信貸擴張如何影響家庭房地產投資？
——以信用卡的擴散為例

榮 昭 徐娜娜 袁 燕

（1.中南財經政法大學文瀾學院 湖北武漢 430073）

（2.西南財經大學經濟與管理研究院 四川成都 611130）

一、引言

經濟衰退往往伴隨著信用收縮，并導致投資和消費下降。所以，向經濟體提供信用支持可能有助于經濟復蘇。目前我國經濟下行的特殊性在于，房地產上漲預期仍然普遍存在。這可能嚴重影響宏觀政策的有效性。一個典型的例子是，2009年上半年，官方注入總額為7.37萬億元的銀行信貸，比上一年同期增長了200%①數據來源于中國人民銀行官方網站。；直接的后果是隨之而來的房價飆升，許多城市一年內房價漲幅超過50%。信用大量流入房地產而不是其他實體經濟部門，這顯然有悖于通過信貸擴張來刺激經濟的初衷。因此，在目前的情景下，探究信貸擴張如何影響房地產需求方，即家庭的房地產投資決策，是一個很有現實意義的問題。遺憾的是，目前國外的相關研究雖然積累了一些文獻（例如Favara和Imbs，2015；Adelino等，2012），國內的相關研究仍十分缺乏，僅提供了一些全國加總層面的時間序列方面的證據。本文通過研究家庭擁有信用卡（即針對家庭的信貸擴張）對其購買二套房決策的影響，試圖從家庭微觀層面提供一些啟示。

我國家庭的資產主要配置于房地產（甘犁等，2013），因此我們將家庭投資行為的研究重點放在房地產投資上。自住房提供的消費流可能在租房市場中難以找到理想的替代品，因此我們重點研究投資傾向更加明顯的二套房購買。家庭在二套房購買時間的選擇上更多是基于其對房地產升值的預期，而不是像首次購房那樣，主要是由生命周期驅動。一般情況下，家庭在二套房購買方面存在較強的融資約束（按揭貸款對于二套房購買在首付款和支付能力方面有更加嚴格的要求），而信用卡具備一定的融資功能，有利于緩解家庭的融資約束。因此，我們有理由相信，在持有信用卡的情況下，家庭投資二套房的傾向會相應提高。本文通過實證分析，試圖回答如下問題：家庭持有信用卡之后是不是更傾向于購買二套房？如果是，家庭的融資約束程度以及對房地產升值的預期在其中分別扮演什么樣的角色？

我國信用卡市場已經具有相當的體量，對實體經濟足以產生實質性影響。截至2015年第一季度，我國的信用卡數量達到4.24億。①數據來源于中國人民銀行發布的《2015年第一季度支付體系運行總體情況》。同時，信用額度達到6.23萬億元，每張信用卡卡均額度達到1.47萬元；未償還信用卡貸款總額為2.55萬億元，信用額度使用率達到41%。同時，我國信用卡的普及程度相對于發達國家仍處于較低水平。Sharpe等（2012）發現，僅有30%的中國城市家庭擁有信用卡，可見信用卡尚未充分普及。這為本文研究提供了較為理想的識別環境。

本文的數據來源于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心提供的CHFS調查數據，該調查旨在研究我國家庭金融的相關問題。其2015年調查回訪了2013年訪問的家庭，我們由此構造了一個兩年的面板數據，來考察這些被訪家庭房地產資產的動態變化。為了考察家庭購買二套房的決策過程，我們把樣本限制在2013年只有一套房的城市家庭。通過回歸分析，我們估計了在這些家庭中，2013年已經持有信用卡的家庭在2015年擁有二套房的可能性相對于沒有信用卡的家庭是否有顯著提高。結果顯示，有信用卡的家庭購買二套房的可能性高出3.6個百分點。

然而，家庭是否持有信用卡并不是隨機的，而是自身選擇的結果。也就是說，家庭是否持有信用卡與家庭購買二套房決策可能是同時決定的（Wooldridge，2002）。因此，對持有信用卡是否影響家庭購買二套房決策的直接估計會存在潛在的估計偏誤。②我們不是特別擔心反向因果的問題。即使家庭在預期要買二套房的情況下，提前持有信用卡，也是家庭利用信用卡為二套房融資的證據。但是，可能存在遺漏變量問題，即家庭的某些不可觀測因素同時影響了家庭的信用卡持有和二套房購買，因此仍然存在內生性問題需要解決。借鑒Wooldridge（2002）對處理效應（treatment effect）存在自選擇問題時使用的工具變量估計方法，我們證實了持有信用卡和二套房購買之間存在正向的因果關系。此外，如果擁有信用卡的家庭和沒有信用卡的家庭在（事前）擁有信用卡的可能性上存在顯著差異，也可能導致估計的偏誤。為了解決上述問題，我們基于家庭擁有信用卡的可能性進行傾向得分匹配，然后使用匹配樣本進行回歸估計，仍然得到了一致的結論。

