房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)水平影響的實(shí)證研究
——基于面板門檻模型的再檢驗(yàn)

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西南昌 330013）

一、引言

1998年中國實(shí)施住房制度改革以來，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮的作用越來越大。1998年房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值僅占當(dāng)年GDP的4.02%，2019年房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占當(dāng)年GDP的比例達(dá)到7.03%，可見房地產(chǎn)業(yè)已成為支撐我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。與此同時(shí)，近十余年來我國房價(jià)水平出現(xiàn)持續(xù)波動(dòng)性上漲，如2002年我國房價(jià)平均水平為2250元/平方米，2010年全國房價(jià)均值突破了 5000元/平方米，2019年則達(dá)到了9307元/平方米。根據(jù)持久性收入假說，居民的消費(fèi)不僅取決于當(dāng)期收入，還取決于其持有的財(cái)富水平，從理論上看，房價(jià)持續(xù)上漲會(huì)增加居民持有的財(cái)富水平，進(jìn)而會(huì)對居民消費(fèi)產(chǎn)生較大的正向影響，即房價(jià)上漲具有顯著的財(cái)富效應(yīng)，Kartashova（2017）、楊碧云等（2017）、何興強(qiáng)和楊銳鋒（2019）等人的實(shí)證研究驗(yàn)證了該結(jié)論。與上述研究不同的是，另外一些學(xué)者認(rèn)為房價(jià)上漲可能會(huì)造成居民為了買房而增加儲(chǔ)蓄，從而降低消費(fèi)水平，即房價(jià)上漲表現(xiàn)出對消費(fèi)的擠出效應(yīng)，Burrows（2018）、顏建曄等（2019）、王凱和龐震（2019）等人的實(shí)證研究證實(shí)了該結(jié)論。還有一些學(xué)者認(rèn)為房價(jià)上漲對居民消費(fèi)的影響不是線性的，如李春風(fēng)（2017）認(rèn)為房價(jià)上漲和居民消費(fèi)之間呈現(xiàn)典型的倒“U”型關(guān)系。羅孝玲和陳倩（2019）認(rèn)為二者存在典型的門限效應(yīng)，在金融發(fā)展門檻值之前，房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用；在金融發(fā)展門檻值之后房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用，即二者之間可能表現(xiàn)出正“U”型關(guān)系。筆者利用面板門檻模型分析我國房價(jià)波動(dòng)和居民消費(fèi)之間的關(guān)系，并進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)以期進(jìn)一步驗(yàn)證二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二、傳導(dǎo)機(jī)制和研究假設(shè)

從已有研究看，房價(jià)波動(dòng)至少存在財(cái)富效應(yīng)、房奴效應(yīng)、流動(dòng)性效應(yīng)、擠出效應(yīng)和工資效應(yīng)五重傳導(dǎo)機(jī)制，這些傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

圖1 傳導(dǎo)機(jī)制

房價(jià)波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)在傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論中有明確解釋，主要是指房價(jià)上漲會(huì)帶來居民總體財(cái)富的增加，從而促進(jìn)居民消費(fèi)動(dòng)機(jī)的提升和消費(fèi)水平的增長。財(cái)富效應(yīng)還可以分為已兌現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)和未兌現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)，已兌現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)是指居民已經(jīng)從房價(jià)上漲中通過出售、租賃住房獲得了財(cái)富的絕對增加，未兌現(xiàn)財(cái)富效應(yīng)是指居民尚未通過出售或出租形式獲得房價(jià)上漲帶來的財(cái)富增加。兩者均表現(xiàn)出房價(jià)上漲導(dǎo)致財(cái)富總量或者預(yù)期財(cái)富總量的增加，從而導(dǎo)致居民消費(fèi)的提升。

房奴效應(yīng)又稱為預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)，是指當(dāng)房價(jià)上漲過快時(shí)居民為了在未來購房而不得不增加當(dāng)期儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象，這會(huì)抑制居民消費(fèi)水平。我國居民對“家文化”的執(zhí)念導(dǎo)致了住房消費(fèi)成為了剛性需求，這種文化特征在一定程度上進(jìn)一步加劇了房奴效應(yīng)。還有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，預(yù)期財(cái)富增加會(huì)削弱居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，使得住房表現(xiàn)出一定的緩沖儲(chǔ)備功能，進(jìn)而提升了消費(fèi)水平（張傳勇和王豐龍，2017）。不過從實(shí)踐情況看，我國居民的房奴效應(yīng)較為明顯，特別是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的區(qū)域更為明顯。

