化程度來表示住房流動性,[6]但是鑒于國內資產證券化市場規(guī)模依然較小,并不適用于描述房地產流動性。有文獻以市場周轉率表示流動性,定義為整個季度的購買和銷售總額與季度初該細分市場總資本價值的比值,[18]但是國內關于住房市場的統(tǒng)計數(shù)據(jù)并不完整,微觀層面的住房市場周轉率很難計算得到。

基于現(xiàn)有文獻,本文構造了一個簡單的理論框架,分析了住房流動性在資產配置中的作用以及限制性交易政策的影響,并通過面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗?？赡艿倪呺H貢獻有:一是從流動性視角,分析了住房流動性對家庭資產配置帶來的影響,以及對風險偏好和預期收益作用的調節(jié)效應,與從房價和預期收益視角的文獻相比,拓展了該領域的研究;二是以商品房銷售面積增速移動平均值作為住房流動性的代理變量,是目前在統(tǒng)計數(shù)據(jù)約束下能夠較好地刻畫住房市場流動性的方法;三是分析了限購政策對流動性與家庭資產配置決策關系的影響,從而為改善房地產市場調控政策提供新的依據(jù)。

二、理論分析框架

(一)基本模型

考慮代表性家庭的單期決策問題。家庭效用取決于消費、房產以及金融資產提供的效用。住房的效用受到流動性大小的影響,流動性越大,住房提供的效用越大,當住房具有完全流動性時(不存在變現(xiàn)損失),住房效用等同于住房價值。構造常系數(shù)相對風險厭惡CRRA效用函數(shù),即:

(1)

家庭在上一期做出投資決策,決定房產投資ht-1和金融資產St-1,在當期分別以價格pt和rt-1變現(xiàn),然后基于當期收入和資產變現(xiàn)收益,在當期消費Ct、房產投資ht、金融投資St之間進行分配。面臨的預算約束可寫為:

Ct+ptht+rtSt=yt+ptht-1-m(1-θt)ht+rt-1St-1

(2)

其中,θt表示流動性系數(shù),0≤θt≤1,數(shù)值越大,表示流動性程度越高。0

構造拉格朗日函數(shù),令一階條件等于0:

(3)

(4)

?L/?ht=ht-γ+λ[-pt-m(1-θt)]=0

(5)

(4)和(5)兩式相除,整理得到:

(6)

對ht求關于θt的偏導數(shù),得到:

(7)

(二)限制性交易政策的影響

近些年,各地紛紛實施的限購、限售、限貸、限價等限制性交易政策,直接降低了住房流動性θt,根據(jù)公式(7)可以看到,這必然導致住房資產配置ht降低。限制性交易政策還通過住房變現(xiàn)成本影響住房投資。限貸政策包括對首付比例、貸款利率以及貸款資格的限制,使得家庭住房投資成本上升。限購政策規(guī)定了購房資格和購房數(shù)量,直接抑制了投資性市場需求。限售政策規(guī)定了住房購買后再出售的時間長度以及相應稅費,使得住房變現(xiàn)成本提高,抑制投機性購房需求,也減少了市場供給。限價政策則直接控制了房價,限制了商品房價上漲和下降的最大幅度,導致房地產投資預期收益下降。求式(6)中ht關于m的偏導,得到:

(8)

(三)風險態(tài)度與預期收益的影響

風險態(tài)度可能會影響家庭資產選擇。風險厭惡型投資者更加偏好低風險投資,例如領取養(yǎng)老金和退休金的老年人群,或者收入穩(wěn)定的工薪人群,表現(xiàn)為風險厭惡,偏好短期資產與流動性較強的資產。近二十年來,房價始終處于上漲趨勢,房地產成為風險相對較低而預期收益相對較高的投資,投資需求旺盛,流動性強,成為風險厭惡型投資者所偏好的資產。經過二十年的增長,目前房價處于相對較高的水平。最近幾年,房地產定位發(fā)生了變化,投資屬性減弱,大城市房價上漲趨勢減緩,中小城市房價開始下跌,投資風險加大,在投資者風險厭惡影響下,住房投資需求下降。風險態(tài)度對資產配置的影響,可以通過求式(6)中ht關于風險態(tài)度γ的導數(shù)得到:

(9)

資產收益對家庭資產配置也會產生影響。這可以從兩個方面分析,從住房消費角度,房價上漲增加了購房成本,對當期住房需求產生了抑制作用。求式(6)中住房資產ht關于房價pt的導數(shù),得到:

