周 利，易行健

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

1 引言

受“居者有其屋”傳統(tǒng)觀念的影響，房子歷來都是民眾競相追逐的對象，以至于住房在家庭財富中始終占據(jù)重要位置。根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)趨勢研究院最新公布的《中國家庭財富調(diào)查報告2019》，2018年，城鎮(zhèn)居民家庭房產(chǎn)凈值在家庭人均財富的占比已達(dá)71.35%；而另一方面，自1998年房改以來，房價持續(xù)上漲，國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，全國住宅商品房均價已由2000 年的1948 元／平方米迅速升至2018 年的8544 元／平方米，年復(fù)合增長率約為8.56%。對住房剛需者而言，房價的上漲往往意味著更多的資金支出，但囿于當(dāng)期有限的收入水平與財富存量，致使家庭不得不借助于外部融資，由此推動了以住房抵押貸款為主的消費(fèi)信貸市場的快速發(fā)展。

根據(jù)中國人民銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)，消費(fèi)信貸規(guī)模（包括住戶貸款中的短期、長期消費(fèi)貸款）由2004年的2.01萬億增至2018年的37.79 萬億，2004-2018年的年均復(fù)合增速達(dá)23.33%；其中，2018年個人住房抵押貸款余額為25.8萬億，在消費(fèi)貸款中的占比高達(dá)68.27%；另一方面，國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2004年，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)為47354億元，2018年則上升至273716億元，2004-2018年的年均復(fù)合增長率達(dá)13.35%?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房價格、家庭債務(wù)規(guī)模與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)這三者在2004-2018年期間均呈共同上漲趨勢。那么，住房價格的不斷上漲、家庭債務(wù)規(guī)模的持續(xù)累積與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)間存在何種關(guān)系？家庭債務(wù)的存在究竟是增強(qiáng)還是削弱房價對居民消費(fèi)的作用程度？如果是增強(qiáng)，其又是借助何種機(jī)制進(jìn)行傳導(dǎo)的呢？

已有的研究住房價格與居民消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)可以分為兩類：一類認(rèn)為房價上漲將顯著促進(jìn)有房家庭消費(fèi)，此即為“財富效應(yīng)”［1］，并分別利用宏微觀數(shù)據(jù)驗證了住房財富效應(yīng)的存在。前者如Case等［2］、張紅［3］基于面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)對消費(fèi)的財富效應(yīng)顯著；后者如Campbell和Cocco［4］、毛中根等［5］基于家庭微觀數(shù)據(jù)指出，房產(chǎn)存在財富效應(yīng)。但部分學(xué)者指出當(dāng)存在較大的搬遷成本、房地產(chǎn)金融市場尚不成熟時［6］，房價上漲帶來的收益將難以變現(xiàn)，因此房產(chǎn)是否存在財富效應(yīng)尚難以確定。一類認(rèn)為房價上漲對租房者或潛在購房者的消費(fèi)存在負(fù)向的流動性約束效應(yīng)和正向的替代效應(yīng)。房價的上漲將迫使租房者或潛在購房者不得不增加儲蓄［7］，但也可能導(dǎo)致這部分個體放棄購房計劃轉(zhuǎn)而增加消費(fèi)［8］。可以發(fā)現(xiàn)目前關(guān)于住房與居民消費(fèi)關(guān)系的研究均是基于房地產(chǎn)的商品和投資品的雙重屬性，忽略了住房在金融借貸中的抵押品屬性以及由此抵押機(jī)制引發(fā)的家庭債務(wù)規(guī)模的擴(kuò)張對居民消費(fèi)的影響，而這恰是本文的主要貢獻(xiàn)之處。

傳統(tǒng)的投資理論認(rèn)為家庭債務(wù)對資產(chǎn)價格與宏觀經(jīng)濟(jì)的作用較小，但Mian等［9］指出家庭部門的高債務(wù)規(guī)模是2007年美國爆發(fā)次貸危機(jī)的直接誘因。在此背景下，家庭負(fù)債這一因素逐漸得到學(xué)者們的關(guān)注。但已有的研究尚未對家庭債務(wù)規(guī)模與居民消費(fèi)的關(guān)系達(dá)成共識。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，若家庭部門的債務(wù)規(guī)模維持在適度范圍內(nèi)，則家庭負(fù)債將促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，發(fā)揮“杠桿效應(yīng)”［10］；一種觀點(diǎn)認(rèn)為，高額的家庭債務(wù)規(guī)模將因其剛性兌付導(dǎo)致家庭不得不壓縮當(dāng)期的消費(fèi)需求，即為“擠出效應(yīng)”［11］。

