李春風(fēng)，劉建江，齊祥芹

（1.南京信息工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210044；2.長(zhǎng)沙理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410015）

房?jī)r(jià)上漲影響居民消費(fèi)的門(mén)檻效應(yīng)：倒U假說(shuō)及實(shí)證

李春風(fēng)1，劉建江2，齊祥芹1

（1.南京信息工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210044；2.長(zhǎng)沙理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410015）

文章結(jié)合住房的雙重屬性及其對(duì)應(yīng)的雙重效應(yīng)圖形走勢(shì)，理論分析發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響存在明顯的門(mén)檻效應(yīng)，若房?jī)r(jià)上漲較為平穩(wěn)，對(duì)消費(fèi)的影響為財(cái)富效應(yīng)，反之上漲過(guò)快，財(cái)富效應(yīng)轉(zhuǎn)為擠出效應(yīng)，抑制消費(fèi)增長(zhǎng)。并結(jié)合實(shí)證分析，將住房雙重屬性納入消費(fèi)者最優(yōu)選擇模型中，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型，得出與理論分析一致結(jié)論。結(jié)果顯示：房?jī)r(jià)上漲幅度低于門(mén)檻值9.62%時(shí)，總體表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)，且效應(yīng)大小隨房?jī)r(jià)上漲呈倒U形曲線特征；若房?jī)r(jià)漲幅高于門(mén)檻值，呈現(xiàn)出擠出效應(yīng)，且隨房?jī)r(jià)進(jìn)一步攀升更加明顯。結(jié)合研究結(jié)論與現(xiàn)實(shí)情形，不難發(fā)現(xiàn)，要發(fā)揮房地產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的正向促進(jìn)作用，應(yīng)將房?jī)r(jià)控制在合理水平上。

房?jī)r(jià)上漲；門(mén)檻效應(yīng)；倒U曲線特征；門(mén)檻模型的工具變量估計(jì)

一、引 言

1998年我國(guó)商品房體制改革以來(lái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)迅速發(fā)展，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的支柱地位也得到不斷鞏固。為了維持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)快速發(fā)展，推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展也成為我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的一項(xiàng)重要經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略。因此，1998-2015年，房地產(chǎn)市場(chǎng)投資占總投資中的比重一直高達(dá)20%以上，且每年增長(zhǎng)速度均超過(guò)20%，以致我國(guó)房?jī)r(jià)不斷達(dá)到新高度。

至今，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)仍然是多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)者研究的焦點(diǎn)。但是，一直以來(lái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)的持續(xù)繁榮并沒(méi)有協(xié)同擴(kuò)大我國(guó)居民的消費(fèi)需求，基于此，也存在學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)這一結(jié)論提出異議，他們認(rèn)為除了具有投資品屬性外，住房應(yīng)更多地體現(xiàn)在消費(fèi)品屬性上。所以，若從住房的消費(fèi)品屬性角度來(lái)探討房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響，財(cái)富效應(yīng)就未必能發(fā)揮主導(dǎo)作用。本文基于這一爭(zhēng)議，兼顧住房的雙重屬性，不僅從理論上探討房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的雙重效應(yīng)走勢(shì)及其影響機(jī)理，還結(jié)合Caner&Hansen（2004）［1］的動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型的工具變量法，探討房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響是否存在門(mén)檻效應(yīng)，即房?jī)r(jià)漲幅溫和到過(guò)高，對(duì)居民消費(fèi)的影響方向是否會(huì)出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)，呈現(xiàn)出一個(gè)從財(cái)富效應(yīng)到效用相應(yīng)減弱甚至出現(xiàn)擠出效應(yīng)的變化。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)房?jī)r(jià)與消費(fèi)關(guān)系的研究，國(guó)外學(xué)者研究結(jié)論并不統(tǒng)一，大致從如下兩個(gè)方面入手：

一是肯定房地產(chǎn)市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)，促進(jìn)消費(fèi)。在理論研究方面，大部分依賴消費(fèi)函數(shù)理論，房?jī)r(jià)上漲表示居民擁有的財(cái)富得到升值，從而會(huì)增加收入，提高消費(fèi)水平（Carroll&Slacalek，2006；Bostic，Gabriel&Painter，2009；Iacoviello，2012）［2-4］。不過(guò)，也有學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲提高住房的抵押價(jià)值，放松其流動(dòng)性約束條件，也能滿足其更高的消費(fèi)需求（Iaco?viello&Neri，2010；Iacoviello&Minetti，2008）［5-6］。在具體的實(shí)證研究領(lǐng)域，一類是基于宏觀數(shù)據(jù)，研究房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)的大小或者是不同國(guó)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(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的家庭類型與時(shí)空差異（Campbell&Cocco，2007；Amina&Anita，2014）［9-10］。