流動(dòng)性效應(yīng)是指居民面臨流動(dòng)性約束前提下，當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，居民住房可以獲得的抵押貸款較多，此時(shí)居民流動(dòng)性約束得到緩解的可能性提升，從而房價(jià)上漲促進(jìn)居民消費(fèi)水平的增加。這種效應(yīng)在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的區(qū)域具有普遍性，但在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢的區(qū)域并不突出 （張浩，2017）。擠出效應(yīng)是指房價(jià)上漲時(shí)，對于沒有住房的居民家庭而言，由于其預(yù)期的購房投資較大導(dǎo)致其當(dāng)期消費(fèi)被擠出，從而對居民消費(fèi)具有抑制效應(yīng)。大多學(xué)者認(rèn)為擠出效應(yīng)是當(dāng)前房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)影響的主要傳導(dǎo)機(jī)制（李春風(fēng)等，2018；梁艷艷等，2018），在當(dāng)前我國房價(jià)波動(dòng)上漲周期中，擠出效應(yīng)在很大程度上對居民消費(fèi)產(chǎn)生了明顯的抑制效應(yīng)。工資效應(yīng)是指隨著房價(jià)上漲，居民的工資也會(huì)出現(xiàn)波動(dòng)上漲，雖然在短期內(nèi)存在工資剛性，但是從中長期來看居民的工資在房價(jià)上漲推動(dòng)下會(huì)有一定程度的上漲，從而可以提升居民的邊際消費(fèi)傾向。

由于房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的影響存在多種傳導(dǎo)機(jī)制，且這些傳導(dǎo)機(jī)制對居民消費(fèi)的影響表現(xiàn)出方向差異性，所以房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的影響方向具有不穩(wěn)定性和時(shí)變特征。總體上看，房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的影響可以簡單歸納為財(cái)富效應(yīng) （促進(jìn)消費(fèi)）和擠出效應(yīng)（抑制消費(fèi)）兩種情況，且同時(shí)存在。筆者認(rèn)為，居民住房同時(shí)具有投資品屬性和消費(fèi)品屬性，在房價(jià)上漲較為緩慢時(shí)，住房的消費(fèi)品屬性表現(xiàn)較為突出，居民會(huì)因?yàn)榉績r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)而增加消費(fèi)。隨著房價(jià)持續(xù)上漲，居民對住房的投資品屬性更為關(guān)注，為了追求未來財(cái)富現(xiàn)金流的最大化，居民會(huì)增加住房投資，從而使得當(dāng)前消費(fèi)的增加變得越來越不明顯，財(cái)富效應(yīng)會(huì)逐漸衰弱，表現(xiàn)出邊際遞減特征。與此相反，房價(jià)上漲對居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)則表現(xiàn)出邊際遞增特征。由于房價(jià)上漲同時(shí)存在財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，在房價(jià)上漲的前期階段，財(cái)富效應(yīng)的作用大于擠出效應(yīng)，房價(jià)上漲表現(xiàn)出對居民消費(fèi)的促進(jìn)。在房價(jià)持續(xù)上漲階段，財(cái)富效應(yīng)的作用小于擠出效應(yīng)，房價(jià)上漲表現(xiàn)出對居民消費(fèi)的抑制。基于此，筆者提出假設(shè)1。

假設(shè)1：房價(jià)水平對居民消費(fèi)水平的影響存在突變門檻效應(yīng)，房價(jià)水平未超越門檻值時(shí)，表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)；房價(jià)水平超越門檻值后表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。

不僅如此，我國不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大差異，房價(jià)平均水平和房價(jià)上漲速度存在較大差異，居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)理念也存在較大差異，這種差異會(huì)導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)影響的財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的效果存在較大差異。筆者認(rèn)為，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其房價(jià)漲幅也最大，房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)的邊際遞減傾向較為突出，可能表現(xiàn)出和全國總體水平一致的門檻突變效應(yīng)。西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為緩慢，其房價(jià)波動(dòng)較低，雖然財(cái)富效應(yīng)的邊際遞減傾向存在，但其門檻突變效應(yīng)可能并不突出，甚至可能不存在門檻突變效應(yīng)?；诖?，筆者提出假設(shè)2。