不同于一般商品，住房的價值量較大，導(dǎo)致欲購房的城鎮(zhèn)家庭不得不向銀行申請住宅抵押貸款并由此帶來家庭債務(wù)的迅速擴(kuò)張。但每一個借款人在年齡、性別、職業(yè)等因素上都存在顯著差異，進(jìn)而其能從銀行部門獲得的貸款金額也將存在顯著差異，即每個借款人的貸款價值比（貸款額與房產(chǎn)市值之比）是不同的［12］。黃飛鳴［13］基于擴(kuò)展的Allen-Gale模型和模擬分析發(fā)現(xiàn)，貸款價值比越大，資產(chǎn)價格泡沫程度越大。王福林等［12］基于杭州市某國有商業(yè)銀行的信貸數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，貸款價值比越高，個人住房抵押貸款違約風(fēng)險越高。吳建華等［14］發(fā)現(xiàn)債務(wù)人的違約率與債務(wù)人資產(chǎn)價值的波動顯著相關(guān)。但趙昕東和王勇［15］基于動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型和反事實(shí)模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貸款價值比的適度提高將使房價波動對有房家庭消費(fèi)的財富效應(yīng)更為顯著。事實(shí)上，住房本身所具有的抵押屬性將影響家庭的融資能力，導(dǎo)致家庭的負(fù)債規(guī)模同住房財富同向變動。但上述文獻(xiàn)僅是單一探討貸款價值比與住房價格、貸款價值比與個體違約風(fēng)險或者貸款價值比與居民消費(fèi)的關(guān)系，尚沒有從微觀家庭視角將房價波動、貸款價值比與居民消費(fèi)三者直接聯(lián)系并進(jìn)行統(tǒng)一分析。而這恰構(gòu)成本文的另一貢獻(xiàn)。

相比于已有文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)之處在于：第一，從理論上構(gòu)建一個受貸款價值比約束的消費(fèi)模型，并將家庭區(qū)分為有房家庭與無房家庭并進(jìn)行分別討論；第二，基于2010年、2012年、2014年三期的家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)分樣本實(shí)證檢驗了房價上漲、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)的關(guān)系，克服了宏觀數(shù)據(jù)實(shí)證研究的缺陷，且更能細(xì)致探討這三者之間的關(guān)系。第三，由一個隨時間和家庭個體特征變化的貸款價值比視角探討住房價格與居民消費(fèi)的關(guān)系，豐富和補(bǔ)充了已有的文獻(xiàn)。

2 理論框架

毛中根等［5］的研究指出房價變動對居民消費(fèi)的影響在房東和租客間存在顯著的差異性，基于此，我們將經(jīng)濟(jì)體中的家庭劃分為有房家庭和無房家庭（潛在購房者或租客），并分情況構(gòu)建考慮住房價格、貸款價值比的消費(fèi)決定模型。

2.1 有房家庭

借鑒Iacoviello［16］，假設(shè)家庭可以無限期存活，則第i個受信貸約束的家庭面臨的目標(biāo)函數(shù)如下：

式（1）中，t≥0，E t表示t時刻的期望，γ為時間貼現(xiàn)因子，c表示家庭消費(fèi)，h表示持有住房的面積，j表示效用函數(shù)中由住房帶來的效用權(quán)重。

t時刻家庭面臨的預(yù)算約束和信貸約束分別為：

其中，qt表示住房價格，δ表示折舊率，R表示償付貸款的總利率，b表示家庭借款額，式（2）中右邊的最后一項表示當(dāng)家庭債務(wù)規(guī)模偏離其意愿水平時的調(diào)整成本。y表示家庭收入。m即為貸款價值比，反映既定房產(chǎn)價值的情況下家庭借款額的上限。