在確認因果關系后，我們進一步探討了信用卡影響二套房購買的可能途徑。首先，信用卡提供的信用應該不會影響沒有信貸約束家庭的投資決策。我們發現，信用卡對二套房購買的正向影響確實主要存在于有信貸約束的家庭。其次，房地產升值預期是導致家庭購買二套房的重要因素（李雪松和黃彥彥，2015）。我們發現，信用卡對二套房購買的正向影響在房價上漲較快的地區更加明顯。此外，我們還發現，該正向效應主要存在于有一定金融知識以及擁有城市戶籍的家庭。這說明，使用信用卡為購房融資需要使用者具備一定的金融知識，并且該融資功能在制度上傾向于對持有城市戶籍的個人開放。

信用渠道仍然是我國貨幣政策的主要傳導渠道。存在房地產升值預期的情況下，擴張性貨幣政策的有效性是否會被削弱？本文從信貸擴張的渠道提供了一些家庭層面的微觀證據。我們發現本來應當用于家庭消費的信用轉而流入房地產，這對我國金融監管提出了新的挑戰。值得注意的是，信用卡對二套房購買的正向影響主要存在于有信貸約束的家庭。這類家庭的違約風險較高，信用擴張因此有可能推高了房地產市場過熱的系統性風險。我們在小結部分將詳細討論。

二、文獻綜述

本文的研究和以下三支文獻密切相關。首先是“信貸擴張影響房地產市場”的文獻。相關研究發現，在發達國家，來自抵押貸款的信貸擴張顯著地推高了房價。例如，Favara和Imbs（2015）利用1994年至2005年間美國銀行分支機構管制放松作為信貸擴張的工具變量發現，銀行放松管制后信貸顯著增加；伴隨著信貸擴張，住房需求增加，進而導致房價上漲；但是，在土地供給彈性較大的地區，房價上漲較慢，伴隨的是住房供給的增加。Adelino等（2012）通過將符合貸款限額（conforming loan limit）的外生沖擊作為融資成本降低的工具變量發現，信貸可得性的提高導致了房價上漲。但是，這些文獻主要從銀行的角度來研究地區層面的房地產市場的變化，而沒有涉及本文故事的核心，即信貸擴張對家庭房地產投資行為是否產生了影響。本文利用信用卡上門推銷作為信貸擴張的工具變量發現，中國家庭獲得信用額度后投資房地產的傾向顯著增加。這一發現和文獻中關于信貸擴張導致房價上漲的結論是一致的。本文的貢獻在于，首次提供了家庭投資行為方面的微觀證據。

第二支文獻是關于二套房購買的研究。相關研究發現，二套房購買有很強的投資特征，即二套房購買更容易發生在房價上漲較快的地區，①榮昭和王文春（2014）發現，非房地產上市公司在房地產投資方面也有類似的特點。這也正是本文的出發點。例如，李雪松和黃彥彥（2015）使用2011年CHFS橫截面數據，基于內生轉換回歸模型發現，房價上漲對家庭持有多套房具有顯著的正向影響。由于面板數據的可得性較差，相關研究的結論一般基于橫截面數據得出，在探討因果關系和購房的動態決策上存在較大的缺陷。一個例外是謝潔玉等（2012），他們利用中國城鎮住戶調查構建的面板數據發現，上一年住房價值較高的家庭，購買二套房的可能性較大。本文利用面板數據的便利，研究了家庭住房數量的動態變化。本文首次發現，擁有信用卡是影響家庭二套房購買的重要因素。

本文的研究還豐富了信用卡使用方面的文獻。關于我國信用卡使用的研究主要基于銀行的小規模問卷調查，并關注信用卡的營銷環節。研究發現，信用卡持有人較為年輕，受教育程度較高，并且收入較高（Worthington等，2007）。隨著家庭數據的普及，更多學者開始使用家庭層面的數據來研究信用卡的使用及其對家庭經濟行為的影響。廖理等（2013）重點關注居民的住房特征對信用卡消費信貸的影響。他們發現，相比租房戶，采用分期支付房貸的有房家庭信用卡的消費信貸金額和使用頻率較低，即消費受到了一定抑制。李江一和李涵（2017）發現，持有信用卡的家庭比沒有信用卡的家庭總消費高出14%。這些研究都很自然地假設家庭為消費主體，因此忽略了家庭使用信用卡來緩解由于融資約束導致的投資不足的可能。②相關文獻在美國相對豐富。例如，Kim等（2016）將信貸約束與家庭層面的信用卡使用聯系起來。在為數不多的研究中，Rong等（2018）發現，有信貸約束的個體工商戶家庭更傾向于使用信用卡，并且信用卡的使用有利于這些個體工商戶持續經營。本文的研究則側重于從信貸擴張的角度來討論持有信用卡和二套房購買之間的關系。

