李春風，劉建江，齊祥芹

（1.南京信息工程大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210044；2.長沙理工大學 經濟與管理學院，湖南 長沙 410015）

房價上漲影響居民消費的門檻效應：倒U假說及實證

李春風1，劉建江2，齊祥芹1

（1.南京信息工程大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210044；2.長沙理工大學 經濟與管理學院，湖南 長沙 410015）

文章結合住房的雙重屬性及其對應的雙重效應圖形走勢，理論分析發(fā)現(xiàn)房價對我國居民消費的影響存在明顯的門檻效應，若房價上漲較為平穩(wěn)，對消費的影響為財富效應，反之上漲過快，財富效應轉為擠出效應，抑制消費增長。并結合實證分析，將住房雙重屬性納入消費者最優(yōu)選擇模型中，構建動態(tài)面板門檻模型，得出與理論分析一致結論。結果顯示：房價上漲幅度低于門檻值9.62%時，總體表現(xiàn)為財富效應，且效應大小隨房價上漲呈倒U形曲線特征；若房價漲幅高于門檻值，呈現(xiàn)出擠出效應，且隨房價進一步攀升更加明顯。結合研究結論與現(xiàn)實情形，不難發(fā)現(xiàn)，要發(fā)揮房地產對消費的正向促進作用，應將房價控制在合理水平上。

房價上漲；門檻效應；倒U曲線特征；門檻模型的工具變量估計

一、引 言

1998年我國商品房體制改革以來，房地產市場迅速發(fā)展，在國民經濟中的支柱地位也得到不斷鞏固。為了維持我國經濟的可持續(xù)快速發(fā)展，推動房地產市場的發(fā)展也成為我國宏觀經濟環(huán)境下的一項重要經濟戰(zhàn)略。因此，1998-2015年，房地產市場投資占總投資中的比重一直高達20%以上，且每年增長速度均超過20%，以致我國房價不斷達到新高度。

至今，房價上漲的財富效應仍然是多數(shù)經濟學者研究的焦點。但是，一直以來，房地產市場的持續(xù)繁榮并沒有協(xié)同擴大我國居民的消費需求，基于此，也存在學者對房地產市場的財富效應這一結論提出異議，他們認為除了具有投資品屬性外，住房應更多地體現(xiàn)在消費品屬性上。所以，若從住房的消費品屬性角度來探討房價對居民消費的影響，財富效應就未必能發(fā)揮主導作用。本文基于這一爭議，兼顧住房的雙重屬性，不僅從理論上探討房價上漲對居民消費的雙重效應走勢及其影響機理，還結合Caner&Hansen（2004）［1］的動態(tài)面板門檻模型的工具變量法，探討房價上漲對居民消費的影響是否存在門檻效應，即房價漲幅溫和到過高，對居民消費的影響方向是否會出現(xiàn)逆轉，呈現(xiàn)出一個從財富效應到效用相應減弱甚至出現(xiàn)擠出效應的變化。

二、文獻綜述

對房價與消費關系的研究，國外學者研究結論并不統(tǒng)一，大致從如下兩個方面入手：

一是肯定房地產市場存在財富效應，促進消費。在理論研究方面，大部分依賴消費函數(shù)理論，房價上漲表示居民擁有的財富得到升值，從而會增加收入，提高消費水平（Carroll&Slacalek，2006；Bostic，Gabriel&Painter，2009；Iacoviello，2012）［2-4］。不過，也有學者認為房價上漲提高住房的抵押價值，放松其流動性約束條件，也能滿足其更高的消費需求（Iaco?viello&Neri，2010；Iacoviello&Minetti，2008）［5-6］。在具體的實證研究領域，一類是基于宏觀數(shù)據(jù)，研究房地產市場財富效應的大小或者是不同國家之間的差異（Sierminska&Takhtamanova，2007；Calomiris&Long?hofer，2012）［7-8］；另一類是基于家庭微觀數(shù)據(jù)，探討房地產財富效應的家庭類型與時空差異（Campbell&Cocco，2007；Amina&Anita，2014）［9-10］。

