住房?jī)r(jià)格上漲、家庭債務(wù)與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)

周 利 張 浩 易行健

(1．廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006；2．廣州華南財(cái)富管理中心研究基地，廣東 廣州 510006)

一、引言

2000年以來(lái)，中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下滑，內(nèi)需不足已成為制約中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的重要因素之一。中國(guó)居民消費(fèi)率由2000年的46.72%下降至2018年的39.37%①；不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)等主要發(fā)達(dá)國(guó)家，也遠(yuǎn)低于韓國(guó)等亞洲國(guó)家，甚至低于與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)?shù)挠《取臀鞯劝l(fā)展中國(guó)家②。與此同時(shí)，住宅商品房的銷售價(jià)格則不斷上漲，由2000年的1948元/平方米攀升至2018年的8544元/平方米，尤其是2003年以來(lái)，房?jī)r(jià)年均上漲率達(dá)到12%，一線城市和部分二線城市年均房?jī)r(jià)上漲率甚至超過(guò)20%③。與此同時(shí)，我國(guó)消費(fèi)信貸市場(chǎng)蓬勃發(fā)展。截至2018年底，中國(guó)人民銀行公布的消費(fèi)信貸余額已增至37.79萬(wàn)億，占同期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的42.73%。其中，個(gè)人住房抵押貸款在整個(gè)家庭債務(wù)中的占比高達(dá)68.27%④。家庭消費(fèi)信貸是減緩家庭流動(dòng)性約束的主要方式之一，一方面可以釋放居民的消費(fèi)需求，滿足居民消費(fèi)欲望；另一方面由于債務(wù)的出現(xiàn)又可能壓縮居民的消費(fèi)。那么，住房?jī)r(jià)格的持續(xù)上漲、家庭債務(wù)的不斷累積對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生什么影響？家庭債務(wù)的存在是增強(qiáng)還是削弱了房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響程度？其影響路徑和傳導(dǎo)機(jī)制又是什么呢？

當(dāng)前圍繞房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)兩者關(guān)系的研究主要從財(cái)富效應(yīng)展開(kāi)[1]。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，住房是最主要的家庭資產(chǎn)形式，其價(jià)格的上漲將對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用[2]。Ludwig和Slok指出，房?jī)r(jià)上升可以通過(guò)“兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)”與“尚未兌現(xiàn)的財(cái)富效應(yīng)”影響居民消費(fèi)[3]。而另一方面，部分學(xué)者指出，居民的消費(fèi)支出與其所持有的房地產(chǎn)財(cái)富的多寡并不存在必然關(guān)聯(lián)[4]，房?jī)r(jià)的上漲甚至?xí)种凭用裣M(fèi)[5]。值得注意的是，房屋所有者與房屋租賃者的財(cái)富效應(yīng)存在顯著差異，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，計(jì)劃買房的租賃者必須提高儲(chǔ)蓄，由此壓縮了租賃者的消費(fèi)支出，而已有住房者的消費(fèi)支出則增加[6]；進(jìn)一步，在持有住房的家庭中，相比一套房家庭，多套房家庭的房屋具有更大的財(cái)富效應(yīng)[7]。

在傳統(tǒng)的投資理論中，家庭負(fù)債對(duì)資產(chǎn)價(jià)格和宏觀經(jīng)濟(jì)的影響很小[8]，然而在2008年源于美國(guó)的次貸危機(jī)中，家庭負(fù)債則構(gòu)成了金融危機(jī)的直接原因，在此背景下，學(xué)者們開(kāi)始關(guān)注家庭債務(wù)的經(jīng)濟(jì)影響[9]。但就家庭當(dāng)前的杠桿率是否偏高、是否應(yīng)削減債務(wù)規(guī)模，究竟促進(jìn)還是抑制消費(fèi)，尚未達(dá)成共識(shí)。有學(xué)者認(rèn)為，若放松信貸約束，將家庭債務(wù)控制在合理范圍內(nèi)，其將發(fā)揮杠桿效應(yīng)并推動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)[10]。但也有部分學(xué)者指出，不斷累積的高額家庭債務(wù)因其償還、去杠桿化的壓力，將使家庭不得不壓縮當(dāng)期的消費(fèi)需求[11]。

