住房價格、流動性約束與居民消費率

李江濤 孫啟偉 紀建悅

摘? ?要：與以往直接通過財富效應和擠出效應分析住房價格對居民消費率的影響不同，本文將流動性約束納入分析框架，指出考慮流動性約束后，住房價格對居民消費率存在非線性影響的機理。在此基礎上，以流動性約束作為門檻變量，采用面板門檻模型，以我國34個大中城市的面板數據為樣本進行實證分析。研究發現，隨著流動性約束水平降低，住房價格上漲對居民消費率的抑制效應明顯減弱，存在顯著的雙重門檻效應。

關鍵詞：居民消費率;住房價格;流動性約束;面板門檻模型

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? ?文章編號：1674-2265（2018）12-0023-05

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.12.004

一 、引言

現階段，我國經濟已步入新常態，表現為產能過剩、投資和出口動力不足，消費需求正在成為拉動經濟增長的主體（易培強，2015）。然而，根據國家統計年鑒數據顯示，近些年來我國居民消費率由2005年的75.70%下降到2014年的68.53%（見圖1），呈現出逐年下降的趨勢特征。因此，如何拉動居民消費、促進經濟增長是我國當前需要解決的重要問題。

與此同時，房地產業作為影響經濟發展的重要因素，近年來在我國取得飛速發展，全國住房平均銷售價格由2005年的2936.96元上漲至2014年的5933元，住房價格一直處于上漲狀態（見圖2）。這與居民消費率的變化特征正好相反。住房價格和居民消費率相反的變化趨勢，是偶然現象還是必然結果？這一問題值得進行深入研究。

當前對房價和居民消費關系的研究，國內外學者主要存在以下三種觀點：一是房價與居民消費為正向的線性關系。Carroll等（2006）認為21世紀初美國金融市場低迷并且工資收入增長緩慢，但消費增長依然強勁的根本原因是由于房地產價格上漲使得人們增加對未來的收入預期，對消費產生財富效應。Chen（2006）采用瑞典1980—2004年的季度數據，利用誤差修正模型和PT變量分解方法，實證結果表明房價的持續上漲對居民消費有顯著的促進作用。二是房價與居民消費呈現負向的線性關系。Louise Sheiner（1995）認為住房價格上漲對年輕群體產生的財富作用是負向的。通過面板數據的實證分析，發現房價與儲蓄正相關，意味著與居民消費率負相關。 戴穎杰和周奎?。?012）運用FAVAR模型對我國房價和居民消費進行實證分析，研究發現房價對消費為抑制作用，沒有表現出財富效應。周華東和高玲玲（2014）基于生命周期理論和相對收入假說，對我國29個城市2001—2010年的動態面板數據進行實證分析，得出2005年之前房價對消費的影響不顯著，2005年之后房價對居民消費呈顯著的擠出效應。三是兩者呈非線性關系。薛杉（2012）認為房價對消費的作用取決于財富效應和擠出效應的相對大小。在房價較低的階段，房價上漲對消費產生的財富效應大于擠出效應;隨著房價上漲超過到一定水平，其擠出效應大于財富效應，并利用實證方法證明房價上漲與居民消費呈倒U形關系，與機理分析結論相同。 段忠東和朱孟楠（2014）利用門檻模型研究房價增長率和居民消費之間的非線性關系，得出房價增長率對居民消費產生擠出效應，但房價低增長階段的擠出效應比高增長階段更加顯著，因此呈現非線性特征。

已有文獻對兩者關系展開研究時，主要認為住房價格通過財富效應、擠出效應對居民的消費產生影響。值得注意的是，居民的消費行為同時也會受到流動性約束的影響（南永清，2015）。而住房不管是作為投資品、抵押品或者是居住用途，都會受到流動性約束或對流動性約束產生影響。因此，分析住房價格與居民消費率之間的關系時，流動性約束因素不容忽視?，F有的研究對此關注不多，本文擬將流動性約束納入分析住房價格對居民消費率的影響分析框架，對這一問題進行深入研究。

二、影響機理分析

（一）不考慮流動性約束的住房價格影響居民消費的機理

根據生命周期假說和持久收入假說，居民的當期消費取決于當期收入和預期收入，即根據對自己一生中預期的收入來計劃消費。當住房價格發生變化時，會通過財富效應和擠出效應對居民可用于消費的收入產生影響，從而影響消費。

財富效應是指當住房價格上漲時，使居民由于財富增加而導致用于消費的支出增加的效應。對于擁有房產的居民，當房價上漲時，住房可作為一種優質的抵押品，通過抵押獲得現金流增加，當期的可自由支配收入增加，從而可以提高當期的消費;此外，住房也具有投資品的屬性，價格的上漲通過使買賣住房的居民獲得的投資收益增加，增加財富積累，進而促進居民進行消費。這就是房價上漲所帶來的財富效應。

擠出效應是指當住房價格上漲時，會擠出居民用于消費的支出，從而降低消費的效應。當住房價格上漲時，對于租房或計劃買房的消費群體來說，意味著未來為購房或租房的支出將會增加，因此不得不縮減當期消費，進行預防性儲蓄，來保障未來的購房或租房支出。這就是房價上漲所帶來的擠出效應。