二是認為房價對消費的財富效應被高估，甚至存在擠出效應。原因大致分為：①房價上漲引發(fā)的財富重新再分配影響普通老百姓的財富和福利水平，阻礙財富效應的發(fā)揮（Aoki，2002）［11］；②房價上漲加強居民的預防性儲蓄動機，會抑制當期消費（Haurin，2006）［12］；③住房財富效應的存在因國而異，取決于對應國家的金融市場發(fā)展程度（Muellbauer，2007）［13］；④房價和消費的共同因素作用，如果將這些共同因素的影響排除，最終房價對消費影響的財富效應將會被高估，甚至會有所消除（Calomiris，Longhofer&Miles，2009；André，Gupta&Kanda ，2013）［14-15］。

近年來，國內相關研究發(fā)展迅速，研究結論也大致為以下兩類：

一是認為房價上漲對消費具有財富效應。在理論研究上，在國外研究結論基礎上進行歸納分析（劉建江，楊玉娟，袁冬梅，2005）［16］。在實證領域，基于宏觀數(shù)據(jù)的研究，運用工具變量方法驗證我國的整體財富效應是否存在及其大?。ㄍ醢亟埽螣挸?，郭立宏，2011；陳健，高波，2012）［17-18］；基于微觀數(shù)據(jù)的探討，一方面是探討我國不同地區(qū)或者是城市房地產財富效應的差異（張紅，2005；黃靜，屠梅曾，2009）［19-20］；另一方面是通過“信心效應”、“流動性約束效應”以及“替代效應”等傳導渠道，分析房地產財富效應的家庭類型差異（杜莉，沈建光，潘春陽）［21］。

二是認為房價上漲對消費的影響呈現(xiàn)出抑制作用。因為：①房價上漲過快對消費的擠出效應大于財富效應（唐志軍，徐會軍、巴曙松，2010）［22］；②居民為了避免房價進一步上漲帶來的潛在壓力，會盡早購房和償還住房貸款，顯然這一“房奴效應”的存在，會使得居民的消費水平受到明顯抑制（顏色，朱國鐘，2013）［23］；③房價上漲使得居民不得不“為買房而儲蓄”，抵制了居民的消費（陳斌開，楊汝岱，2013；王策，周博，2016）［24-25］；④我國居民受傳統(tǒng)觀念很強，遺產動機的存在會抑制住房財富效應的發(fā)揮（陳健，黃少安，2013）［26］；⑤我國房價過高導致居民更加偏好住房的投資品屬性，擠壓了居民的非住房消費（李春風，劉建江，陳先意，2014）［27］。

對于兩大類觀點所存在的差異，我們認為大多文獻忽略了住房的雙重屬性。由此引發(fā)我們進一步深思：兼顧住房的雙重屬性，房價上漲影響居民消費到底呈現(xiàn)的是財富效應還抑制效應，且在房價持續(xù)上漲過程中，這兩種效應的力量比較是否會存在轉換，即門檻效應是否會存在？這正是本文的研究目標。

三、房價上漲影響居民消費的雙重效應理論分析和模型的構建

（一）房價上漲影響居民消費的雙重效應界定

消費者可分為擁有住房的消費者和沒有住房的消費者。顯然，不同類型的消費者面對房價上漲后的表現(xiàn)行為也大相徑庭。由于住房具有雙重屬性，與之對應，房價對居民消費的影響理應具有雙重屬效應：一是改善擁有住房消費者的財富狀況，增加其收入，增強其消費，即財富效應；二是在房地產利潤可觀的前提下，已有住房居民為了追求未來住房財富的升值，加大住房投資導致當前消費的減少，或者是加大意向購房居民的購房成本，為了盡早購房不得不更加抑制當期消費，抑或是帶動房租上漲，加大租房者的租房壓力，為了滿足租房需求，減少當期消費，為擠出效應。那么，最終房價對消費的影響結果體現(xiàn)在這兩種效應的力量比較上。

