王沈南，顏 迪，朱 鶴

（1.北京工商大學 國際經管學院，北京 100048；2.北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京 100875；3.中國金融四十人論壇 研究部，北京 100044）

一、問題的提出

20 世紀90 年代以來，隨著我國城市化進程和房地產市場化改革的深入推進，居民住房投資需求日益旺盛。中國家庭金融調查（CHFS）數據顯示，截至2019 年，中國居民房地產投資占全部資產配置的比重超過七成，住房已成為中國居民資產配置的核心構成。宏觀層面，房地產投資在“投資驅動型”經濟中扮演著重要角色，是拉動經濟增長的重要引擎。2008 年金融危機以來，隨著信貸市場的加速擴張，居民購房需求被進一步釋放，房地產市場持續(xù)繁榮，但也引發(fā)了居民部門“加杠桿”速度過快等問題[1]。據中國人民銀行發(fā)布的《金融機構信貸收支表》《貨幣政策執(zhí)行報告》顯示，截至2020 年，中國居民部門中長期消費貸款已經高達40.8 萬億，占到全部居民負債總額的六成以上。而在所有中長期消費貸款中，住房抵押貸款（34.5 萬億）的份額接近85%。

針對不斷上升的宏觀債務風險，中央政府于2015 年起實施了供給側結構性改革，“去杠桿”成為“三去一降一補”的關鍵。但該政策始終將政府部門和企業(yè)部門作為發(fā)力重點，針對居民部門卻未見實質性動作。一個重要的原因在于，相對于發(fā)達國家，中國居民部門整體的債務率①根據作者團隊的測算，2019 年中國居民部門資產負債率僅為11.7%。從住房視角來看，住房貸款占住房資產的比重更低，約為10.9%。并不高，債務風險高度可控。然而，這僅僅是“存量”層面的風險評估。如果從“流量”視角審視，住房貸款的快速攀升帶來償本付息支出的快速上升，使居民面臨越來越大的“入不敷出”壓力。朱鶴等[2]指出，2016—2019 年，居民每年的償債支出均保持1 萬億元以上的增量。2019 年，新增的償本付息支出達到1.12 萬億元，幾乎與新增的購房支出（1.3萬億元）劃等號?！傲髁俊眽毫ο?，居民將不得不降低消費或減少購房，這將會在中長期抑制總需求并間接影響到居民收入的持續(xù)改善。從這個意義上說，探討住房貸款影響居民消費的微觀機制是理解我國居民信貸驅動整個宏觀經濟運行的“關鍵窗口”。黨的十九屆五中全會強調，“要加快構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”，消費驅動型經濟是構建“雙循環(huán)”格局的關鍵。因此，系統(tǒng)地分析中長期負債對居民消費的影響具有重要的政策含義。

事實上，居民信貸對消費的影響一直都是學術界的熱點話題。理論方面，永久收入假說[3]20-37和流動性約束理論[4]為探討居民信貸與消費之間的關系奠定了學理基礎，信貸市場被認為有助于緩解流動性約束，是消費擴容的重要助力。然而，上述理論主要用于闡釋短期信貸工具對消費的影響機制。吳錕等[5]利用經驗證據證實，短期信貸工具確實能夠通過“緩解流動性約束”拉動居民消費。鑒于此，尹志超等[6]深刻指出，普惠金融、金融科技的發(fā)展有助于提高居民的信貸可得性，對消費擴容意義重大。本文聚焦住房抵押貸款這類典型的中長期信貸對居民消費的影響。針對該問題，國內外學術界發(fā)現了房奴效應[7]、擠出效應[8]、抵押效應[9]等現象。機制方面，一些文獻將中長期信貸對居民消費的影響區(qū)分為直接效應和間接效應兩類[10]。其中，直接效應就是負債對消費的直接沖擊，主要表現為“償本付息”支出對消費的擠出。而Mian 等[11]構建的異質性杠桿率模型，則深刻揭示了居民負債對消費的間接影響。沿著該思路，Baker[12]進一步發(fā)現，杠桿率的差異還會影響居民消費對于收入沖擊的敏感性。同時，尹志超等[13]從住房貸款的“資產端”考察了其對居民消費的間接影響，房屋資產價值變動對消費的影響通常被界定為財富效應②另有一些文獻將其定義為資產效應。。此外，宋明月等[14]還對比了不同類型居民信貸對消費影響的差異性。