二是認(rèn)為房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)被高估，甚至存在擠出效應(yīng)。原因大致分為：①房?jī)r(jià)上漲引發(fā)的財(cái)富重新再分配影響普通老百姓的財(cái)富和福利水平，阻礙財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮（Aoki，2002）［11］；②房?jī)r(jià)上漲加強(qiáng)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，會(huì)抑制當(dāng)期消費(fèi)（Haurin，2006）［12］；③住房財(cái)富效應(yīng)的存在因國(guó)而異，取決于對(duì)應(yīng)國(guó)家的金融市場(chǎng)發(fā)展程度（Muellbauer，2007）［13］；④房?jī)r(jià)和消費(fèi)的共同因素作用，如果將這些共同因素的影響排除，最終房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)影響的財(cái)富效應(yīng)將會(huì)被高估，甚至?xí)兴–alomiris，Longhofer&Miles，2009；André，Gupta&Kanda ，2013）［14-15］。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究發(fā)展迅速，研究結(jié)論也大致為以下兩類：

一是認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)具有財(cái)富效應(yīng)。在理論研究上，在國(guó)外研究結(jié)論基礎(chǔ)上進(jìn)行歸納分析（劉建江，楊玉娟，袁冬梅，2005）［16］。在實(shí)證領(lǐng)域，基于宏觀數(shù)據(jù)的研究，運(yùn)用工具變量方法驗(yàn)證我國(guó)的整體財(cái)富效應(yīng)是否存在及其大小（王柏杰，何煉成，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(guó)不同地區(qū)或者是城市房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的差異（張紅，2005；黃靜，屠梅曾，2009）［19-20］；另一方面是通過(guò)“信心效應(yīng)”、“流動(dòng)性約束效應(yīng)”以及“替代效應(yīng)”等傳導(dǎo)渠道，分析房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的家庭類型差異（杜莉，沈建光，潘春陽(yáng)）［21］。

二是認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響呈現(xiàn)出抑制作用。因?yàn)椋孩俜績(jī)r(jià)上漲過(guò)快對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)（唐志軍，徐會(huì)軍、巴曙松，2010）［22］；②居民為了避免房?jī)r(jià)進(jìn)一步上漲帶來(lái)的潛在壓力，會(huì)盡早購(gòu)房和償還住房貸款，顯然這一“房奴效應(yīng)”的存在，會(huì)使得居民的消費(fèi)水平受到明顯抑制（顏色，朱國(guó)鐘，2013）［23］；③房?jī)r(jià)上漲使得居民不得不“為買(mǎi)房而儲(chǔ)蓄”，抵制了居民的消費(fèi)（陳斌開(kāi)，楊汝岱，2013；王策，周博，2016）［24-25］；④我國(guó)居民受傳統(tǒng)觀念很強(qiáng)，遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)的存在會(huì)抑制住房財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮（陳健，黃少安，2013）［26］；⑤我國(guó)房?jī)r(jià)過(guò)高導(dǎo)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(fèi)（李春風(fēng)，劉建江，陳先意，2014）［27］。

對(duì)于兩大類觀點(diǎn)所存在的差異，我們認(rèn)為大多文獻(xiàn)忽略了住房的雙重屬性。由此引發(fā)我們進(jìn)一步深思：兼顧住房的雙重屬性，房?jī)r(jià)上漲影響居民消費(fèi)到底呈現(xiàn)的是財(cái)富效應(yīng)還抑制效應(yīng)，且在房?jī)r(jià)持續(xù)上漲過(guò)程中，這兩種效應(yīng)的力量比較是否會(huì)存在轉(zhuǎn)換，即門(mén)檻效應(yīng)是否會(huì)存在？這正是本文的研究目標(biāo)。

三、房?jī)r(jià)上漲影響居民消費(fèi)的雙重效應(yīng)理論分析和模型的構(gòu)建

（一）房?jī)r(jià)上漲影響居民消費(fèi)的雙重效應(yīng)界定

消費(fèi)者可分為擁有住房的消費(fèi)者和沒(méi)有住房的消費(fèi)者。顯然，不同類型的消費(fèi)者面對(duì)房?jī)r(jià)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(duì)應(yīng)，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響理應(yīng)具有雙重屬效應(yīng)：一是改善擁有住房消費(fèi)者的財(cái)富狀況，增加其收入，增強(qiáng)其消費(fèi)，即財(cái)富效應(yīng)；二是在房地產(chǎn)利潤(rùn)可觀的前提下，已有住房居民為了追求未來(lái)住房財(cái)富的升值，加大住房投資導(dǎo)致當(dāng)前消費(fèi)的減少，或者是加大意向購(gòu)房居民的購(gòu)房成本，為了盡早購(gòu)房不得不更加抑制當(dāng)期消費(fèi)，抑或是帶動(dòng)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(dāng)期消費(fèi)，為擠出效應(yīng)。那么，最終房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響結(jié)果體現(xiàn)在這兩種效應(yīng)的力量比較上。

