房價變化、信貸約束與住房“財富效應”非對稱性

周華東，周亞虹

（1.上海財經大學經濟學院，上海200433；2.合肥工業大學經濟學院，安徽合肥230601）

●經濟觀察

房價變化、信貸約束與住房“財富效應”非對稱性

周華東1，2，周亞虹1

（1.上海財經大學經濟學院，上海200433；2.合肥工業大學經濟學院，安徽合肥230601）

近年大量文獻考察了住房市場“財富效應”，但大都忽視了“財富效應”非對稱性問題。文章建立一個理論模型說明“財富效應”非對稱性的發生機制，并基于我國省際面板數據進行實證分析。研究結果表明：盡管不同類型的消費支出其“財富效應”的方向不確定，但大都具有一定的非對稱性，即當房價較低時，大部分家庭的信貸約束束緊，此時房價上升對消費的影響較大；當房價較高時，大部分家庭的信貸約束沒有束緊，此時房價上升對消費的影響較小。文章結論對進一步探明房價變化對消費支出的影響和房地產調控的宏觀效應具有一定的現實意義。

房價變化；信貸約束；財富效應；非對稱

一、引言與文獻綜述

近年來，我國居民消費持續走低，引發社會各界廣泛關注。居民消費率是指在某時期內一國或地區的居民消費總額占國內生產總值的比例，它和政府消費率（政府消費額占的比例）之和構成了一國或地區的最終消費率。按此定義，我國居民消費率從20世紀80年代初的51.8%持續下降至2010年的33.8%這一歷史最低水平。另一方面，如果我們考察城鎮居民的消費率（用城鎮居民消費性支出與其可支配收入之比衡量）也可以看出同樣的變化趨勢（見圖1）。城鎮居民消費率在80年代基本上在80%～90%之間波動，但從90年代初開始緩慢下降，1998年跌破80%至歷史最低點79.8%，此后城鎮居民消費率加速下降，到2013年已降至66.9%。

圖1 城鎮居民的消費率變化趨勢

眾所周知，我國20世紀80年代后期開始城鎮住房商品化改革，我國自1998年住房制度全面改革以來，各地房價水平持續上漲，全國住宅商品房平均銷售價格從1998年的1 854元每平方米漲至2013

年的5 850元每平方米，15年間增長了215%，年均增長14.4%。用CPI平減指數剔除通貨膨脹的影響后，實際房價水平上漲幅度也達到133%，年均增長8.9%。房價上升是否導致了城市居民消費的變化？即我國住房市場是否存在“財富效應”的這一問題激發了大量研究，但研究結論卻存在較大分歧。

部分文獻發現我國住房市場存在較顯著的財富效應。如王子龍等（2008）[1]利用1996-2007年全國房地產價格和季度居民消費的時間序列數據進行了實證研究，結果顯示房地產市場存在著明顯的凈財富效應。趙楊等（2011）[2]用中國1994-2011年間宏觀季度數據為樣本運用同樣的方法得出了相同的結論。黃靜和屠梅曾（2009）[3]利用CHNS（中國健康與營養調查）數據對2000-2006年居民房地產財富與消費之間的關系進行了研究，認為房地產財富對居民消費有促進作用，但是房價上漲使得房地產財富效應有所減弱。最近，杜莉等（2013）[4]利用2008-2011年對上海城鎮居民家庭進行入戶調查取得的數據發現房產價格上升總體上提高了上海城鎮居民的消費傾向。趙西亮等（2013）[5]利用CHIP（中國居民收入調查）數據中2002-2007年樣本發現房價上漲不能解釋中國城鎮居民的儲蓄率上升。