三、假說的提出

近年來，我國信用卡的發展取得了長足的進步。①因篇幅所限，本文省略了相關圖表的內容，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。具體討論參見附錄與擴展第一部分“中國信用卡的發展”。個人使用信用卡有兩個主要用途：消費便利和融資。首先，消費者可以得到使用信用卡消費的便利和安全性，并享受相關的促銷活動。其次，使用信用卡的家庭可以通過“當期消費、后期付款”的方式，緩解所面臨的流動性約束。此外，由于信用卡有接近60天的免息期，通過信用卡提現相當于獲得一筆短期貸款。信用卡可用于從ATM機或銀行柜臺提取現金。但是，這種提現有較多的限制，并且通常涉及較高的財務成本。②以中國工商銀行發行的信用卡為例，其每日現金支出上限僅為2 000元，按現金的1%（或10元，以較高者為準）收取手續費；按持有兩個月計算，其年利率為6%。此外，個人還要支付日息5/10 000（年利率為18%）。總體而言，年利率高達24%，遠超貸款基準利率。另一種可能的提現方式是信用卡套現，即個人通過某些非正規的手段從信用卡中提取現金（例如，通過虛構交易、虛構價格和銷售退貨等），這在我國較為普遍。③新華網2020年7月6日轉載的題為“信用卡‘養卡’套現亂象調查”的文章強調了信用卡持卡人通過POS機虛構交易等非正規手段套現的普遍性。這種操作可以使持卡人持有現金兩個月，并且無須支付任何利息。④手續費一般約為交易額的2%（年率為12%），由提供此類灰色服務者收取。如果一個人可以使用自己的POS機來完成這一過程，則手續費可以低至0.5%（年率為3%）。

和發達國家相比，在我國，住房具有很強的投資品屬性。首先，由于資本市場的低回報和波動過大，股票投資缺乏吸引力，房地產已成為我國最具吸引力的投資品。據Wind Info報道，過去二十年A股市場年化收益率僅為1.8%，而住房價格的年度增長為10.7%。其次，由于房產稅尚未推廣，擁有住房的成本相對較低。最后，貨幣增發觸發了家庭抵御通貨膨脹的投資需求，進一步提高了家庭投資房地產的需求。根據西南財經大學發布的2011年中國家庭金融調查報告，城鎮居民金融資產平均值為11.2萬元，而平均的房屋資產是其8.3倍。同時，中國家庭擁有多套房的情況十分普遍（Huang和Yi，2010）。

雖然中國家庭有較強的投資房地產的傾向，但是融資約束會制約家庭在房地產上的投資規模。我國居民家庭購買房地產的借款一般僅限于住房按揭貸款，而按揭貸款有非常嚴格的規定，主要體現在以下兩個方面。首先，在對首付款的限制上，央行和銀監會規定，個人住房按揭貸款的首付比例不得低于30%。以售價50萬元的房產計算，30%的首付款為15萬元，而家庭存款的中位數不足3萬元。據此推測，我國多數家庭在首付款上都存在資金不足的情況。其次，在支付能力的限制上，銀監會要求，按揭貸款的月支付金額不能超過借款人月收入的50%。除此之外，按揭貸款對購買多套房的家庭有更嚴格的限制。比如，第二套房的最低首付比例遠高于第一套房。并且，銀行不允許為家庭的第三套房提供按揭貸款。由此可見，二套房購買的融資約束遠高于首套房。

