住房金融化、居民存貸比下降與住房資本轉(zhuǎn)化：越儲(chǔ)蓄，越買房

李嘉 董亞寧 任卓然

(1.中國宏觀經(jīng)濟(jì)研究院投資研究所，北京 100038；2.中國社會(huì)科學(xué)院 生態(tài)文明研究所，北京，100710；3.北京大學(xué)城市與環(huán)境學(xué)院，北京 100871)

一、引言

自2008年以來，我國整體儲(chǔ)蓄率持續(xù)回落，從51.80%下降到2017年的47.00%，居民部門儲(chǔ)蓄率從37.30%下降到36.20%。對于儲(chǔ)蓄率下降的原因，已有研究給出了解釋：一是人口結(jié)構(gòu)角度。人口老齡化和生育率下降導(dǎo)致社會(huì)撫養(yǎng)比顯著提升，加上年輕人儲(chǔ)蓄和消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變，導(dǎo)致我國儲(chǔ)蓄率下降[1-3]；二是消費(fèi)角度。居民消費(fèi)支出擴(kuò)大對居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生擠出效應(yīng)[4]；三是金融角度。金融發(fā)展帶來的借貸和投資擴(kuò)張促使儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化[5]。但有一個(gè)重要因素尚未納入分析框架，即同期住房資本價(jià)值的持續(xù)升高及由此引致的住房金融化過程。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2009年至2018年十年間，我國住宅商品房平均銷售價(jià)格從4 459元/平方米上漲到8 544元/平方米，上漲了91.60%。由于住房產(chǎn)品兼具投資品和消費(fèi)品的雙重屬性，并且具有固定性、異質(zhì)性和交易頻率低等特征，這從本質(zhì)上決定了其價(jià)格走勢存在一定程度的平穩(wěn)性[6]。這一特質(zhì)在住房價(jià)格持續(xù)上漲期間會(huì)強(qiáng)化樂觀的市場預(yù)期，當(dāng)土地和住房供應(yīng)存在約束時(shí)，會(huì)推動(dòng)住房價(jià)格繼續(xù)上漲，進(jìn)而強(qiáng)化住房產(chǎn)品的投資屬性。這個(gè)過程會(huì)從市場供給和需求兩側(cè)對市場產(chǎn)生影響：在供給側(cè)，由于存在預(yù)期利潤，房企會(huì)擴(kuò)大住房投資，甚至通過擴(kuò)大負(fù)債方式增加杠桿；在需求側(cè)，存在購房甚至加杠桿購房的正向激勵(lì)。這樣，以信貸資金為主體的金融資本從供需兩方面為持續(xù)增長的住房資產(chǎn)價(jià)值提供支撐，推動(dòng)住房市場進(jìn)入住房金融化過程[7]。住房金融化過程會(huì)帶來兩個(gè)結(jié)果：第一，增加了全社會(huì)整體杠桿水平，包括居民部門杠桿水平；第二，吸收了居民儲(chǔ)蓄的相當(dāng)份額，使得以往通過金融機(jī)構(gòu)、集體化的儲(chǔ)蓄-投資機(jī)制轉(zhuǎn)向通過金融化、個(gè)體化的儲(chǔ)蓄-住房投資機(jī)制。換言之，房地產(chǎn)的投資屬性對居民部門產(chǎn)生了“吸儲(chǔ)”效應(yīng)。

立足上述背景，本文旨在從住房金融化視角重新審視居民部門儲(chǔ)蓄率和杠桿率變化問題，嘗試構(gòu)建居民存貸比與住房投資轉(zhuǎn)化之間的機(jī)制聯(lián)系，并實(shí)證檢驗(yàn)分析2008年金融危機(jī)以來住房市場與居民儲(chǔ)貸行為轉(zhuǎn)變之間的相互關(guān)系。本文的創(chuàng)新體現(xiàn)在：第一，補(bǔ)充了我國儲(chǔ)蓄率下降成因分析的維度，為解釋我國居民儲(chǔ)蓄率下降趨勢提供了新視角——住房金融化視角，豐富了住房金融化理論內(nèi)涵；嘗試提出居民儲(chǔ)蓄向住房資本轉(zhuǎn)化的機(jī)制路徑，將居民部門存貸比和住房金融化納入到一致性概念框架，并且提供了中國住房市場的經(jīng)驗(yàn)支撐，具有一定理論價(jià)值；第二，將居民部門儲(chǔ)貸轉(zhuǎn)化和住房市場納入統(tǒng)一分析框架，有助于充分認(rèn)識金融危機(jī)后居民儲(chǔ)貸行為變化，準(zhǔn)確識別居民儲(chǔ)蓄向住房資本轉(zhuǎn)化所引發(fā)的市場風(fēng)險(xiǎn)，并為未來住房市場政策調(diào)控提供參考，有一定實(shí)踐價(jià)值，并且在實(shí)證研究中考慮到上述機(jī)制的空間異質(zhì)性因素，對于更全面地了解上述機(jī)制的空間結(jié)構(gòu)特征，進(jìn)而“因地制宜”地制定相應(yīng)政策提供依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