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，進(jìn)行一階求導(dǎo)并整理后（迭代過程略，如需要，可向作者索要）有：

公式（4）表明消費(fèi)c與住房價格q t、貸款價值比m之間的關(guān)系尚無法確定。

對有房家庭而言，房價上漲將通過資產(chǎn)增值形成促進(jìn)居民消費(fèi)的“財富效應(yīng)”。具體來看，房價上漲時住房將通過放松流動性約束、誘發(fā)財富幻覺、降低預(yù)防性儲蓄而最終促進(jìn)居民消費(fèi)。但也有學(xué)者指出房產(chǎn)財富效應(yīng)存在的前提是房產(chǎn)可以低成本變現(xiàn)，若搬遷成本較高、房產(chǎn)流動性弱，則房產(chǎn)的財富效應(yīng)可能并不存在。鞠方等［7］更是發(fā)現(xiàn)房價對居民消費(fèi)的影響為負(fù)。作為兼具消費(fèi)品和投資品雙重屬性的特殊商品，如果有房家庭有改善型住房的需求，那么即便其當(dāng)前房產(chǎn)價格上漲，家庭依然可能削減消費(fèi)。同時，公式（4）表明，房價的變動將直接影響住房作為抵押品的價值，因此當(dāng)房價上漲較緩慢時，家庭部門的債務(wù)水平也將緩慢增長并能平滑消費(fèi)，最終導(dǎo)致居民消費(fèi)將與貸款價值比正相關(guān)［17］；而當(dāng)房價增長過快時，家庭部門的債務(wù)規(guī)模將急劇膨脹［18，19］，居民消費(fèi)將轉(zhuǎn)而與貸款價值比負(fù)相關(guān)。基于此，我們有命題1：

命題1：對有房家庭而言，家庭消費(fèi)與貸款價值比的關(guān)系取決于房價的增長速度。

2.2 無房（租房）家庭

陳彥斌和邱哲圣［20］指出家庭普遍傾向于擁有自有房產(chǎn)，則1單位租用房產(chǎn)生的效用只相當(dāng)于1-ψ單位自有房，ψ∈（0，1）。類比于有房家庭，則無房家庭的目標(biāo)函數(shù)如下：

其中，β表示無房家庭的時間貼現(xiàn)因子，c′表示無房家庭的消費(fèi)，h′表示無房家庭的租房面積，j表示效用函數(shù)中由住房帶來的效用權(quán)重。

令每年的租金為q′t，則無房者面臨的預(yù)算約束為：

其中，q′t表示租金價格，b′表示租房家庭的借款額，式（6）中右邊的最后一項表示當(dāng)家庭債務(wù)規(guī)模偏離租房家庭意愿水平時的調(diào)整成本。

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，進(jìn)行一階求導(dǎo)并整理后有：

根據(jù)陳彥斌和邱哲圣［20］，房屋的租金價格與房屋價格之間存在如下關(guān)系q′t=αq t，其中α表示租售比。此時定義無房家庭的貸款價值比為：m′it=b′it／h′tq′t，則式（7）變?yōu)椋?/p>

因此，公式（8）表明無房家庭的消費(fèi)c′與住房價格q t、貸款價值比m′之間的關(guān)系尚無法確定。

對于無房者或潛在購房者，房價的上漲一方面可能迫使其為買房（或支付更高的租金）而壓縮消費(fèi)增加儲蓄，即為流動性約束效應(yīng)；但另一方面也可能導(dǎo)致其對購房絕望進(jìn)而放棄購房，轉(zhuǎn)而增加消費(fèi)。同時，公式（8）表明，當(dāng)房價上漲緩慢時，居民消費(fèi)與貸款價值比正相關(guān)，說明適度規(guī)模的家庭債務(wù)可以緩解支大于收的缺口進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)；但當(dāng)房價上漲較快時，無房者為購房將籌集更多的首付、償還更高的房貸不得不壓縮當(dāng)期消費(fèi)，且即便是無房者繼續(xù)租房，隨房價提高的租金也迫使其將增加儲蓄，最終導(dǎo)致無房者的消費(fèi)與貸款價值比負(fù)相關(guān)?；诖?，我們有命題2：