另一部分文獻認為我國住房市場不存在明顯的財富效應，部分研究甚至認為我國住房市場房價上漲對居民消費存在一定的“抑制”作用。如洪濤（2006）[6]利用2000-2004年的省際面板數據進行了實證檢驗，研究發現商品房屋平均銷售價格上漲會降低個人的消費支出。王柏杰等（2011）[7]利用我國2003年到2010年的季度面板數據，運用工具變量法考察了房地產財富效應，發現房價較高的省市并未表現出較高的消費效應。陳崇和葛楊（2011）[8]利用1998-2008年間的省級面板數據分析，表明房價在短期對儲蓄具有正面影響。譚政勛（2010）[9]利用1999-2009年上半年全國季度數據，通過估計分位數回歸模型分析認為2005年以來房價上漲對消費產生顯著的擠出效應。王子龍和許簫迪（2011）[10]利用我國30個大中城市1998-2009年的季度數據表明我國近年來房價持續上漲對居民消費產生了一定的“擠出”效果和“抑制”作用，但從全國總體來看這種“擠出”和“抑制”作用并不明顯。謝潔玉等（2012）[11]利用UHS（中國城鎮住戶調查）數據2002-2008年間樣本發現房價顯著抑制了消費，且該抑制效應在不同群體間差異明顯。陳斌開和楊汝岱（2013）[12]利用UHS數據2002-2007年樣本數據發現住房價格上漲使得居民不得不“為買房而儲蓄”，從而提高居民儲蓄，減少消費。

國外對房價變化與消費關系的研究結論也存在顯著差異。如Engelhardt（1996）[13]，Benjamin et al.（2004）[14]，Case et al.（2005，2013）[15-16]發現房價對消費具有大而顯著的影響。Elliot（1980）[17]，Skin?ner（1989）[18]，Hoynes&McFadden（1997）[19]，Calo?miris et al.（2009）[20]則發現住房的財富效應并不顯著。西方發達國家住房市場的實證研究很少發現房價上升降低消費的情況。但Muellbauer（1997）[21]認為，如果信貸市場不夠發達，房價上升很有可能使消費減少。然而他的實證研究表明考慮到信貸市場發展后，房價對消費的影響從無變為顯著為正，并沒有發現存在負面影響。

綜上，由于不同國家和地區存在較強的異質性，各國各地在傳統觀念、人口結構、貧富差距、金融發達度、投資渠道等方面存在顯著差異，進而影響住房財富效應，使得地區間財富效應不盡相同。國內外文獻對此差異性進行了廣泛的研究，但很少有文獻注意到房價變化對居民消費約束的非對稱現象，尤其是房價自身變化帶來的信貸約束松緊變化引致的財富效應非對稱性。需要指出的是，非線性和非對稱性特征是基于信貸市場不完善性的“金融加速器”理論的基本特征，對此已有大量理論和實證研究，但具體到住房市場財富效應的非對稱性，相關研究匱乏，包括Chen et al.（2010）[22]，陳健等（2012）[23]基于居民信貸約束的“區制轉換”研究了信貸約束對住房財富效應的非對稱性。本文首次利用中國總量分類數據直接說明我國房價變化對居民消費支出的非對稱性影響——當房價較低時，大部分家庭的信貸約束束緊，此時房價增加對消費的影響較大；當房價較高時，大部分家庭的信貸約束沒有束緊，此時房價增加對消費的影響較小。

本文剩余部分內容安排如下：第二部分分析財富效應的傳導機制，由此辨清信貸效應可能引致住房財富效應非對稱性；第三部分建立一個理論模型說明財富效應非對稱性的發生機制；第四部分包括變量和數據、計量模型設定、實證分析以及穩健性檢驗；第五部分是結論與政策含義。

二、財富效應傳導機制

為厘清住房財富效應非對稱性的本質特征，我們從財富效應的傳導機制出發闡述其起源。Ludwig &Slok（2002）[24]將房價變化對消費支出的影響分為實現的財富效應、未實現的財富效應、預算約束效應、流動性約束效應以及替代效應五種。李亮（2010）[25]歸結為直接的財富效應、抵押或流動性約束效應、緩沖儲備或預防性儲蓄效應、分布效應等四種傳導渠道。為使分類更具現實意義和可操作

性，我們這里將房價變化對居民消費支出的影響機制總結為為針對有房戶的直接財富效應和信貸效應以及針對無房戶的擠出效應和替代效應四種，見圖2所示。

圖2 財富效應分類

（1）直接財富效應指房價上漲使得擁有住房的家庭財富增加，財富增值使居民永久收入增加，從而會增加居民消費。根據LC-PIH，財富效應雖然在理論上有存在的可能，但是如下兩個方面的原因使得該效應大打折扣：其一，遺產動機。不論是由于未來的不確定性還是對子女的疼愛，中國大部分父母都會把房產遺留給下一代，對那些僅擁有一套自住房的家庭而言，這種財富效應是不會轉化為持久收入的增加。其二，有助于發揮財富效應作用的住房反向抵押貸款（“以房養老”）在我國剛起步，并未起到應有的作用。總之，財富效應的影響可能相對較弱，因為它僅存在于那些擁有多套房的家庭，而多套房的高收入家庭的邊際消費傾向卻很小。