借助信用卡，家庭可以通過以下兩種方式為二套房的首付提供融資。⑤當然，家庭也可以通過其他途徑，如非正規金融，來獲得融資，但所獲資金規模有限。一是通過信用卡提現獲得部分的首付資金。二是購買新房時在房地產公司的協助下，直接刷卡，完成部分首付。⑥信用卡本身額度不夠時，家庭可以申請調整臨時額度。同時，家庭可以申請多張信用卡以滿足資金需求。在2016年之前，房地產公司為方便客戶大額刷卡買房一般會用封頂POS機。⑦封頂POS機是按費率區分POS機的一種，其費率較低，可以為大額交易節省不少手續費。封頂POS機可以看作是銀行吸引客戶的安排，一般只有房產、汽車和批發類等存在大額交易的行業才能辦理。2016年后，這種操作被銀監會明令禁止，銀行不再允許提供封頂POS機。對銀行而言，可以通過封頂POS機和按揭貸款的捆綁銷售來最大化利潤，所以銀行愿意在POS機收費上做出一些讓步。①但是，這樣的操作是有一定風險的，原因在于，按揭貸款本身是一層杠桿，用信用卡刷首付款則相當于加了一層杠桿，增加了支付能力方面的風險。部分銀行出于金融風險的防范考慮，不允許這種操作。此外，由于信用卡的存在，家庭預防性存款可以相對減少，從而可以有更多的資金投入房地產。我們因此提出本文的基本假說。

假說1：相對于沒有信用卡的家庭，擁有信用卡的家庭購買二套房的傾向更高。

信貸約束程度在我們的故事里扮演一個很重要的角色。理論上，對于沒有信貸約束的家庭，其投資水平（包括房地產）已經處于最優狀態。因此，即使給這類家庭提供更多信用，其投資行為也不應該發生顯著變化。只有存在信貸約束、房地產投資不足的情況下，提供信用才會影響家庭的投資行為。因此，如果我們的基本假說正確，信用卡對二套房購買的正向影響應該主要存在于有信貸約束的家庭。

假說2：持有信用卡對有信貸約束的家庭購買二套房的正向影響較大。

我們傾向于認為，戶主的金融知識應該會影響家庭使用信用卡為房地產融資的傾向。使用信用卡進行消費相對簡單，不需要涉及太多的金融知識。然而，使用信用卡進行融資則遠為復雜。例如，如何按時更新債務也要求個人掌握一定的金融知識。因此，我們預期，懂得更多金融知識的家庭更有可能利用信用卡為其房地產投資融資。

假說3：當戶主的金融知識較高時，擁有信用卡對購買二套房的正向影響較大。

房價上漲較快的地區，房地產預期收益率較高，因此家庭投資房地產的積極性較大。我們傾向于認為，家庭在投資決策方面比在消費決策方面，試圖突破預算約束的積極性更大。也就是說，在高預期回報的刺激下，家庭使用信用卡融資購買二套房的積極性會更高。此外，理論上存在以下可能，即房價上漲預期和信貸約束的改善（即擁有信用卡）不是互補關系，而是替代關系。極端的例子是，當預期收益率非常高時，家庭會想盡一切辦法來克服融資約束，這可能會導致其擁有信用卡和購房行為的關系反而弱化。歸根結底，兩者的交互關系必須通過實證檢驗來得出結論。為此，我們提出以下假說。

假說4：在房價上漲較快的地區，信用卡對購買二套房的正向影響較大。

四、模型的設定和數據

（一）模型的設定

我們建立如下基準模型來估計信用卡使用對家庭購買二套房的影響。具體而言，我們將樣本限制在2013年只有一套房的城市家庭，估計2013—2015年期間這些家庭購買二套房的可能性是否與其在2013年擁有信用卡相關。具體模型設定如下。

其中，Buyi是衡量是否購買了二套房或更多房產的變量；如果家庭i在2015年擁有兩套或以上的住房，該變量等于1，否則等于0。②如果已擁有一套住房的家庭出于改善居住條件的目的購買第二套住房，并不違背“房住不炒”的政策導向，是政策鼓勵的。一般而言，要嚴格區分房地產的居住屬性和投資屬性幾乎是不可能的，這也是我們集中討論二套房購買的原因。我們傾向于認為二套房的購買在大概率上是投資性的，這也是相關文獻比較常用的處理方式。例如，Cheng等（2014）在討論華爾街分析師的房地產投資行為時，就使用了二套房的購置以界定投資屬性。關鍵變量CCi表示家庭i在2013年是否使用過信用卡，如果是則等于1，否則為0。使用滯后的信用卡持有情況可以在一定程度上緩解內生性問題。作為控制變量，我們在模型中加入了家庭特征、戶主特征以及首套房特征。其中，家庭特征包括家庭總人口、是否有男孩、年人均可支配收入、總儲蓄、社會網絡程度、是否從事工商業和是否有信貸約束；戶主特征包括年齡、年齡平方項、性別、受教育程度、婚姻狀況、是否城市戶籍、風險態度、金融知識程度；首套房相關特征包括首套房面積、是否在居住地市、持有年限和房價上漲率。所有控制變量都是基于2013年數據構建，具體定義參見附錄與擴展表A4。