上述文獻為本文的研究提供了有益的借鑒，但通過文獻回顧不難發(fā)現，盡管現有文獻從居民“資產負債表”的不同細節(jié)著手，對居民信貸影響消費的效應、機制進行了豐富的探索，但缺乏對“資產負債表”整體性、系統(tǒng)性的審視。不僅如此，國內文獻從“存量”層面對上述問題的討論較多，缺少“流量”層面的深入分析。周利[9]較早地關注到“資產負債表”統(tǒng)一視角，將房價對城鎮(zhèn)居民消費的影響分解成財富效應和信貸效應。研究發(fā)現，“資產負債表”效應是對有房家庭財富效應或無房家庭負向信貸效應③對有房家庭，高房價對居民消費具有促進效果，作者將其定義為“財富效應”；對于無房家庭，高房價對居民消費具有抑制效果，作者將其定義為“信貸效應”。的一種緩釋。周利等[15]進一步拓展了上述研究，識別了家庭負債對財富效應的傳導機制。

本文與周利[9]的研究擁有相似的出發(fā)點，但存在明確的區(qū)別：首先，本文不太關注房價上漲條件下居民資產負債表擴張對消費的拉動效果，而是聚焦資金流量表惡化對消費的抑制作用，選擇這一視角是基于對2016 年前后中國居民部門資金流量表結構性變化的深度觀察④朱鶴、王沈南（2021）在《流量視角下的居民債務》一文中，構建了中國居民部門資金流量表，初步找到了居民部門債務迅速擴張與消費降速在宏觀層面的關聯(lián)。，更貼近中國宏觀經濟現實。其次，與資產負債表衰退理論的核心背景（資產價格暴跌造成“資不抵債”）不同，本文更加關注資金流量表惡化帶來的“入不敷出”影響，并給出全新的邏輯解釋，是對現有經典理論的有益補充。再次，本文構建了同時包含“存量”和“流量”效應的實證分析框架，界定了兩個維度相對合理的代理變量，準確剝離了住房貸款影響居民消費的兩種截然不同的效應，這也是本文最重要的邊際貢獻。最后，本文考察了住房貸款在不同稟賦家庭影響居民消費的異質性，實現了從簡單宏觀沖擊（整體居民部門）到復雜微觀影響（異質性居民家庭）的延伸。

二、理論分析與假設提出

（一）“存量”層面的間接效應

Ando 等[16]較早地給出了居民絕對消費水平的方程式，明確了居民消費與居民收入、預期收入和家庭財富的正相關關系。在此基礎上，生命周期假說進一步指出，穩(wěn)態(tài)條件下，居民消費增速與資產收益（相對于貼現因子）水平正相關。上述經典理論綜合表明，居民消費（增速）與家庭資產稟賦（財富增值能力）關系密切。住房信貸是伴隨著居民購房行為而產生的。從長期來看，受房價影響，房屋資產的公允價值會發(fā)生變動，這將對居民消費造成影響，本文將這種財富效應視為住房貸款影響消費的間接效應。

Mian 等[11]、Guerrieri 等[17]等利用工具變量方法，估算了房屋資產的財富效應彈性，結果顯示財富效應雖然顯著存在，但水平非常有限（不超過0.07）。同時，異質性檢驗發(fā)現，財富效應在貧困家庭或高負債家庭中更加明顯。Mian 等[18]還討論了由于房地產價值上升影響消費的全新渠道——信貸渠道，即房屋增值能帶來抵押品的價值提升，有助于家庭信貸擴張。隨著信貸資金不斷增多，居民消費會受到進一步刺激。并且，這種效果在信用程度較差或較為年輕的家庭中更加明顯。Berger 等[19]通過構建理論模型，較為系統(tǒng)地將收入不確定性、租賃市場、抵押貸款和住房成本納入其中，研究發(fā)現在不同類型家庭中，財富效應具有明顯的異質性。因此，在房價上漲時，有房者的消費提升效果和無房者的消費下降效果相互抵消，導致居民總消費對房價的敏感性大大降低[20]。張五六等[21]、王彥偉[22]指出，金融資產雖然具有財富效應，但與房屋資產相比，后者的財富效應更大。