（二）雙重效應(yīng)下房?jī)r(jià)上漲影響居民消費(fèi)的圖形走勢(shì)分析

從經(jīng)濟(jì)學(xué)及經(jīng)驗(yàn)判斷，居民的消費(fèi)偏好會(huì)隨著房?jī)r(jià)上漲發(fā)生改變，那么在房地產(chǎn)市場(chǎng)利潤(rùn)可觀的情形下，居民將更加側(cè)重于住房的投資品屬性，因此房?jī)r(jià)上漲雖然可以帶來(lái)財(cái)富的增值，但是為了追求未來(lái)財(cái)富的最大化，將加大投資住房，而使得當(dāng)前消費(fèi)的增加變得不明顯，也就是說(shuō)財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮會(huì)變?nèi)?，因此?cái)富效應(yīng)隨著房?jī)r(jià)的上漲呈邊際傾向遞減規(guī)律，因而財(cái)富效應(yīng)圖形向上凸，而擠出效應(yīng)與之相反，隨房?jī)r(jià)的上漲表現(xiàn)出邊際傾向遞增規(guī)律，相應(yīng)走勢(shì)表現(xiàn)出下凸形特征，見(jiàn)圖1（李春風(fēng)，劉建江，陳先意，2014）［27］。

根據(jù)財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的圖形變化特征，我們來(lái)探討最終的消費(fèi)水平變化趨勢(shì)。假設(shè)兩種效應(yīng)圖形的交點(diǎn)為Δp?，該點(diǎn)的特點(diǎn)是財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)的消費(fèi)與擠出效應(yīng)抑制的消費(fèi)剛好相等，消費(fèi)水平不變，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)在前后發(fā)生轉(zhuǎn)變，分別為財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)。因此，該交點(diǎn)Δp?就是值。顯然，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度小于門(mén)檻值Δp?時(shí)，財(cái)富效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，整體表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)，因此消費(fèi)整體在該門(mén)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(kāi)始隨房?jī)r(jià)波動(dòng)幅度加大而加大，至Δp1點(diǎn)間距最大，之后呈現(xiàn)不斷減小趨勢(shì)，至G點(diǎn)差值變?yōu)?。（我們稱Δp1點(diǎn)為財(cái)富效應(yīng)積累至最大的點(diǎn)）。門(mén)檻值Δp?之后，房?jī)r(jià)上漲過(guò)高，房?jī)r(jià)收入比遠(yuǎn)超于合理的區(qū)間水平，加大沒(méi)有住房居民的購(gòu)房壓力，為了將購(gòu)房計(jì)劃提上日程，不得不更加抑制消費(fèi)，因而擠出效應(yīng)不斷強(qiáng)化。不僅如此，已有住房居民在房?jī)r(jià)持續(xù)上漲預(yù)下，預(yù)知房地產(chǎn)市場(chǎng)有利可圖，消費(fèi)偏好發(fā)生改變，將本來(lái)房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的財(cái)富增值部分投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)，加大住房投資，偏向于住房投資性需求，那么財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮將大大減弱，相比房?jī)r(jià)上漲之前，消費(fèi)支出增加幅度減少甚至可能出現(xiàn)了抑制效應(yīng)，因而財(cái)富效應(yīng)逐漸被擠出效應(yīng)所掩蓋，市場(chǎng)開(kāi)始處于圖1中交點(diǎn)G的右邊區(qū)域，如Δp2點(diǎn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響整體凸顯為負(fù)面效應(yīng)。

圖1 雙重效應(yīng)的走勢(shì)變化

為了更直觀地反映出房?jī)r(jià)上漲影響消費(fèi)的變化過(guò)程，我們將圖1轉(zhuǎn)換到房?jī)r(jià)上漲影響整體居民消費(fèi)增量的變化曲線上來(lái)，如圖2所示。