（二）數據處理

1.數據來源及樣本處理過程

本文使用的主要數據來源于2013年和2015年中國家庭金融調查（CHFS）。2015年CHFS數據覆蓋全國29個省、363個縣和1 439個社區，共有3.7萬多戶家庭接受了調查。CHFS采用分層、三階段與規模度量成比例（PPS）的抽樣技術，保證了數據在副省級城市、省級和全國代表性。①有關調查的詳細介紹，請參閱甘犁等（2013）。本文所用房價數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》。

我們對CHFS數據進行了以下樣本篩選。首先，我們僅保留2013年調查和2015年調查家庭追蹤樣本。其次，我們將樣本限制在居住地為城市的家庭。之所以這樣處理，是因為信用卡使用在城市地區遠比農村地區更為普遍。再次，由于重點考察的是二套房的購買行為，我們剔除了2013年的無房或多房的家庭，只保留2013年擁有一套房的家庭。最后，我們剔除了存在無效變量的樣本。我們最終得到8 483個有效家庭。附錄與擴展表A5介紹了篩選過程中每一步樣本變化的情況。

2.描述性統計

表1列出了樣本家庭關鍵變量的描述性統計。②所有控制變量的統計描述參見附錄與擴展表A6。從表1可以看出，樣本家庭在2013—2015年兩次調查之間購買二套房的比例為14%，顯示出我國城市家庭在房地產投資方面具有很強的偏好。我國城市家庭信用卡的普及程度仍然偏低，樣本家庭在2013年信用卡使用率僅為18%，戶均信用卡額度為2.6萬元。

表1 描述性統計

讀者可能會存在以下疑慮：信用卡額度太小，難以對買房首付的資金需求提供實質性的幫助。我們的數據顯示，樣本家庭購買二套房的平均價格約為35萬元，中位數為20萬元。可見，房價給人高不可攀的感覺主要是源于北上廣深畸高的房價；就全國而言，平均房價仍處于較為合理的水平。與之相較，家庭平均信用卡額度為2.6萬元，中位數為1.5萬元。從兩者中位數的比較可以看出，信用卡額度接近房價的一成。按首付30%計，信用卡額度對于首付金額可以提供實質性的幫助。需要注意的是，這一簡單比較很可能低估了信用卡對買房的支持作用。原因在于，信用卡額度較高的家庭更容易進入買房市場。我們后續將就此作進一步的討論。

五、回歸結果

（一）基本回歸結果

表2報告了模型（1）的基本回歸結果。第（1）列僅加入了關鍵變量CC，該變量的系數在 1%的水平上顯著為正。從第（2）列到第（4）列，我們逐步控制了家庭特征、戶主特征以及首套房相關特征。①控制變量的回歸系數參見附錄與擴展表 A7。為了保證工具變量的有效性，我們只控制了省級的固定效應。我們認為這樣的處理是合理的。原因在于，地區層面的特征變化與個體家庭是否擁有信用卡相關程度較低，因此對回歸結果影響不大。為了證實這一點，我們用城市的固定效應取代省級的固定效應，并重復了表2的回歸，結果見附錄與擴展表A8。和我們的預期基本一致，CC 的系數并沒有發生顯著變化。變量CC的系數隨著控制變量的增加而變小，但一直保持在1%的水平上顯著為正。在加入所有控制變量之后，該變量的估計系數顯示，相對于沒有信用卡的家庭，2013年擁有信用卡的家庭在2013—2015年期間購買二套房的可能性提高了3.6個百分點。顯然，這一變動在經濟意義上也是顯著的。②參考相關文獻的處理（Bertrand等，2000），我們的基準模型設定為線性概率模型。估計模型設定的偏差可能導致估計結果的扭曲（例如，真實的模型可能是Probit模型），因此我們使用Probit模型對表2第（1）列到第（4）列進行重新估計，仍然得到了一致的結果（如附錄與擴展表A9所示）。同時，使用Logit模型也能得到一致的結果。由此可見，我們此處使用線性概率模型是對Probit或者Logit模型較好的近似。此外，我們進一步考察了購買二套房可能性的估計值的分布情況，發現在表2第（1）列到第（4）列，估計的購買可能性落在[0,1]范圍之外的樣本數占回歸樣本的比例非常低，分別為0.00%、1.24%、1.37%和1.50%。這進一步說明使用線性概率模型是可以接受的。