（二）考慮流動性約束的住房價格影響居民消費的機理

流動性約束是指一些影響資產流動性的約束，包括獲取流動性資產以及使現有資產變現的因素。由于金融市場中存在著信息不對稱以及政策因素的管制、制約，信貸市場通常是不完全的，這會影響到交易成本以及貸款能力等，從而產生流動性約束。居民進行消費時，通常需要使用現金等流動性非常強的資產來購買，在流動性約束下，居民只能通過收入和已有的流動性資產來規劃消費。一般而言，流動性約束與居民消費呈反向變動關系，流動性約束越強，居民消費越少。

就住房而言，流動性約束會影響住房作為投資品或抵押品進行變現的能力，也會影響到消費者購買住房獲取貸款等資金的難易程度，這會對住房價格通過財富效應及擠出效應作用于居民消費的機理產生影響。在財富效應方面，由于自有住房具有投資品和抵押品的屬性，作為投資品，若交易費用、房產稅等過高導致交易成本過高，降低房地產財富的變現程度;作為抵押品，當對于手續費、利率水平、抵押要求等門檻過高時，也會增加抵押成本，不利于房地產資產的變現。此時，流動性約束較強，財富效應的發揮受到抑制，自然也會影響到居民的消費。因此，流動性約束水平的提高不利于財富效應的發揮。在擠出效應方面，倘若信貸市場由于信息不對稱或對收入水平、首付比例和利率水平等要求較高，將會使居民獲取貸款的難度增加，取得貸款的成本提高，這會導致居民為購買住房更加依賴于預防性儲蓄，縮減當期消費，也就是說流動性約束水平的增加會進一步增強房價上漲對居民消費的擠出效應。

綜上，住房價格對居民消費產生的影響是財富效應、擠出效應以及流動性約束綜合作用的結果。若住房價格上漲通過財富效應和擠出效應的綜合作用后表現出促進居民消費的效應，則考慮流動性約束后，這種促進效應將會減小;反之，若住房價格上漲通過財富效應和擠出效應的綜合作用后表現出抑制居民消費的效應，則考慮流動性約束后，這種抑制效應將被加大。

三、模型構建、指標說明與數據來源

（一）面板門檻模型的構建

對住房價格和居民消費率的關系進行分析，首先可以考慮建立標準的線性模型，如式（1）所示。如果要在其基礎上考察可能存在的非線性影響，特別是可能存在的區制轉移或門檻效應，Hansen （1999）的面板門檻模型是非常好的估計方法之一。該方法不僅能估計出門檻值，而且能夠對門檻值的正確性及內生“門檻效應”進行顯著性檢驗。其主旨思想是將門檻值作為一個未知變量納入一般的計量模型中，構建所考察的區制解釋變量系數的分段函數，并對門檻值及“門檻效應”進行相應的估計和檢驗。根據這一思想，首先假設存在“單門檻效應”，在式（1）基礎上可以構建單門檻模型（2），多門檻模型可由單門檻模型擴展得到。

（二）指標說明與數據來源

鑒于城市數據比省際數據更具代表性，因此選用中國2005—2014年34個大中城市的年度面板數據進行實證分析。所使用的各城市面板數據來源于《中國統計年鑒》、各城市統計年鑒、萬得資訊金融終端直接獲取或經過計算間接得出，個別缺失的數據用指數平滑法預測得出。

1. 被解釋變量。對居民消費率的度量，選用“各地區城鎮居民家庭人均消費性支出”和“各地區城鎮居民家庭人均可支配收入”的比值，以[CR]表示。

2. 控制變量。為了增加模型的擬合優度，在此選用兩個變量作為控制變量。參照付振奇（2013）、周微（2014）的研究，認為住宅投資完成額和城鎮化率對居民消費率都會產生一定的影響。各城市住宅投資完成額用[INV]表示，數據來源于《中國統計年鑒》主要城市年度數據;對城鎮化率的度量，由于對城市人口的統計分為城鎮人口和戶籍人口兩種統計口徑，為了使得統計口徑統一以及盡可能多地獲得原始數據，均采用戶籍人口統計口徑，選用各城市非農業人口與總人口的比值來表示城鎮化率，以[UR]表示。

3. 解釋變量。對房價的度量，本文主要研究的是居民消費率與住房價格之間的關系，因此在此采用各城市住宅商品房平均銷售價格，以[P]表示。

4. 門檻變量。對于門檻變量流動性約束的度量，本文采用人均儲蓄作為代理變量。一方面，儲蓄是貨幣供應量的重要組成部分，可以從結果視角反映流動性約束的強弱，人均儲蓄余額越高，本身就反映出流動性約束較弱;另一方面，陳健等（2012）認為人均儲蓄可以作為人均可自由支配收入的代理變量，可作為信貸約束的度量，而信貸約束是流動性約束的重要組成部分。具體變量說明如表1所示。