假設(shè)2：不同區(qū)域的門檻效應(yīng)表現(xiàn)出較大差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展緩慢地區(qū)的門檻突變效應(yīng)不明顯。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間往往表現(xiàn)出非線性關(guān)系，筆者研究的消費(fèi)水平和房價(jià)水平之間也表現(xiàn)出典型的非線性關(guān)系。房價(jià)水平在影響居民消費(fèi)水平時(shí)存在典型的突變效應(yīng)，即當(dāng)房價(jià)較低時(shí)，上漲的房價(jià)總體上是促進(jìn)居民消費(fèi)的，但當(dāng)房價(jià)超過一定水平時(shí)，過高的房價(jià)可能對消費(fèi)水平是抑制的。因此，在研究這兩者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系時(shí)就不能采用傳統(tǒng)的線性回歸模型，而應(yīng)該采用門檻回歸模型。門檻回歸模型主要用來處理經(jīng)濟(jì)變量之間存在結(jié)構(gòu)性突變的實(shí)證難題。根據(jù) Hansen&Bruce（2000）、王群勇（2015）等人的研究，面板門檻回歸的統(tǒng)計(jì)問題和檢驗(yàn)難題已經(jīng)得到較好解決，在實(shí)際中應(yīng)用的越來越廣泛，筆者選擇采用面板門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證建模。面板門檻回歸的基本理論方程如式1所示。

其中 I(·)為指示函數(shù)，γ 代表門檻值，當(dāng) x＞γ 時(shí)I(·)=1，control代表模型中的控制變量，j表示控制變量的數(shù)量，εit代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。

筆者研究房價(jià)水平對居民消費(fèi)的影響，核心解釋變量是房價(jià)水平，被解釋變量是居民消費(fèi)。根據(jù)表1，筆者從絕對消費(fèi)水平和相對消費(fèi)水平兩個(gè)維度測度居民消費(fèi)水平，同時(shí)對應(yīng)采用房地產(chǎn)價(jià)格的對數(shù)值以及房地產(chǎn)價(jià)格對數(shù)值的上漲率分別表示絕對意義和相對意義上的房價(jià)水平。在此基礎(chǔ)上，筆者將面板門檻模型拓展為式（2）和式（3），其中式（2）中的房價(jià)水平和消費(fèi)水平都是絕對水平，式（3）中的房價(jià)水平和消費(fèi)水平都是相對水平。筆者同時(shí)估計(jì)式（2）和式（3），以提高模型整體穩(wěn)健性。

表1 模型變量及計(jì)算方法

表1反映了筆者在實(shí)證建模時(shí)采用的變量計(jì)算方法。絕對消費(fèi)水平采用社會(huì)消費(fèi)品零售總額的自然對數(shù)予以反映，相對消費(fèi)水平是絕對消費(fèi)水平的增長率。房地產(chǎn)價(jià)格采用某省某季度的商品房銷售金額和銷售面積之比計(jì)算得到，然后再計(jì)算其自然對數(shù)值。房地產(chǎn)價(jià)格上漲率是房地產(chǎn)價(jià)格水平的環(huán)比上漲率。根據(jù)已有研究，門檻變量的選擇可以采用模型自變量亦可采用其他變量，具體選擇時(shí)以相關(guān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論為基礎(chǔ)進(jìn)行設(shè)計(jì)。筆者選擇采用核心解釋變量作為門檻變量，原因是房價(jià)水平的波動(dòng)對消費(fèi)的影響具有較為完善的理論基礎(chǔ)和現(xiàn)實(shí)傳導(dǎo)機(jī)制。

在控制變量選擇方面，根據(jù)以往學(xué)者的研究建議，筆者首先將實(shí)際利率（李春風(fēng)等，2017）、撫養(yǎng)系數(shù)（萬海遠(yuǎn)等，2019）、人均可支配收入（王凱和龐震，2019）和開放程度（徐妍和安磊，2019）納入，其中實(shí)際利率采用名義利率減去對應(yīng)的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)替代；撫養(yǎng)系數(shù)采用非勞動(dòng)力人口和勞動(dòng)力人口的比值替代；人均可支配收入采用城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入的平均值的自然對數(shù)替代；開放程度采用進(jìn)口交易額和出口交易額之和與對應(yīng)季度GDP的比值替代。隨著我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進(jìn)一步深入，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度在逐漸增強(qiáng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平在逐步提高，這對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有較大的影響，筆者引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量，并采用第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的比值作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的替代變量。另外，2008年金融海嘯后我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，以財(cái)政為主的調(diào)控政策對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。即近10余年以來財(cái)政政策的調(diào)整對居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了較大影響，筆者引入財(cái)政平衡程度作為控制變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