另外一種識別房地產投資行為的方法是通過觀察家庭2015年住房套數是否高于2013年來做出判定。③感謝審稿人的建議。此外，我們還進一步研究了“從二套房退回一套房或無房的可能性”以及“從無房狀態到一套房或多套房的可能性”是否和擁有信用卡有關。具體參見附錄與擴展第二部分“關于多套房購買動態過程的進一步討論”。按照這一思路，我們把樣本限制在2013年至少有一套房的家庭，并估計這些家庭2015年住房套數高于2013年的可能性是否受到期初持有信用卡的影響。如附錄與擴展表A10所示，在逐步控制了家庭特征、戶主特征以及首套房相關特征后，變量CC的系數有所減弱，但一直保持在10%的水平上顯著為正。由此可見，在選擇不同的被解釋變量的情況下，本文的主要結果仍然是穩健的。

家庭能夠得到的融資支持和家庭持有信用卡的信用額度有關。一般而言，信用額度較高的家庭，融資能力較強，因此更有可能利用信用卡完成對二套房購買首付款的融資。因此，我們預期，信用額度較高的家庭購買二套房的可能性也較大。為了檢驗以上假說，我們定義了兩個新的啞變量來代替CC，并重復表2的回歸。兩個啞變量分別為是否有高額度信用卡和是否有低額度信用卡。如果家庭有信用卡且信用額度高（低）于中位數，則定義為高（低）額度信用卡，否則定義為沒有信用卡。如附錄與擴展表A11所示，高額度信用卡對應系數高于低額度信用卡，表明信用額度較高有利于二套房融資。①從表1描述統計看，信用卡額度中位數遠低于平均值，呈現出明顯的有偏分布。作為穩健性檢驗，我們因此使用75%分位點而不是中位數做劃分標準，并重復了附錄與擴展表A11的回歸。上述結論仍然成立。

表2 主要回歸結果

CHFS數據不僅詢問了家庭購房數量的情況，而且詢問了購房金額。因此，我們能夠通過使用另一個變量，即二套房購買金額作為因變量來考察在內含邊際上擁有信用卡的影響。鑒于許多家庭沒有購買二套房，所以購房金額等于零，我們使用Tobit模型來處理在等于零的位置上的截斷問題。具體而言，我們使用二套房的購買金額（萬元）作為被解釋變量。Tobit估計結果如表2第（5）列所示。變量CC的系數在1%水平上仍然顯著為正。與2013年沒有信用卡的家庭相比，擁有信用卡的家庭購買二套房的價格平均要高出2.5萬元。因此，我們得出結論，該效應不僅在廣義的邊際而且在內含的邊際上也是顯著的。需要強調的是，我們的研究重點仍然是購買與否的決定，而不是決定購買后購買金額的變化。原因在于，房地產是十分昂貴的耐用品，一次性需要支付的金額巨大，購買與否因此是第一位的問題。在之后的分析中，我們將集中討論購買與否的問題，這和耐用品消費研究的一般處理是一致的。

（二）內生性的處理

工具變量。為了解決信用卡持有的自選擇問題，我們首先使用Probit模型分析了家庭信用卡持有決策的內在機制，然后把該模型的估計擬合值作為信用卡使用的工具變量，來估計2SLS回歸。為了提高參數識別的準確性（Wooldridge，2002），我們在Probit模型中加入“家庭所在社區是否有信用卡上門推銷”作為外生解釋變量。這一處理的合理性在于：一方面，信用卡上門促銷為家庭申請信用卡提供了便利，使得家庭更有可能擁有信用卡，是有效的工具變量；另一方面，上門推銷是來自信用卡供給層面即銀行的沖擊，跟家庭內生的信用卡需求無關，對于家庭的二套房購買決策而言可以視為外生。②我們直接用信用卡上門推銷作為信用卡使用的工具變量來估計2SLS回歸，仍然得到一致的結果。此外，我們使用社區平均的信用卡保有率（被考察的家庭除外）作為工具變量，也得到了一致的結果。

表3報告了回歸結果。可以發現，信用卡上門推銷顯著提高了家庭持有信用卡的可能性。對于2SLS回歸，我們首先檢查工具變量的有效性以及是否存在弱工具變量的問題。具體而言，我們通過內生性檢驗來考察OLS估計與2SLS估計是否存在顯著差異。相關的Hausman卡方檢驗的原假設是，兩個估計之間沒有顯著差異。卡方統計表明，2SLS估計值與OLS估計值存在顯著差異，這意味著OLS模型具有嚴重的內生性，因此2SLS估計是必要的。然后，我們進行了弱工具變量檢驗，以確定工具變量是否與信用卡使用充分相關。一階段F統計量遠超過臨界值10（Stock和Yogo，2005），說明不存在弱工具變量的問題。我們的2SLS估計結果表明，CC的系數在1%的水平上顯著為正。因此，我們確認了信用卡使用和二套房購買的正向因果關系。該系數的大小有所增加可能是由于不可觀察的因素傾向于低估該效應。