同時(shí)研究住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)影響的文獻(xiàn)相對(duì)較少。已有的研究結(jié)論可歸為兩類：一部分學(xué)者認(rèn)為住房?jī)r(jià)格的上漲將提高家庭的抵押資產(chǎn)價(jià)值，增強(qiáng)家庭的外部融資能力，由此帶來(lái)家庭部門債務(wù)規(guī)模的累積與消費(fèi)支出的增加[12][13]；而另一方面，Garber等通過(guò)對(duì)美國(guó)次貸危機(jī)后的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)的跌落與家庭的高杠桿率是導(dǎo)致居民消費(fèi)支出顯著下降的最重要因素[14](P97—119)。

事實(shí)上，住房本身所具有的抵押機(jī)制將影響家庭的融資能力，導(dǎo)致家庭的負(fù)債規(guī)模與住房財(cái)富同向變動(dòng)[12]。而家庭當(dāng)期的消費(fèi)決策受當(dāng)期收入與財(cái)富總量的制約，家庭負(fù)債的引入則能平滑這一缺口，促進(jìn)家庭當(dāng)期的消費(fèi)支出，并使其合理規(guī)劃其一生的消費(fèi)[13]，即家庭債務(wù)可能在房?jī)r(jià)上漲與居民消費(fèi)間扮演中介變量的角色?；诖?，本文將重點(diǎn)關(guān)注家庭債務(wù)是否具有中介傳導(dǎo)機(jī)制作用。本文的主要貢獻(xiàn)之處體現(xiàn)在：第一，本文以城鎮(zhèn)有房家庭作為研究對(duì)象，拓展了傳統(tǒng)的消費(fèi)決定模型，從理論上論證了住房?jī)r(jià)格上漲、家庭債務(wù)規(guī)模與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)間的影響機(jī)制，為本文的實(shí)證研究奠定了理論基礎(chǔ)。第二，本文發(fā)現(xiàn)住房?jī)r(jià)格變化會(huì)通過(guò)家庭債務(wù)這一渠道間接作用于城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)，且主要表現(xiàn)為流動(dòng)性約束效應(yīng)與抵押效應(yīng)兩種機(jī)制，并分別從理論分析與實(shí)證分析兩個(gè)角度進(jìn)行驗(yàn)證。第三，通過(guò)引入債務(wù)收入比的平方項(xiàng)，借助非線性模型驗(yàn)證家庭債務(wù)影響城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的門檻效應(yīng)，即當(dāng)家庭債務(wù)超過(guò)適度規(guī)模時(shí)，家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)將轉(zhuǎn)為擠出效應(yīng)。第四，本文發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)的累積反而將放大“支大于收”的缺口，豐富了已有的研究成果。

二、理論框架

本文借鑒Ludvigson的模型[15]，構(gòu)建一個(gè)同時(shí)考慮家庭債務(wù)與住房?jī)r(jià)格的消費(fèi)決定模型，用于刻畫二者對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響。本文模型的不同之處在于，在家庭信貸約束中引入住房?jī)r(jià)格和住房存量，并考慮了信貸市場(chǎng)沖擊。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在一個(gè)可以無(wú)限期延續(xù)的代表性家庭，其將進(jìn)行跨期消費(fèi)選擇，以最大化其一生的效用，則家庭在第t期的期望效用為：

(1)

式(1)中，β=(1+δ)-1，δ為大于0的時(shí)間偏好因子。γ為風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。Dt表示t期初的家庭債務(wù)，且大于0，則債務(wù)的運(yùn)動(dòng)方程滿足：

Dt+1=(1+r)(Dt+Ct-Yt)

(2)

假定家庭收入服從一個(gè)外生隨機(jī)過(guò)程，其由兩部分構(gòu)成：一部分是服從白噪聲的暫時(shí)性收入(Y2,t)；一部分為滿足漂移項(xiàng)為g的隨機(jī)游走的永久性收入(Y1,t)，即Yt=Y1,tY2,t，取對(duì)數(shù)后，Yt可表示為yt=y1,t+y2,t。于是，收入方程可進(jìn)一步變?yōu)椋?/p>

Δy=g+ηt-ψηt-1

(3)

假定消費(fèi)者的借款上限取決于其持有房產(chǎn)的市值

(4)

式(4)中，Φ表示介于[0,1]間的固定比例參數(shù)；qt表示房?jī)r(jià)；H表示持有住房的面積，考慮到家庭房屋調(diào)整成本等因素的制約，可假定H短期內(nèi)基本保持不變；ξ表示對(duì)所有家庭信貸市場(chǎng)的沖擊，其服從一個(gè)AR(1)過(guò)程，則家庭當(dāng)期可用的最大資源為：