（二）雙重效應下房價上漲影響居民消費的圖形走勢分析

從經濟學及經驗判斷，居民的消費偏好會隨著房價上漲發(fā)生改變，那么在房地產市場利潤可觀的情形下，居民將更加側重于住房的投資品屬性，因此房價上漲雖然可以帶來財富的增值，但是為了追求未來財富的最大化，將加大投資住房，而使得當前消費的增加變得不明顯，也就是說財富效應發(fā)揮會變弱，因此財富效應隨著房價的上漲呈邊際傾向遞減規(guī)律，因而財富效應圖形向上凸，而擠出效應與之相反，隨房價的上漲表現(xiàn)出邊際傾向遞增規(guī)律，相應走勢表現(xiàn)出下凸形特征，見圖1（李春風，劉建江，陳先意，2014）［27］。

根據(jù)財富效應和擠出效應的圖形變化特征，我們來探討最終的消費水平變化趨勢。假設兩種效應圖形的交點為Δp?，該點的特點是財富效應促進的消費與擠出效應抑制的消費剛好相等，消費水平不變，房價上漲對消費的影響效應在前后發(fā)生轉變，分別為財富效應和擠出效應。因此，該交點Δp?就是值。顯然，當房價上漲幅度小于門檻值Δp?時，財富效應大于擠出效應，整體表現(xiàn)為財富效應，因此消費整體在該門檻值前有所增加，處于G的左邊區(qū)域。不僅如此，在G的左邊區(qū)域，我們還發(fā)現(xiàn)兩圖的垂直間距開始隨房價波動幅度加大而加大，至Δp1點間距最大，之后呈現(xiàn)不斷減小趨勢，至G點差值變?yōu)?。（我們稱Δp1點為財富效應積累至最大的點）。門檻值Δp?之后，房價上漲過高，房價收入比遠超于合理的區(qū)間水平，加大沒有住房居民的購房壓力，為了將購房計劃提上日程，不得不更加抑制消費，因而擠出效應不斷強化。不僅如此，已有住房居民在房價持續(xù)上漲預下，預知房地產市場有利可圖，消費偏好發(fā)生改變，將本來房價上漲帶來的財富增值部分投資于房地產市場，加大住房投資，偏向于住房投資性需求，那么財富效應的發(fā)揮將大大減弱，相比房價上漲之前，消費支出增加幅度減少甚至可能出現(xiàn)了抑制效應，因而財富效應逐漸被擠出效應所掩蓋，市場開始處于圖1中交點G的右邊區(qū)域，如Δp2點房價上漲對消費的影響整體凸顯為負面效應。

圖1 雙重效應的走勢變化

為了更直觀地反映出房價上漲影響消費的變化過程，我們將圖1轉換到房價上漲影響整體居民消費增量的變化曲線上來，如圖2所示。

圖2 中，門檻值對應為消費增量為0時的房價上漲，為了與前面的敘述對應，在此也假定為Δp*，當房價上漲幅度小于門檻值Δp*時，財富效應大于擠出效應，對消費的影響整體上為促進作用，因而KG段被稱為財富效應主導曲線。同時還發(fā)現(xiàn)，財富效應主導曲線在KE上消費水平隨著房價上漲會進一步提高，在臨界點Δp1時對消費的財富效應最大，消費增量達到ΔC1，而在EG上雖然財富效應仍然占據(jù)主導地位，但是大小反而隨著房價的再上漲有所減小，直至門檻值Δp*時財富效應與擠出效應大小相等，消費增量為0。超過門檻值Δp*之后，擠出效應占據(jù)主導地位，因此我們稱GH線為擠出效應主導曲線（如Δp2時消費受到抑制，出現(xiàn)負增長），且隨房價的上漲擠出效應會變得更加明顯。當然，隨著經濟環(huán)境的變化，房價上漲幅度門檻值Δp*也將會發(fā)生改變，那么G在長期中將隨之發(fā)生左右移動，如門檻位置可能左移至圖2的L點或是右移至J點位置，從而轉化成新的趨勢變化圖，如圖2所示。