(10)

從投資角度,房價上漲意味著投資收益增加,為了賺取投資收益,一套房家庭轉向多套房,[19]為了節(jié)省購房成本,租房家庭轉向買房,從而吸引更多的家庭投資更多的房產,并推動住房流動上升,而住房流動性升高則會進一步推高房價,帶來更多的房地產投資。為了說明這一點,利用隱函數(shù)規(guī)則對式(6)中流動性θt求關于房價pt的導數(shù),得到:

(11)

(四)流動性對金融資產配置與消費的影響

進一步分析流動性對金融資產配置和消費的影響,本文對式(6)中金融資產St求關于θt的偏導數(shù),結合式(7)得到:

(12)

為了觀察對消費的影響,我們首先對(5)和(3)兩式相除,整理得到:

(13)

然后對式(13)消費Ct求關于θt的偏導數(shù),結合式(7)得到:

(14)

(五)研究假設

綜合以上分析,提出如下待檢驗假設:

假設1:住房流動性上升促使家庭增加住房資產的持有規(guī)模。

假設2:限制性交易政策抑制了家庭住房資產配置。

假設3:住房流動性對風險態(tài)度與資產配置關系的影響與房價水平有關。當房價處于相對較高水平,住房流動性上升使得高風險厭惡家庭增加住房資產配置。

假設4:住房流動性擴大了預期收益上漲對住房資產配置的邊際影響。

假設5:住房流動性能否促進家庭金融資產增長與家庭持有住房資產規(guī)模有關,當家庭持有住房資產規(guī)模較大時,流動性上升就能夠促進家庭持有更多的金融資產。

假設6:住房流動性對家庭消費支出的影響與家庭持有的住房資產規(guī)模有關,當家庭持有住房資產規(guī)模較多時,流動性上升會擴大家庭消費支出。

三、數(shù)據(jù)與模型設計

(一)模型設計

為考察住房流動性對家庭資產配置的影響,構建雙向固定效應面板模型(15):

house_rateit=β0+β1liquidityit+β2limitt+βxXit+ci+λt+ε

(15)

其中,house_rateit為家庭i在t期的住房資產配置比重,liquidityit為家庭i在t期的住房流動性,虛擬變量limitt表示在t年是否限購。Xit為控制變量,ci為個體固定效應,λt為時間固定效應,ε為誤差項。

為了考察限制性交易政策對住房流動性與家庭資產配置關系的影響,在模型(15)基礎上加入交乘項liquidity×limit,建立模型(16):

house_rateit=β0+β1liquidityit+β2liquidityit×limitt+βxXit+ci+λt+ε

(16)

為考察風險態(tài)度與流動性相互作用對資產配置的影響,建立模型(17):

house_rateit=β0+β1riskit+β2liquidityit×riskit+βxXit+ci+λt+ε

(17)

其中riskit為家庭i在t期的風險態(tài)度,liquidityit×riskit為住房流動性與家庭風險態(tài)度的交乘項,交乘項表示風險態(tài)度與流動性相互影響。

為刻畫流動性與預期收益的相互作用對住房資產配置的影響,引入住房流動性與預期收益的交乘項liquidityit×exp_incomeit,建立模型(18):

house_rateit=β0+β1exp_incomeit+β2liquidityit×exp_incomeit+βxXit+ci+λt+ε

(18)

其中,exp_incomeit為家庭i在t期的預期收益。交乘項liquidityit×exp_incomeit表示流動性對預期收益作用的影響。

為刻畫住房流動性對金融資產配置和消費支出的影響,考慮到住房資產所具有的財富效應,在模型(16)基礎上引入對數(shù)住房資產lnh_asset,建立模型(19):

finance_rateit/lnconsumptionit=β0+β1liquidityit+

β2liquidityit×limitt+β3lnh_assetit+βxXit+

ci+λt+ε

(19)

其中,finance_rateit表示家庭i在t期金融資產配置比例,lnh_assetit為家庭i在t期的對數(shù)住房資產價值。lnconsumptionit表示家庭i在t期對數(shù)消費水平。