(5)

定義β*=(1+r)/(1+δ)，根據(jù)消費(fèi)的歐拉方程則有：

(6)

(7)

本文將重點(diǎn)關(guān)注式(7)中房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率與家庭債務(wù)收入比對(duì)居民消費(fèi)的影響。

一方面，家庭債務(wù)水平的提高意味著家庭用于消費(fèi)的資金更加充裕，刺激其消費(fèi)的增加，此即為家庭債務(wù)的“財(cái)富效應(yīng)”；另一方面，不斷累積的高額家庭債務(wù)可能因其償還、去杠桿化的壓力，將導(dǎo)致家庭不得不壓縮當(dāng)期的消費(fèi)需求，家庭債務(wù)增加從而擠占消費(fèi)的這一機(jī)制即為“擠出效應(yīng)”。式(7)中債務(wù)收入比對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)尚未確定，為此本文提出研究假設(shè)1：

H1：“財(cái)富效應(yīng)”與“擠出效應(yīng)”的作用機(jī)制同時(shí)存在于家庭債務(wù)市場(chǎng)，但家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)的整體影響，取決于上述兩種效應(yīng)的凈效應(yīng)。

一方面，房?jī)r(jià)上漲可能通過(guò)家庭財(cái)富的增值而直接提高居民消費(fèi)[16]，與式(7)的第二項(xiàng)一致；另一方面，借貸市場(chǎng)中抵押機(jī)制的存在，使得房?jī)r(jià)波動(dòng)與家庭債務(wù)正相關(guān)⑥，從而間接影響居民消費(fèi)。這是因?yàn)楫?dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，家庭所持住房這一抵押品的價(jià)值增加，抵押效應(yīng)增強(qiáng)進(jìn)而使家庭的融資能力增強(qiáng)。而抵押效應(yīng)的存在，使得家庭債務(wù)與流動(dòng)性約束存在內(nèi)生的正向關(guān)系。房?jī)r(jià)上漲推動(dòng)家庭債務(wù)同步增加，家庭債務(wù)相對(duì)于抵押物價(jià)值的比重上升，家庭面臨的流動(dòng)性約束增強(qiáng)；房?jī)r(jià)下跌導(dǎo)致家庭債務(wù)減少，家庭債務(wù)相對(duì)于抵押物價(jià)值的比重下降，家庭面臨的流動(dòng)性約束減弱。據(jù)此，本文提出研究假設(shè)2：

H2：住房?jī)r(jià)格變化會(huì)通過(guò)家庭債務(wù)這一渠道間接作用于居民消費(fèi)，且主要表現(xiàn)為流動(dòng)性約束效應(yīng)與抵押效應(yīng)兩種機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)在2010年、2012年、2014年和2016年的調(diào)查數(shù)據(jù)，并采用樣本匹配的方式構(gòu)建了4期面板數(shù)據(jù)。本文主要關(guān)注的被解釋變量是城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)，本文采用城鎮(zhèn)有房家庭每一年的全部消費(fèi)性支出來(lái)衡量。家庭的總消費(fèi)支出是食物、衣著、生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂(lè)、居住、醫(yī)療保健和其他等8項(xiàng)之和，記為Consump。解釋變量中，重點(diǎn)關(guān)注的是住房?jī)r(jià)格變化與家庭債務(wù)，鑒于短期內(nèi)住房面積的相對(duì)穩(wěn)定，本文以當(dāng)前住房市場(chǎng)價(jià)值與住房建筑面積之比來(lái)反映家庭的住房?jī)r(jià)格，記為Hp；以家庭在每一期末的未償債務(wù)余額作為本文的家庭債務(wù)，記為Debt。另外，根據(jù)生命周期理論，家庭收入與家庭的金融資產(chǎn)是影響居民消費(fèi)的重要因素，本文需要在實(shí)證研究中控制其對(duì)消費(fèi)的影響。家庭金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、銀行存款、股票、債券等金融產(chǎn)品及借出款，記為Finasset；家庭收入水平記為Income，包含工資與經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入三大部分。