因此，我們得出基本推論：如果居民的消費偏好會隨著房價上漲發(fā)生改變，隨著房價的上漲，住房的投資品屬性不斷被強化，那么房價上漲對消費的影響存在門檻效應，低于門檻值之前，影響為財富效應，帶動消費增長，隨著其幅度的提升整體財富效應呈現(xiàn)倒U曲線特征，在倒U曲線的頂點整體財富效應達到最大；但是當房價上漲幅度超過該門檻值時，擠出效應大于財富效應，房價的上漲開始會抑制整體消費增長。

（三）雙重效應下房價對居民消費影響的理論模型

為了與理論分析一致，我們將住房消費和住房資產變動納入至消費者效用函數(shù)和約束條件中，將住房需求內生化。假定消費者的消費行為都是理性的，追求的目標是終生有效消費效用的最大化，對應的目標函數(shù)如下：

同時，我們考慮住房的投資品屬性，將其納入目標函數(shù)的約束條件中：

Pt為房價，ht為住房面積，Rt為實際利率，Bt表示可以借貸的最高資金，Yt為收入水平。其中式（3）為借貸資金或每期抵押所受限制。換句話說，為了避免潛在的風險，借款人必須繳納足夠的保證金，貸款人才會同意借款，在這我們假定為當期住房價值的θ倍，0＜θ＜1。

同時，居民的手持現(xiàn)金公式為：

所以，理性消費者的終生效用最大化問題就轉化成目標函數(shù)在式（5-6）條件下的最優(yōu)解問題。

根據(jù)方程和Lagrange函數(shù)，得到歐拉方程如下：

式（7）蘊含著，如果居民借貸受到限制，不能平滑消費，從而終生有效消費不能按照理想情況實現(xiàn)最大化，即當期消費水平要比完美市場預期時要小，也就說 μt＞0，其中 μt為式（5）對應的Lagrange乘子。

接下來，令 ωt=μt/[(α+Rt)βEt()]，則 ωt＞0 ，那么上式轉化為以下形式：

本文假定U為常相對風險厭惡效用函數(shù)（CRRA），那么U(;H)=exp(H)×γ表示相對tt風險厭惡的程度。將其引入式（8）中得：

其中et為上式的預期誤差項，Δ表示相應變量的一階差分。再對上式對數(shù)處理并化簡有：

我們令Δln(Ct-αCt-1)≈ΔlnCt-αΔCt-1（Muellbauer，1988）［28］，再將上式右邊最后一項用Tayor展開式的二階近似替代，且 ln(1+ωt)≈ωt，式（9）就成為以下形式。

顯然，如果不受到資金約束和抵押約束的束縛，消費者對應的消費模型為：

由于所受流動性約束的不同，消費群體可分為兩類（Campbell&Mankiw，1990）［29］，其中一類受到流動性約束的束縛（租房或者是通過貸款購房的消費者），消費基本由當期可支配收入決定，而另一類可以平滑一生消費使其消費效用一生最大化，那么消費模型對應為式（11）。我們考慮到兩類消費者消費行為模式的不同，并假定各占總體消費者的比例為λ、1-λ，這樣總消費支出的模型就變?yōu)椋?/p>

通過上述理論推導，我們推到出需進一步驗證房價對居民消費是否存在門檻效應的動態(tài)面板模型。模型中的ψ1為習慣系數(shù)；λ具有兩層含義，一般指的是消費對收入的敏感系數(shù)，在本文中也表示受到流動性約束的消費者所占的比重；100ψ23、100ψ3、100ψ5是居民消費分別對應 Δrht、δ2it、drit的半彈性系數(shù)；ψ4是居民消費受Rit的影響系數(shù)；房價對消費的影響由ψ21、ψ22兩系數(shù)共同決定，根據(jù)上述理論分析，我們假定若實證結果顯示存在門檻效應，則該門檻值等于△pit*=-ψ21/(2ψ22)，當 △p＜Δp*時，最終影響為財富效應，反之若△p＞Δp*，最終體現(xiàn)為擠出效應。