(二)數(shù)據(jù)與變量定義

宏觀數(shù)據(jù)主要來自《中國房地產統(tǒng)計年鑒》和Choice數(shù)據(jù)庫。家庭微觀數(shù)據(jù)來自中國家庭金融調查(CHFS)。CHFS調查自2011年開始,每兩年進行一次,2017年調查樣本覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市)(未包括中國港澳臺地區(qū)以及西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)),355個區(qū)縣?？紤]到數(shù)據(jù)的可靠性和連續(xù)性,選取2013年、2015年、2017年、2019年調查數(shù)據(jù),剔除無效樣本,包括樣本年齡小于18、家庭總收入為負、住房資產配置比例大于1和小于0的樣本等,并對連續(xù)型變量進行上下1%的縮尾處理,獲得21 833個樣本數(shù)據(jù)。

被解釋變量:家庭資產配置(house_rate)。資產配置是指各種資產在家庭總資產中的相對占比。本文考察住房流動性對住房資產配置的影響,所以家庭資產配置以住房資產占家庭總資產來表示。其中,住房資產是指扣除住房債務的房產凈值。之所以采用住房凈資產來表示住房資產,是因為如果住房資產中包括了住房債務,可能加劇內生性問題。因為從融資約束角度看,住房流動性表現(xiàn)為融資更加便利,[6]住房流動性提高可能會影響住房債務規(guī)模和成本,從而影響住房投資;反過來,住房債務擴大,購買力增強,也會提高住房流動性。為了盡可能減輕互為因果關系的內生性影響,所以定義家庭資產配置=住房凈資產/總資產。樣本家庭包括擁有一套和多套房家庭,對于多套房家庭,其住房凈資產為家庭持有的所有住房資產價值與未償還貸款的差值。

被解釋變量:金融資產配置(finance_rate)。金融資產配置定義為風險資產與家庭總資產的比值。風險資產指家庭持有的股票、債券、基金、理財產品現(xiàn)值總和。各項金融資產數(shù)據(jù)均來自CHFS問卷中關于金融資產的問題。剔除金融資產的缺失值,得到1 984個有效值。

被解釋變量:消費支出(lnconsumption)。在CHFS問卷中,消費支出為家庭衣、食、住、行、教育、醫(yī)療等消費總和取對數(shù)。

核心解釋變量:住房流動性(liquidity)。住房流動性衡量住房資產變現(xiàn)的難易程度。住房流動性高,一方面說明住房市場交易活躍,資產變現(xiàn)成本小;另一方面意味著住房的需求大,房價上漲,吸引更多的資金進入房地產市場,導致住房空置率下降(空置率定義為待售面積/銷售面積)。這意味著衡量住房流動性有兩種方式,一是按照變現(xiàn)成本或者交易時間來測量,如住房“交易速度”和“交易容易度”[20],但是缺乏相關的數(shù)據(jù)來源;二是按照房地產市場供求狀況來測度。住房需求旺盛,交易活躍,住房流動性就比較強。房地產銷售增速能夠較好地代表市場需求狀況。房地產銷售額包括了住房價格變動的影響,因為在被解釋變量和機制變量中有對房價的考慮,為了減少內生性和多重共線性的影響,采用商品住宅銷售面積指標代表住房市場情況,同時考慮到市場變化的極端情況,以移動平均法來平滑市場需求變化。所以本文以商品房銷售面積增速的兩期移動平均值作為流動性的代理變量,衡量住房流動性的變化。

圖1描述了住房流動性與房價變化的關系?？梢钥吹?住房流動性與房價變化之間具有較明顯的趨勢性聯(lián)系,主要是在住房價格提高的趨勢下家庭會在預期、偏好等因素下增加住房的購買,商品房銷售面積的增速提高(住房流動性),這種變化與經驗觀察相符合,也與Clayton等[21]的研究結果類似。

圖1 2010—2020年住房流動性(左軸)和住房價格增速

解釋變量:住房資產(lnh_asset)。住房資產為CHFS問卷中家庭住房價值與住房負債之間的差額。為消除異方差影響,取對數(shù)表示。

機制變量:風險態(tài)度(risk)。風險態(tài)度水平為CHFS問卷中“如果您有一筆資金用于投資,您最愿意選擇哪種投資項目”問題獲得。剔除回答“不知道”的樣本,本文將選擇“不愿意承擔任何風險”和“略低風險、略低回報的項目”的家庭定義為風險厭惡家庭,賦值為1;選擇其他選項的家庭為非風險厭惡家庭,賦值為0。

機制變量:預期收益(exp_income)。適應性預期下,家庭的行為不僅受當期影響,而且受滯后期影響。參考高波等[22]的研究方法,選取滯后一期房價漲幅作為家庭預期收益的代理變量。