同時(shí)，參考相關(guān)文獻(xiàn)[2],本文在實(shí)證分析中考慮加入如下控制變量：戶主年齡(Age)、性別(Gender)、婚姻狀況(Married)、受教育程度(Educ)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度(Risk-attit)等個(gè)體特征；房屋數(shù)量(House_num)、家庭規(guī)模(Familysize)、少兒撫養(yǎng)比(Child-ratio)、老年撫養(yǎng)比(old-ratio)等家庭層面特征。其中，以“過(guò)去一個(gè)月是否喝酒三次以上”衡量戶主的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。為剔除異方差、極端異常值以及價(jià)格因素的影響，本文對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)、當(dāng)前房屋市值、房屋購(gòu)買成本、家庭債務(wù)、家庭收入等價(jià)值型變量采用CPI指數(shù)調(diào)整為以2009年為基期的定期數(shù)據(jù)，并進(jìn)行了1%的縮尾和對(duì)數(shù)化處理。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

由表1可以看出，城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的平均值為48510元，低于家庭的可支配收入。而住房資產(chǎn)的均值則高于家庭金融資產(chǎn)價(jià)值。家庭平均人口數(shù)接近4，家庭的少兒撫養(yǎng)比為11.3%，而老年撫養(yǎng)比達(dá)14.9%，反映了計(jì)劃生育政策下城市家庭規(guī)模小型化、年輕人較少、人口老齡化的現(xiàn)狀。戶主平均年齡為52歲，分布于16～95歲之間，戶主平均受教育年限約為8年，即初中學(xué)歷水平。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)：基準(zhǔn)回歸

借鑒溫忠麟等逐步回歸的方法[17]，以X表示影響居民消費(fèi)的其他控制變量，ε為誤差項(xiàng)，結(jié)合式(7)，可得到本文的主要計(jì)量模型：

Debtit=α0+α1Hpit+αxiXit+εit

(8)

Consump1it=γ0+γ1Hpit+γxiXit+uit

(9)

Consump2it=β0+β1Hpit+β2Debtit+β3Xit+vit

(10)

本文最關(guān)心的是回歸系數(shù)α1、γ1、β1、β2?？紤]到家庭債務(wù)可能與家庭收入呈正相關(guān)關(guān)系[12]，本文在實(shí)證分析中均以家庭債務(wù)與可支配收入的比值衡量家庭債務(wù)規(guī)模。同時(shí)，為控制那些不隨時(shí)間變化的個(gè)體層面遺漏變量的影響，除混合OLS回歸外，本文亦采用固定效應(yīng)模型(FE)進(jìn)行估計(jì)。表2報(bào)告了基于式(8)至式(10)的回歸結(jié)果。

以FE回歸的結(jié)果為例，表2中第4列顯示，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)家庭債務(wù)有顯著的正向影響。表2中第5～6列均是以城鎮(zhèn)有房家庭總消費(fèi)支出作為被解釋變量。表2中第5列顯示，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)有顯著的正向影響，即當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)支出也越高。表2中第6列顯示，當(dāng)模型中納入家庭債務(wù)變量后，住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)的估計(jì)系數(shù)均是統(tǒng)計(jì)顯著，且住房?jī)r(jià)格的估計(jì)系數(shù)明顯變小，說(shuō)明住房?jī)r(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響部分借助于家庭債務(wù)這一中介變量發(fā)揮作用[20]，較好地支持了本文的假設(shè)2。同時(shí)，由表2中第6列，本文發(fā)現(xiàn)，Debt的估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，且方向?yàn)檎?0.016)，與本文的假設(shè)1相一致。這說(shuō)明：第一，當(dāng)前我國(guó)家庭債務(wù)的“財(cái)富效應(yīng)”明顯，由本金、利息剛性償還而壓縮消費(fèi)支出的“擠出效應(yīng)”不顯著；第二，家庭的負(fù)債已經(jīng)成為支配消費(fèi)變動(dòng)的一個(gè)關(guān)鍵因素，符合家庭債務(wù)平滑居民消費(fèi)收入缺口的初衷。值得注意的是，家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)雖然顯著，但影響程度微弱(僅為0.016)。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因主要在于，作為衡量家庭負(fù)債規(guī)模的重要指標(biāo)，當(dāng)前我國(guó)的家庭債務(wù)在居民可支配收入中的比重仍相對(duì)較低。