圖2 中，門(mén)檻值對(duì)應(yīng)為消費(fèi)增量為0時(shí)的房?jī)r(jià)上漲，為了與前面的敘述對(duì)應(yīng)，在此也假定為Δp*，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度小于門(mén)檻值Δp*時(shí)，財(cái)富效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)的影響整體上為促進(jìn)作用，因而KG段被稱為財(cái)富效應(yīng)主導(dǎo)曲線。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，財(cái)富效應(yīng)主導(dǎo)曲線在KE上消費(fèi)水平隨著房?jī)r(jià)上漲會(huì)進(jìn)一步提高，在臨界點(diǎn)Δp1時(shí)對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)最大，消費(fèi)增量達(dá)到ΔC1，而在EG上雖然財(cái)富效應(yīng)仍然占據(jù)主導(dǎo)地位，但是大小反而隨著房?jī)r(jià)的再上漲有所減小，直至門(mén)檻值Δp*時(shí)財(cái)富效應(yīng)與擠出效應(yīng)大小相等，消費(fèi)增量為0。超過(guò)門(mén)檻值Δp*之后，擠出效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，因此我們稱GH線為擠出效應(yīng)主導(dǎo)曲線（如Δp2時(shí)消費(fèi)受到抑制，出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)），且隨房?jī)r(jià)的上漲擠出效應(yīng)會(huì)變得更加明顯。當(dāng)然，隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，房?jī)r(jià)上漲幅度門(mén)檻值Δp*也將會(huì)發(fā)生改變，那么G在長(zhǎng)期中將隨之發(fā)生左右移動(dòng)，如門(mén)檻位置可能左移至圖2的L點(diǎn)或是右移至J點(diǎn)位置，從而轉(zhuǎn)化成新的趨勢(shì)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(fèi)偏好會(huì)隨著房?jī)r(jià)上漲發(fā)生改變，隨著房?jī)r(jià)的上漲，住房的投資品屬性不斷被強(qiáng)化，那么房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響存在門(mén)檻效應(yīng)，低于門(mén)檻值之前，影響為財(cái)富效應(yīng)，帶動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)，隨著其幅度的提升整體財(cái)富效應(yīng)呈現(xiàn)倒U曲線特征，在倒U曲線的頂點(diǎn)整體財(cái)富效應(yīng)達(dá)到最大；但是當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度超過(guò)該門(mén)檻值時(shí)，擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，房?jī)r(jià)的上漲開(kāi)始會(huì)抑制整體消費(fèi)增長(zhǎng)。

（三）雙重效應(yīng)下房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)影響的理論模型

為了與理論分析一致，我們將住房消費(fèi)和住房資產(chǎn)變動(dòng)納入至消費(fèi)者效用函數(shù)和約束條件中，將住房需求內(nèi)生化。假定消費(fèi)者的消費(fèi)行為都是理性的，追求的目標(biāo)是終生有效消費(fèi)效用的最大化，對(duì)應(yīng)的目標(biāo)函數(shù)如下：

同時(shí)，我們考慮住房的投資品屬性，將其納入目標(biāo)函數(shù)的約束條件中：

Pt為房?jī)r(jià)，ht為住房面積，Rt為實(shí)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(shuō)，為了避免潛在的風(fēng)險(xiǎn)，借款人必須繳納足夠的保證金，貸款人才會(huì)同意借款，在這我們假定為當(dāng)期住房?jī)r(jià)值的θ倍，0＜θ＜1。

同時(shí)，居民的手持現(xiàn)金公式為：

所以，理性消費(fèi)者的終生效用最大化問(wèn)題就轉(zhuǎn)化成目標(biāo)函數(shù)在式（5-6）條件下的最優(yōu)解問(wèn)題。

根據(jù)方程和Lagrange函數(shù)，得到歐拉方程如下：

式（7）蘊(yùn)含著，如果居民借貸受到限制，不能平滑消費(fèi)，從而終生有效消費(fèi)不能按照理想情況實(shí)現(xiàn)最大化，即當(dāng)期消費(fèi)水平要比完美市場(chǎng)預(yù)期時(shí)要小，也就說(shuō) μt＞0，其中 μt為式（5）對(duì)應(yīng)的Lagrange乘子。

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

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

其中et為上式的預(yù)期誤差項(xiàng)，Δ表示相應(yīng)變量的一階差分。再對(duì)上式對(duì)數(shù)處理并化簡(jiǎn)有：

我們令Δln(Ct-αCt-1)≈ΔlnCt-αΔCt-1（Muellbauer，1988）［28］，再將上式右邊最后一項(xiàng)用Tayor展開(kāi)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(fèi)者對(duì)應(yīng)的消費(fèi)模型為：

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

通過(guò)上述理論推導(dǎo)，我們推到出需進(jìn)一步驗(yàn)證房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)是否存在門(mén)檻效應(yīng)的動(dòng)態(tài)面板模型。模型中的ψ1為習(xí)慣系數(shù)；λ具有兩層含義，一般指的是消費(fèi)對(duì)收入的敏感系數(shù)，在本文中也表示受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者所占的比重；100ψ23、100ψ3、100ψ5是居民消費(fèi)分別對(duì)應(yīng) Δrht、δ2it、drit的半彈性系數(shù)；ψ4是居民消費(fèi)受Rit的影響系數(shù)；房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)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(shí)證結(jié)果顯示存在門(mén)檻效應(yīng)，則該門(mén)檻值等于△pit*=-ψ21/(2ψ22)，當(dāng) △p＜Δp*時(shí)，最終影響為財(cái)富效應(yīng)，反之若△p＞Δp*，最終體現(xiàn)為擠出效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