政策虛擬變量。本文把限購政策作為限制性交易政策的代表,分析限購政策如何影響流動性與家庭資產配置決策的關系。根據(jù)2016年底“房住不炒”政策的提出為時間界限,把2017年、2019年CHFS調查樣本對應的年份定義為實施限購的年份,取值為1;2013年、2015年CHFS調查樣本對應的年份表示未實施限購年份,取值為0,構建虛擬變量,考察限購政策的影響。

控制變量?？刂谱兞恐饕獜氖茉L者特征、家庭特征和地區(qū)特征進行選取,如受訪者性別、年齡、婚姻狀況、健康程度、子女數(shù)量、家庭總收入、是否參加商業(yè)保險、是否參加養(yǎng)老保險、國內生產總值增速、消費價格指數(shù)增速等。

表1為各變量的解釋說明,表2為各變量的描述性統(tǒng)計。從表2中可以看出,家庭住房資產配置的均值為0.625,即平均來看住房資產占家庭總資產的62.5%,說明家庭的住房資產占總資產的比重十分高。住房流動性的均值為0.06,最大值0.314與最小值-0.326相差較大,說明各省市房地產市場流動性存在較大差異,是一個高度異質性市場。

表1 變量說明

表2 變量統(tǒng)計描述

四、實證結果與討論

(一)住房流動性與家庭住房資產配置

模型(15)和模型(16)的回歸結果如表3所示。表3中第(1)列為加入政策虛擬變量的全樣本回歸結果。住房流動性對家庭住房資產配置的系數(shù)為0.029,且在10%水平上顯著。說明住房流動性對家庭住房資產配置具有正向影響,住房流動性提高1個百分點,家庭住房資產配置比例提高0.029%。假設1得到證實。

表3 住房流動性與家庭住房資產配置

為了對比分析限購前后流動性與住房資產配置的關系,把樣本分為限購前和限購后兩組。第(2)列結果顯示,限購前住房流動性對家庭住房資產配置為正向影響,住房流動性提高1個百分點,家庭住房資產配置比例提高0.098 3%,且在1%的顯著性水平下顯著。第(3)列結果顯示,限購后流動性對住房資產配置的影響依然為正,邊際影響系數(shù)為0.013 4,但是并不具有統(tǒng)計顯著性?？赡茉蚴?2016年去庫存政策與限制性交易政策疊加,流動性對家庭資產配置的影響受到干擾,導致不顯著。

第(4)列報告了模型(16)的回歸結果。第(4)列顯示,加入流動性與限購的交乘項(liquidity×limit)后,住房流動性對家庭資產配置依然有顯著性影響,即住房流動性提高1個百分點,家庭住房資產配置比例提高0.056 5%;限購政策交乘項為負,且在10%顯著性水平下顯著,說明限購政策發(fā)布后,流動性對住房資產配置的正向作用被抑制,使得家庭住房資產配置降低。假設2得到證實。

現(xiàn)在回到第(3)列,盡管回歸結果并不具有統(tǒng)計顯著性,但是第(4)列的結果從側面證實了第(3)列結果的意義,即限制性交易政策降低了流動性對資產配置的正面影響。

(二)流動性影響的異質性分析

1.婚姻狀況。中國傳統(tǒng)認為住房是成家立業(yè)的必要條件,結婚需要購置新房。為了觀察婚姻因素對流動性與家庭資產配置關系的影響,本文將受訪人群的婚姻狀態(tài)作為分組條件,將樣本分為已婚組和未婚組,回歸結果如表4所示。對于已婚組和未婚組,住房流動性對住房資產配置的影響系數(shù)為正,也就是說,無論是否已婚,住房流動性提高都能夠促進家庭增加住房資產配置,而未婚組的流動性系數(shù)更大,這是婚前購房習俗的影響和表現(xiàn)。

表4 婚姻狀態(tài)異質性

2.子女數(shù)量。除了滿足家庭本身的住房需求外,中國父母總是為子女后代考慮,這可能對其購房行為產生影響。所以本文對家庭子女數(shù)量進行分組,考慮無孩子家庭和有孩子家庭的住房資產配置情況,回歸結果如表5所示。