命題2：對無房家庭而言，家庭消費(fèi)與貸款價值比的關(guān)系取決于房價的增長速度。

3 數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選取

樣本來自中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CFPS），其范圍覆蓋全國，旨在通過對個體、家庭、社區(qū)三個主體的跟蹤收集數(shù)據(jù)，以此反映當(dāng)前我國的人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)社會層次等方面的演進(jìn)，為微觀領(lǐng)域的實(shí)證研究以及政府相關(guān)政策的制定與實(shí)施提供重要的數(shù)據(jù)支持。本文主要運(yùn)用2010、2012、2014三年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，并據(jù)此構(gòu)造了三期的城鎮(zhèn)家庭面板數(shù)據(jù)。

實(shí)證分析中的因變量、自變量及控制變量的選取及度量方法構(gòu)造如下：

（1）因變量：城鎮(zhèn)家庭總消費(fèi)。家庭的總消費(fèi)支出包括食物支出、日用品支出等8項支出。除以總消費(fèi)支出作為被解釋變量外，我們將依據(jù)類別將消費(fèi)總支出分為耐用消費(fèi)品支出與非耐用消費(fèi)品支出兩大類，而依據(jù)消費(fèi)支出的用途則細(xì)分為居住、食物等八大類。

（2）主要解釋變量：

①家庭總收入。家庭的收入包括個人薪酬、生產(chǎn)經(jīng)營所得、家庭財產(chǎn)性收益、轉(zhuǎn)移性收入以及其他項目。

②住房價格。根據(jù)CFPS問卷中家庭住房總值與住房面積推算出每個家庭所面臨的住房價格。

③家庭債務(wù)。主要指在調(diào)查年份尚未償還的房貸及其他貸款。

④金融資產(chǎn)。主要包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產(chǎn)品及借款。

（3）其他控制變量

查閱相關(guān)文獻(xiàn)，實(shí)證分析中的控制變量應(yīng)包括：戶主的性別、年齡、戶主的婚姻狀況、戶主的受教育水平、家庭是否持有自有住房、是否持有多套房等家庭人口特征統(tǒng)計變量。同時，結(jié)合我國當(dāng)前現(xiàn)實(shí)國情，家庭的首套房多是用于自住，而二套及以上的房屋才可能用于投資，即住房價格的變動可能將顯著影響多套房家庭的消費(fèi)，為此本文考慮了多套房決策（兩套或兩套以上）對家庭消費(fèi)的影響?？紤]到宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能產(chǎn)生的影響［21］，本文也控制了省份經(jīng)濟(jì)變量（人均GDP），并將家庭總消費(fèi)支出、債務(wù)規(guī)模、總收入以及金融資產(chǎn)等價值型變量按居民消費(fèi)物價指數(shù)調(diào)整至以2009年為基期的實(shí)際值，并剔除異常值和缺失值。

3.2 數(shù)據(jù)統(tǒng)計特征的描述

表1是對模型中主要變量統(tǒng)計特征的描述。在我們的數(shù)據(jù)中，一個家庭的平均成員數(shù)為3至4人，有55%的家庭戶主是男性，90%左右的戶主是已婚的，97%的家庭擁有自有住房，但僅有18%的家庭持有二套及以上房產(chǎn)，最多可達(dá)11套房產(chǎn)。戶主的平均受教育年限約為9年，僅為初中文化學(xué)歷。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

4 實(shí)證檢驗

4.1 基準(zhǔn)回歸

表2中第1-5列均以家庭總消費(fèi)支出作為被解釋變量，其中第1-2列是對全體樣本運(yùn)用的是聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)效應(yīng)回歸，第3-5列是依次對有房家庭、無房家庭以及多套房家庭的面板隨機(jī)效應(yīng)回歸。表2中第1-2列的回歸結(jié)果均表明，家庭收入與居民消費(fèi)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與傳統(tǒng)的生命周期-持久收入假說相一致，即家庭收入每提高1個百分點(diǎn)，將帶來消費(fèi)增加0.15個百分點(diǎn)。可能的解釋是，大部分家庭的經(jīng)濟(jì)來源是工資，因此工資水平的多寡將直接決定居民消費(fèi)的水平和質(zhì)量。但同時基于社會保障體系的不完善以及經(jīng)濟(jì)體中不確定性的存在，理性的家庭個體將預(yù)留一部分當(dāng)期的勞動收入，而不單僅用于當(dāng)期的消費(fèi)支出，由此導(dǎo)致收入的增加僅引起居民消費(fèi)小幅度的增長（影響系數(shù)僅為0.15）。