全文數(shù)據(jù)采用2005年第1季度至2019年第4季度的省級季度數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、各省份歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，個(gè)別無法獲取的數(shù)據(jù)進(jìn)行了平均值替代，同時(shí)對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%水平的縮尾處理。全文數(shù)據(jù)選擇不包括我國港澳臺(tái)地區(qū)和新疆、西藏的數(shù)據(jù)。

表2顯示了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)，被解釋變量絕對消費(fèi)水平和相對消費(fèi)水平的平均值均小于中位數(shù)，說明部分省份的消費(fèi)水平偏低，整體上拉低了消費(fèi)均值。核心解釋變量的房地產(chǎn)價(jià)格和房地產(chǎn)價(jià)格增長率的平均值小于中位數(shù)，說明部分省份的房價(jià)水平和房價(jià)上漲水平過高，整體上提升了房價(jià)的均值。不過經(jīng)過JB檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所有變量呈現(xiàn)不同置信水平上的正態(tài)分布，具有較好的統(tǒng)計(jì)特征。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

（一）實(shí)證過程及結(jié)果

面板門限模型對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的要求和普通面板模型一致，主要取決于其數(shù)據(jù)屬性和面板數(shù)據(jù)中時(shí)間序列的長度。從數(shù)據(jù)屬性看，主要是宏觀經(jīng)濟(jì)變量，對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的整體要求較低。從時(shí)間長度看，筆者選擇2005—2019年的季度數(shù)據(jù)，時(shí)間序列較長對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求較高。因此，需要對數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行驗(yàn)證。表3顯示了本文變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可見變量hpit、ririt、dinit、openit和 instrit存在單位根，不是平穩(wěn)序列，其他變量則表現(xiàn)出平穩(wěn)的I(0)特征。對這些非平穩(wěn)序列進(jìn)行一階差分后的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)均屬于I(1)變量。

表3 變量單位根檢驗(yàn)

根據(jù)面板數(shù)據(jù)處理方法，如果非平穩(wěn)的序列之間存在長期協(xié)整關(guān)系，即可以用原始序列進(jìn)行實(shí)證建模。表4顯示了非平穩(wěn)序列之間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，根據(jù)Kao檢驗(yàn)結(jié)果，本文非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johansen檢驗(yàn)結(jié)果，非平穩(wěn)序列之間至少存在一個(gè)長期協(xié)整關(guān)系，可見本文實(shí)證變量的原始數(shù)據(jù)適合進(jìn)行面板模型建模。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)

表5顯示了面板門檻效應(yīng)的存在性和門檻值的情況。式（2）和式（3）都在1%置信水平水平上拒絕了不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)，同時(shí)都在1%置信水平上拒絕了兩個(gè)門檻值的原假設(shè)，并接受了存在1個(gè)門檻值的原假設(shè)，可見式（2）和式（3）中均存在一個(gè)門檻值，即式（2）和式（3）均為單重門檻效應(yīng)模型。進(jìn)一步檢驗(yàn)其門檻值可知，式（2）的門檻值為0.1451，式（3）的門檻值為 0.0525，兩個(gè)門檻值均在95%置信水平上通過了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

表6顯示了面板門檻回歸結(jié)果。由于式（2）和式（3）均顯示出單重門限效應(yīng)，所以區(qū)分了對應(yīng)臨界值兩端的實(shí)證結(jié)果。在式（2）結(jié)果中，當(dāng)門檻變量hp＜0.1451時(shí)，房價(jià)水平和消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為0.3091，且在5%置信水平上顯著；當(dāng)門檻變量hp≥0.1451時(shí)，房價(jià)水平和消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為-0.1003，且在10%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即房價(jià)水平在未超越門檻值前對消費(fèi)水平具有促進(jìn)作用，超越門檻值后對消費(fèi)水平具有抑制作用。式（2）的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為21.9845，在1%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即模型整體是通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的。在式（3）回歸結(jié)果中，當(dāng)門檻變量ghp＜0.0525時(shí)，房價(jià)水平和消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為1.0732，且在10%置信水平上顯著；當(dāng)門檻變量ghp≥0.0525時(shí)，房價(jià)水平和消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為-0.3925，且在5%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即房價(jià)水平在未超越門檻值前對消費(fèi)水平具有促進(jìn)作用，超越門檻值后對消費(fèi)水平具有抑制作用。式（2）的F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為32.4959，在1%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著，即模型整體通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

表5 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)及門檻值

表6 面板門檻回歸結(jié)果

表7顯示了式（2）和式（3）的殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果。經(jīng)過 LLC、IPS、ADF 三種殘差單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：式（2）和式（3）均在不同置信水平上通過了殘差單位根檢驗(yàn)，即證明了模型整體穩(wěn)健。