中國房地產市場的財富效應與國外經驗有所不同：一方面，中國居民購房更多是為了滿足剛性需求[23]，房屋資產受特定文化、習俗的影響，具有明顯的居住屬性。另一方面，中國的房屋抵押市場發(fā)展滯后，由房屋價值提升帶來的抵押品效應難以實現[24]。因此，財富效應的邏輯基礎與國外存在天然差別。即便如此，房價上漲所引發(fā)的“標的物價值提升”現象是客觀存在的，它至少將使居民更敢于消費，邊際消費傾向或有所增強。同時，還需要注意的是，房地產在中國家庭資產配置中的份額遠遠高于金融資產，除了“剛需”因素的驅動外，還受到了金融產品供給不足的影響。長期以來，中國金融市場發(fā)展滯后，資本市場秩序有待提升，客觀上造成居民難以將財富有效配置于穩(wěn)健的“長期投資工具”中[25]。在這樣的制度背景下，隨著房地產市場的繁榮，房地產投資對金融投資的“替代”作用越來越大。這個市場雖然投資門檻較高，但并不太需要高度專業(yè)化的知識，這也是大中城市房地產市場持續(xù)火爆的重要原因。就投資屬性而言，房價上漲等同于金融資產投資收益率的提升，這對居民消費具有更為直接的拉動效果。鑒于此，本文提出如下研究假設：

假設1：住房資產價值的提升會促進居民消費，即存在財富效應。

假設2：相對于“剛需”（一套房）家庭，住房資產的財富效應在“投資”（多套房）家庭中表現得更為明顯。

（二）“流量”層面的直接效應

貸款購房行為帶來了家庭資產負債表的深刻變化，將廣義金融資產轉變?yōu)榉课輧糍Y產。這種資產結構的變動會持續(xù)影響居民的“資金流量表”，進而對消費產生更為直接的沖擊。Garriga 等[26]構建了一個異質性代理模型，發(fā)現房價下跌導致的資產減值和流動性惡化，通過組成和深度不同的資產負債表傳導到消費，是理解房價泡沫破裂對消費溢出影響的關鍵，這其中便暗含了本文的重要思想。在朱鶴等[2]構建的“資金流量表”中，與貸款購房行為相關的項目包括新增房貸（流入項）、購房支出、償本付息（流出項）。其中，新增貸款、購房支出只會影響當期的資金流量表，在居民微觀層面更多地體現為一種“量入為出”式的平衡，而償本付息則會產生持續(xù)的資金“流出”，對消費的沖擊是持久的。與短期信貸工具緩解流動性約束、實現消費跨期平滑的機制不同：一方面，住房貸款并不直接用于居民消費，不具備“消費平滑”屬性，它更接近于“收入（儲蓄）的平滑（前移）”，因此自然會對未來消費造成擠壓；另一方面，住房貸款需要在較長的周期內償本付息，無法像短期消費信貸一樣通過展期來不斷延遲本金支付①例如，很多消費貸合約只需要在年度支付利息，年末象征性地支付所有本金。但第二天便可以繼續(xù)循環(huán)提取本金。若能持續(xù)展期，短期信貸便相當于僅需要支付利率的中長期貸款。，且貸款利率也相對更高，在相當長的一段時間內會給購房家庭帶來“剛性支出”壓力。因此，住房抵押貸款對消費會構成長期的抑制作用。