表2住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)：基準(zhǔn)回歸

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，下表同。

控制變量中，金融資產(chǎn)(Finasset)的系數(shù)顯著為正，但金融資產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響程度卻非常微弱，金融資產(chǎn)每增加1單位，消費(fèi)支出僅提高0.007個(gè)單位。這可能與中國(guó)金融市場(chǎng)不成熟有很大的關(guān)系，在金融抑制的宏觀背景下，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(如儲(chǔ)蓄存款)的回報(bào)率整體偏低，導(dǎo)致對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用有限。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的回報(bào)率波動(dòng)非常大，導(dǎo)致居民無(wú)法對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入形成穩(wěn)定預(yù)期，進(jìn)一步限制了消費(fèi)的提升。但顯著為正的系數(shù)同時(shí)說(shuō)明，伴隨居民對(duì)金融投資知識(shí)的日益熟悉與風(fēng)險(xiǎn)管控能力的提高，居民應(yīng)對(duì)股市、債市等金融市場(chǎng)波動(dòng)的能力也有明顯的提高。

(二)家庭債務(wù)如何對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響

適度規(guī)模的家庭債務(wù)有助于居民福利的提高與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但當(dāng)家庭債務(wù)累積到一定程度時(shí)，其作用又會(huì)反轉(zhuǎn)。為了進(jìn)一步分析家庭債務(wù)影響的非線性特征，本文在模型中引入家庭債務(wù)收入比的平方項(xiàng)進(jìn)行分析。表3第1列的回歸結(jié)果顯示，家庭債務(wù)收入比平方項(xiàng)前的估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)，說(shuō)明家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響呈倒U形曲線。結(jié)合回歸結(jié)果，本文可知家庭債務(wù)收入比的臨界點(diǎn)為9.667⑧。這表明，在家庭債務(wù)收入比低于9.667時(shí)，家庭債務(wù)的增加在一定程度上會(huì)有效促進(jìn)居民消費(fèi)，但隨著債務(wù)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，當(dāng)家庭債務(wù)收入比超過(guò)9.667時(shí)，由于償還壓力，家庭債務(wù)將抑制居民消費(fèi)，表現(xiàn)出擠出效應(yīng)。

表3住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)：影響機(jī)制

現(xiàn)實(shí)生活中，家庭總是面臨著流動(dòng)性約束效應(yīng)，即家庭的借貸行為總是受到信貸市場(chǎng)的制約，家庭并不總是能夠獲得自己意愿水平的債務(wù)。Gorbachev研究發(fā)現(xiàn)，存在流動(dòng)性約束時(shí)的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的沖擊遠(yuǎn)大于不存在流動(dòng)性約束時(shí)的沖擊[18]。在我國(guó)，家庭債務(wù)主要源于住房抵押貸款，而諸如汽車等家庭大宗耐用消費(fèi)品也可以通過(guò)抵押貸款來(lái)獲得消費(fèi)信貸。抵押效應(yīng)的存在，使得家庭債務(wù)與流動(dòng)性約束存在內(nèi)生的正向關(guān)系。具體地，房?jī)r(jià)上漲推動(dòng)家庭債務(wù)同步增加，家庭債務(wù)相對(duì)于抵押物價(jià)值的比重上升，家庭面臨的流動(dòng)性約束增強(qiáng)；房?jī)r(jià)下跌使家庭債務(wù)減少，家庭債務(wù)相對(duì)于抵押物價(jià)值的比重下降，家庭面臨的流動(dòng)性約束減弱。這說(shuō)明，家庭債務(wù)變動(dòng)將內(nèi)生地引發(fā)流動(dòng)性約束的變動(dòng)，進(jìn)而通過(guò)流動(dòng)性約束效應(yīng)影響住房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)間的關(guān)系?；诖耍疚亩xm為家庭債務(wù)總量與住房市值的比率，作為對(duì)家庭債務(wù)流動(dòng)性約束效應(yīng)的度量，回歸結(jié)果見(jiàn)表3第2列。回歸結(jié)果表明，m對(duì)居民消費(fèi)有積極的正向作用(0.035)，說(shuō)明房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的正向影響將部分借助m這一機(jī)制進(jìn)行傳導(dǎo)。