（2）信貸效應指住房作為一種廣泛存在的抵押資產，房價上升使該抵押品價值增加，放松了信貸約束，增加居民消費。不論是多套房的擁有者還是單套房的擁有者，均可以從房價上升中獲得更有利的信貸條件。這對那些面臨信貸約束的有房家庭而言，顯然可以藉此提高信貸額度，有助于增加其消費支出。隨著金融市場的不斷發展和完善，該渠道的影響會逐漸增強。很多經濟學家認為信貸效應是影響財富效應的主要渠道。Catte et al.（2004）[26]通過對比研究表明，只有在抵押貸款市場發達的國家，房價變化才具有較強的財富效應。Campell& Cocco（2007）[27]的研究也進一步證實信貸條件對財富效應起著重要影響。

（3）擠出效應指對無房（租房）戶而言，房價上升一方面增加了其住房支出，直接減少了非住房消費支出；另一方面需要為購房進行更多的儲蓄，間接減少了非住房消費支出。Sheiner（1995）[28]考察了房價變動對租房家庭儲蓄的影響。前者利用美國1984年的PSID數據發現，房價上漲對儲蓄具有正向的影響，居住在高房價城市的年青租房家庭比居住在低房價城市的租房家庭儲蓄更多。

（4）替代效應指某些無房但又準備購房的家庭面臨高房價時可能放棄購房，轉而增加費住房支出的消費。Yoshikawa&Ohtake（1989）[29]在日本發現了這種情形，他們將此稱為“絕望的消費”。鑒于中國“有房才有家”的傳統觀念，個人擁有住房的欲望非常強烈，同時我國租房市場和住房保障體系不夠成熟，替代效應的影響可能遠弱于發達國家。也就是說，與擠出效應相比，替代效應的影響相對較小。

一般而言，財富效應、信貸效應和替代效應提高居民消費支出，擠出效應降低居民消費支出，總財富效應是這四種效應的加總。由于這四種效應的大小因地因時因人而異，總效應的方向和大小在不同地區、不同時期乃至不同人群中存在顯著差異也就不足為奇了。但是，有兩個問題的答案相對明確：其一，某些特定效應或者對特定人群的影響結果是明確的。比如，房價上升通常會促進有房家庭消費增加①，盡管它對無房（租房）家庭的影響方向不確定。其二，信貸效應存在非對稱性。如果其他條件不變，房價較低時信貸效應較強，房價較高時信貸效應較弱。換言之，相對于高房價地區而言，低房價地區的總財富效應強于高房價地區的財富效應。

三、理論模型

Bernanke et al.（1999）[30]提出的“金融加速器”理論表明，信貸市場對宏觀經濟波動的影響是非線性的。在金融加速器作用機制下，外部沖擊對經濟的影響取決于信貸市場所處的狀態而呈現非對稱性——寬松的信貸市場狀態下外部沖擊對經濟的影響較小，緊縮的信貸市場狀態下外部沖擊對于經濟的影響較大。但直到最近Case et al（.2005，2013）[15-16]才開始注意到財富效應的非對稱性。Guerrier&Iacovi?ello（2014）[31]在動態隨機一般均衡框架下對此進行了理論和模擬分析。本文基于Guerrier&Iacoviello（2014）建立一個簡化的動態一般均衡模型說明房價變化對居民消費支出的非對稱性影響。

假設家庭消費包括一般消費ct和住房ht，同時可以進行跨期借貸。家庭的跨期最優化問題為：

這里，E0是條件期望算子，β是貼現率，j代表家庭對住房的偏好。家庭面臨的約束條件包括現金流約束：

其中，pt代表住房相對于消費的價格，yt代表家庭收入水平，bt代表一期債券，R代表一期利率水平，δ代表住房折舊率，m代表信貸約束條件。

求解上述不等式約束問題可得如下Kuhn-Tuck?er條件：

當家庭信貸約束束緊時，bt=mptht，這時要求λt＞0；當家庭信貸約束未束緊時，bt＜mptht，這時要求λt=0。這對應于現實生活中的兩類家庭，前者受到信貸約束，有強烈的意愿增加貸款進行消費；后者位于預算約束線內部，貸款額度的增加對其影響不大。