四、實證分析

本文所用的實證面板數(shù)據(jù)涉及到1999-2014年間我國29個省市（除港澳臺地區(qū)、西藏、新疆以外）。

所需實證數(shù)據(jù)均以1999年各省市城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)為基期進行了調整。數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調查統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、CCER中國經濟金融數(shù)據(jù)庫以及29個省市2015年的地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

（一）變量解釋

（1）可支配收入、消費性支出。這兩個變量數(shù)據(jù)直接來自各數(shù)據(jù)來源。

（2）房價與人均住宅建筑面積。一般選取平均住房價格或者是對應的銷售價格指數(shù)作為房價的代理變量。在此，考慮到本文的研究數(shù)據(jù)是我國的29個省級面板數(shù)據(jù)，對應的銷售價格指數(shù)收集難度很大，因此最終我們采用平均住房價格（況偉大，2011；李春風，陳樂一，劉建江，2013）［30-31］；同時，介于大多省市人均住宅建筑面積缺失頗多，而該數(shù)據(jù)與對應的使用面積之間的比例相對固定，位于80%-85%之間，所以如果人均住宅建筑面積沒有，我們用人均住宅使用面積除以比例的均值（82.5%）來取代，如果兩者都有缺失，我們用前后已有數(shù)據(jù)的加權平均值來取代。

（3）不確定性。一直以來不確定性變量的衡量指標就不固定。根據(jù)研究視角的不同，有學者采用實際利率和預期消費增長率的波動來代替（Carroll，1994）［32］，也有直接用消費支出的變動進行度量（Dea?ton，1992）［33］，也有學者主張用勞動收入的波動來代表消費的不確定性（Dynan，1993）［34］。因此，本文不確定性的衡量指標我們選用消費支出波動的標準差。

（4）實際利率。實際利率我們用平均名義利率減掉對應省市的城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)，而每年的平均名義利率則按照每月的利率水平加權估計得到。

（5）撫養(yǎng)系數(shù)。撫養(yǎng)系數(shù)指的就是非勞動人口與勞動人口之間的比值。其中1999年、2002-2009年、2011-2014年的撫養(yǎng)系數(shù)數(shù)據(jù)可直接從歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》中獲得，2000年、2010年的數(shù)據(jù)通過非勞動年齡人口數(shù)除以勞動年齡人口數(shù)計算得到，而2001年所缺數(shù)據(jù)本文用前后兩年的平均值來填補。

（二）變量的單位根檢驗

采用同質LLC檢驗和異質IPS檢驗進行檢驗，結果見表1所列。從中可知：同質檢驗結果顯示：所有變量在1%的統(tǒng)計水平上均顯著。異質檢驗結果發(fā)現(xiàn)，除撫養(yǎng)系數(shù)這一變量對應的單位根檢驗不顯著外，剩余變量在1%的統(tǒng)計水平上均通過檢驗。因此，模型中的所選變量基本都符合實證估計的要求。

表1 同質異質單位根檢驗結果

（三）動態(tài)門檻效應的實證分析

1.動態(tài)面板模型的門檻估計方法介紹

隨著計量經濟學的發(fā)展，不同變量間的關系研究不在局限于簡單的線性方法，其中門檻方法就是比較典型的非線性方法之一。門檻分析方法最早針對的是外生變量的模型估計，這一方法完善至內生門檻回歸技術，但是估計方法仍然只能用簡單的線性回歸，要求解釋變量都需要具有外生性，否則估計結果具有偏差（Hansen，1999）［35］。而本文中所需估計的模型為動態(tài)面板估計方程，解釋變量中含有被解釋變量的滯后一項，另外變量δ2、(Δpit)2也具有內生性，因此該模型采用內生門檻回歸技術不合適。針對這一情形，我們運用具有內生變量的門檻估計方法進行實證分析，此方法是專門針對內生門檻分析技術的不足而提出的，有效地解決了前者方法導致結果有偏的問題，實證結果具有無偏一致性，該方法具體步驟如下（Caner&Hansen，2004）［1］：