此外，房產(chǎn)還可以被看作獲取非擔(dān)保貸款的抵押品。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲，家庭持有住房的價(jià)值提高，抵押效應(yīng)增強(qiáng)時(shí)，家庭融資能力增強(qiáng)，一方面，對(duì)于沒(méi)有面臨流動(dòng)性約束的家庭可以獲得更多的授信；另一方面，因流動(dòng)性約束承擔(dān)較多信用貸款的家庭，通過(guò)住房作為抵押品可以有效降低融資成本。在兩方面的作用下，房?jī)r(jià)上漲將引起住房抵押效應(yīng)的變動(dòng)，改變家庭債務(wù)規(guī)模和債務(wù)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而改變家庭消費(fèi)支出。基于此，本文定義q為家庭非住房類債務(wù)與住房抵押類債務(wù)的比率，作為家庭債務(wù)抵押效應(yīng)的衡量?；貧w結(jié)果見(jiàn)表3第3列。在控制變量保持不變的情況下，本文發(fā)現(xiàn)：q對(duì)消費(fèi)有明顯的正向作用，說(shuō)明家庭債務(wù)的抵押效應(yīng)明顯；家庭債務(wù)發(fā)揮了一定的金融杠桿效應(yīng)，影響系數(shù)達(dá)0.149，高于m的估計(jì)系數(shù)，說(shuō)明房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的正向影響主要借助這一抵押效應(yīng)機(jī)制進(jìn)行傳導(dǎo)，其次是流動(dòng)性約束效應(yīng)。

(三)進(jìn)一步的討論

家庭債務(wù)的累積究竟是縮小還是放大支大于收的缺口呢？為回答這一問(wèn)題，本文以城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)支出缺口(家庭總消費(fèi)—家庭總收入)作為被解釋變量進(jìn)行分析，解釋變量與上文回歸結(jié)果相同。回歸結(jié)果見(jiàn)表4第1～2列。從回歸結(jié)果中可以看出，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)支出缺口的影響顯著為負(fù)。這說(shuō)明，伴隨住房?jī)r(jià)格的持續(xù)上漲，相當(dāng)一部分家庭的財(cái)富在這個(gè)過(guò)程中受益并實(shí)現(xiàn)快速的提高，致使不同家庭之間的財(cái)富差距加大[19]，最終反映在消費(fèi)支出缺口的縮??；而家庭債務(wù)對(duì)家庭消費(fèi)支出缺口的估計(jì)系數(shù)則為正，說(shuō)明家庭債務(wù)的累積有利于既定收入下消費(fèi)水平的提高，但同時(shí)會(huì)帶來(lái)支出缺口的進(jìn)一步擴(kuò)大。

混合回歸(POLS)和固定效應(yīng)回歸(FE)回歸結(jié)果只能研究各變量對(duì)家庭消費(fèi)支出缺口的平均影響，卻難以討論這些變量對(duì)家庭消費(fèi)支出缺口分布的影響。分位數(shù)回歸方法可以很好地刻畫不同家庭消費(fèi)支出缺口的決定因素，表4第3～5列分別報(bào)告了25、50和75分位的回歸結(jié)果。實(shí)證結(jié)果顯示，在50分位，家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)支出缺口的影響系數(shù)最大，而25分位數(shù)家庭和75分位數(shù)的家庭，家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)支出缺口影響程度較小。這說(shuō)明，家庭債務(wù)對(duì)消費(fèi)支出缺口條件分布兩端的影響小于對(duì)其中間部分的影響。這表明，增加家庭債務(wù)對(duì)于低消費(fèi)支出缺口家庭與高消費(fèi)支出缺口家庭的影響都比較小，而最大受益者為消費(fèi)支出缺口處于中間的家庭。

表4住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與消費(fèi)收入缺口的回歸結(jié)果

注：在消費(fèi)支出缺口的定義中，如果Consump>Income，Gap=log(Consump-Income)；如果Consump

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的可靠性，本文對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，本文進(jìn)一步將家庭總債務(wù)細(xì)分為住房抵押類債務(wù)與非住房類債務(wù)分別進(jìn)行估計(jì)(見(jiàn)表5第1列和第2列)。表5的估計(jì)結(jié)果表明無(wú)論是住房抵押類債務(wù)還是非住房類債務(wù)，房?jī)r(jià)變化均對(duì)其有正向影響，上文對(duì)式(8)的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。同時(shí)，在房?jī)r(jià)持續(xù)上漲預(yù)期和通貨膨脹背景下，家庭的貸款購(gòu)房行為更多的是出于投資需求而非消費(fèi)需求，為考察本文的結(jié)果是否受這一因素的影響，表5的第3～5列將家庭債務(wù)細(xì)分為住房抵押類債務(wù)與非住房類債務(wù)，回歸結(jié)果顯示無(wú)論是住房貸款還是非住房類債務(wù)，兩者對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響系數(shù)均顯著為正，且非住房類債務(wù)的估計(jì)系數(shù)明顯高于住房抵押類貸款的系數(shù)，說(shuō)明家庭債務(wù)的確對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)有正向促進(jìn)作用，上文對(duì)式(9)和式(10)的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