表5 子女數(shù)量異質性

無孩子家庭的流動性系數(shù)顯著,而有孩子家庭回歸系數(shù)為正卻不顯著,可能的原因是,無孩子家庭一般屬于年輕家庭,其中一部分收入較低不太穩(wěn)定,對房價比較敏感,另一部分收入較高,敢于投資,流動性提高往往伴隨著房價上漲,對無孩子家庭就產生了比較大的影響;對于有孩子家庭而言,在素質教育下,家庭更注重孩子的全方面發(fā)展,資金投入較多,撫養(yǎng)負擔較重,無力購置更多的房產,另外,有孩子家庭大多已經購房,所以對流動性變化的反應不太明顯。

3.住房數(shù)量。家庭決定投資住房數(shù)量是否受到流動性的影響?本文把樣本區(qū)分為一套房和多套房兩組,從理論上分析,一套房需求一般屬于消費型需求,而多套住房需求就具有一定投資屬性了。消費型住房需求受到較強的預算約束,大都需要通過銀行抵押貸款,當住房流動性較高時,銀行貸款更容易得到,成本也更低,這將有助于家庭實現(xiàn)購房計劃,而且在房價上漲預期下,為了節(jié)約購房成本,這些家庭也會加快購房,所以流動性應該會促進這類家庭的住房資產配置。投資性需求同樣也會受到流動性刺激,流動性強意味著變現(xiàn)容易,投資收益更高。從回歸結果表6可以看到,一套房家庭回歸系數(shù)顯著,住房流動性提高會顯著增加這些家庭的住房資產配置,而且限制性交易政策則顯著降低了流動性對家庭資產配置的影響,符合理論預期。多套房家庭的回歸系數(shù)顯著為負數(shù),這可能是因為這些家庭住房資產配置已經較多,住房投資的高門檻造成這些家庭無力再追加住房投資,而流動性上升伴隨著房價收益增加,擁有多套房家庭開始尋求變現(xiàn)收益。

表6 住房數(shù)量異質性

4.戶籍狀況。家庭戶籍狀況受流動性影響不同。本文將樣本劃分為農村組和城鎮(zhèn)組。由于農村家庭住房的市場化程度低,大多是自建住房,所以農村組家庭受流動性影響不大,回歸結果如表7所示。城鎮(zhèn)組家庭中,流動性及其與限購政策交乘項系數(shù)顯著,農村組系數(shù)不顯著。

表7 戶籍異質性

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.內生性討論。本文的研究內容為住房流動性對家庭住房資產配置的影響,但家庭的選擇具有一定的主觀性,除本文的控制變量外,家庭成員的性格、習慣、觀念等也會影響家庭的資產選擇。這些變量的遺漏可能對回歸結果產生內生性問題,但這些變量觀測難度較大,也難找到合適的工具變量,這些變量不隨時間而變化,在截面數(shù)據(jù)中較難識別,故構建面板數(shù)據(jù),采用個體固定效應,解決不隨時間變化但隨個體變化的遺漏變量問題,同時采用時間固定效應,解決不隨個體變化但隨時間變化的遺漏變量問題。

另外,家庭資產配置與住房流動性之間可能存在相互因果關系——流動性固然會影響家庭資產配置決策,但是家庭資產選擇的結果也必然會影響資產價格和收益,進而影響資產的流動性,從而造成內生性問題,導致估計結果有偏,因此本文采取工具變量法對家庭住房資產配置與住房流動性之間的關系進行分析。選取新開工面積對數(shù)作為工具變量,房產商在一定程度上根據(jù)房地產流動性狀況來確定新開工面積,滿足相關性,同時新開工面積為省級層面宏觀變量,不直接受家庭投資影響,與家庭層面的選擇偏好等微觀變量無直接聯(lián)系,滿足外生性。

表8為引入新開工面積對數(shù)為工具變量的回歸結果。本文采用xtivreg2命令進行工具變量回歸,第(1)列為未加入控制變量的回歸結果,加入控制變量的回歸結果如列(2)所示,工具變量對住房資產配置的正向作用依舊顯著,一階段估計的F值為884.70,工具變量的t值為29.74,F值大于10%偏誤水平下的臨界值16.38,拒絕弱工具變量假設。

表8 工具變量檢驗

2.縮尾處理。參考南永清和孫煜研究方法[23],將流動性及住房資產配置進行了上下5%的縮尾處理,回歸結果如表9所示,在加入控制變量后,住房流動性的回歸結果顯著,與上文結論一致。