對于信貸約束束緊的家庭：

由式（2）、（4）、（5）、（8）求解消費的穩態值：

對于信貸約束未束緊的家庭：

由式（2）、（4）、（5）、（10）求解消費的穩態值：

可以看到，信貸約束束緊的家庭的穩態消費支出不僅取決于家庭收入，還取決于房價。但信貸約束未束緊的家庭的穩態消費支出與房價無關，因為其借貸額度低于所能借貸的最大額度，從而與資產價值無關。分別對式（9）、（11）求關于房價的偏導數知：

即對于信貸束緊的家庭，房價上升會增加其消費；對信貸沒有束緊的家庭，房價上升不影響其消費。由此可見，社會總消費會隨著房價的上升而增加。此外，當房價較低時，大部分家庭的信貸約束束緊，此時房價增加對消費的影響較大；當房價較高時，大部分家庭的信貸約束沒有束緊，此時房價增加對消費的影響較小。換言之，房價變化對消費支出的影響隨著房價的高低不同呈現出一定的非對稱性。

四、實證分析

（一）變量與數據

本文使用源自《中國統計年鑒》和各省統計年鑒的我國31省（市、自治區）1999-2013年的面板數據。按照我國現行統計方式，城鎮家庭平均每人全年消費性支出（consump）細分為如下九類：城鎮家庭平均每人全年服裝消費性支出（con?sump_c），城鎮家庭平均每人全年交通和通信消費性支出（consump_t），城鎮家庭平均每人全年教育文化娛樂服務消費性支出（consump_e），城鎮家庭平均每人全年醫療保健消費性支出（con?sump_m），城鎮家庭平均每人全年家庭設備用品及服務消費性支出（consump_a），城鎮家庭平均每人全年耐用消費品消費性支出（consump_d），城鎮家庭平均每人全年食品消費性支出（consump_f），城鎮家庭平均每人全年居住消費性支出（con?sump_h），城鎮家庭平均每人全年雜項商品和服務消費性支出（consump_o）。通常而言，前四項消費性支出收入彈性較大，財富效應的非對稱性明顯；后面幾項消費支出屬于必需品范疇，收入彈性較小，財富效應的非對稱性較弱。主要解釋變量是住宅商品房銷售價格（price），其他控制變量包括城鎮居民家庭人均可支配收入（pincom）、城鄉居民儲蓄存款年底余額（save）和一年期人民幣存款利息（r）。所有名義變量都用各省當年的CPI指數按2000年不變價格計算，主要變量的描述性統計分析見表1所列。

表1 主要變量的統計描述結果

（二）計量模型

本文建立如下動態面板模型檢驗不同房價的地區其信貸效應是否存在非對稱性：

其中，下標i和t分別表示省份和年份。被解釋變量yit是消費支出指標，包括城鎮家庭平均每人全年消費性支出（consumpit）和各類消費性支出細目。priceit是住宅商品房銷售價格，虛擬變量dit在高房價地區賦值為0，在低房價地區賦值為1。由于我國從1998年住房制度改革以來，全國各地房價一直處在上升周期，尚未出現下降趨勢，故難以通過房價的上漲下跌來區分高、低房價地區。但從1999-2003年我國房價緩慢上升，至2004年則開始出現井噴式大幅增長。因而我們可以將1999-2003年作為低房價地區，2004-2013年作為高房價地區。另一個可供選擇的定義是比較各省1999-2013年的房價收入比，低于趨勢線的視作低房價地區，高于趨勢線的視作高房價地區。這里我們用第一種定義進行回歸分析，第二中定義的回歸分析在穩健性檢驗中給出。另外，Xit是其他控制變量，包括城鄉居民儲蓄存款年底余額（saveit）和一年期人民幣存款利息（rit）。μi是不可觀測的省際效應，νit是隨機擾動項。