(一)文獻(xiàn)綜述

我國一直是高儲(chǔ)蓄率國家，這一特征深刻影響著投資和消費(fèi)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重[8]。然而，自2008年金融危機(jī)以來，我國出現(xiàn)了儲(chǔ)蓄率下降的情況，居民部門儲(chǔ)蓄率下降特別明顯[4,9]。對于這一現(xiàn)象，除了前文從人口結(jié)構(gòu)、消費(fèi)和金融角度提出的解釋外，還有研究從預(yù)防性儲(chǔ)蓄和投資轉(zhuǎn)化角度給出了解釋，即在社會(huì)保障制度并不健全的情況下，一部分居民儲(chǔ)蓄被用于保險(xiǎn)和民生支出等[10-11]，也有一部分儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為具有保值增值的投資產(chǎn)品領(lǐng)域，比如住房。上述研究將宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化與儲(chǔ)蓄率下降構(gòu)建了關(guān)聯(lián)，并給出了有效解釋，卻沒有回答居民儲(chǔ)蓄如何轉(zhuǎn)化為居民部分最大類的住房資產(chǎn)投資。住房資產(chǎn)投資需要巨大資金量，往往伴隨著較高的借貸行為，從而體現(xiàn)為居民儲(chǔ)蓄下降和借貸增加的同時(shí)變動(dòng)，因此回答這個(gè)問題需要把居民儲(chǔ)蓄率的降低和杠桿率的提高納入統(tǒng)一框架，居民部門的存貸比是反映這一變動(dòng)的主要指標(biāo)(1)存貸比一般指商業(yè)銀行存款余額與貸款余額的比例，本文特指居民部門在金融機(jī)構(gòu)存款總額與貸款余額的比例。。為應(yīng)對金融危機(jī)，我國政府采取了積極的財(cái)政刺激政策(四萬億投資計(jì)劃)和寬松的貨幣政策(連續(xù)降息)，其結(jié)果是大部分流動(dòng)性被投放到基礎(chǔ)設(shè)施和房地產(chǎn)領(lǐng)域[12]，造成了地方政府債務(wù)擴(kuò)張和房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)值持續(xù)上漲，同時(shí)引致了全社會(huì)范圍內(nèi)的加杠桿行為。這一過程有兩個(gè)深遠(yuǎn)影響：一是金融資本進(jìn)入住房領(lǐng)域，與住房緊密結(jié)合引致住房金融化現(xiàn)象，并成為推動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)金融化的主要驅(qū)動(dòng)力；二是金融化過程為居民部門加杠桿向特定領(lǐng)域投資提供了便利，在投資渠道有限的條件下，居民部門的儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化機(jī)制主要體現(xiàn)為儲(chǔ)蓄向住房資本的轉(zhuǎn)化。已有研究表明，國民儲(chǔ)蓄率下降與通過金融化渠道實(shí)現(xiàn)的投資率上升存在一定相關(guān)性[5]，但這一相關(guān)關(guān)系主要通過怎樣的機(jī)制實(shí)現(xiàn)仍然缺乏深入研究。上述分析表明，居民部門儲(chǔ)蓄率下降應(yīng)當(dāng)與杠桿率提高同時(shí)進(jìn)行研究，或者說兩者本就是經(jīng)濟(jì)金融化過程的兩個(gè)方面?？紤]到住房和土地優(yōu)質(zhì)抵押品屬性——資產(chǎn)價(jià)值穩(wěn)定增值和對金融資本的“吸附”——為金融化過程和擴(kuò)大投資提供了完美的渠道[13]，住房金融化的影響也應(yīng)當(dāng)納入分析框架。

在住房金融化視角下研究居民存貸比下降和住房資本轉(zhuǎn)化間的內(nèi)生關(guān)系需要考慮兩個(gè)可能的影響因素。第一，居民儲(chǔ)蓄下降和加杠桿現(xiàn)象是否由消費(fèi)支出擴(kuò)大引起？已有實(shí)證研究表明住房購置與消費(fèi)、儲(chǔ)蓄行為之間存在顯著關(guān)系。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，住房購置不屬于居民消費(fèi)支出范疇，而是投資范疇，居民儲(chǔ)蓄和住房購置的增加是同向變動(dòng)的，即居民部門因買房而儲(chǔ)蓄，降低了整體消費(fèi)支出[11，14]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，住房消費(fèi)擠出了當(dāng)前居民消費(fèi)水平，將生命周期中的儲(chǔ)蓄階段提前到青年時(shí)期，扭曲了居民全生命周期中儲(chǔ)蓄-消費(fèi)、儲(chǔ)蓄-投資相互替代的平滑曲線，由此降低了居民福利水平[15]。但是，上述兩種觀點(diǎn)并沒有考慮到同時(shí)期居民部門的加杠桿行為，依然把住房購置當(dāng)作“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”看待，實(shí)際上住房購置已經(jīng)成為居民部門加杠桿投資的主要手段，在上述儲(chǔ)蓄向住房資本的轉(zhuǎn)化過程中，住房已經(jīng)被金融化了。第二，住房價(jià)格的持續(xù)上漲是否通過上述轉(zhuǎn)化過程擠出了消費(fèi)支出，并由此引致了居民存貸比的下降呢？已有實(shí)證研究表明房價(jià)和居民消費(fèi)支出間并不存在顯著相關(guān)性[16]。又有研究表明，對于擁有多套住房者亦同樣沒有顯著證據(jù)證明儲(chǔ)蓄率和房價(jià)增長之間存在顯著關(guān)系[17]。由此可以排除住房投資或消費(fèi)通過擴(kuò)大居民消費(fèi)和擠出居民消費(fèi)兩個(gè)方向?qū)用翊尜J比造成的內(nèi)生影響。那么居民存貸比的下降是通過其他外生性因素引起的，比如，新一代人的消費(fèi)習(xí)慣問題，以全社會(huì)整體債務(wù)提升為特征的金融化程度加深導(dǎo)致跨期消費(fèi)(比如信用卡，網(wǎng)貸等)更加普及以及傳統(tǒng)實(shí)業(yè)投資向更為精細(xì)的虛擬投資[5]和投資型消費(fèi)行為轉(zhuǎn)移(如購買商業(yè)保險(xiǎn)等)。因此，居民儲(chǔ)蓄率下降和杠桿率上升過程更體現(xiàn)出是一種“因”，而非“果”，特別是在住房金融化視角下，上述雙向作用下的存貸比下降對于住房市場的結(jié)構(gòu)變化影響深遠(yuǎn)，通過某種機(jī)制推動(dòng)了住房市場向金融化方向演進(jìn)。由于該機(jī)制在以往文獻(xiàn)中鮮有提及，這就成為本文研究的主要問題。

如上所述，既然住房價(jià)格上漲與居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄存在顯著關(guān)系，但是沒有明顯證據(jù)證明資產(chǎn)價(jià)格上漲對居民消費(fèi)變動(dòng)和儲(chǔ)蓄、投資行為變動(dòng)產(chǎn)生的顯著影響，那么另外一個(gè)方向的內(nèi)生關(guān)系就顯得非常有意義：儲(chǔ)蓄-貸款比例的下降，居民部門是否通過將自身儲(chǔ)蓄資本轉(zhuǎn)化為住房資本，以實(shí)現(xiàn)流動(dòng)性資產(chǎn)向住房資產(chǎn)的轉(zhuǎn)型，推動(dòng)全社會(huì)住房金融化過程？針對這一問題，本文嘗試揭示其作用機(jī)制，并提出研究假設(shè)，進(jìn)而對居民部門存貸比-住房投資/消費(fèi)行為的進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(二)理論機(jī)制和研究假設(shè)