同時，表2中第1-2列的回歸結(jié)果顯示，金融資產(chǎn)變量前的估計系數(shù)顯著為正，與黃靜和屠梅曾［22］的結(jié)論相一致。但金融資產(chǎn)對居民消費(fèi)的影響程度依然比較小，金融資產(chǎn)每提高1個百分點(diǎn)，消費(fèi)支出約增加0.02個百分點(diǎn)。這一方面表明我國以股票為代表的金融市場的發(fā)展還很不成熟，導(dǎo)致居民對股票等金融市場的有限參與［23］；另一方面則說明伴隨居民對金融產(chǎn)品收益及風(fēng)險認(rèn)知的逐漸增加，居民平滑金融資產(chǎn)波動的能力也逐漸得以提高。

表2中第1-2列的回歸結(jié)果均顯示住房價格對消費(fèi)的估計系數(shù)均明顯為正（0.12），說明房價的財富效應(yīng)顯著。表2中第3-4列的結(jié)果顯示，住房價格將顯著促進(jìn)有房家庭的消費(fèi)，而將抑制無房家庭的消費(fèi)，與前文中假說1相一致。對此的解釋是，住房兼具消費(fèi)品與投資品的雙重屬性，由此導(dǎo)致當(dāng)房價上漲時，一方面出租房屋的家庭將獲得更多的租金收入，另一方面提高了房產(chǎn)作為抵押品的價值，進(jìn)而最終促使有房家庭提高消費(fèi)水平；但對無房者家庭而言，房價的上漲將增加其未來的買房成本或當(dāng)前的租金成本，由此帶來消費(fèi)的下降。

當(dāng)表2的第2列中考慮家庭債務(wù)這一變量時，我們發(fā)現(xiàn)，家庭債務(wù)的估計系數(shù)統(tǒng)計顯著，且方向為正，說明當(dāng)前我國的家庭負(fù)債以“杠桿效應(yīng)”為主，家庭負(fù)債的“杠桿效應(yīng)”抵消了債務(wù)必須償還的“擠出效應(yīng)”。這說明，家庭負(fù)債儼然成為支配消費(fèi)變動的一個關(guān)鍵因素，家庭借貸的動機(jī)就是為平滑居民當(dāng)期收入與消費(fèi)支出之間的缺口，緩解居民面臨的流動性約束，并以此促進(jìn)消費(fèi)的增加。但需要注意的是，家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的杠桿效應(yīng)雖然顯著，但影響程度微弱（僅為0.02）。導(dǎo)致這一結(jié)果出現(xiàn)的原因可能在于，家庭債務(wù)是以償還為條件的，導(dǎo)致其對消費(fèi)的促進(jìn)程度有限，致使家庭收入仍是決定家庭消費(fèi)的重要因素。

表2 家庭總消費(fèi)與住房價格、家庭債務(wù)：基準(zhǔn)回歸

表2中的第1列顯示，住房價格對家庭消費(fèi)的總效應(yīng)是0.127，而第2列中，住房價格對家庭消費(fèi)的總效應(yīng)降至0.123，且調(diào)整后的擬合優(yōu)度由0.201微增至0.214，說明住房價格對居民消費(fèi)的正向作用將部分借助于家庭債務(wù)進(jìn)行傳導(dǎo)。此外，李雪松和黃彥彥［24］指出對于僅持有一套房的家庭，即使房價上漲，但其出于改善型住房需求或未來投資需求，其在當(dāng)期將反而增加儲蓄而降低消費(fèi)。因此，表2中第5列將樣本局限在持有二套或二套以上的家庭，回歸結(jié)果顯示住房價格的估計系數(shù)明顯增大，說明住房價格上漲對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用確實(shí)在多套房樣本家庭中更強(qiáng)。