首先：估計內生性變量的擬合值。結合內生性變量的特征，選取合適的代理變量，與剩余的外生性變量一起作為解釋變量，對內生性變量做線性回歸，并得出對應內生性變量的模擬值；

其次：得出門檻變量的門檻值。結合前一步內生性變量的擬合值以及模型中其余外生性變量，運用內生變量的門檻估計方法，對動態(tài)面板門檻模型中的被解釋變量進行動態(tài)面板門檻估計，得到對應的門檻值；

然后：估計門檻值前后樣本并比較。根據(jù)第二部的門檻值，對樣本進行分類，再采用GMM方分別對這兩個樣本進行估計，并結合實證結果作比較分析。2.動態(tài)門檻實證估計結果及分析因為模型（12）中含有Δcit-1、3個內生性變量，所以首先我們分別選取Δcit-2，Δyit-1、、，(Δpit-2)2作為其對應的代理變量，再結合其余外生變量如 Δyit、Δrhit、ΔRit、Δdrit對內生性變量做線性回歸，得到各內生性變量的擬合值。其次，設定房價上漲變量為門檻變量，將這些擬合值與模型中其余解釋變量，運用軟件Stata14估計模型（12）中門檻值，結果見表2。從中可知，Δpit的門檻值為6.26%。然后，根據(jù)門檻值，將樣本劃分成Δpit＜6.26%與Δpit≥6.26%對應的兩個子樣本，數(shù)量分別為182與195個，再用GMM方法對兩個子樣本進行實證估計，實證結果見表2所列。

表2 第二步門檻變量的門檻值估計相應結果

房價。顯然，房價影響消費的效用大小并不固定。在 Δpit＜6.26% 樣本中，我們得出Δcit/Δpit=0.0351+0.212Δpit，也就是房價上漲影響消費增長的效應函數(shù)。在該樣本內，房價影響消費體現(xiàn)出財富效應，且效應大小會隨房價進一步上漲而相 應 增 大 。 在 Δpit≥6.26% 樣 本 內 ，Δcit/Δpit=0.0275-0.286Δpit，這與 Δpit＜6.26% 時呈現(xiàn)的特點不一樣，整體影響雖為財富效應，但是程度有所減弱，且隨著房價的上漲對消費增長的影響不是呈現(xiàn)遞增的規(guī)律，反而表現(xiàn)出逐步遞減的關系。在房價上漲幅度等于門檻值9.62%（0.027 5/0.286）時，消費水平達到均衡狀態(tài)，正向財富效應和負向擠出效應剛好持平，當房價上漲幅度超過9.62%時，擠出效應開始占據(jù)主導地位，抑制居民的消費。顯然，在門檻值9.62%前后，房價上漲對消費的影響發(fā)生根本性轉變，前后分別體現(xiàn)為財富效應和擠出效應，這也說明，實證結果與理論分析一致，房價影響消費確實存在門檻效應，即房價的溫和上漲到進一步攀高，效應大小先呈現(xiàn)先增后減的倒U曲線特征，之后甚至出現(xiàn)抑制消費的影響走勢。

因房價上漲區(qū)間的不同導致的對消費影響的差異，有以下兩方面原因：一方面，我國房價上漲速度過快，遠超于我們居民可支配收入的增長速度，導致我國房價收入比大大超過了合理的區(qū)間，持續(xù)攀高的房價收入比對沒有住房的居民甚至是想改善已有住房條件的居民造成巨大的購房壓力。另一方面，房價的不斷攀升會引發(fā)城鎮(zhèn)居民的財富發(fā)生潛在的轉移，而這種轉移對于高收入人群而言更有利于財富聚集。這樣居民內部之間的收入差距進一步擴大。不僅如此，收入差距的拉大又會因反饋機制作用于房價，推動房價上漲。再加之，政府的持續(xù)調控的結果也是“越調越漲”，基于我國城鎮(zhèn)化發(fā)展與經濟增長的預期，短期內房價大幅度下跌的預期也難以產生。