揚(yáng)棄了“貨幣面紗論”后，銀行系統(tǒng)和貨幣對經(jīng)濟(jì)增長的作用被重新探討。在愛德華·肖和羅納德·I·麥金農(nóng)的金融深化論中[18-19]，國家和央行對貨幣的管控，即金融抑制政策會(huì)系統(tǒng)性地影響經(jīng)濟(jì)體中的信貸規(guī)模，扭曲名義和實(shí)際利率，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長水平，這就是金融抑制過程。盡管我國金融市場化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)，但金融自由程度在不同市場具有差異性，在住房市場表現(xiàn)得尤為突出。住房金融化背景下，市場供給端和需求端對住房資產(chǎn)價(jià)值的持續(xù)升值達(dá)成了一致共識，但由于金融市場為市場供需兩側(cè)提供金融支持及其便利程度不同，比如存在住房市場供給端的金融自由和需求端的金融抑制現(xiàn)象，前者以長期信貸寬松為特征，后者則以窄化的儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化通道為主要特征。

具體來說，住房市場供給側(cè)，由于房企從融資便利性上離金融市場更近，能夠享受到金融自由化的優(yōu)勢，突出表現(xiàn)為融資成本低、融資渠道廣，而且往往會(huì)以低成本甚至零成本獲得增信條件，在房地產(chǎn)市場行情持續(xù)看好的預(yù)期下，房企會(huì)強(qiáng)化這種融資便利，并以提高杠桿率水平的手段追加投資，實(shí)現(xiàn)負(fù)債-投資發(fā)散過程[20]。該過程將進(jìn)一步引發(fā)流動(dòng)性過剩，并由此產(chǎn)生系列效應(yīng)：扭曲市場存貸款利率，從而改變居民部門的儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化機(jī)制以及邊際儲(chǔ)蓄、消費(fèi)和投資傾向的相對比例。住房市場需求側(cè)，在融資和投資便利性上居民部門離金融市場相對較遠(yuǎn)，特別是房地產(chǎn)領(lǐng)域，目前房地產(chǎn)投資活動(dòng)主要通過實(shí)物投資方式。以虛擬資本投資的形式較為常見的主要有兩種：一是以合伙人成立私募基金形式進(jìn)入，二是通過購買涉房類金融產(chǎn)品形式(比如銀行理財(cái)產(chǎn)品和信托公司信托計(jì)劃等)進(jìn)入。無論哪種形式，都需要滿足較高的資質(zhì)條件和資本金要求，審核程序比較繁瑣。另一方面，由于資本市場發(fā)展不完善，股市和債市難以對于中小投資者形成穩(wěn)定可靠的投資渠道，特別是在2015年“股災(zāi)”后，“散戶”投資股市的信心不足，債市剛剛起步且因債券的本質(zhì)特征只向大型機(jī)構(gòu)投資者開放(2018年以后開放銀行間債券市場柜臺業(yè)務(wù))，因此居民部門缺乏可靠投資標(biāo)的和渠道，即在市場需求側(cè)引發(fā)“金融抑制”現(xiàn)象。在金融抑制條件下，住房產(chǎn)品兼具抵押品和投資品雙重屬性，成為居民儲(chǔ)蓄資金的重要去向。再加上“非正式約束”因素——習(xí)俗、文化等的影響，即使就可支付性來說，我國大中城市房價(jià)已處于明顯高位(2)2017年北京、上海、廣州和深圳房價(jià)收入比分別為16.77,13.96, 7.64,17.84，均超出國際房價(jià)收入比3.00～6.00的合理區(qū)間。注：房價(jià)收入比數(shù)據(jù)根據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)按照公式：房屋均價(jià)*人均住房面積i/人均可支配收入/年*戶均人數(shù)估算。，住房產(chǎn)品仍然是“值得投資”的優(yōu)質(zhì)選擇。市場供給端的金融自由化和市場需求端的金融抑制扭曲了居民部門的儲(chǔ)蓄-投資行為，使居民部門儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化通道受到抑制，在低利率以及市場投資品投資回報(bào)率-風(fēng)險(xiǎn)貼現(xiàn)率組合等約束條件下，住房產(chǎn)品成為居民儲(chǔ)蓄的主要去向。這種窄化的“投資抑制”情況更加劇了居民部門儲(chǔ)蓄向住房投資轉(zhuǎn)化的傾向，進(jìn)一步推升了房價(jià)，固化了全社會(huì)對于住房價(jià)格持續(xù)上漲“神話”的堅(jiān)定預(yù)期，引導(dǎo)居民部門甚至通過加杠桿的手段，以貸款與儲(chǔ)蓄結(jié)合的方式追加住房投資，將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為住房資本，由此，住房產(chǎn)品的金融屬性更加強(qiáng)化，住房金融化程度進(jìn)一步加深。

基于上述理論分析，本文認(rèn)為，金融危機(jī)后，我國居民部門儲(chǔ)蓄和貸款結(jié)構(gòu)改變與住房投資轉(zhuǎn)化之間存在著長期顯著的穩(wěn)定關(guān)系，居民部門儲(chǔ)蓄率下降與杠桿率上升(存貸比下降)與住房資本增加之間存在內(nèi)在機(jī)制，本文將上述機(jī)制概括為“居民存貸比-住房資本轉(zhuǎn)化機(jī)制”(見圖1)。

供給端住房市場需求端居民部門住房資本金融自由金融市場金融抑制投資抑制信貸寬松房企轉(zhuǎn)化儲(chǔ)蓄金融化過程居住投資建造圖1 居民部門存貸比-住房投資轉(zhuǎn)化機(jī)制

基于上述機(jī)制分析，提出如下研究假設(shè)并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

H1住房金融化背景下，居民部門存貸比通過需求端住房消費(fèi)和供給端住房投資影響住房資本轉(zhuǎn)化。

住房金融化背景下，在需求側(cè)，居民部門存貸比降低與住房銷售增加呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；在供給側(cè)，利益引致供給端-房企繼續(xù)追加住房投資，居民部門存貸比降低與住房投資之間也存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H2住房價(jià)格-居民部門存貸比存在影響機(jī)制。

需要驗(yàn)證的是，上述轉(zhuǎn)化過程確實(shí)是受到當(dāng)期住房價(jià)格上漲信號的影響，進(jìn)而在下一期轉(zhuǎn)化為實(shí)際消費(fèi)和投資行為，即存在住房金融化過程，表現(xiàn)為住房產(chǎn)品的量價(jià)齊升，住房體現(xiàn)出較強(qiáng)的金融品屬性。因此，本文假設(shè)：第一，當(dāng)期住房價(jià)格和存貸比之間存在正向關(guān)系；第二，當(dāng)期價(jià)格與住房銷售也存在顯著的正向關(guān)系，住房需求價(jià)格彈性為正。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)與描述性分析