控制變量中，我們發(fā)現(xiàn)受教育水平越高的家庭，其消費(fèi)支出也更多，說明高學(xué)歷群體的家庭更注重教育與生活品質(zhì)的追求，從而會有更多的教育支出以及文化品質(zhì)方面的支出。同時，更大規(guī)模的家庭，意味著人口數(shù)較多，相應(yīng)的消費(fèi)支出較大。樣本家庭的平均年齡為51歲左右，屬于中老年組，因此年齡的一階系數(shù)為負(fù)，二階系數(shù)為正，說明隨著年齡的增加，家庭消費(fèi)將逐漸下降，但下降的速度將因政府當(dāng)前一系列社會保障措施的落實(shí)而趨緩。

4.2 家庭債務(wù)的貸款價值比機(jī)制

事實(shí)上，家庭往往面臨著流動性約束效應(yīng)，即家庭的借貸行為總是受到信貸市場的制約，家庭并不總是能獲得自己需求水平的信貸規(guī)模。Gorbachev［25］指出，相較于不受流動性約束的家庭而言，受流動性約束的家庭，資產(chǎn)價格變動對其消費(fèi)的沖擊更強(qiáng)。根據(jù)我國的現(xiàn)實(shí)國情，家庭部門的債務(wù)主要由住房抵押貸款構(gòu)成，而諸如汽車等可耐品也可通過其所具有的擔(dān)保功能來獲得消費(fèi)信貸。即抵押品所具有的抵押機(jī)制，使得家庭負(fù)債規(guī)模與流動性約束正相關(guān)。具體地，房價上漲時，家庭債務(wù)規(guī)?？赡芡教岣?，家庭債務(wù)逼近于抵押物價值，進(jìn)而家庭面臨的流動性約束增強(qiáng)；房價下跌時，家庭債務(wù)規(guī)?？赡芟陆?，家庭債務(wù)將遠(yuǎn)離抵押物價值，進(jìn)而家庭面臨的流動性約束減弱。這說明，家庭負(fù)債的變動將內(nèi)生地引發(fā)流動性約束的變動，進(jìn)而通過流動性約束效應(yīng)影響住房價格與居民消費(fèi)間的關(guān)系?；诖?，我們以貸款價值比測度家庭債務(wù)流動性約束效應(yīng)的大小，并構(gòu)造了兩個貸款價值比指標(biāo)：一是廣義的貸款價值比，以家庭債務(wù)總額與住房總市值的比率衡量；一是狹義的貸款價值比，僅以住房抵押貸款與住房總市值的比率衡量?；貧w結(jié)果見表3。

表3中第1-7列均是面板隨機(jī)效應(yīng)回歸的結(jié)果。表3中第2列的Panel A 和Panel B 的回歸結(jié)果顯示，從全樣本的角度來看，無論是廣義貸款價值比還是狹義貸款價值比，其均將顯著促進(jìn)消費(fèi)，且貸款價值比的加入，使得房價前的估計系數(shù)變大，說明貸款價值比的存在將顯著增強(qiáng)住房價格對居民消費(fèi)的影響；其次，表3中第3列的Panel A 和Panel B的結(jié)果顯示，貸款價值比二次項的系數(shù)顯著為負(fù)，說明貸款價值比對居民消費(fèi)存在非線性的影響。以廣義貸款價值比為例，當(dāng)貸款價值比小于1.38時，貸款價值比將依然促進(jìn)居民消費(fèi)；但超過1.38以后，其將抑制居民消費(fèi)的增加。此外，進(jìn)一步將樣本細(xì)分為有房家庭和無房家庭分別進(jìn)行回歸后，貸款價值比對有房家庭消費(fèi)的影響類似于全樣本，但對于無房家庭而言，系數(shù)不再顯著，但貸款價值比估計系數(shù)依然保持類似的符號，較好地驗證了第二部分理論框架中提出的命題1和命題2。

表3 住房價格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)：貸款價值比機(jī)制

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01；括號內(nèi)為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；此處控制變量同表2。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為驗證表2中基準(zhǔn)回歸結(jié)論是否穩(wěn)健，我們將家庭總消費(fèi)支出依次按照用途、類別與地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，以此進(jìn)一步考察住房價格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)間的關(guān)系。