（三）估計結果

由于存在“動態面板偏差”，FE估計是不一致的，因而采用系統GMM估計方法。該方法的優點是在滿足被解釋變量的滯后差分項與個體效應無關以及擾動項不存在自相關的前提下可以提高估計效率。根據各變量的經濟含義我們大致可以判定消費支出的滯后差分項與個體效應無關，同時AR（1）和AR（2）的結果表明擾動項的差分存在一階自相關但不存在二階自相關，因而擾動項不存在自相關。Sargan檢驗結果表明在5%的顯著性水平上無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設，這說明系統GMM估計方法適用。與趙安平和羅植（2012）[32]相同，本文采用兩步系統GMM方法進行回歸分析。

估計結果如表2所列。回歸（1）顯示高房價地區房價變化對居民消費的影響系數為0.025，低房價地區房價變化對居民消費的影響系數為0.030，說明我國存在微弱的正向住房財富效應。同時，交叉項系數為0.005，說明低房價地區的財富效應更大，比高房價地區財富效應高出20個百分點。這表示由于信貸約束，房價變化對我國城鎮居民消費性支出存在一定的非對稱性。為了進一步解釋房價變化對消費支出的非對稱性影響，我們還分別對各小類消費支出進行回歸分析。結果顯示，那些收入彈性較大的消費支出項目（服裝、交通和通信、教育文化娛樂服務及醫療保健消費支出）存在較明顯的非對稱性，而那些具有必需品特征的消費支出項目不具有非對稱性。表2的回歸（2）-（5）列出了服裝消費性支出（consump_c）、交通和通信消費性支出（con?sump_t）、教育文化娛樂服務消費性支出（con?sump_e）、醫療保健消費性支出（consump_m）等四項收入彈性較大的消費支出項目的回歸結果。回歸（2）顯示高房價地區房價變化對居民服裝消費性支出的影響系數為0.126，交叉項系數為0.012，低房價地區的財富效應比高房價地區財富效應高出9%。回歸（3）顯示高房價地區房價變化對居民交通和通信消費性支出的影響系數為0.063，交叉項系數為0.036，低房價地區的財富效應比高房價地區財富效應高出55%。回歸（4）顯示高房價地區房價變化對居民教育文化娛樂服務消費性支出的影響系數為-0.084，交叉項系數為0.040，低房價地區的財富效應比高房價地區財富效應高出46%。回歸（5）顯示高房價地區房價變化對居民醫療保健消費性支出的影響系數為-0.241，低房價地區房價變化對居民醫療保健消費性支出的影響系數為0.003，低房價地區的財富效應比高房價地區財富效應高出2%。回歸（4）和回歸（5）顯示即使這兩項消費支出存在負向財富效應，但依然存在明顯的非對稱性。

表2 房價與消費：基本結果

從表2的回歸（1）-（5）可以看到，盡管財富效應有正有負（總消費支出、服裝消費支出和交通和通信消費支出為正，教育文化娛樂服務消費支出和醫療保健消費支出為負），但房價變化對這幾項消費性支出影響的非對稱性卻始終存在并很顯著，這體現在交互項lnpriceit×dit的系數β2為正且都在10%水平上顯著（實際上，除了醫療保健消費支出外，其他幾個回歸系數實際上都在1%水平上顯著）。

（四）穩健性檢驗

本文通過選擇替代關鍵指標、改變計量模型設定及樣本范圍上述回歸進行一系列穩健性檢驗。首先，考慮關鍵指標的穩健性，基本回歸分析中我們將1999-2003年作為低房價地區，2004-2013年作為高房價地區。另一個可供選擇的定義是比較各省1999-2013年的房價收入比，將低于趨勢線的視作低房價地區，高于趨勢線的視作高房價地區。其次，考慮到其他宏觀因素的影響，本文還引入時間效應控制不隨個體變化的時期效應。再次，剔除特殊樣本。由于2004-2006年我國房價處在快速上升期，如果去掉這幾年數據有利于更好地對比高低房價地區的非對稱效應。穩健型檢驗結果表明，這些變化并不影響前述分析結論（限于篇幅，僅列出了替換高低房價指標的穩健性檢驗，這也是最重要的檢驗，見表3所列）。