(一)實(shí)證設(shè)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)說明

本文選取2006-2017年作為時(shí)間區(qū)間，數(shù)據(jù)來源如下：(1)住房和商品房數(shù)據(jù)來自《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒2007-2018》，缺失數(shù)據(jù)的補(bǔ)充來自于中指數(shù)據(jù)庫；(2)存貸比根據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》居民部門年末儲(chǔ)蓄余額/金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額計(jì)算；GDP、地方財(cái)政收入、金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒2007-2018》；(3)土地出讓金來源于中指數(shù)據(jù)庫；(4)常住人口來源于中指數(shù)據(jù)庫和中國知網(wǎng)，缺失值采用趨勢外推法估算補(bǔ)全；(5)住房公積金貸款利率和5年期及以上長期貸款利率來自于中國人民銀行官網(wǎng)，由于其為月度數(shù)據(jù)且有調(diào)整，故用12個(gè)月的加權(quán)平均數(shù)換算為年度數(shù)據(jù)；(6)CPI指數(shù)、固定資產(chǎn)投資指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2004-2018》。此外，本文將房價(jià)、銷售額、人均GDP、金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額、財(cái)政收入、土地出讓價(jià)款和房地產(chǎn)投資等變量調(diào)整為以2003年為基期作不變價(jià)處理。

2.指標(biāo)選取和基本模型設(shè)定

(1)理性預(yù)期下的住房需求-價(jià)格基本模型

lnhqi,t=lnhpi,t+lnpergdpi,t-1+lnrpopulationi,t-1+lnrpevenuei,t-1+lnloansi,t-1+hratei,t-1+μi,t

(1)-1

適應(yīng)性預(yù)期的住房需求-價(jià)格基本模型

lnhqi,t=lnhpi,t-1+lnpergdpi,t-1+lnrpopulationi,t-1+lnrpevenuei,t-1+lnloansi,t-1+hratei,t-1+εi,t

(1)-2

(2)引入存貸比的住房需求-價(jià)格彈性模型：

lnhqi,t=sdratei,t-1+lnhpi,t-1+lngdpi,t-1+lnrpopulationi,t-1+lnprevenuei,t-1+lnloansi,t-1+hratei,t-1+μi,t

(2)

(3)引入存貸比的儲(chǔ)蓄-住房資本轉(zhuǎn)化模型

lnhinvestmemti,t=sdratei,t+lnhpi,t-1+lnrpopulationi,t-1+lnlandrevenvei,t-1+lnprevenuei,t-1+lnloansi,t-1+lratei,t-1+δi,t

(3)

(4)當(dāng)期房價(jià)-存貸比影響模型

sdrate=lnhpi,t+lnpergdpi,t-1+lnprevenuei,t-1+lnloansi,t-1+hratei,t-1+φi,t

(4)

對于住房市場交易量、住房投資的影響因素問題已有不少研究，從已有研究來看，其主要影響因素有如下幾個(gè)維度：房價(jià)水平、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、土地變量、財(cái)政變量和金融變量等[21-22, 24]，并且已形成了比較一致的結(jié)論。前述核心假設(shè)認(rèn)為，住房金融化背景下居民部門的“金融化行為”——降低儲(chǔ)蓄增加杠桿行為是另外一個(gè)影響維度，表現(xiàn)為城市居民存貸比的下降以及這種趨勢對于住房市場系列特征變量的影響。因此，在實(shí)證設(shè)計(jì)中，選取城市居民存貸比變量作為核心變量，并根據(jù)前文理論機(jī)制和研究假說，設(shè)計(jì)如下實(shí)證策略。具體來說，本文核心機(jī)制及其核心變量關(guān)系需要從市場需求和供給兩個(gè)方向分別進(jìn)行驗(yàn)證：首先，住房市場是否存在住房金融化現(xiàn)象，即住房交易量與交易價(jià)格的同向變動(dòng)？因此，需要設(shè)定“住房需求-價(jià)格模型”作為基本模型(Model1)。第二，在上述住房金融化預(yù)期下，居民加杠桿降低儲(chǔ)蓄，轉(zhuǎn)化為居民的實(shí)際購房行為，體現(xiàn)在實(shí)際的交易量上，需要檢驗(yàn)“居民存貸比和住房交易量”的正向關(guān)系(Model 2)。第三，對于市場供給端和需求端的旺盛需求，對于供給端是“高周轉(zhuǎn)”，即增大銷售量，企業(yè)會(huì)繼續(xù)追加投資，在市場上體現(xiàn)為住房投資的增長，在實(shí)證策略上需要檢驗(yàn)“居民存貸比與住房投資之間的正向關(guān)系”(Model 3)。第四，檢驗(yàn)當(dāng)期居民存貸行為受當(dāng)期房價(jià)的影響程度，從而驗(yàn)證居民為買房而在當(dāng)期進(jìn)行儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)并進(jìn)而轉(zhuǎn)為下一期實(shí)際購房行為的機(jī)制(Model 4)。

因此，對設(shè)定的四個(gè)模型進(jìn)行估計(jì)的邏輯關(guān)系如下：第一步，對初始設(shè)定的住房需求-價(jià)格彈性方程進(jìn)行估計(jì)，測試模型的特性，包括核心變量顯著性、擬合優(yōu)度等。需要說明的是，由于居民部門對于市場的反應(yīng)速度不同，導(dǎo)致對于住房需求價(jià)格彈性的估計(jì)需要采用不同的市場主體假設(shè)，分為對于市場價(jià)格迅速做出反應(yīng)的理性預(yù)期假設(shè)與對于價(jià)格反應(yīng)有所滯后的適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)。如果在兩個(gè)假設(shè)下面得出一致性的結(jié)論，一是反映出即期反應(yīng)和滯后反應(yīng)對于房價(jià)反應(yīng)并不敏感，即存在預(yù)期的長期一致性，另外這也是對于模型穩(wěn)健性的一種驗(yàn)證。第二步，引入存貸比進(jìn)入估計(jì)模型，考慮到剔除人均財(cái)富因素對居民儲(chǔ)蓄行為的干擾，本文選取GDP作為控制變量，估計(jì)需求端居民部門儲(chǔ)蓄-貸款行為對于住房交易量的影響，以及住房需求-價(jià)格彈性的變化。第三步，在理性人假設(shè)下，估計(jì)居民部門儲(chǔ)貸行為的即期變化對于供給側(cè)房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)住房投資產(chǎn)生的影響。第四步，本研究假設(shè)居民部門存在根據(jù)住房市場價(jià)格信號進(jìn)行儲(chǔ)貸行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，并由此間接影響供給端房企即期擴(kuò)大投資和需求端居民部門下一期進(jìn)行住房購置活動(dòng)的內(nèi)在機(jī)制，因此對房價(jià)對于居民存貸行為變化的影響進(jìn)行估計(jì)。

