信貸約束下的房價波動與居民消費
——基于門檻面板模型的分析

錢 嬌

(桂林理工大學，廣西 桂林 541004)

一、引言

隨著近些年我國的經濟增長速度放緩，消費不足的問題日漸突出。與發達國家相比，我國居民消費率明顯偏低。國家統計局數據顯示，消費率由2000年的47.3%下降至2019年的39.04%。相比之下大部分OECD成員國的消費率超過55%。與此同時，另一個引人矚目的現象是房價的快速上漲。2005年以后，我國的住房市場出現了結構性變化，住房銷售價格以年均8%以上的速度快速上漲。因此，2005年以來，中國出現了一個典型的經濟發展事實:居民消費率下降與房價高速上漲持續存在。這一現象引起人們思考:中國的房價上漲抑制了消費嗎?房價上漲密切影響著宏觀經濟，尤其當前面對新冠肺炎疫情沖擊、中美貿易摩擦等帶來的挑戰，如何發揮住房財富對消費的積極作用，對當前中國擴大內需、促進居民消費以實現經濟持續健康發展具有重要意義。

二、文獻綜述

關于消費與房產財富關系的理論研究，主要是基于生命周期假說(life cycle hypothesis，LCH)和永久性收入假說(permanent income hypothesis，PIH)的研究框架[1－2]。根據LC－PIH理論，理性消費者的當期消費并不取決于當期的絕對收入，而是由終身財富決定，因此家庭財富的大小和財富的變動會影響到消費支出。住房是家庭財富最重要的組成部分，發達國家普遍表現為高房價與高消費率并存。然而，基于中國的研究表明高房價卻并沒有帶來高消費率，甚至有發現房價上漲擠出了家庭消費[3]。

近年來的一些學者認為住房財富主要通過三種機制影響消費，分別是直接財富效應、流動約束效應和共同因素效應。其中流動約束效應尤為重要，是指住房價格上漲可以緩解流動性約束，從而通過獲得以住房資產為抵押的抵押貸款來增加家庭消費[4]。住房不僅是一種消費品，也是具有抵押價值的重要固定資產[5]。對面臨信貸約束的家庭而言，房價上漲意味著抵押品價值的增加，有房家庭可向信貸市場上釋放更有利的信號，緩解流動性約束，從而增加家庭消費[6]。

發達國家普遍實施住房凈值抵押貸款，這是將抵押品進行二次抵押的消費者貸款。美國的研究顯示，2008年金融危機后，居民杠桿率回升成為美國經濟復蘇的重要動力。有研究發現中國金融市場微觀基礎不發達與信貸約束已成為財富效應發揮作用的主要障礙[7]。這表明，只要考慮到基于不完全性和借貸雙方信息不對稱的信貸限制，對消費的影響就會發生巨大變化。Bernanke等[8]提出的“金融加速器”理論表明，非線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。因此，房價上漲與消費之間可能并不是簡單的線性關系，不同的信貸約束條件下的結果可能截然相反，這也是造成眾多研究結果不一致的原因之一。

總而言之，現有研究極大地提高了對房產信貸與消費之間關系的認識，依靠與房產信貸有關的傳導機制，房價對消費的影響是不同的。現有研究主要集中在住房財富的變現效果、房價變化與消費的關系以及房產信貸的作用。已有國內研究大多采用線性方法，忽視了財富效應傳導過程中的結構性變化。因此，結合多種方法構建信貸約束指標，通過門檻面板模型研究房價對消費的影響是至關重要的。

三、模型設置及數據說明

(一)面板門限模型設定

為檢驗房價波動對消費行為的影響，本文參考Dong等[9]的研究建立如下實證模型:

其中，i表示省份，t表示時間，vi和vt表示個體固定效應和時間固定效應，εit表示隨機擾動項。c表示城鎮居民人均消費支出，rhp表示房價，z表示控制變量。參考其他學者的研究，本文包括了影響消費的其他主要因素:城鎮居民人均可支配收入、人口撫養比、財政支出、城鎮化率。

本研究采用Hansen于1999年所提出的門檻回歸估計方法，該方法不僅能通過內生的方式估計出門限值，而且能分別估計出各樣本中自變量與因變量之間的關系，觀察其關系是否發生結構性變化。門檻面板模型可以寫為:

式中，yit為被解釋變量，xit為被解釋變量，qit為門限變量，γ為待估計的門限值，μi代表個體固定效應項，與擾動項εit不相關。I(·)是指示函數，當qit≤γ時，I(·)＝1，否則I(·)＝0。