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

所需實(shí)證數(shù)據(jù)均以1999年各省市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)行了調(diào)整。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)物價(jià)及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)以及29個(gè)省市2015年的地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

（一）變量解釋

（1）可支配收入、消費(fèi)性支出。這兩個(gè)變量數(shù)據(jù)直接來(lái)自各數(shù)據(jù)來(lái)源。

（2）房?jī)r(jià)與人均住宅建筑面積。一般選取平均住房?jī)r(jià)格或者是對(duì)應(yīng)的銷售價(jià)格指數(shù)作為房?jī)r(jià)的代理變量。在此，考慮到本文的研究數(shù)據(jù)是我國(guó)的29個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)應(yīng)的銷售價(jià)格指數(shù)收集難度很大，因此最終我們采用平均住房?jī)r(jià)格（況偉大，2011；李春風(fēng)，陳樂(lè)一，劉建江，2013）［30-31］；同時(shí)，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(duì)應(yīng)的使用面積之間的比例相對(duì)固定，位于80%-85%之間，所以如果人均住宅建筑面積沒(méi)有，我們用人均住宅使用面積除以比例的均值（82.5%）來(lái)取代，如果兩者都有缺失，我們用前后已有數(shù)據(jù)的加權(quán)平均值來(lái)取代。

（3）不確定性。一直以來(lái)不確定性變量的衡量指標(biāo)就不固定。根據(jù)研究視角的不同，有學(xué)者采用實(shí)際利率和預(yù)期消費(fèi)增長(zhǎng)率的波動(dòng)來(lái)代替（Carroll，1994）［32］，也有直接用消費(fèi)支出的變動(dòng)進(jìn)行度量（Dea?ton，1992）［33］，也有學(xué)者主張用勞動(dòng)收入的波動(dòng)來(lái)代表消費(fèi)的不確定性（Dynan，1993）［34］。因此，本文不確定性的衡量指標(biāo)我們選用消費(fèi)支出波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差。

（4）實(shí)際利率。實(shí)際利率我們用平均名義利率減掉對(duì)應(yīng)省市的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)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(quán)估計(jì)得到。

（5）撫養(yǎng)系數(shù)。撫養(yǎng)系數(shù)指的就是非勞動(dòng)人口與勞動(dòng)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲得，2000年、2010年的數(shù)據(jù)通過(guò)非勞動(dòng)年齡人口數(shù)除以勞動(dòng)年齡人口數(shù)計(jì)算得到，而2001年所缺數(shù)據(jù)本文用前后兩年的平均值來(lái)填補(bǔ)。

（二）變量的單位根檢驗(yàn)

采用同質(zhì)LLC檢驗(yàn)和異質(zhì)IPS檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1所列。從中可知：同質(zhì)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：所有變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上均顯著。異質(zhì)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除撫養(yǎng)系數(shù)這一變量對(duì)應(yīng)的單位根檢驗(yàn)不顯著外，剩余變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上均通過(guò)檢驗(yàn)。因此，模型中的所選變量基本都符合實(shí)證估計(jì)的要求。

表1 同質(zhì)異質(zhì)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（三）動(dòng)態(tài)門(mén)檻效應(yīng)的實(shí)證分析

1.動(dòng)態(tài)面板模型的門(mén)檻估計(jì)方法介紹

隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，不同變量間的關(guān)系研究不在局限于簡(jiǎn)單的線性方法，其中門(mén)檻方法就是比較典型的非線性方法之一。門(mén)檻分析方法最早針對(duì)的是外生變量的模型估計(jì)，這一方法完善至內(nèi)生門(mén)檻回歸技術(shù)，但是估計(jì)方法仍然只能用簡(jiǎn)單的線性回歸，要求解釋變量都需要具有外生性，否則估計(jì)結(jié)果具有偏差（Hansen，1999）［35］。而本文中所需估計(jì)的模型為動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方程，解釋變量中含有被解釋變量的滯后一項(xiàng)，另外變量δ2、(Δpit)2也具有內(nèi)生性，因此該模型采用內(nèi)生門(mén)檻回歸技術(shù)不合適。針對(duì)這一情形，我們運(yùn)用具有內(nèi)生變量的門(mén)檻估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析，此方法是專門(mén)針對(duì)內(nèi)生門(mén)檻分析技術(shù)的不足而提出的，有效地解決了前者方法導(dǎo)致結(jié)果有偏的問(wèn)題，實(shí)證結(jié)果具有無(wú)偏一致性，該方法具體步驟如下（Caner&Hansen，2004）［1］：