對于基本模型(1)-(4)中，指標(biāo)選取和含義如下：基本模型(1)-(2)中被解釋變量住房需求以住房交易量為代理變量，即hqi,t，核心解釋變量為存貸比，即sdratei,t。根據(jù)研究假設(shè)，并且考慮到遺漏變量可能造成的內(nèi)生性問題等，在參考大量相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，選取如下變量作為控制變量：當(dāng)?shù)刈》渴袌鎏卣鞔碜兞縖21-26]：住房均價(jià)，符號為hpricei,t；地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的代理變量：人均GDP，符號為pergdpi,t；地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的代理變量：gdpi,t；人口因素代理變量為年末常住人口變量：rpopulationi,t；當(dāng)?shù)刎?cái)政能力代理變量：地方財(cái)政一般收入，符號為prevenuei,t；當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平代理變量：金融機(jī)構(gòu)貸款余額，符號為loansi,t；代表居民部門融資成本變量為住房公積金貸款利率變量，符號為hratei,t；代表供給端融資成本為5年期長期貸款利率，符號為interestratei,t；在供給側(cè)存貸比-住房投資轉(zhuǎn)化估計(jì)模型中，地方土地出讓狀況選取土地出讓價(jià)款指標(biāo)，符號為landrevenuei,t。

表1 變量描述性分析

圖2 居民部門儲(chǔ)蓄率和存貸比變動(dòng)趨勢(2006-2017年) 注：存貸比，根據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算。數(shù)據(jù)來源：儲(chǔ)蓄率，根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒·資金流量表(實(shí)物交易)》計(jì)算。

需要特別說明的是：(1)考慮到房地產(chǎn)投資具有一般固定資產(chǎn)投資的滯后特性[27-28]，控制變量均采用滯后一期處理。(2)考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，采取工具變量法進(jìn)行估計(jì)。在具體方法上，參考經(jīng)典計(jì)量方法，本研究選取核心解釋變量的滯后期作為工具變量，該指標(biāo)具有如下特性：對當(dāng)期隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無強(qiáng)相關(guān)性，但是由于前文提到的住房市場特征——存在趨勢變化上的平穩(wěn)性，因此與當(dāng)期內(nèi)生的核心解釋變量顯著相關(guān)，需要對模型進(jìn)行優(yōu)化分析和檢驗(yàn)[29-31]。(3)根據(jù)考察的問題和所提出假設(shè)不同，對于核心解釋變量sdrate是否為滯后項(xiàng)的選擇將根據(jù)不同模型有不同變化。(4)考慮到模型中變量的量綱問題以及研究的主要關(guān)系是核心被解釋變量對解釋變量變動(dòng)的敏感程度，即彈性程度，因此對非比率變量均采用對數(shù)化處理。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

本研究根據(jù)“儲(chǔ)蓄率=居民部門儲(chǔ)蓄余額/人均可支配收入余額”的公式測算了居民部門儲(chǔ)蓄率，根據(jù)“存貸比=居民部門金融機(jī)構(gòu)年末儲(chǔ)蓄余額/金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額”計(jì)算了居民部門存貸比。從圖2可以看出，金融危機(jī)后，2010年起居民部門儲(chǔ)蓄率明顯呈現(xiàn)下滑趨勢，從2010年的42.10%下降到2017年36.22%；存貸比從2008年起開始已經(jīng)開始下滑，從2008年的1.30下降到2017年的1.14。

下面將對居民儲(chǔ)蓄-加杠桿行為與住房消費(fèi)/投資之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，本研究選取的指標(biāo)及其描述性信息參見表1。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基本模型：住房成交量-價(jià)格關(guān)系、內(nèi)生性問題及彈性核算

表2報(bào)告了基本回歸結(jié)果，估算了住房需求-價(jià)格彈性，并對比不同預(yù)期假設(shè)下的運(yùn)行結(jié)果。在理性預(yù)期下：全國層面單位住房價(jià)格變化帶來住房交易量增加78.50%；在控制其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量后，人均GDP、土地出讓收入與住房交易量呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性(彈性分別為17.00%、29.60%)；住房公積金貸款利率每增加1單位，住房交易量下降17.20%。在適應(yīng)性預(yù)期下：全國層面單位住房價(jià)格增加帶來22.60%住房交易量增加；人均GDP、土地出讓收入與住房交易量呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性(彈性分別為17.10%、37.10%)；住房公積金貸款利率增加1單位，住房交易量下降24.50%。

然而，或許存在住房成交量對于住房價(jià)格的反向作用——在市場競價(jià)時(shí)，即期或上一期住房銷售量往往作為競價(jià)購房決策的重要參考。上述因素通過影響住房價(jià)格，再對住房成交量產(chǎn)生影響，因此住房價(jià)格在模型設(shè)定中與因變量之間往往存在內(nèi)生性問題。為了克服內(nèi)生性問題，往往選取假定存在內(nèi)生性的解釋變量的滯后期作為工具變量[29-30]。這是因?yàn)闇笃谧》績r(jià)格對即期住房價(jià)格往往有顯著影響，而對同期其他變量又不存在顯著影響。下面選取住房價(jià)格滯后一期和滯后二期，分別在理性預(yù)期和適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)下對計(jì)量方程再次進(jìn)行估計(jì)。

引入lnhp_1和lnhp_2工具變量之后，結(jié)果顯示了與未引入工具變量后相似的相關(guān)關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示：在理性預(yù)期下，引入lnhp_1后，住房價(jià)格的單位變動(dòng)會(huì)帶來住房交易量增長36.90%；人均GDP、土地出讓金彈性分別增加到17.70%和36.00%，住房公積金利率-住房交易量系數(shù)增加到-21.10%；再引入lnhp_2后住房價(jià)格相關(guān)系數(shù)增加為45.00%；土地出讓金相關(guān)系數(shù)增加到39.40%，住房公積金利率相關(guān)系數(shù)降低到-19.80%。在適應(yīng)性預(yù)期下，引入lnhp_2后，住房價(jià)格相關(guān)系數(shù)增長到116.80%；土地出讓金系數(shù)增加到24.20%，住房公積金利率系數(shù)增加到23.60%；再引入lnhp_3后，住房價(jià)格彈性增加為77.80%；土地出讓金彈性增加到32.20%，住房公積金利率-住房交易量系數(shù)降低到-18.40%。上述模型擬合優(yōu)度均較好，核心變量系數(shù)顯著性較高。