對于“剛需”家庭，貸款買房行為具有生命周期式的理性規(guī)劃特征。購房之前，居民家庭會持續(xù)進行計劃式儲蓄；購房之后，居民家庭會持續(xù)償本付息。一類主流觀點認為，購房前后的計劃式儲蓄和償本付息都會對消費產生擠壓，且擠壓動力在購房前后實現了從“儲蓄傾向”向“還貸傾向”的轉變。理性預期下，貸款購房并不會引起消費趨勢的變化。但本文認為，這類觀點存在一定的局限性：首先，償本付息是“剛性”支出，屬于流出端的“硬約束”；而計劃式儲蓄并不是“剛性”的，屬于流出端的“軟約束”。因此，償本付息對消費的擠壓一般會明顯高于計劃式儲蓄。其次，房屋總價值高，居民購房需求會受到學區(qū)、位置、交通等多種因素的綜合影響，具有鮮明的個性化特征。為了購買心儀的住房，很多居民的實際購房支出最終都會超出之前的計劃，導致超額借貸。此時，在“剛性”支出約束下，償本付息對消費的“擠壓”會更加明顯。最后，受特定文化的影響，中國居民對于負債行為普遍具有排斥情緒。一旦背負高額負債，居民會有較強的動機來進行超額儲蓄②辜朝明在《大衰退》一書中指出，20 世紀90 年代日本企業(yè)主在面對企業(yè)資產負債表衰退時，以“債務最小化”的目標替代了“利潤最大化”目標，這是理解日本“失去的十年”的關鍵。這一思想同樣適用于具有相似文化特征的中國。，提高償債能力，穩(wěn)定金融資產負債表。此時，“剛需”家庭在背負償本付息壓力的同時，可能激發(fā)出更大的“儲蓄傾向”，爭取提前還貸，結束負債人生。此時，儲蓄和支出兩種效應疊加，將會更大程度地擠壓消費。就現實情況而言，居民部門住房信貸在2016 年后出現了超過趨勢線水平的“超額”增速，這主要是貨幣化棚改帶來的“外生性”信貸沖擊的結果。該現象也充分說明居民的購房行為與政策關聯(lián)緊密，理性預期成分并不足。

對于“投資”家庭，房地產在一定程度上替代了金融產品，可以將其大致視為流動性較差的金融資產。盡管住房投資幾乎不會創(chuàng)造高額現金流入③中國的租售比遠遠高于其他國家，即便將房屋出租也只能獲得少量的租金流入，遠遠低于將資金配置于金融資產的現金流創(chuàng)造。，但相對“剛需”家庭而言住房投資更容易變現，使得“投資”家庭的房屋資產增值更具有金融投資收益屬性。此時，“資產負債表”的改善會更顯著地抵消“資金流量表”惡化帶來的沖擊，弱化住房貸款在中長期帶來的消費抑制?；诖?，本文提出如下研究假設：

假設3：住房貸款會提升居民的“剛性”償債壓力，對居民消費產生抑制影響。

假設4：相對于“投資”（多套房）家庭，住房貸款對消費的抑制效應在“剛需”（一套房）家庭中更為明顯。

需要注意的是，在貨幣寬松時期，房地產市場往往表現活躍，而一旦加強管制，購房需求又會明顯減少。2016 年，中央經濟工作會議首次提出，“房子是用來住的，不是用來炒的”。2017 年以來，房地產市場實施了嚴格的調控措施，直至2022 年依然將“房住不炒”寫進政府工作報告。在這樣的政策環(huán)境下，資產端的財富效應幾乎不會呈現，而負債端的擠出效應或將成為抑制居民消費的主因。因此，本文更加關注假設3 和假設4的論證。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文使用的數據來自2012—2018 年北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）的“中國家庭追蹤調查”（CFPS）數據庫。CFPS 旨在通過追蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數據，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷。本文使用的家庭資產、負債、收入和消費數據均來自CFPS 生成的綜合變量。戶主根據問卷中重大事件決策者或財務管理人來確定。本文只保留戶主年齡為18 歲及以上的家庭。為了提高研究結論的穩(wěn)健性，同時選取CHFS2013—2017 年樣本進行檢驗。由于農村地區(qū)消費和住房與城鎮(zhèn)地區(qū)存在很大區(qū)別，僅保留城鎮(zhèn)地區(qū)樣本進行實證分析。此外，由于無房家庭并不會產生住房貸款，本文僅采用有房家庭進行回歸分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量