其次，由于家庭債務(wù)的多少會(huì)反過(guò)來(lái)受到居民消費(fèi)的影響，因此在對(duì)式(10)的估計(jì)中，可能因?yàn)榉聪蛞蚬鴮?dǎo)致對(duì)參數(shù)β2的估計(jì)值出現(xiàn)偏誤。為此，本文使用家庭所在城市的平均債務(wù)收入比(Debt_aver)作為家庭債務(wù)收入比的工具變量。表3報(bào)告了工具變量?jī)呻A段回歸結(jié)果。第一階段的回歸顯示，平均家庭債務(wù)收入比顯著影響城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)，且F統(tǒng)計(jì)量也遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明工具變量比較強(qiáng)。在第二階段的回歸中，家庭債務(wù)正向的顯著效應(yīng)保持，其估計(jì)系數(shù)略大于FE的估計(jì)值。這說(shuō)明，家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的正向因果關(guān)系是穩(wěn)健的。值得注意的是，僅持有1套住房的家庭，基于未來(lái)改善住房的目的，或者出于未來(lái)投資投機(jī)的需求，當(dāng)期將進(jìn)行儲(chǔ)蓄而不是大幅增加消費(fèi)支出。

最后，絕大多數(shù)家庭借貸的主要用途是購(gòu)房，而不是直接消費(fèi)，因此家庭債務(wù)究竟是促進(jìn)消費(fèi)還是抑制消費(fèi)？表6分別以家庭在食物(Food)、衣著(Dress)、生活用品及服務(wù)(Daily)、交通通信(Trco)、教育文化娛樂(lè)(Ecc)、居住(House)、醫(yī)療保健(Med)方面的支出作為被解釋變量，對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行了詳細(xì)的考察?；貧w結(jié)果顯示，家庭債務(wù)不僅僅有助于購(gòu)房，也有助于居民消費(fèi)水平的提高。具體而言：(1)家庭債務(wù)對(duì)日用品、居住與醫(yī)療保健這三項(xiàng)消費(fèi)支出具有顯著的“財(cái)富效應(yīng)”，而對(duì)食物、衣著則表現(xiàn)為顯著的“擠出效應(yīng)”。(2)除醫(yī)療保健支出外，在考慮家庭債務(wù)的情形下，住房?jī)r(jià)格能促進(jìn)其余六類別的消費(fèi)支出，尤其對(duì)衣著類、教育文化娛樂(lè)類和居住類支出的影響程度最為明顯。(4)其余各控制變量的符號(hào)與大小與表2的結(jié)果相類似。

表5 住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6住房?jī)r(jià)格、家庭債務(wù)與城鎮(zhèn)有房家庭分項(xiàng)消費(fèi)的回歸

五、結(jié)論與政策啟示

本文首先構(gòu)建了納入家庭債務(wù)、住房?jī)r(jià)格的消費(fèi)決定模型，從理論上分析房?jī)r(jià)上漲、家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響機(jī)制。理論模型顯示，住房?jī)r(jià)格可能借助家庭債務(wù)這一中介變量間接作用于城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)。

利用2010年、2012年、2014年和2016年的家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文對(duì)上述理論模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。在控制了可能影響城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的各種變量后，固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果顯示了與上述研究假設(shè)一致的結(jié)論，即家庭債務(wù)確實(shí)發(fā)揮了中介變量作用，并且借助流動(dòng)性約束效應(yīng)與抵押效應(yīng)兩種機(jī)制作用于住房?jī)r(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的影響?？紤]到反向因果關(guān)系可能對(duì)上述回歸結(jié)果的內(nèi)生性干擾，本文以家庭所在省份的平均家庭債務(wù)收入比作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)，回歸結(jié)果顯示，家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)仍然具有顯著的正向效應(yīng)，結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。盡管本文對(duì)房?jī)r(jià)上漲、家庭債務(wù)影響城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)的作用機(jī)制進(jìn)行了較為全面的分析，然而由于CFPS調(diào)查項(xiàng)目的局限性以及相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文沒(méi)有能夠細(xì)分和檢驗(yàn)不同類別的家庭債務(wù)在推動(dòng)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)支出中的具體作用，但本文基于家庭個(gè)體行為的理論推演和家庭債務(wù)微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)揭示了房?jī)r(jià)上漲、家庭債務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)有房家庭消費(fèi)有積極的影響，豐富了已有的文獻(xiàn)，同時(shí)也為后續(xù)研究提供了思路。