綜合考慮擬合度、模型運(yùn)行顯著性等指標(biāo)，選取在適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)下解釋變量lnhp或lnhp_1滯后一期變量作為工具變量的模型結(jié)果進(jìn)行報(bào)告(下文同)。另外，住房成交量lnhq和住房價(jià)格lnhp(理性預(yù)期假設(shè)下)或lnhp_1(適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)下)之間的系數(shù)即為住房需求-價(jià)格彈性的概念。在理性預(yù)期假設(shè)下，全國層面住房需求價(jià)格彈性為0.37，在適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)下，住房需求價(jià)格彈性為1.17，呈現(xiàn)出顯著富有彈性特征。這也印證了住房產(chǎn)品已不是遵循供求定理的普通商品，而是具備了“追漲殺跌”特征的投資品。在下文中，將引入存貸比的概念，進(jìn)一步檢驗(yàn)居民儲(chǔ)蓄-加杠桿行為對于住房市場的影響。

表2 兩種預(yù)期假設(shè)下住房需求-價(jià)格方程檢驗(yàn)結(jié)果

(二)居民部門行為模型：住房成交量-存貸比關(guān)系的檢驗(yàn)

在引入存貸比變量之后，對控制變量進(jìn)行微調(diào)，為減少人均財(cái)富指標(biāo)與居民存貸比之間可能存在的共線性問題，選取實(shí)際GDP變量替代人均GDP變量，并對模型進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果顯示：在引入lnhp_2作為工具變量后，(1)住房需求價(jià)格彈性為1.14；(2)單位存貸比sdrate_1每變動(dòng)1單位，住房交易量反向變動(dòng)58.8%；(3)GDP、人口、土地、財(cái)政、金融等多維宏觀經(jīng)濟(jì)因素均對于住房成交量產(chǎn)生了顯著影響(見表3)；(4)住房公積金貸款利率-住房交易量變動(dòng)系數(shù)為23.10%，這與基本方程估計(jì)結(jié)果一致。在引入lnhp_2、lnhp_3變量作為工具變量之后，上述系數(shù)方向相同且仍然顯著，結(jié)果與基本模型和Model-7較為一致，體現(xiàn)出模型具有較好的穩(wěn)健性。

上述結(jié)果表明存貸比與住房成交量存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系?？紤]到2008年金融危機(jī)后，我國居民部門儲(chǔ)蓄率下降、杠桿率提高的整體趨勢，這體現(xiàn)出居民儲(chǔ)蓄向住房資本的轉(zhuǎn)化。然而，上述結(jié)果并不能證明二者之間存在顯著的因果關(guān)系。要證明居民部門存貸比下降和住房消費(fèi)/投資之間存在的穩(wěn)定關(guān)系，還需綜合供給側(cè)住房投資與存貸比的關(guān)系、房價(jià)對于存貸比的影響以及控制金融危機(jī)影響后的模型運(yùn)行結(jié)果進(jìn)行綜合判斷。

表3 適應(yīng)性預(yù)期假設(shè)下引入存貸比后住房需求-價(jià)格方程

(三)住房資本轉(zhuǎn)化方程：住房投資-存貸比關(guān)系的檢驗(yàn)

由于市場供給端的信息對稱性優(yōu)于需求側(cè)，房地產(chǎn)開發(fā)商對市場信號等信息可迅速反應(yīng)并轉(zhuǎn)化為開發(fā)和投資活動(dòng)，居民部門儲(chǔ)貸特征變化對住房投資影響在即期就可以實(shí)現(xiàn)，因此，在住房投資-存貸比方程中，本研究選取當(dāng)期存貸比變量，其他控制變量仍為滯后期。另外，在需求端，住房公積金貸款利率與居民住房交易行為關(guān)系顯著，但在供給端，對于開發(fā)商融資成本等有直接影響的利率是銀行長期貸款利率，故將5年期中長期貸款利率變量替代住房公積金利率。在控制變量中，又因?yàn)橛绊慓DP的因素很多，并通過多種傳導(dǎo)機(jī)制對住房投資進(jìn)行間接影響，因此需要考慮到由此產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。繼續(xù)采取前文選取工具變量的方法，選取GDP滯后二期和三期作為GDP滯后一期的工具變量，這是因?yàn)樵诋?dāng)前經(jīng)濟(jì)增長路徑下，滯后期GDP對前期GDP產(chǎn)生顯著影響，而滯后期GDP與當(dāng)期其他控制變量和殘差項(xiàng)并不具有直接關(guān)聯(lián)。

表4報(bào)告了住房投資-存貸比模型的估計(jì)結(jié)果。綜合擬合優(yōu)度等指標(biāo)選取Model-10，即滯后二期作為工具變量模型作為估計(jì)結(jié)果進(jìn)行報(bào)告，實(shí)證結(jié)果表明：(1)當(dāng)期單位存貸比下降將引致住房投資增加58.80%，這與需求端住房成交量與存貸比之間相關(guān)性特征一致，這說明居民部門加杠桿和降低儲(chǔ)蓄行為不僅滿足了居民“追漲殺跌”的非理性選擇，也符合企業(yè)“追加投資”的市場行為，市場上同時(shí)存在穩(wěn)定的住房“消化能力”和供應(yīng)能力；(2)GDP等其他控制變量也與住房投資之間存在顯著正向關(guān)系，這與前述模型估計(jì)結(jié)果一致(詳見表4)；(3)然而，貸款利率的變動(dòng)與住房投資之間的關(guān)系并不顯著，體現(xiàn)出房企“負(fù)債-投資”機(jī)制并不顯著依賴于銀行“供血”，而是依賴更廣泛的包括“表外融資”、“境外融資”在內(nèi)的多元化融資渠道，通過金融化的方式增大自身杠桿規(guī)模，進(jìn)行追加投資活動(dòng)。表3和表4的運(yùn)行結(jié)果驗(yàn)證了H1。

表4和表3分別反映了供給端當(dāng)期存貸比與住房投資和需求端存貸比與住房成交之間存在一致的負(fù)向關(guān)系。那么上述關(guān)系是否是由于居民部門因房價(jià)信號立即做出儲(chǔ)蓄行為而產(chǎn)生的？下面對該問題進(jìn)一步檢驗(yàn)分析。

表4 住房投資-存貸比方程檢驗(yàn)結(jié)果

(四)因房價(jià)儲(chǔ)蓄嗎？居民部門存貸比-住房價(jià)格關(guān)系的檢驗(yàn)