表8顯示了對式 （2）進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果。通過將我國劃分為東、中、西三個(gè)區(qū)域進(jìn)行分組回歸發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)存在顯著的門檻突變效應(yīng)，即hp＜0.1529時(shí)，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著且為正數(shù)，當(dāng)hp＞0.1529時(shí)，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著且為負(fù)數(shù)。中部地區(qū)則未表現(xiàn)出門檻效應(yīng)，hpit的系數(shù)在5%置信水平上統(tǒng)計(jì)顯著且為正數(shù)，即房價(jià)水平對消費(fèi)水平存在促進(jìn)作用。西部地區(qū)表現(xiàn)出顯著的門檻抑制效應(yīng)，即hp＜0.1124時(shí)，房價(jià)水平對消費(fèi)水平的促進(jìn)作用較為明顯，突破門檻值后，房價(jià)水平對消費(fèi)水平的促進(jìn)作用變得更小，但尚未表現(xiàn)出突變效應(yīng)。

表7 殘差單位根檢驗(yàn)

表8 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

（二）實(shí)證結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

第一，根據(jù)面板門檻模型回歸結(jié)果，無論是式（2）中絕對房價(jià)水平對絕對消費(fèi)水平的影響，還是式（3）中相對房價(jià)水平對相對消費(fèi)水平的影響，均表現(xiàn)出單重門檻效應(yīng)，且在沒有突破門檻值以前，二者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；突破門檻值后二者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明房價(jià)水平對消費(fèi)水平的影響存在典型的門檻突變效應(yīng)，該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)1。在沒有突破門檻值前，房價(jià)水平的提高確實(shí)提高了我國居民的總體消費(fèi)水平，且無論從絕對值看還是從相對增長趨勢看，房價(jià)水平都表現(xiàn)出對消費(fèi)水平的提高作用，即房價(jià)提升的財(cái)富效應(yīng)較為明顯。在突破門檻值后，房價(jià)水平的提高從絕對值角度和相對值角度都對消費(fèi)水平的影響表現(xiàn)出一致性，即房價(jià)水平的提高對居民消費(fèi)具有顯著的擠出效應(yīng)。

第二，根據(jù)分區(qū)域回歸結(jié)果，東部地區(qū)表現(xiàn)出和全國樣本回歸時(shí)一致的回歸結(jié)果，即房價(jià)水平未超過門檻值時(shí)，房價(jià)水平對消費(fèi)水平產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)，當(dāng)房價(jià)水平超過門檻值后，房價(jià)水平對消費(fèi)水平產(chǎn)生抑制作用。其可能的原因是：東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于中西部，其房價(jià)水平是三個(gè)區(qū)域最高的，房價(jià)對消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)出現(xiàn)在房價(jià)較低的區(qū)域，而房價(jià)過高時(shí)房價(jià)對消費(fèi)的擠出效應(yīng)表現(xiàn)的較為明顯。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，但整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快，目前房價(jià)水平對消費(fèi)水平整體上表現(xiàn)出促進(jìn)效應(yīng)。不過，超越門檻值后這種促進(jìn)作用有顯著的衰減，整體上表現(xiàn)出抑制性門檻，該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)2。中部地區(qū)房價(jià)水平對消費(fèi)水平的影響整體上表現(xiàn)出促進(jìn)作用，未表現(xiàn)出抑制性或者突變性門檻。

第三，從控制變量看，表6式（2）中撫養(yǎng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明居民撫養(yǎng)壓力越大其消費(fèi)水平越低，但是隨著房價(jià)水平的提升這種負(fù)向相關(guān)性減弱了，即房價(jià)水平對撫養(yǎng)壓力抑制消費(fèi)水平的過程具有一定的調(diào)節(jié)作用。人均可支配收入的系數(shù)顯著為正，在突破門檻值后系數(shù)變大，說明人均可支配收入越大居民消費(fèi)水平越高，而房價(jià)水平的提高進(jìn)一步擴(kuò)大了這種影響。開放程度的系數(shù)顯著為正，且突破門檻值后系數(shù)變得更大，說明區(qū)域開放程度越高越有助于居民消費(fèi)水平的提升，房價(jià)水平在此過程中進(jìn)一步促進(jìn)了這種影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著為正且突破門檻值后顯著變大，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化有助于居民消費(fèi)水平的提升，房價(jià)水平的提高在此過程中起到正向調(diào)節(jié)作用。