變量的描述性統計如表2所示。被解釋變量均值為0.73，變化范圍為0.41—1.19，幅度較大，反映出各城市之間的居民消費率存在較大的差異;解釋變量的變化區間更加明顯，為0.15—2.4，反映了住房價格在各城市之間隨著經濟發展所產生的顯著差異;控制變量均值分別為0.068和0.583，其中住房投資完成額相對變化范圍較大，城鎮化率變化范圍相對較小;門檻變量均值為10.6，變化范圍為7.15—12.63，由于該值為對數化之后的取值，因此，門檻變量的變化范圍也較大。

四、實證檢驗與結果分析

（一）單位根檢驗

本文采用相同根單位根檢驗LLC和不同根單位根檢驗ADF-Fisher兩種檢驗方法，以提高結果準確性。如果拒絕存在單位根的原假設，則可以認為此序列是平穩的，反之就是非平穩的。從表3的結果可以看出，各變量（包括門檻變量）皆為一階單整，即序列表現出一階差分平穩性。

（二）協整檢驗

本文進行協整檢驗時，選擇的是Kao檢驗，檢驗結果如表4所示，可以看出模型的各變量之間存在著協整關系。因此，可以使用經典回歸模型。

（三）門檻模型的估計與檢驗

選取流動性約束作為門檻變量進行門檻效應檢驗，所得F統計量與P值如表5所示，從中可以看出重復1000次 Bootstrap方法的單門檻檢驗，F值為17.0466，P值為0.0000，通過了1%的顯著性檢驗;接下來進行雙門檻檢驗，結果顯示F值為3.4647，P值為0.0700，通過了10%的顯著性檢驗，因此拒絕原假設，接受備擇假設，認為該模型存在雙重門檻效應（還可在此基礎上繼續進行多重門檻檢驗，直到不能通過F檢驗，考慮到研究的經濟問題，這里采用的是雙重門檻的估計結果）。

利用極大似然法對門檻的顯著性進行檢驗，此處選擇95%置信區間。門檻值估計結果和置信區間如表6所示?？梢钥闯鲩T檻值通過了檢驗。[LNS]的雙門檻分別為11.1723和11.5103，換算成人均儲蓄額即分別為 71132.53元/人和 99787.68 元/人。該門檻模型的參數估計結果如表7所示。

（四）結果分析

從控制變量來看，住宅投資完成額與居民消費率呈現顯著的正向相關關系。住宅投資完成額越高，越有利于經濟增長，從而也會促進居民消費;城鎮化率與居民消費率的系數并不顯著，說明城鎮化水平的發展并沒有對居民消費率產生顯著的影響。這與一些學者的結論有相似之處。有學者認為，城市化率的度量不僅與城鎮人口數量有關，還與基礎設施建設、社會保障等密切相關。因此，雖然城鎮人口比重增加，但由于相應的其他建設并沒有跟上城鎮化的速度，僅用城鎮人口比重并不能很好地度量城鎮化進度，因此城鎮化率對居民消費率的影響并不顯著。下文將主要分析在不同的流動性約束條件下，房價對居民消費率的影響。

從解釋變量來看，通過結果顯示并經過換算得出，在人均儲蓄額低于第一個門檻值71132.53元時，系數為-0.0806，且通過了1%的顯著性檢驗，房價對消費的影響呈現出明顯的抑制作用，表示房價每上漲1萬元，居民消費率就會下降大約8個百分點。當人均儲蓄額在第一個和第二個門檻值之間（71132.53

（五） 對結果的進一步討論

通過比較門檻值與各城市的人均儲蓄額發現，僅有27個數據超過第二個門檻值，這些數據主要分布在北京、上海、廣州和深圳，其余城市均在第二個門檻值以下，這說明只有極少數發展水平較高的城市，房價上漲沒有對居民消費率產生明顯抑制作用，而大多數城市由于流動性約束較強，抑制作用較為明顯。這符合本文開始對于房價對消費率影響的理論分析。北上廣深這4個城市居民整體儲蓄水平較高，整體經濟及金融發展水平較高，因此受到流動性約束較低，房價上漲對消費產生的抑制影響不顯著。而相比較而言，其他的城市由于經濟金融發展水平較低、人均儲蓄余額較少、受到的流動性約束較高，房價上漲對他們消費率的抑制作用較為明顯。

五、結論

文章采用2005—2014年中國34個大中城市的面板數據建立面板門檻模型，研究在不同的流動性約束下我國住房價格與居民消費率的關系。主要得出以下結論：第一，我國房價對居民消費率的影響主要表現為抑制作用。第二，在以流動性約束作為門檻變量的條件下，住房價格對消費率的影響存在著明顯的雙重門檻效應。隨著流動性約束的減弱，房價對居民消費率的負向作用也在逐漸減弱。第三，對于發展水平較高的城市，受到流動性約束較小，房價對居民消費率的影響不顯著;反之，對于其他城市而言，流動性約束效應比較明顯，因此表現為房價上漲對居民消費率的抑制作用也較為明顯。

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