表3 房價與消費：穩健性檢驗

五、結論與政策含義

本文提供一個理解財富效應非對稱性的理論框架，說明對于信貸束緊的家庭，房價上升會增加其消費；對信貸沒有束緊的家庭，房價上升不影響其消費。由此可見，社會總消費會隨著房價的上升而增加。此外，當房價較低時，大部分家庭的信貸約束束緊，此時房價增加對消費的影響較大；當房價較高時，大部分家庭的信貸約束沒有束緊，此時房價增加對消費的影響較小。換言之，房價變化對消費支出的影響隨著房價的高低不同呈現出一定的非對稱性。本文首次利用我國省際面板數據對財富效應的非對稱性進行實證研究，結果顯示我國部分消費支出的財富效應存在較明顯的非對稱性。

房價變化不僅影響消費，還通過抵押擔保形式的信貸約束渠道使該影響呈現非對稱性，這一特征對社會經濟生活有著重要影響。這對我們有如下幾點啟示：

（1）隨著房價的普遍攀升，信貸效應引致的正向住房財富效應有減弱的趨勢，這樣一種非線性特征會影響居民消費變化。這需要我們完善市場經濟體系、加強法制建設、創新消費金融模式，以形成有效利用住房“財富效應”的載體，促進居民消費。

（2）不同地區房價差異很大，房價調控政策和信貸政策應當差異化，著重緩解低收入地區和低收入家庭的信貸約束。低收入地區的房價水平及總體財富水平、金融自由化程度也往往較低，這需要加強地區發展政策尤其是金融信貸政策的扶持力度，努力培育中西部地區的市場潛力和消費潛力。

（3）房價變化還可能以類似的機制影響企業投資、政府購買以及國際貿易，即房價變化對國民經濟有著廣泛的非對稱性影響。因而，房地產調控政策對國民總體經濟具有一定程度的非對稱性影響，且調控效果可能因時因地而異。

（4）由于我國自1998年住房制度改革以來房價水平一直處在上升期，這使得我們對房價變化對消費影響的非對稱性研究不夠完整。同時，由于時間較短，相關參數估計可能也不夠準確。但可以預料的是，房價上漲使得信貸約束渠道產生的正向財富效應減弱，而一旦房價進入下跌期，信貸約束會產生較強的負向財富效應，對國民經濟造成嚴重的負面影響。

注釋：

①嚴格地說，應該是不存在對住房的凈需求的家庭其財富效應為正。對那些雖然擁有住房但存在對住房的改善性需求的家庭而言，其效果類似于無房（租房）家庭。

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［責任編輯：張青］

Housing Price Changing,Credit Constraint and Asymmetry of Housing‘Wealth Effect’

ZHOU Hua-dong1,2,ZHOU Ya-hong1
(1.School of Economics,Shanghai University of Finance and Economics,Shanghai 200433,China; 2.School of Economics,Hefei University of Technology,Hefei 230601,China)

In recent years,a large number of papers study the‘wealth effect’of housing market,most of them omit its asym?metry.This paper constructs a theoretic model to explicit the mechanism about how the asymmetry arises,and makes an empir?ical analysis based on the provincial panel data in China.The results show that:Although the direction of different types of con?sumption expenditure is uncertain,most of them are asymmetric.When the housing price is low,most families are constrained by credit,so the increase of housing price has a strong impact on consumption.When the housing price is high,most families are not constrained by credit,so the increase of housing price has a weak impact on consumption.The conclusion in this paper has some practical significance for the further study of the impact of housing price changing on consumption expenditure as well as the macroecnomic effect of regulating housing market.

housing price changing;credit constraint;wealth effect;asymmetry

F063.4；F830.5

A

1007-5097（2015）10-0086-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2015.10.013

2015-03-05

國家社會科學基金一般項目（13BJY056）；國家自然科學基金面上項目（71471108）；中央高校基本科研業務費專項資金項目（J2014HGXJ0159）；上海財經大學研究生創新基金資助項目（CXJJ-2012-393）

周華東（1978-），男，四川資中人，講師，博士研究生，研究方向：城市與房地產經濟，宏觀經濟；

周亞虹（1965-），男，上海人，副教授，博士生導師，研究方向：計量經濟理論與應用。