表5報(bào)告了住房價(jià)格-居民存貸比模型的檢驗(yàn)結(jié)果，實(shí)證結(jié)果表明：(1)住房價(jià)格每變動(dòng)1%，同期存貸比增加0.15。結(jié)合上文表3和表4的運(yùn)行結(jié)果推斷，居民根據(jù)同期住房價(jià)格增加存貸比，將引致滯后期住房消費(fèi)活動(dòng)：降低儲(chǔ)蓄，增加杠桿，購買住房所有權(quán)；在供給端，房企將在同期采取追加“負(fù)債-投資”的行為，增加住房供應(yīng)，由此驗(yàn)證了H2；(2)公積金貸款利率與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平與居民部門存貸比之間均顯著相關(guān)，且前者為正向關(guān)系，即公積金越充沛，貸款能力越強(qiáng)，利率越低，更有利于該地區(qū)居民部門加杠桿進(jìn)行投資活動(dòng)；后者為負(fù)向關(guān)系，這與一般經(jīng)驗(yàn)比較一致，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量越高，人民財(cái)富獲得感越強(qiáng)，同時(shí)金融機(jī)構(gòu)貸款能力越強(qiáng)，居民部門往往更有能力采取降低儲(chǔ)蓄-加杠桿的行為。

基于上述實(shí)證結(jié)果，本文做出如下推斷：(1)居民部門存在“為購房而儲(chǔ)蓄”的行為動(dòng)機(jī)，具體表現(xiàn)為依據(jù)當(dāng)期住房價(jià)格而采取的增加存貸比活動(dòng)；(2)在市場需求端，居民部門將當(dāng)期儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為下一期儲(chǔ)蓄-住房消費(fèi)/投資活動(dòng)，二者之間存在穩(wěn)定的替代效應(yīng)；(3)在供給端，房企受(1)和(2)的影響會(huì)采取“負(fù)債-投資”行為。

表5 住房存貸比-住房價(jià)格方程的檢驗(yàn)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

下面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，擴(kuò)大樣本、替代因變量[30,32]。具體來說，用商品房成交量替代住房成交量，并用商品房價(jià)格替代住房價(jià)格。一般意義下的“房地產(chǎn)市場”是指住房市場。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局2003—2013年數(shù)據(jù)計(jì)算，住房投資額占據(jù)房地產(chǎn)投資額的平均權(quán)重為66.30%，因此用全樣本——商品房成交日指標(biāo)替代住房指標(biāo)是一個(gè)很好的因變量替代。第二，縮小樣本、選取子樣本再估計(jì)[31]。居民部門整體儲(chǔ)蓄率降低和杠桿率增加的過程是在金融危機(jī)后發(fā)生的，因此選取時(shí)間序列中2009—2017年的子樣本對模型進(jìn)行再估計(jì)。

(一)替代因變量：用商品房成交量替代住房成交量的檢驗(yàn)

表6報(bào)告了替代因變量(商品房成交量替代住房成交量)的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明：(1)存貸比與住房成交量之間具有與原模型一致且顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在引入滯后二期住房價(jià)格后，相關(guān)系數(shù)為-0.53，與表3的結(jié)果基本一致(-0.59)；(2)住房需求-價(jià)格彈性仍然顯著為正(1.26，表3結(jié)果為1.14)，體現(xiàn)出全國商品房市場整體富有彈性的特征；(3)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、地方財(cái)政收入和利率與住房交易量的關(guān)系與前文估計(jì)結(jié)果亦相同，且估計(jì)系數(shù)較為一致。綜上，采取替代因變量方法進(jìn)行模型再估計(jì)的結(jié)果表明模型具有較高穩(wěn)健性。

(二)樣本期變換：金融危機(jī)前后模型的對比

表7報(bào)告了縮小樣本期后兩個(gè)估計(jì)模型的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明：(1)在住房成交量-存貸比方程中，存貸比與住房成交量仍然存在穩(wěn)定且顯著的負(fù)相關(guān)性，且系數(shù)與前文估計(jì)結(jié)果較為一致(-0.54)；(2)住房需求-價(jià)格彈性仍然顯著為正(0.67，表3估計(jì)結(jié)果為0.58)；(3)在住房投資-存貸比方程中，當(dāng)期存貸比與當(dāng)期住房投資之間仍然存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(-0.67)，在引入滯后二期和三期住房價(jià)格作為工具變量進(jìn)行估計(jì)后得到一致的結(jié)果；(4)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長變量、土地出讓金收入變量、地方財(cái)政收入變量和利率相關(guān)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果也與前文一致。綜合擴(kuò)大樣本框和縮小樣本框兩種方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果推斷，原模型檢驗(yàn)結(jié)果體現(xiàn)出較強(qiáng)穩(wěn)健性。

表6 引入存貸比的住房需求-價(jià)格彈性估計(jì)模型穩(wěn)健性

表7 金融危機(jī)后住房成交-存貸比和住房投資-存貸比估計(jì)模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

本文系統(tǒng)考察了后金融危機(jī)時(shí)代經(jīng)濟(jì)金融化背景下居民部門儲(chǔ)蓄和信貸結(jié)構(gòu)變化與住房市場特征之間的復(fù)雜機(jī)制。住房作為兼具消費(fèi)品和投資品屬性的特殊商品，成為后金融危機(jī)過剩流動(dòng)性的重要流向。在資產(chǎn)價(jià)值持續(xù)上漲的“剛性預(yù)期”下，因超高的投資回報(bào)率和自身優(yōu)質(zhì)抵押品屬性，住房成為居民部門進(jìn)行資本形式轉(zhuǎn)化的重要渠道。特別是，在住房市場需求側(cè)存在金融抑制以及在供給側(cè)存在信貸寬松的金融自由雙重疊加效果的情況下，居民部門通過降低儲(chǔ)蓄和增加信貸的方式購買住房，以實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向住房資本的轉(zhuǎn)化，成為了其優(yōu)化選項(xiàng)。上述機(jī)制本文概括為“存貸比-住房投資轉(zhuǎn)化機(jī)制”。這一機(jī)制還會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化住房金融化程度，體現(xiàn)在全社會(huì)信貸資金向住房領(lǐng)域積聚以及住房產(chǎn)品的金融屬性增強(qiáng)(市場的量價(jià)齊升和需求端的持續(xù)追漲)，最終陷入到居民部門“越儲(chǔ)蓄，越買房”的行為邏輯上。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：(1)居民部門存貸比與住房成交量之間存在長期穩(wěn)定且顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系；(2)在供給端，即期居民部門存貸比的變動(dòng)亦對于住房投資有顯著的負(fù)向作用，房企根據(jù)居民部門“越儲(chǔ)蓄，越買房”的行為擴(kuò)大其自身“負(fù)債-投資”行為，結(jié)果是社會(huì)住房投資增加；(3)住房價(jià)格對于當(dāng)期居民儲(chǔ)蓄行為具有顯著正向作用，存在房價(jià)越高，越儲(chǔ)蓄，為未來住房購置而儲(chǔ)蓄的行為邏輯；(4)住房需求-價(jià)格彈性顯著為正，體現(xiàn)出住房產(chǎn)品的“金融屬性”顯著，且呈現(xiàn)出空間差異：中部地區(qū)城市對于住房價(jià)格變動(dòng)最為敏感；(5)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于該地區(qū)住房交易和土地出讓金規(guī)模對于地區(qū)住房投資均有顯著的正向作用，金融發(fā)展水平和利率水平對于住房交易具有顯著負(fù)向作用；(6)在住房金融化階段，我國居民部門存在通過加杠桿等方式，將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為實(shí)物的住房資本的趨勢特征，驗(yàn)證了“居民部門存貸比-住房資本轉(zhuǎn)化機(jī)制”。在金融自由和金融抑制在住房市場供給和需求端不均等分布和產(chǎn)生影響的條件下，上述機(jī)制會(huì)反過來強(qiáng)化住房金融化過程。