由于不同信貸約束可能會影響到居民的消費水平，從而使房價上漲對消費的影響產生區制性的變化，因此本文選擇信貸約束作為門限變量，構建如下門檻回歸模型:

式中，各變量的含義如前所述。

(二)數據選取與變量說明

本研究選取中國31個省區市2005~2019年的面板數據作為數據集，原始數據來源于歷年?中國統計年鑒??中國房地產統計年鑒?以及各地統計年鑒。

涉及的變量包括:①房價(rhp)。由于中國缺乏宏觀層面的住房財富數據，很多研究使用住宅商品房平均銷售價格表示房價，根據住宅商品房銷售總額與銷售面積計算得出。對理性的消費者而言，在預期到房價上升的那一刻就會立即調整其消費，這里假定消費者用當期房價對前期房價的漲幅衡量下期房價波動，即rhpt＝(hpt－hpt－1)/hpt－1。②消費性支出(c)。采用城鎮居民人均消費性支出作為代理變量。③居民收入水平(inc)。采用城鎮居民人均可支配收入作為代理變量。④城鎮化水平(urban)。城鎮化水平的提升能促進更多農村居民進城消費，因而也能顯著影響消費，本文以城鎮常住人口/年末總人口衡量城鎮化水平。⑤財政支出(fiscal)。財政支出水平的提升能減少居民因預防未來不確定性而進行的儲蓄，也可能對居民消費產生擠出作用，故對消費水平有重要作用，本文以政府一般財政支出衡量財政支出水平。⑥撫養比(dep)。15歲以下和65歲以上人口與15~65歲人口的比重。⑦信貸約束(credit)。住房財富的信貸效應主要通過購房按揭貸款和房產抵押貸款兩種方式對消費產生影響。對家庭來說，多數家庭購房時會使用按揭貸款，當信貸約束放松時，其“杠桿”性質對財富的積累具有助推作用。在更廣義的層面上，住房作為重要的抵押品，信貸約束放松意味著通過房產抵押更容易獲得資金進行消費。結合Chivakul和Chen[10]以及萬曉莉等[11]的研究，本文構造了兩個信貸約束指標:一是狹義的信貸約束(M)，按揭貸款占GDP的比重衡量；一是廣義的信貸約束(L)，金融機構貸款余額占GDP的比重衡量。

所有變量以2004年為基期，經各省區市CPI平減轉化為實際變量。上述變量的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計分析

四、實證分析

(一)門限效應檢驗

本文門檻變量為信貸約束，將其分為狹義信貸約束(M)和廣義信貸約束(L)，依次對M和L作為門限變量的模型進行檢驗。本文采用Bootstrap法檢驗門檻變量以及門檻個數，設置BS頻率為500。由表2可知，在5%的顯著性水平下，門限變量M(狹義信貸約束)有2個門限值，門限變量L(廣義信貸約束)有1個門限值。因此，當門限變量分別為M和L時，分別選擇雙門限模型和單門限模型進行分析。

表2 門檻效應檢驗

(二)門限效應估計

根據門限效應檢驗結果，房價上漲對消費的作用存在顯著的門檻效應，為了比較，本文還使用固定效應模型進行檢驗，結果如表3所示。

表3 門檻回歸結果

比較發現，固定面板模型的rhp估計系數不顯著，面板門檻模型的估計系數不但顯著且絕對數值變大，說明在不同的信貸條件下，消費與房價的關系是非線性的。M作為門檻變量時存在顯著的雙門檻效應，當M小于0.0119時，rhp系數顯著為負，說明房價上漲抑制了消費支出的增加；在M介于0.0119和0.0215之間時，房價對消費有顯著的正向影響，且系數為0.127；在M大于0.0215時，房價上漲對消費具有負向影響但不顯著，這是因為信貸作為一項負債需要償還，進一步放松信貸約束會對消費產生負面作用。L被用作門限變量時存在一個門檻值，rhp系數為－0.122，說明房價上漲對居民消費有明顯的抑制作用。當L大于0.848時，rhp系數為0.0215，房價上漲對消費產生正向影響，住房的財富效應顯現。無論用狹義還是廣義的方式度量信貸約束，都證實了房價過高的負面影響可以通過信貸途徑得以緩解。