表4 消費(fèi)支出與住房價格、家庭債務(wù)：八大類子消費(fèi)

首先，依據(jù)國家統(tǒng)計局的分類標(biāo)準(zhǔn)，將家庭總消費(fèi)支出細(xì)分為八大類并依次進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸。表4中第1-8列的回歸結(jié)果顯示：（1）除食物、衣著這兩類消費(fèi)支出外，家庭債務(wù)對其余六項消費(fèi)支出均具有顯著的正向影響，杠桿效應(yīng)明顯；這也與經(jīng)濟(jì)直覺相一致，因為食物、衣著作為基本的生活需求，家庭很少借助負(fù)債增加這兩類的支出；相反而是更傾向于將債務(wù)用于居住等耐用品的支出上。（2）除醫(yī)療保健類消費(fèi)支出外，住房價格對余下七項消費(fèi)支出均具有顯著的正向促進(jìn)作用，財富效應(yīng)明顯。

其次，將家庭總消費(fèi)支出按照用途細(xì)分為耐用品消費(fèi)支出與非耐用品消費(fèi)支出，并依次進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸。表5中第1-2列的結(jié)果顯示，家庭債務(wù)均顯著促進(jìn)兩類別的消費(fèi)支出，作用力度相當(dāng)；而住房價格對耐用品消費(fèi)的作用力度與非耐用品消費(fèi)。住房價格每提高1個百分點(diǎn)將帶來0.15個百分點(diǎn)的耐用品消費(fèi)支出。對此可能的解釋是，耐用品多數(shù)是一些使用年限較長的物品，且單價較高，如汽車、洗衣機(jī)、音響設(shè)備等，由此導(dǎo)致住房增值的絕大部分用于購買耐用品，相應(yīng)地，對消費(fèi)支出的促進(jìn)作用較大；而非耐用品的單位價值較低，一般所需資金支出小，對消費(fèi)的刺激力度較為有限。

最后，考慮到地區(qū)間因自然資源、地理區(qū)位以及相關(guān)政府政策支持力度的不同［26，27］，住房價格與家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的影響必然存在較大差異。因此，本文按照東部、中部、西部、東北部四個區(qū)域分別進(jìn)行分析，計量結(jié)果見表5的第3-6列。依次將東部、中部、西部、東北部的消費(fèi)支出對家庭債務(wù)與住房價格進(jìn)行面板隨機(jī)效應(yīng)回歸。表5中第3-6列的回歸結(jié)果顯示：第一，家庭債務(wù)將顯著促進(jìn)這四個區(qū)域的居民消費(fèi)，但相較于其他東部和東北部區(qū)域，西部和中部地區(qū)的家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的影響程度更大。對此可能的解釋是，東部和東北部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)水平較高，金融體系相對完善，居民融資渠道多樣化，因此家庭債務(wù)增加對該區(qū)域居民消費(fèi)的增加相對較為有限，而對于中西部這些欠發(fā)達(dá)地區(qū)而言，家庭債務(wù)的增加更能發(fā)揮資源配置的功能并由此帶來消費(fèi)更大的增長；第二，房價明顯促進(jìn)中部地區(qū)的消費(fèi)增長，且作用力度高于東部、西部、東北部，這與當(dāng)前東部地區(qū)房價上漲過快接近飽和，而中部地區(qū)房價后續(xù)繼而上漲的現(xiàn)實(shí)背景相一致［28］。表5的回歸結(jié)果說明本文的模型是穩(wěn)健的、可靠的。

表4、表5的結(jié)果表明，將家庭消費(fèi)支出依據(jù)用途、類別與地區(qū)三個角度的分析依然顯示：住房價格將顯著促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，財富效應(yīng)顯著；家庭債務(wù)積極促進(jìn)居民消費(fèi)的增加，杠桿效應(yīng)明顯。與表2的基準(zhǔn)分析的回歸結(jié)論相一致，表明上述計量模型設(shè)定正確，實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