表9 上下5%縮尾處理

3.更換解釋變量。參考譚小芬和李奇霖去庫存化定義[24],以待售面積和銷售面積分別表示當前的住房供給狀況和住房需求。當住房流動性較大時,說明房地產市場需求旺盛,住房空置率降低。顯然,住房流動性與住房空置率為負相關關系。定義住房流動性為住房空置率的倒數(shù),即住房流動性=1/住房空置率。回歸結果如表10所示,住房流動性的回歸結果顯著,與上文一致。

表10 更換解釋變量

五、進一步分析

(一)住房流動性的調節(jié)機制作用

驗證假設3和假設4,即流動性對家庭風險態(tài)度、預期收益與資產配置關系的影響。由于限購等限制性交易性政策的直接目的是抑制房價過度上漲,在限購開始一段時間后,各地房價漲幅出現(xiàn)不同程度回落,所以將限購前定義為高房價時期,限購后界定為低房價時期,然后樣本分為限購前、限購后兩組,分別引入家庭風險態(tài)度、預期收益與住房流動性的交乘項表示流動性的調節(jié)作用,模型(3)的回歸結果如表11所示。其中,(1)(2)列報告了加入風險態(tài)度的回歸結果。第(1)列結果顯示,限購前交乘項liquidity×risk系數(shù)為0.097且在1%水平上顯著,說明住房流動性提高1個單位,風險厭惡家庭住房資產配置比例會提高0.097個單位,這與盧亞娟和殷君瑤[25]研究結論相近?；貧w結果支持了假設3。第(2)列回歸結果顯示,限購后這一關系發(fā)生變化,風險態(tài)度與住房流動性交乘項系數(shù)轉為負,說明限制性交易政策降低了住房流動性,面對著流動性風險加大,風險厭惡家庭進一步減少了住房投資,其幅度為-0.009 8個單位。但是交乘項系數(shù)并不具有統(tǒng)計顯著性,原因可能是同期去庫存政策干擾了限制性交易政策的結果。

表11 風險態(tài)度、預期收益與家庭住房資產配置

為了驗證假設4,模型(4)中加入預期收益,回歸結果如第(3)(4)列所示,無論限購前后,交乘項liquidity×exp_income系數(shù)均在1%水平上顯著,說明流動性升高會提高預期收益對資產配置的影響,假設4得到驗證。從分樣本來看,限購前,給定住房流動性,預期收益提高1個單位,使得住房資產配置額外提高2.128 1×liquidity個單位。限購后,這一影響變?yōu)?.859 1×liquidity個單位,與限購前相比,交乘項系數(shù)明顯變小,說明限購后房價上漲預期減弱,減少了住房投資。

對比流動性對風險態(tài)度與預期收益的影響,發(fā)現(xiàn)預期收益與流動性交乘項系數(shù)顯著大于風險態(tài)度與流動性交乘項系數(shù)(絕對值),這說明家庭住房資產配置更多地受到了來自房價上漲的影響。

(二)住房流動性與金融資產配置

根據(jù)模型(19),金融資產配置對住房流動性的回歸結果如表12所示。從全樣本來看,表12第(1)列結果顯示,平均來看,住房流動性對金融資產配置的影響為0.046 3,但并不顯著。而住房資產lnh_asset的系數(shù)顯著為負,說明住房資產增長1個百分點,造成金融資產配置比例下降0.025 9個百分點,這支持了周雨晴和何廣文的研究結論[26],即住房資產對金融風險資產配置具有擠出效應。

表12 住房流動性與金融資產配置

分樣本來看,表12第(2)列為一套房家庭的回歸結果,住房流動性對其金融資產配置沒有顯著影響。這是因為,從整體來看,對于一套房家庭,住房是消費,流動性升高帶來的房產價值的潛在增長被房價上漲帶來的購房成本的增加所抵消。但是表12第(3)列多套房家庭的回歸結果顯示,住房流動性對其金融資產配置影響顯著,系數(shù)為0.085 8,這意味著流動性提高1個單位,多套房家庭的金融資產配置提高0.085 8個百分點。這證實了假設5,即擁有較多房產的家庭,流動性提高可以使家庭增加金融資產配置。這一結論也可以從表6住房數(shù)量異質性分析結果中得到佐證——對于多套房家庭,住房流動性上升顯著減少了住房資產持有,這意味著家庭金融資產的增加。