所以，在房價快速上漲的壓迫下，這類家庭為了避免房價進一步攀高給他們帶來的潛在不確定性風險壓力，會盡早滿足購房需求，勢必減少消費性支出，加強儲蓄動機。對于高收入居民來講，他們已經基本可以滿足自己的消費需求，而是更多地加大住房投資或是投機性需求，因此出現(xiàn)了表3中的實證結果。若房價上漲低于門檻值9.62%，影響以財富效應為主導，并且財富效應大小會隨著房價向上波動幅度的變大而不斷變大。當房價上漲幅度超出臨界值6.26%后，它的影響效應會有所減小，且會受房價上漲影響會持續(xù)變小，一旦幅度超過門檻值9.62%，擠出效應就占據(jù)主導地位，對消費起到抑制作用，且幅度越大，抑制作用更加明顯。顯然，房價上漲與居民消費增長之間的關系較為復雜，會因房價上漲幅度的不同，兩者關系差異較大，對應的動態(tài)過程也存在根本性的變化。同樣地，人均住宅建筑面積增長率影響居民消費在門檻值前后與房價上漲影響效應類似，就不再敘述。

表3 不同樣本的動態(tài)面板方程的實證結果

收入敏感性消費習慣和不確定性變量。與Δpit＜6.26%樣本區(qū)間內實證結果不同的是，Δpit≥6.26%樣本區(qū)間內，收入敏感性和消費習慣對消費的影響系數(shù)都加大了，由0.514 2、0.254 2；分別變?yōu)?.542 3和0.324 5，而不確定性變量與之不同，其影響系數(shù)由-0.025 2減弱為-0.017 2。出現(xiàn)這一改變，因為我國房地產泡沫會隨著房價進一步攀高變得更加嚴重，這將通過傳遞效應會提高未擁有住房居民的租房成本，甚至加重其余領域的潛在風險，加大居民本已有的不確定性風險。因此，在我國房價已經很高的前提下，房價再進一步上漲，居民面臨的流動性性約束會加強，不確定性風險也會隨之增大，因此居民會更加依賴于已有的消費習慣和相對較穩(wěn)定的可支配收入，所以出現(xiàn)了實證結果中不同樣本之間的差異。

（四）房價上漲影響我國城鎮(zhèn)居民消費的動態(tài)曲線特征

根據(jù)實證結果，我們得知房價上漲影響我國居民消費存在門檻效應，在門檻值前后，這一影響效應不僅大小存在顯著差異，方向也會發(fā)生根本性改變。不同區(qū)間的影響效應函數(shù)我們歸納為如下：

根據(jù)上述分段函數(shù)，我們可以得知：6.26%為房價對消費影響效應為財富效應最大的臨界點，在該臨界點前后，房價對消費的影響表現(xiàn)出不同的特點。當Δpit＜6.26%時，財富效應曲線高于擠出效應曲線，所以最終財富效應占據(jù)主導地位，且財富效應大小隨著房價的上漲以10.6%的速度增加。當Δpit≥6.26%時，開始整體為財富效應，但是影響效應隨著房價上漲幅度的上升以14.3%的速度呈現(xiàn)遞減，反之擠出效應逐漸增強，當房價上漲幅度等于門檻值9.62%時財富效應和擠出效應剛好抵消，消費水平處于靜態(tài)平衡狀態(tài)，即在門檻值9.62%之前，財富效應占據(jù)房價上漲對城鎮(zhèn)居民消費影響的主導地位，且影響大小隨房價漲幅呈倒U形曲線特征，即先增大后減少；大于門檻值9.62%后，擠出效應大于財富效應，最后對消費的影響體現(xiàn)為抑制作用，且強度會因房價再上漲加強。顯然，實證分析結果與理論分析達成高度統(tǒng)一。