首先：估計(jì)內(nèi)生性變量的擬合值。結(jié)合內(nèi)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(duì)內(nèi)生性變量做線性回歸，并得出對(duì)應(yīng)內(nèi)生性變量的模擬值；

其次：得出門(mén)檻變量的門(mén)檻值。結(jié)合前一步內(nèi)生性變量的擬合值以及模型中其余外生性變量，運(yùn)用內(nèi)生變量的門(mén)檻估計(jì)方法，對(duì)動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型中的被解釋變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻估計(jì)，得到對(duì)應(yīng)的門(mén)檻值；

然后：估計(jì)門(mén)檻值前后樣本并比較。根據(jù)第二部的門(mén)檻值，對(duì)樣本進(jìn)行分類，再采用GMM方分別對(duì)這兩個(gè)樣本進(jìn)行估計(jì)，并結(jié)合實(shí)證結(jié)果作比較分析。2.動(dòng)態(tài)門(mén)檻實(shí)證估計(jì)結(jié)果及分析因?yàn)槟Ｐ停?2）中含有Δcit-1、3個(gè)內(nèi)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(duì)應(yīng)的代理變量，再結(jié)合其余外生變量如 Δyit、Δrhit、ΔRit、Δdrit對(duì)內(nèi)生性變量做線性回歸，得到各內(nèi)生性變量的擬合值。其次，設(shè)定房?jī)r(jià)上漲變量為門(mén)檻變量，將這些擬合值與模型中其余解釋變量，運(yùn)用軟件Stata14估計(jì)模型（12）中門(mén)檻值，結(jié)果見(jiàn)表2。從中可知，Δpit的門(mén)檻值為6.26%。然后，根據(jù)門(mén)檻值，將樣本劃分成Δpit＜6.26%與Δpit≥6.26%對(duì)應(yīng)的兩個(gè)子樣本，數(shù)量分別為182與195個(gè)，再用GMM方法對(duì)兩個(gè)子樣本進(jìn)行實(shí)證估計(jì)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表2所列。

表2 第二步門(mén)檻變量的門(mén)檻值估計(jì)相應(yīng)結(jié)果

房?jī)r(jià)。顯然，房?jī)r(jià)影響消費(fèi)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?jī)r(jià)上漲影響消費(fèi)增長(zhǎng)的效應(yīng)函數(shù)。在該樣本內(nèi)，房?jī)r(jià)影響消費(fèi)體現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)，且效應(yīng)大小會(huì)隨房?jī)r(jià)進(jìn)一步上漲而相 應(yīng) 增 大 。 在 Δpit≥6.26% 樣 本 內(nèi) ，Δcit/Δpit=0.0275-0.286Δpit，這與 Δpit＜6.26% 時(shí)呈現(xiàn)的特點(diǎn)不一樣，整體影響雖為財(cái)富效應(yīng)，但是程度有所減弱，且隨著房?jī)r(jià)的上漲對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)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(guān)系。在房?jī)r(jià)上漲幅度等于門(mén)檻值9.62%（0.027 5/0.286）時(shí)，消費(fèi)水平達(dá)到均衡狀態(tài)，正向財(cái)富效應(yīng)和負(fù)向擠出效應(yīng)剛好持平，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度超過(guò)9.62%時(shí)，擠出效應(yīng)開(kāi)始占據(jù)主導(dǎo)地位，抑制居民的消費(fèi)。顯然，在門(mén)檻值9.62%前后，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響發(fā)生根本性轉(zhuǎn)變，前后分別體現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，這也說(shuō)明，實(shí)證結(jié)果與理論分析一致，房?jī)r(jià)影響消費(fèi)確實(shí)存在門(mén)檻效應(yīng)，即房?jī)r(jià)的溫和上漲到進(jìn)一步攀高，效應(yīng)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(fèi)的影響走勢(shì)。