基于上述研究結(jié)論，得出如下政策啟示：(1)深化培育和發(fā)展資本市場，疏通全社會(huì)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化機(jī)制，形成對住房實(shí)物投資的替代效應(yīng)。其包含兩個(gè)具體的維度：第一，健全股市、債市等主要資本市場的監(jiān)管，加強(qiáng)民眾投資者教育，逐步引導(dǎo)居民部門向其他資本品投資，逐漸形成居民部門多樣化的投資品投資組合，實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄-住房投資的“替代轉(zhuǎn)化”；第二，嘗試探索構(gòu)建圍繞住房產(chǎn)品的住房金融市場。該市場應(yīng)主要包括：圍繞住房現(xiàn)貨交易的虛擬市場，如包括基于個(gè)人投資者的涉房類金融產(chǎn)品(如銀行理財(cái)、信托計(jì)劃和REITs股票等)和基于機(jī)構(gòu)投資者的房地產(chǎn)私募基金等；圍繞住房價(jià)格未來預(yù)期的房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)期貨市場，并由此培育包含現(xiàn)貨交易與虛擬交易的完整的住房金融化產(chǎn)品投資市場體系，形成分散房地產(chǎn)市場投資風(fēng)險(xiǎn)的有效機(jī)制系統(tǒng)，對沖住房資產(chǎn)價(jià)值過高的風(fēng)險(xiǎn)，由此破解市場對“住房投資=持有住房所有權(quán)=住房買賣”這一投資觀念的長期依賴；(2)構(gòu)建房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)化調(diào)控體系。大體思路是：將房地產(chǎn)市場按照需求性質(zhì)和住房類型進(jìn)行細(xì)分，區(qū)分出投資型住房市場和消費(fèi)型住房市場。前者包括虛擬化的住房金融市場和現(xiàn)貨市場中的高端住宅部分，后者包括擁有產(chǎn)權(quán)或部分產(chǎn)權(quán)的公共住房市場和租賃型住房市場，形成一個(gè)完整的住房投資和住房消費(fèi)梯次結(jié)構(gòu)，并對于不同結(jié)構(gòu)層次進(jìn)行分類指引和調(diào)控，堅(jiān)決穩(wěn)定房地產(chǎn)現(xiàn)貨市場“房住不炒”的政策預(yù)期，在有嚴(yán)格監(jiān)管條件的前提下(如對參與人資質(zhì)設(shè)定高準(zhǔn)入門檻和嚴(yán)格審查)，嘗試探索房地產(chǎn)虛擬市場投資的渠道，呈現(xiàn)“投資到虛擬市場”、“居住到現(xiàn)貨市場”的房地產(chǎn)市場發(fā)展格局；(3)擴(kuò)大住房和土地供應(yīng)。金融不穩(wěn)定的核心在于銀行創(chuàng)造新信貸、貨幣和購買力的無限能力與不可再生的土地供給短缺之間的相互作用[33]。為了解決上述矛盾，除了上文提到的擴(kuò)大投資渠道(“引流”)之外，還需要擴(kuò)大城市住房的供應(yīng)(“開源”)。增加住房用地供應(yīng)是增加住房供應(yīng)的基礎(chǔ)，已有研究通過國際比較證實(shí)我國住宅用地在整體用地供應(yīng)占比中低于國際主要經(jīng)濟(jì)體的平均水平[34]。另一方面，本文實(shí)證部分也同樣證明，土地出讓金規(guī)模與房價(jià)上漲之間呈現(xiàn)出顯著正向關(guān)系，表明我國城市的“土地依賴”較強(qiáng)，這有兩方面原因：一是在數(shù)量上土地供不應(yīng)求，二是土地供應(yīng)主體上壟斷供應(yīng)造成的價(jià)格較高。這就需要從如下兩個(gè)方向做出政策探索：第一，構(gòu)建與市場需求關(guān)聯(lián)的、動(dòng)態(tài)調(diào)整的住宅用地供應(yīng)系統(tǒng)，提高住宅用地在整個(gè)土地供應(yīng)的比例，提高其他用地的利用效率，特別是提高公共住房土地的供應(yīng)，探索多元主體共同建設(shè)公共住房的辦法，聯(lián)合自然資源、財(cái)政、稅務(wù)和金融部門，打通土地出讓環(huán)節(jié)、稅收減免環(huán)節(jié)和融資環(huán)節(jié)等一系列政策瓶頸，激活沉淀于市場的土地和房源(如老舊國企廠房改職工宿舍、廢棄廠房重新利用等)。第二，在房價(jià)較高、經(jīng)濟(jì)水平較高的大城市可優(yōu)先試點(diǎn)征收房產(chǎn)稅和空置稅，逐步形成對于傳統(tǒng)土地財(cái)政的依賴，同時(shí)通過科學(xué)的稅務(wù)籌劃鼓勵(lì)推動(dòng)自有住房轉(zhuǎn)向租賃，擠出低效利用房源到市場，擴(kuò)大住房供給，并按照“從多到少”引導(dǎo)“多套房者”實(shí)現(xiàn)住房資本投資向儲(chǔ)蓄和其他形式投資的“逆向轉(zhuǎn)化”。