表3 工具變量回歸結果

傾向得分匹配。本文基準模型中加入了家庭、戶主以及首套房相關特征等控制變量。但是，如果擁有信用卡的家庭和沒有信用卡的家庭在（事前）擁有信用卡的可能性上存在顯著差異，則仍然可能導致CC系數估計的偏誤。為了解決上述問題，我們將樣本中處理組（有信用卡的家庭）與控制組（沒有信用卡的家庭）進行傾向得分匹配，然后在匹配樣本的基礎上對基準模型進行回歸。首先，我們利用全樣本估計一個Probit模型，該模型的被解釋變量為啞變量CC，解釋變量包括基準模型中所有的控制變量。估計得到的CC的擬合值即為家庭有信用卡的概率，作為傾向得分值。其次，我們將處理組家庭與控制組家庭基于傾向得分進行最近鄰匹配；附錄與擴展表A12的A部分展示了匹配過程的準確程度，表明處理組家庭和控制組家庭之間的傾向得分估計值分布非常接近。最后，基于匹配樣本，我們對基準模型進行了估計。如表A12的B部分所示，CC的系數仍然顯著為正，即在考慮了擁有信用卡的可能性存在差異性的情況下，信用卡與二套房購買仍然顯著正相關。

（三）異質性分析

在確認了信用卡使用和二套房購買的正向因果關系之后，本小節旨在進一步了解家庭如何使用信用卡來影響二套房購買的可能性。我們分別從信貸約束、金融知識、房價上漲預期、戶籍差異等方面進行討論。

信用卡效應和家庭的信貸約束。假說2預期，信用卡對二套房購買的正向影響在有信貸約束的家庭較大。為了衡量家庭的信貸約束程度，我們參考了問卷中的相關問題。針對購買房產、汽車或家庭經營工商業等活動，2013年調查問卷首先詢問了“是否有銀行貸款”，如果沒有，則繼續詢問“該項目為什么沒有銀行貸款”；對應的選項包括：“1.不需要；2.需要但沒有申請；3.申請過被拒絕；4.曾經有貸款，現已還清。”我們將選擇2和3選項的家庭定義為存在正規信貸約束，其余家庭定義為沒有約束。這一做法和相關文獻的一般處理是一致的（例如Boucher等，2009；Jappelli，1990）。我們因此將樣本家庭分為兩組，一組為有信貸約束的家庭，一組為沒有信貸約束的家庭。和假說2一致，表4分組A回歸結果顯示，信用卡對二套房購買的正向影響主要存在于有信貸約束的家庭，而在沒有信貸約束的家庭，該影響僅在10%的水平顯著，且系數遠小于有信貸約束的家庭。

表4 信用卡效應的異質性分析

信用卡效應和戶主的金融知識。使用信用卡為房地產融資對金融知識提出了更高的要求，因此信用卡使用的正向影響應該在有更多金融知識的家庭中更為明顯（假說3）。為了驗證假說3，在表4分組B，我們根據受訪者的金融知識來對樣本進行分組。具體而言，我們將低金融知識定義為未參加過任何金融相關課程且對財經新聞幾乎不關注的人。相應地，我們將高金融知識定義為那些曾上過一些金融相關課程或關注財經新聞的人。和假說3一致，高金融知識組中CC的系數在5%的水平下顯著為正，且高于低金融知識組（0.045與0.024）。因此，我們得出結論，豐富的金融知識有利于家庭利用信用卡為房地產投資提供資金支持。

信用卡效應和房價上漲率。給定我國租售比居高不下的情況，房價上漲預期是激勵城市家庭購買多套房的必要條件。我們不可能直接觀察到房價上漲的預期值，因此我們用2012年當地房價上漲率作為預期值的代理變量。這樣的處理基于如下假設，即家庭基于上一年的房價上漲率來形成對當年以及未來年份房價上漲率的預期，這和適應性預期假設是一致的。我們將閾值設在2013年的按揭貸款基準利率（6%）作為區分房價上漲率高低的依據。①我們也將閾值定義為4%，仍然得到相似的結果。我們因此將樣本家庭分為兩組，一組家庭處于房價上漲率高于6%的地區，另一組家庭則處于房價上漲率低于6%的地區。表4的C部分報告了分組回歸的結果。結果顯示，信用卡對二套房購買的正向影響主要存在于房價上漲較快的地區。這說明房價上漲預期和擁有信用卡的交互作用總的來說是互補的，這和假說4是一致的。