五、結(jié)論與建議

筆者系統(tǒng)研究了房價(jià)變化對居民消費(fèi)影響的傳導(dǎo)機(jī)制和門檻效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：房價(jià)變化對居民消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制主要包括財(cái)富效應(yīng)、房奴效應(yīng)、流動(dòng)性效應(yīng)、擠出效應(yīng)和工資效應(yīng)，這些機(jī)制共同發(fā)生作用使得房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的影響表現(xiàn)出多重性和時(shí)變特征。經(jīng)過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：我國房價(jià)對消費(fèi)的影響存在顯著的單重門限突變效應(yīng)，即房價(jià)水平未超越門檻值時(shí)表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)，房價(jià)水平超越門檻值后表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。不僅如此，房價(jià)對消費(fèi)的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)表現(xiàn)出門檻突變效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)存在門檻抑制效應(yīng)。綜合來看，房價(jià)波動(dòng)對我國居民消費(fèi)的影響不是簡單的線性關(guān)系，而是隨著房價(jià)的持續(xù)上漲存在近似倒“U”型的關(guān)系，并且東部、中部、西部三大區(qū)域的異質(zhì)性特征較為突出。基于此，筆者提出如下對策建議。

第一，合理控制房價(jià)過快上漲，將房地產(chǎn)回歸居住屬性。在房價(jià)漲幅較大時(shí)，隨著財(cái)富效應(yīng)邊際遞減作用的加速和擠出效應(yīng)邊際遞增作用的加速，房價(jià)上漲會(huì)抑制居民消費(fèi)。因此，為有效發(fā)揮房地產(chǎn)市場對居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的正向作用，政府應(yīng)該努力將房價(jià)控制在合理范圍內(nèi)，同時(shí)應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)住房的居住屬性而逐漸淡化其投資屬性，只有這樣才能達(dá)到房價(jià)調(diào)控的政策目標(biāo)。

第二，為有效實(shí)現(xiàn)房價(jià)調(diào)控目標(biāo)，政府應(yīng)該采取差別化信貸政策。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)論，在房價(jià)波動(dòng)對居民消費(fèi)的影響問題上，我國東部、中部、西部三大區(qū)域存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性，其中東部地區(qū)存在典型的門檻突變效應(yīng)，中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，西部地區(qū)總體上表現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)，但是存在典型的門檻抑制效應(yīng)。因此，東部地區(qū)過高的房價(jià)可能已經(jīng)表現(xiàn)出擠出效應(yīng)超過財(cái)富效應(yīng)的傾向，其信貸政策可以適度從緊。西部地區(qū)仍然表現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)，雖然突破門檻值后該效應(yīng)減弱，但仍然可以采取適度寬松的信貸政策。中部地區(qū)表現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)，且不存在門檻效應(yīng)，因此可以采用多樣化的信貸政策。

第三，探討多樣化住房補(bǔ)貼政策，提升“工資效應(yīng)”的傳導(dǎo)效果。首先，中低收入家庭因?yàn)榇嬖谫I房的剛性需求，其房奴效應(yīng)較為明顯，需要采用多樣化的住房補(bǔ)貼、信貸優(yōu)惠政策予以支持。其次，當(dāng)前的住房補(bǔ)貼政策主要通過“人才公寓”“人才廉價(jià)租賃房”等形式完成的，雖然這些補(bǔ)貼起到一定的效果，但是其實(shí)施對象主要是年輕勞動(dòng)力，本質(zhì)上只是推遲了住房需求的釋放時(shí)間，并沒有真正解決住房市場的動(dòng)態(tài)均衡問題。在此意義上，通過這種補(bǔ)貼來促進(jìn)“工資效應(yīng)”機(jī)制發(fā)揮作用就顯得較為勉強(qiáng)。最后，由于整體收入水平較低，即使是直接的工資補(bǔ)貼也往往被儲(chǔ)蓄起來而較少用來消費(fèi)，這導(dǎo)致“工資效應(yīng)”的作用機(jī)制較弱。基于上述原因，我國應(yīng)該進(jìn)一步探討多樣化的住房補(bǔ)貼政策，從金融機(jī)制創(chuàng)新、財(cái)政支持、補(bǔ)貼政策方面進(jìn)行優(yōu)化，真正發(fā)揮出“工資效應(yīng)”的傳導(dǎo)機(jī)制，從而實(shí)現(xiàn)促進(jìn)我國居民消費(fèi)的穩(wěn)健提升的目的。