此外，從控制變量分析:①收入對消費的影響顯著為正，且相比其他控制變量的影響較大，表明城鎮居民消費存在過度敏感性，這進一步說明目前我國居民消費主要依賴于收入，消費者難以通過借貸行為平滑消費，尤其是中西部地區，多數消費者面臨較強的流動性約束。②城鎮化對居民消費的影響并不顯著。可能的原因是，實際的城鎮常住人口低于統計上的城鎮人口，一部分城鎮人口仍為農村戶籍，他們保持著原有的消費習慣。③撫養比與消費呈現正相關關系，但總體上并不十分顯著，一方面，撫養比越高，教育支出、醫療保健支出越高；另一方面，撫養比上升意味著家庭負擔變重，從而對消費促進有限。④政府財政支出水平的增加，并未對居民消費產生顯著影響。可能的原因是，政府財政支出源自財政收入，無論是增加稅收，還是發行國債，都會吸納居民的資金，影響居民消費。

五、討論

實證結果表明，信貸約束跨過門檻值后，房價上漲的財富效應會得到進一步釋放。當信貸約束處于較強的區制時，房價上漲對消費的影響表現為擠出效應，但是當信貸約束處于較弱的區制時，擠出效應減弱，財富效應增強。這與陳健等[12]的研究發現一致。與發達國家相比，我國的信貸發展起步較晚。中國人民銀行于1998年和1999年分別頒布了?個人住房貸款管理辦法?和?關于開展個人消費信貸的指導意見?，消費信貸在我國得到了迅猛的發展。中國人民幣消費貸款余額由2005年的2.2萬億元增長到2019年的43.97萬億元，占GDP的比重由27.51%上升到44.38%。

首先，從住房的消費屬性來看，按揭貸款是房地產市場上買賣房產普遍采用的形式，隨著我國住房按揭制度的不斷完善，更多的居民通過按揭貸款的方式購買住房，?中國金融穩定報告(2019)?顯示，住房貸款余額占可支配收入的比重已達47.4%。家庭由于采用按揭貸款購房避免了全款購房時的一次性大額支出，緩解了流動性約束。但是如果金融體系不完善，銀行不能創新金融產品來為購房者提供貸款支持，那么城鎮居民就必然會減少消費支出。另外，結果表明，M超過第二個閾值時，房價上漲對消費的促進作用減弱。因為面對過分寬松的信貸約束，購房貸款增加，這意味著居民未來償還的本金和利息就越多，即使房價上漲，巨大的還貸壓力也會在一定程度上抑制消費支出的增加。正如郭新華等指出，家庭部門債務超過適度規模將不利于居民消費增加[13]。

其次，抵押品屬性主要是針對房屋擁有者而言，房價上漲帶來的房產增值，可以通過再抵押將住房資產轉變為流動性財富，這是房產財富促進消費的重要微觀基礎。英美等發達國家之所以具有較高的房地產財富效應，就在于發達的資產價格渠道能將房價的升高轉化為消費借貸能力的提高。相比較而言，我國的居民面臨較強的信貸約束。一方面，我國房地產金融發展較為滯后，住房增值抵押貸款(HEW)渠道目前還不暢通。另一方面，中國人幾乎將房子等同為家，人們往往將房子作為遺產留給下一代，而且傳統觀念不崇尚通過借貸進行消費，人們還不習慣于通過房屋抵押獲取信貸增加消費。這些因素使得擁有住宅的消費者也較少因為房價上升而增加消費，從而進一步制約了房產財富效應和房產抵押信貸效應在我國的實現。

六、結論與政策啟示

中國的房價上漲到底是促進還是抑制消費，一直是國內外學者關注的重要問題。本文的貢獻在于對這個問題進行了更為嚴謹的模型構建和實證檢驗。首先，基于信貸傳導機制構建了住房財富效應的理論框架，論證了房價對消費的影響隨著信貸約束水平不同呈現出一定的非對稱性。其次，以2005~2019年中國31個省區市的面板數據為樣本，運用門限模型檢驗房價變化與消費的非線性關系特征，實證結果表明房價上漲對消費的影響存在顯著的門檻效應。從狹義信貸約束M看，M小于0.0119時，房價上漲對消費具有擠出效應，在M介于0.0119和0.0215之間的情況下，財富效應顯著。從廣義信貸約束L看，L超過0.848這一閾值時，房價上漲的財富效應居于主導地位。

上述結論對政策制定具有重要意義。第一，目前中國整體上的房地產金融發展水平不高，信貸渠道不暢，放任房價過快上漲并不能通過住房財富效應顯著拉動消費增長。因而，繼續加大房地產市場調控力度，維持房價穩定應是政府的政策目標。第二，適當放松對金融市場的管制，發展創新性金融工具，有效緩解有房家庭及計劃買房家庭的信貸約束，并降低無房家庭的購房融資成本，促進房地產財富效應的形成，從而促進消費和拉動內需。需要注意的是，應合理地配置房市與消費領域的信貸資金，加強金融監管，防范次貸危機的發生。