家庭消費支出是本文的被解釋變量。具體選取家庭年度消費支出總額和不同類型的消費支出額度兩個指標。其中，分類項目支出包括食品、衣著、住居（房租、水電、物業(yè)住房維修等，不包括房貸）、交通通信、生活用品及服務、醫(yī)療保健、文教娛樂和其他用品及服務等八大類，具體取值等于對應項目的消費支出加1 取對數。

2.解釋變量

為精確識別“存量”和“流量”端帶來的直接或間接影響，本文采用住房資產價值和住房貸款規(guī)模作為核心解釋變量。其中，住房資產價值選取實際值，并做對數化處理。住房貸款規(guī)模選取滯后1期的房貸實際值，并做對數化處理。之所以對住房貸款變量取滯后1 期，主要考慮到該變量在問卷中反映了調查當年的情況，而消費則是過去1 年的情況，滯后1 期更加合理。并且，滯后1 期變量也更能反映出住房貸款對消費的中長期影響。同時，為了更好地識別“存量”層面的財富效應，本文進一步控制了金融資產價值，取實際值并做對數化處理。此外，為了更好地識別“流量”層面的效應，進一步控制了現金類資產占金融資產比重、證券類資產占金融資產比重兩個變量。其中，現金類資產包括現金和存款，證券類資產包括股票、債券、基金、金融衍生品和其他金融產品，用兩類資產的金額分別除以總金融資產得到各自的比重。控制這兩個變量的基本邏輯是，不同金融資產類別的現金流創(chuàng)造能力不同。因此，不同家庭的金融資產結構會帶來“資金流量表”流入能力的異質性。當然，本文還控制了影響居民消費最重要的變量——居民收入。具體而言，以家庭純收入進行度量，包括工資性收入、生產經營凈收入、家庭財產凈收入、轉移凈收入四大部分，具體取值等于家庭純收入加1 取對數。

3.控制變量

參照已有文獻的常規(guī)做法[27-28]，本文對研究對象的戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征進行控制，包括戶主年齡及年齡的平方、戶主健康狀況、戶主受教育程度、戶主是否有醫(yī)保、家庭規(guī)模、家中掙錢人數、家中住房情況、少兒人口比、老年人口比、省份和年份虛擬變量。其中，戶主健康狀況為自評得分，取值1—5，1 分表示非常不健康，5 分表示非常健康；少兒人口比根據家中0—14 歲人口占家庭總人口的比重得到；老年人口比根據家中65 歲及以上人口占家庭總人口的比重得到。此外，為了便于回歸處理，本文把家中房屋情況處理為一套房和兩套及以上兩類虛擬變量；把戶主受教育程度處理為文盲/半文盲、小學、初中、高中和大學及以上5 類虛擬變量，其中大學及以上包括大專、本科、碩士和博士，高中包括高中/中專/技校/職高。在回歸時，僅控制后4 類虛擬變量。具體變量的描述性統(tǒng)計情況見表1，根據物價指數，本文還將消費、收入、資產、負債和房價變量調整為2011 年物價水平。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

（三）實證模型設定

本文同時界定了“存量”和“流量”意義上的代理變量，將不同效應的估計更好地統(tǒng)一起來，并考察了不同時間、樣本、收入和家庭資產負債狀況等的異質性影響。具體而言，構建如下計量模型：

其中，C 代表家庭消費支出；Income 代表家庭純收入；HA 代表家庭房屋資產價值；FA 代表家庭金融資產價值；HL 代表家庭住房貸款余額；X 代表影響家庭消費的其他控制變量?；贖ausman檢驗的結果，本文選用固定效應模型來進行參數系數估計①由于篇幅所限，不再具體披露Hausman 檢驗的回歸結果，留存?zhèn)渌?。?/p>

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2 報告了基準模型的回歸結果，其中第（1）—（4）列僅控制了核心變量，第（5）—（8）列控制了全部變量。