因房?jī)r(jià)上漲區(qū)間的不同導(dǎo)致的對(duì)消費(fèi)影響的差異，有以下兩方面原因：一方面，我國(guó)房?jī)r(jià)上漲速度過(guò)快，遠(yuǎn)超于我們居民可支配收入的增長(zhǎng)速度，導(dǎo)致我國(guó)房?jī)r(jià)收入比大大超過(guò)了合理的區(qū)間，持續(xù)攀高的房?jī)r(jià)收入比對(duì)沒(méi)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(gòu)房壓力。另一方面，房?jī)r(jià)的不斷攀升會(huì)引發(fā)城鎮(zhèn)居民的財(cái)富發(fā)生潛在的轉(zhuǎn)移，而這種轉(zhuǎn)移對(duì)于高收入人群而言更有利于財(cái)富聚集。這樣居民內(nèi)部之間的收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。不僅如此，收入差距的拉大又會(huì)因反饋機(jī)制作用于房?jī)r(jià)，推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。再加之，政府的持續(xù)調(diào)控的結(jié)果也是“越調(diào)越漲”，基于我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)期，短期內(nèi)房?jī)r(jià)大幅度下跌的預(yù)期也難以產(chǎn)生。

所以，在房?jī)r(jià)快速上漲的壓迫下，這類家庭為了避免房?jī)r(jià)進(jìn)一步攀高給他們帶來(lái)的潛在不確定性風(fēng)險(xiǎn)壓力，會(huì)盡早滿足購(gòu)房需求，勢(shì)必減少消費(fèi)性支出，加強(qiáng)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。對(duì)于高收入居民來(lái)講，他們已經(jīng)基本可以滿足自己的消費(fèi)需求，而是更多地加大住房投資或是投機(jī)性需求，因此出現(xiàn)了表3中的實(shí)證結(jié)果。若房?jī)r(jià)上漲低于門(mén)檻值9.62%，影響以財(cái)富效應(yīng)為主導(dǎo)，并且財(cái)富效應(yīng)大小會(huì)隨著房?jī)r(jià)向上波動(dòng)幅度的變大而不斷變大。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度超出臨界值6.26%后，它的影響效應(yīng)會(huì)有所減小，且會(huì)受房?jī)r(jià)上漲影響會(huì)持續(xù)變小，一旦幅度超過(guò)門(mén)檻值9.62%，擠出效應(yīng)就占據(jù)主導(dǎo)地位，對(duì)消費(fèi)起到抑制作用，且幅度越大，抑制作用更加明顯。顯然，房?jī)r(jià)上漲與居民消費(fèi)增長(zhǎng)之間的關(guān)系較為復(fù)雜，會(huì)因房?jī)r(jià)上漲幅度的不同，兩者關(guān)系差異較大，對(duì)應(yīng)的動(dòng)態(tài)過(guò)程也存在根本性的變化。同樣地，人均住宅建筑面積增長(zhǎng)率影響居民消費(fèi)在門(mén)檻值前后與房?jī)r(jià)上漲影響效應(yīng)類似，就不再敘述。

表3 不同樣本的動(dòng)態(tài)面板方程的實(shí)證結(jié)果

收入敏感性消費(fèi)習(xí)慣和不確定性變量。與Δpit＜6.26%樣本區(qū)間內(nèi)實(shí)證結(jié)果不同的是，Δpit≥6.26%樣本區(qū)間內(nèi)，收入敏感性和消費(fèi)習(xí)慣對(duì)消費(fèi)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?yàn)槲覈?guó)房地產(chǎn)泡沫會(huì)隨著房?jī)r(jià)進(jìn)一步攀高變得更加嚴(yán)重，這將通過(guò)傳遞效應(yīng)會(huì)提高未擁有住房居民的租房成本，甚至加重其余領(lǐng)域的潛在風(fēng)險(xiǎn)，加大居民本已有的不確定性風(fēng)險(xiǎn)。因此，在我國(guó)房?jī)r(jià)已經(jīng)很高的前提下，房?jī)r(jià)再進(jìn)一步上漲，居民面臨的流動(dòng)性性約束會(huì)加強(qiáng)，不確定性風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)隨之增大，因此居民會(huì)更加依賴于已有的消費(fèi)習(xí)慣和相對(duì)較穩(wěn)定的可支配收入，所以出現(xiàn)了實(shí)證結(jié)果中不同樣本之間的差異。