表5 住房價格、家庭債務(wù)與居民消費(fèi)：分消費(fèi)用途與分區(qū)域

4.4 內(nèi)生性討論

首先，為克服表2基準(zhǔn)模型的估計可能存在的某些無法觀測變量的影響，我們借助面板固定效應(yīng)再次進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6的第1-3列?？梢园l(fā)現(xiàn)，住房價格依然顯著促進(jìn)全樣本居民、有房家庭的消費(fèi)，但將顯著抑制無房家庭的消費(fèi)；家庭債務(wù)對全樣本家庭、有房家庭的消費(fèi)的影響顯著為正，對無房家庭的影響盡管也為正，但不顯著。這與表2基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致。

另一方面，當(dāng)家庭消費(fèi)支出增加時，家庭更可能出現(xiàn)入不敷出的情形，提高家庭負(fù)債的概率。家庭消費(fèi)支出與家庭債務(wù)間的這種反向因果關(guān)系，也可能造成表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果的有偏，干擾了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性?？紤]到工具變量回歸能兼顧因果關(guān)系與遺漏變量造成的內(nèi)生性，因此本文選用工具變量對模型中可能存在的內(nèi)生性予以解釋。構(gòu)造“社區(qū)中其他家庭的平均負(fù)債率”作為本文中家庭債務(wù)的工具變量。表6中的第4-5列的結(jié)果顯示，采用工具變量回歸后，第一階段回歸中，工具變量前的系數(shù)統(tǒng)計顯著為正，第一階段回歸的F統(tǒng)計量為37.33，顯著大于10，通過了弱工具變量檢驗，說明了所選擇的工具變量有效。第二階段的估計結(jié)果顯示，即使考慮了內(nèi)生性問題，住房價格對居民消費(fèi)的財富效應(yīng)依然顯著，家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的杠桿效應(yīng)依然顯著，再次說明了表2回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 家庭消費(fèi)與住房價格、家庭債務(wù)：工具變量回歸

5 結(jié)語

本文首先從理論上分別對有房家庭和無房家庭構(gòu)建了考慮貸款價值比的消費(fèi)決定模型，然后基于2010、2012、2014三年的家庭面板調(diào)查數(shù)據(jù)，詳細(xì)考察了房價上漲、家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的作用及貸款價值比相應(yīng)的作用機(jī)制。估計結(jié)果表明：第一，住房價格將顯著促進(jìn)有房家庭的消費(fèi)，而抑制無房家庭的消費(fèi)；第二，無論是有房家庭還是無房家庭，家庭債務(wù)對居民消費(fèi)均表現(xiàn)出顯著的杠桿效應(yīng)，擠出效應(yīng)不顯著；貸款價值比對有房家庭和無房家庭均存在顯著的門檻效應(yīng)，即當(dāng)貸款價值比達(dá)到一定規(guī)模時，貸款價值比將阻礙消費(fèi)的增長。第三，住房價格對居民消費(fèi)的財富效應(yīng)將部分借助家庭債務(wù)進(jìn)行傳導(dǎo)，且貸款價值比的存在將放大住房價格這一正向作用?；诖耍覀冇腥缦抡呓ㄗh：

（1）家庭債務(wù)已成為影響居民消費(fèi)的重要因素之一。但需警惕的是，盡管家庭負(fù)債能彌補(bǔ)支大于收的缺口，但當(dāng)負(fù)債水平過高時，高額的債務(wù)剛性償還將擠占家庭的消費(fèi)支出，此時負(fù)債水平的累積反而阻礙居民消費(fèi)的增加。

（2）居民消費(fèi)、家庭債務(wù)與住房價格同向變動，因此政府在控制住房價格上漲的同時勢必犧牲了部分住房價格的財富效應(yīng)，阻礙了消費(fèi)的增長，應(yīng)推行差異化的住房調(diào)控政策。

（3）實(shí)施區(qū)別化的信貸政策，將信貸資金合理地配置在房市與消費(fèi)領(lǐng)域，才能在保持住房價格平穩(wěn)增長的同時，發(fā)揮家庭債務(wù)對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，最終實(shí)現(xiàn)住房價格穩(wěn)定與居民消費(fèi)平穩(wěn)增長的雙目標(biāo)。