信用卡效應和戶主的戶籍類型。我們也討論了戶籍的異質性影響。我們基本的出發點是，擁有城市戶籍的家庭，其信用卡融資的便利程度會更高，所以信用卡對二套房購買的正向影響會更大。相比之下，農村戶籍的家庭很可能在信用卡融資上受到一定限制。表4的D部分給出了按戶籍分組的回歸結果。結果顯示，信用卡對二套房購買的正向影響主要集中在城市戶籍的家庭，而在農村戶籍的家庭，該效應幾乎可以忽略。這顯示出，在信用卡融資方面，銀行或者房地產公司可能存在對農村戶籍家庭的歧視。②由于我國在地域上的巨大差異，我們按照東、中、西部將樣本分為三組，并重復了我們的基準回歸。我們發現，信用卡對二套房購買的正向效應主要存在于中部和西部地區。因篇幅所限，未作報告。

六、結論和政策含義

本文通過考察CHFS調查數據中的城市家庭二套房購買行為，發現2013年有信用卡的家庭在2015年購買二套房的可能性相對于沒有信用卡的家庭高出了3.6個百分點。在分別使用工具變量和傾向得分匹配的方法后，我們仍然得到了一致的結果。我們進一步發現，信用卡對二套房購買的正向影響主要集中在有信貸約束的家庭、金融知識較豐富的家庭、房價上漲率較高的地區以及城市戶籍的家庭。

我們作如下估算來進一步量化信用卡額度的提供對房地產銷售額的影響。與一百戶沒有信用卡的家庭相比，一百戶有信用卡的同類家庭會多出3.6戶在2013—2015年之間購買二套房。基于CHFS調查數據2013—2015年二套房購買的全國平均價格來看，購房成本約為35萬元。按家庭平均信用卡額度2.6萬元算，一百戶家庭得到的信用額度相當于是260萬元，而其中有3.6戶家庭購買了房地產，則意味著在房地產上的總投資因此增加了3.6×35萬元，即126萬元。從這個意義上，提供給家庭的信用額度轉化為房地產銷售額的比例是126/260=49%。如果把信用卡對二套房購買金額的正向影響也考慮進來，則該比例會進一步增加，但增加幅度有限。

可以預期，家庭購買二套房后需要支付房貸利息，預算約束趨緊，因此會更傾向于使用信用卡融資。如果本文的基本假說成立，應該可以觀察到，在2013年有信用卡的家庭中，購買二套房的家庭2015年的信用卡負債相對于2013年顯著增加。從數據上看，在2013年有信用卡的樣本家庭中，1 129個家庭沒有購買二套房，而294個家庭購買了二套房。③由于需要家庭在2013年和2015年都報告了信用卡負債，樣本數相對于回歸時使用的樣本數有所減少。我們分別計算了兩組家庭信用卡負債2015年相對于2013年的變動，其平均變動分別是15元和3 827元，且兩者的差異在1%的水平上顯著。也就是說，購買二套房的家庭信用卡負債水平確實顯著增加了，這和我們的基本假說是一致的。

由于貨幣市場和資本市場發育不充分，信用渠道仍然是我國貨幣政策的主要傳導渠道（盛松成和吳培新，2008；國家計委宏觀研究院課題組，2001）。在宏觀經濟文獻中，關于貨幣政策的有效性有很多討論，我國也是如此。但是，很少有文章提及的是，存在房地產升值預期的情況下，擴張性貨幣政策的有效性是否會進一步惡化。本文從微觀的角度，對當前情況下的寬松貨幣政策帶來的信貸擴張的影響提供了啟示。另外，我們發現，信用卡對二套房購買的正向影響主要存在于有信貸約束的家庭。有信貸約束的家庭一般在還款方面存在困難。這些家庭購買了二套房違約風險會比較高，這有可能推高房地產過熱的系統性風險。因此，政策制定者應該對由此可能帶來的房地產過熱的系統性風險有充分的準備。

需要注意的是，信貸擴張和寬松貨幣政策并不等價。Maclennan等（1998）指出，貨幣政策對家庭消費支出的一個重要間接影響是房價，即貨幣政策影響住房財富的價值，然后住房財富的變化影響消費。上述邏輯當然也適用于房地產投資需求。從這個角度來看，我國寬松的貨幣政策不僅通過信貸擴張來影響家庭的房地產投資需求，而且還將通過增強房地產升值預期，從投資預期收益的角度影響家庭的房地產投資需求。這意味著寬松的貨幣政策對家庭房地產投資的正向影響將大于簡單的信貸擴張的效果。