五、結論與研究意義

本文以雙重效應變動趨勢分析房價上漲對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)房價上漲對我國居民消費的影響存在門檻效應，在門檻值前后，影響效應變化特征和方向均存在顯著差異。然后，再在消費最優(yōu)選擇模型基礎上，構建動態(tài)面板門檻模型，運用內生性門檻分析技術，采用1999-2014年間我國29個省市的動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行門檻效應實證估計。實證結果顯示：房價上漲對城鎮(zhèn)居民消費的影響與理論分析一致，存在門檻效應，門檻值為9.62%，整體表現(xiàn)為分段函數(shù)，在該門檻值之前，整體表現(xiàn)為財富效應，房價上漲促進城鎮(zhèn)居民消費，且財富效應大小因房價上漲幅度的不同呈現(xiàn)倒U曲線特征，在臨界值6.26%時，財富效應達到最高點；在門檻值之后，擠出效應大于財富效應，起著主導地位，且會因房價的進一步上漲對消費的抑制作用更加明顯。

其理論意義在于：一是我們結合住房雙重屬性勾勒出對應的雙重效應走勢圖，展現(xiàn)了影響效應從促進到抑制的動態(tài)轉化過程，并將住房雙重屬性納入消費者效用函數(shù)和約束條件中，這不僅是對傳統(tǒng)消費理論的擴展和延伸，也是對于研究其余金融資產與消費波動之間的動態(tài)關系具有較好的借鑒意義；二是考慮到我國房價特性，結合門檻效應和倒U曲線假說與消費者最優(yōu)選擇模型結合起來，就我國房價上漲與居民消費之間的內在關系進行了初步深入探討，為之后的相關研究提供了很好的視角，同時對我國房地產市場持續(xù)繁榮背后消費需求低迷這一現(xiàn)狀進行了合理詮釋。其現(xiàn)實意義在于：一方面要發(fā)揮房地產市場對國內消費需求甚至是國民經濟的正向推動作用，關鍵是要將房價控制在居民可承受的增長范圍內，這是政府調控的最終目標；二是要強調住房是用來住的這一消費品屬性，將住房投資品屬性逐步淡化，發(fā)揮住房對消費的財富效應。

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The Threshold Effect of Housing Price Rise on Residents’Consumption:Inverted U Hypothesis and Empirical Test

LI Chun-feng1，LIU Jian-jiang2，QI Xiang-qin1
(1.School of Economics&Management,Nanjing University of Information Science&Technology,Nanjing 210044,China;2.School of Economics&Management,Changsha University of Science&Technology,Changsha 410015,China）

Based on the dual attributes of housing and the corresponding dual effect graphics trend,this paper,from the theoretical analy?sis,finds that the impact of housing prices on China's residents consumption has a significant threshold effect.If housing price rises rela?tively stable,its impact on consumption is wealth effect,otherwise it rises too fast,wealth effect becomes crowding out effect and inhibits consumption growth.Furthermore,the paper,combined with an empirical analysis,constructs the dynamic panel threshold model by incor?porating the dual attributes of housing into the optimal choice model of consumers,and draws the conclusions which are consistent with the theoretical analysis.The results show that:If the housing price rise is below the threshold value of 9.62%,the impact of housing price rise on consumption is dominated by the wealth effect,and the effect value is inverted U-shape curve characteristics with the housing price rise;If the housing price rise is higher than the threshold value,the overall effect appears crowding out effect,and this effect will be more obvious along with the housing price continues to rise.Combining the research conclusions with the actual situation,it is not difficult to find that the housing price should be controlled at a reasonable level in order to play the positive role of real estate in promoting consumption.

housing price rise;threshold effect;inverted U-shape curve characteristics;instrument variable estimation of threshold model

F062.9；F063.2

A

1007-5097（2017）12-0162-08

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.12.021

2017-04-27

國家社會科學基金青年項目（15CJL017）；教育部人文社會科學青年基金項目（14YJC790060）；國家自然科學基金項目（71602091）；南京信息工程大學人才啟動基金項目（S8113086001）；長沙理工大學開放課題（16CASL07）

李春風（1986-），女，江西豐城人，講師，博士，研究方向：資產價格與消費波動；

劉建江（1971-），男，湖南隆回人，教授，博士，研究方向：資產價格與消費波動；

齊祥芹（1982-），女，山東淄博人，講師，博士，研究方向：會計信息與資本市場，企業(yè)社會責任。

［責任編輯：程 靖］