本文的理論研究與實(shí)證結(jié)果對(duì)我國(guó)消費(fèi)信貸市場(chǎng)的發(fā)展與房?jī)r(jià)的調(diào)控主要有如下啟示：(1)家庭債務(wù)產(chǎn)生的初衷是為了解決居民支大于收的缺口，因此適度規(guī)模的家庭債務(wù)能增加居民消費(fèi)，但需要警惕的是，當(dāng)家庭債務(wù)規(guī)模過(guò)大、超過(guò)一定的閾值后，沉重的債務(wù)償還負(fù)擔(dān)將擠占家庭的消費(fèi)支出，在此情形下家庭債務(wù)的增加反而會(huì)抑制居民消費(fèi)。(2)當(dāng)家庭持有不同的房產(chǎn)數(shù)量時(shí)，住房?jī)r(jià)格與家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)的影響存在顯著差異，因此政府在推行調(diào)控住房?jī)r(jià)格的政策時(shí)，需要區(qū)分家庭購(gòu)房究竟是投資型需求還是自住型需求，不能簡(jiǎn)單地一刀切。我們?nèi)孕枰獔?jiān)持房子是用來(lái)住的、不是用來(lái)炒的定位，全面落實(shí)因城施策，穩(wěn)地價(jià)、穩(wěn)房?jī)r(jià)、穩(wěn)預(yù)期的長(zhǎng)效管理調(diào)控機(jī)制，遏制房地產(chǎn)金融化泡沫化，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展。(3)合理引導(dǎo)信貸資金流向，實(shí)施差異化的信貸政策。合理引導(dǎo)信貸資金，將其投向住房支出、醫(yī)療保健等發(fā)展消費(fèi)型支出上，以此才能更好地實(shí)現(xiàn)促內(nèi)需、穩(wěn)增長(zhǎng)、改善民生的最終目標(biāo)。

注釋：

① 依據(jù)國(guó)際慣例，居民消費(fèi)率定義為(居民消費(fèi)/國(guó)民收入)，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

② 根據(jù)世界銀行的數(shù)據(jù)，2018年，美國(guó)、英國(guó)、德國(guó)的居民消費(fèi)率依次是78.18%、64.34%、54.20%；韓國(guó)的居民消費(fèi)率為47.91%；印度的居民消費(fèi)率是56.62%，巴西的居民消費(fèi)率是63.51%。

③ 數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的住宅商品房平均價(jià)格。

④ 數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)人民銀行公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)與《貨幣政策執(zhí)行報(bào)告》。2018年末，個(gè)人住房抵押貸款余額為25.8萬(wàn)億，占家庭消費(fèi)貸款余額的68.27%。

⑤ 當(dāng)前著眼點(diǎn)是t時(shí)刻家庭的消費(fèi)決策，即t時(shí)刻前的家庭債務(wù)已經(jīng)確定，因此，此處家庭債務(wù)的運(yùn)動(dòng)方程從t+1期開(kāi)始。

⑥ 此處隱含的假設(shè)是，非抵押類債務(wù)可以借助所購(gòu)買的車輛等耐用消費(fèi)品的擔(dān)保功能，扮演與抵押債務(wù)相類似的角色，因此非抵押類債務(wù)的變動(dòng)也同樣受住房?jī)r(jià)格的影響。

⑦ 中國(guó)的債務(wù)收入比是基于中國(guó)人民銀行公布的住戶貸款與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的城鎮(zhèn)常住人口、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入計(jì)算得出；美國(guó)、日本、德國(guó)和英國(guó)的數(shù)據(jù)則來(lái)自世界銀行網(wǎng)站。

⑧ 樣本中，債務(wù)收入比超過(guò)9.667的家庭僅為1.62%，這也解釋了為何當(dāng)前家庭債務(wù)對(duì)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，相應(yīng)地，擠出效應(yīng)較小。