(三)住房流動性與消費支出

很多文獻認為住房資產具有正“財富效應”[27-29]。由于流動性提高引起家庭增加住房資產配置,財產性收入增加,消費支出也可能會隨之增長。另外,流動性提高也意味著房價更高,在更加富有的心理作用下,也會刺激消費支出增加。在圖2中,實線表示住房流動性,在2012—2013年以及2016年至今,其走勢與虛線表示的消費支出占GDP比重的變化趨勢一致,例如當住房流動性下降的時候,消費占比也出現(xiàn)了明顯下降,只不過住房流動性的變化更大。

圖2 2011—2021年住房流動性(右軸)與消費比重的變化

假設6概括了住房流動性與消費支出的關系受到住房資產持有規(guī)模的影響。根據(jù)模型(19),消費支出對住房流動性的回歸結果如表13所示。

表13 住房流動性與消費支出

第(1)列全樣本回歸結果表明,平均來看,住房流動性的系數(shù)并不顯著。進一步,我們把樣本分為一套房和多套房家庭。第(2)列為一套房樣本的回歸結果,對于擁有一套住房的家庭而言,住房流動性的系數(shù)同樣不顯著。但是第(3)列回歸結果顯示,對于多套房家庭,流動性的影響系數(shù)為0.574且在1%水平上顯著,即流動性升高1個單位,家庭消費支出增長0.574個百分點;交乘項系數(shù)為-0.659且在1%水平上顯著,說明限購政策顯著降低了流動性的影響,減低幅度為-0.659個單位。第(3)列結果證實了假設6,即擁有房產多,流動性上升對消費產生促進作用。

六、結論與建議

利用中國家庭金融調查(CHFS)2013年、2015年、2017年、2019年面板數(shù)據(jù),以省域商品房銷售面積增速的兩期移動平均值表示住房流動性,構建固定效應模型。研究發(fā)現(xiàn):整體上看,住房流動性的提高能夠顯著促進家庭增加住房資產配置。以限購為代表的限制性交易政策顯著抑制了住房資產的流動性,進而降低了家庭對住房資產的投資。異質性分析顯示,當住房流動性上升時,已婚家庭、無子女家庭、城鎮(zhèn)家庭以及一套房家庭的住房資產配置明顯上升,而限制性交易政策對這些家庭的住房資產配置的抑制作用更明顯。不過,對于多套房家庭而言,其住房資產配置會隨著住房流動性上升而下降,而限制性交易政策則削弱了流動性的抑制作用。進一步分析表明,預期收益、風險態(tài)度對資產配置的影響受到住房流動性的調節(jié)。住房流動性上升會增強預期收益對住房資產配置的影響,而在房價較高水平時,流動性上漲會刺激高風險厭惡家庭增加住房資產配置。另外,住房流動性的提高會使得多套房家庭增加金融資產的投資,并促進多套房家庭消費支出的增長,但是對于一套房家庭的影響不顯著。

在國際國內雙循環(huán)背景下,提振內需的重要性不言而喻,而提高住房資產流動性對于擴大住房需求以及家庭消費支出都有積極意義。在堅持“房住不炒”的基本前提下,政府部門要采取有效措施激活房地產市場,提高住房資產流動性,盤活家庭住房資產存量,有效釋放住房的財富效應。著重在以下三個方面做好工作。

一是改善房地產市場流動性。放松對房地產投資的限制性政策,改善市場預期。如果考慮到銀行信貸風險,對購買多套房家庭可以取消限貸之外的行政性限制政策,放開住房購買和出售,并通過市場化方式比如稅收來進行收益調節(jié),防止過度投機。同時,開放房地產企業(yè)融資渠道,化解債務危機,盤活投資,增加市場有效供給。

二是創(chuàng)造市場流動性手段。政府聯(lián)合社會資本采取PPP模式,成立住房項目公司,收購市場空置住房,開展公共住房租賃,并借助公募REITs進行租金收益權證券化,回籠資金。PPP機構可充當房地產市場做市商,可以注入市場流動性,而引入資產證券化機制,有效解決資金來源和退出的問題。

三是完善住房租賃市場支持政策。要落實好《財政部、稅務總局、住房城鄉(xiāng)建設部關于完善住房租賃有關稅收政策的公告》,以稅費減免政策來支持存量住房資產進入租賃市場,擴大住房市場有效供給與需求。同時,要完善住房租賃信息的發(fā)布與合同管理,保護租客與房主的合法權益,規(guī)范住房租賃市場。