（四）房?jī)r(jià)上漲影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)曲線特征

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，我們得知房?jī)r(jià)上漲影響我國(guó)居民消費(fèi)存在門(mén)檻效應(yīng)，在門(mén)檻值前后，這一影響效應(yīng)不僅大小存在顯著差異，方向也會(huì)發(fā)生根本性改變。不同區(qū)間的影響效應(yīng)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?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)影響效應(yīng)為財(cái)富效應(yīng)最大的臨界點(diǎn)，在該臨界點(diǎn)前后，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響表現(xiàn)出不同的特點(diǎn)。當(dāng)Δpit＜6.26%時(shí)，財(cái)富效應(yīng)曲線高于擠出效應(yīng)曲線，所以最終財(cái)富效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，且財(cái)富效應(yīng)大小隨著房?jī)r(jià)的上漲以10.6%的速度增加。當(dāng)Δpit≥6.26%時(shí)，開(kāi)始整體為財(cái)富效應(yīng)，但是影響效應(yīng)隨著房?jī)r(jià)上漲幅度的上升以14.3%的速度呈現(xiàn)遞減，反之?dāng)D出效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲幅度等于門(mén)檻值9.62%時(shí)財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)剛好抵消，消費(fèi)水平處于靜態(tài)平衡狀態(tài)，即在門(mén)檻值9.62%之前，財(cái)富效應(yīng)占據(jù)房?jī)r(jià)上漲對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的主導(dǎo)地位，且影響大小隨房?jī)r(jià)漲幅呈倒U形曲線特征，即先增大后減少；大于門(mén)檻值9.62%后，擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，最后對(duì)消費(fèi)的影響體現(xiàn)為抑制作用，且強(qiáng)度會(huì)因房?jī)r(jià)再上漲加強(qiáng)。顯然，實(shí)證分析結(jié)果與理論分析達(dá)成高度統(tǒng)一。

五、結(jié)論與研究意義

本文以雙重效應(yīng)變動(dòng)趨勢(shì)分析房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響存在門(mén)檻效應(yīng)，在門(mén)檻值前后，影響效應(yīng)變化特征和方向均存在顯著差異。然后，再在消費(fèi)最優(yōu)選擇模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻模型，運(yùn)用內(nèi)生性門(mén)檻分析技術(shù)，采用1999-2014年間我國(guó)29個(gè)省市的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)實(shí)證估計(jì)。實(shí)證結(jié)果顯示：房?jī)r(jià)上漲對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響與理論分析一致，存在門(mén)檻效應(yīng)，門(mén)檻值為9.62%，整體表現(xiàn)為分段函數(shù)，在該門(mén)檻值之前，整體表現(xiàn)為財(cái)富效應(yīng)，房?jī)r(jià)上漲促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，且財(cái)富效應(yīng)大小因房?jī)r(jià)上漲幅度的不同呈現(xiàn)倒U曲線特征，在臨界值6.26%時(shí)，財(cái)富效應(yīng)達(dá)到最高點(diǎn)；在門(mén)檻值之后，擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，起著主導(dǎo)地位，且會(huì)因房?jī)r(jià)的進(jìn)一步上漲對(duì)消費(fèi)的抑制作用更加明顯。

其理論意義在于：一是我們結(jié)合住房雙重屬性勾勒出對(duì)應(yīng)的雙重效應(yīng)走勢(shì)圖，展現(xiàn)了影響效應(yīng)從促進(jìn)到抑制的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)化過(guò)程，并將住房雙重屬性納入消費(fèi)者效用函數(shù)和約束條件中，這不僅是對(duì)傳統(tǒng)消費(fèi)理論的擴(kuò)展和延伸，也是對(duì)于研究其余金融資產(chǎn)與消費(fèi)波動(dòng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系具有較好的借鑒意義；二是考慮到我國(guó)房?jī)r(jià)特性，結(jié)合門(mén)檻效應(yīng)和倒U曲線假說(shuō)與消費(fèi)者最優(yōu)選擇模型結(jié)合起來(lái)，就我國(guó)房?jī)r(jià)上漲與居民消費(fèi)之間的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行了初步深入探討，為之后的相關(guān)研究提供了很好的視角，同時(shí)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)繁榮背后消費(fèi)需求低迷這一現(xiàn)狀進(jìn)行了合理詮釋。其現(xiàn)實(shí)意義在于：一方面要發(fā)揮房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求甚至是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的正向推動(dòng)作用，關(guān)鍵是要將房?jī)r(jià)控制在居民可承受的增長(zhǎng)范圍內(nèi)，這是政府調(diào)控的最終目標(biāo)；二是要強(qiáng)調(diào)住房是用來(lái)住的這一消費(fèi)品屬性，將住房投資品屬性逐步淡化，發(fā)揮住房對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)。

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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(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（15CJL017）；教育部人文社會(huì)科學(xué)青年基金項(xiàng)目（14YJC790060）；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71602091）；南京信息工程大學(xué)人才啟動(dòng)基金項(xiàng)目（S8113086001）；長(zhǎng)沙理工大學(xué)開(kāi)放課題（16CASL07）

李春風(fēng)（1986-），女，江西豐城人，講師，博士，研究方向：資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)波動(dòng)；

劉建江（1971-），男，湖南隆回人，教授，博士，研究方向：資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)波動(dòng)；

齊祥芹（1982-），女，山東淄博人，講師，博士，研究方向：會(huì)計(jì)信息與資本市場(chǎng)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任。

［責(zé)任編輯：程 靖］