表2 住房抵押貸款對消費的影響：基于CFPS2012—2018 年

“存量”效應方面：在第（1）列中，全樣本回歸結果顯示，住房資產價值對家庭消費的影響為正，并且在1%的水平下顯著，說明住房資產確實具有財富效應，假設1 初步得到了驗證。與此同時，在控制住房資產的影響后，金融資產也能正向影響家庭消費，并且在1%的水平下顯著，說明金融資產同樣具有財富效應。在第（2）—（3）列中，住房資產價值對于擁有一套房和多套房家庭的消費均具有顯著的正向影響，且第（4）列的結果進一步顯示，住房資產的財富效應在多套房家庭中更加顯著。至此，假設2 初步得到了驗證。在第（5）—（8）列中，當進一步控制了家庭特征變量后，主要研究結論保持不變。

“流量”效應方面：在第（1）列中，全樣本回歸結果顯示，滯后1 期的家庭住房貸款對家庭消費具有負向影響，并且在1%的水平下顯著，說明住房抵押貸款會對居民消費產生長期負面影響。至此，假設3 初步得到了驗證。在第（2）—（3）列中，滯后1 期的家庭住房貸款對擁有1 套房家庭的消費具有顯著的負向影響，而對于擁有兩套及以上房屋家庭消費的影響并不顯著。上述結果說明，住房貸款的擠出效應更主要地體現在“剛需”家庭中。至此，假設4 初步得到了驗證。同時，金融資產結構的影響方面，現金類資產占比在1%的水平下顯著負向影響消費，證券類資產占比的影響并不顯著。這意味著，家庭持有現金的比例越大，消費水平越低，這與“流動性偏好”理論的解釋具有一致性。在第（5）—（8）列中，當進一步控制家庭特征變量后，主要研究結論保持不變。

（二）內生性處理

家庭金融實證研究普遍面臨內生性困擾。就本文所分析的問題而言，房屋資產價值可能與居民消費存在“反向因果”關系，即家庭減少當期消費是為了滿足儲蓄偏好，購買合適的住房，而購房計劃又會對房屋價值產生關鍵性影響。此外，模型設定也可能存在遺漏變量問題，導致房屋資產與殘差項相關，引發(fā)內生性。為了規(guī)避上述問題，本文以區(qū)縣層面房價作為房屋資產價值的工具變量。一方面，區(qū)縣層面房價與家庭房屋資產價值存在相關性，并且它不直接影響居民消費，僅通過影響家庭房屋資產增值來影響居民消費。因此，工具變量的選取滿足相關性和外生性要求。在區(qū)縣層面房價的計算方面，根據每個家庭的住房資產除以相應住房的建筑面積得到家庭住房價格，再根據家戶所在區(qū)縣進行平均，得到區(qū)縣層面的住房價格。同時，就住房貸款對消費的影響而言，選取滯后1 期變量進行回歸本身就有效避免了“反向因果”問題，即未來消費不會影響當期的信貸決策。并且，本文盡可能多地拆分出家庭資產負債表維度的關鍵變量，這也在一定程度上避免了遺漏變量帶來的內生性干擾。因此，除選取區(qū)縣層面房價工具變量進行兩階段最小二乘法回歸以外，不再進行其他內生性處理，具體回歸結果見表3。在內生性處理后，可以發(fā)現：住房資產的財富效應變得更大，也更加顯著。滯后期住房貸款的擠出效應略有變小，且顯著性水平略有下降。這說明，忽略內生性問題會造成財富效應低估、擠出效應高估，但主要研究結論并沒有發(fā)生根本性改變，這說明基準回歸的研究結論是可靠的。

表3 住房抵押貸款對消費的影響：內生性處理

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.核心變量選取家庭人均指標替代加總指標

由于家庭規(guī)模以及家庭結構存在天然差異性，家庭層面加總指標的經濟含義與人均層面指標的含義有所不同。為了增強回歸結果的穩(wěn)健性，本文對核心變量采用家庭人均層面的指標進行度量，再次進行基準回歸。從表4 中不難發(fā)現，與表2 的實證結果相比，核心解釋變量的影響符號和顯著性水平均未發(fā)生變化，這說明本文的研究結論在家庭人均層面同樣成立。

表4 住房抵押貸款對消費的影響：家庭人均層面指標

2.替換調查樣本：基于CHFS2013—2017 年數據的實證分析

為了進一步確保實證結論的普遍適用性，本文同時利用西南財經大學CHFS2013 年、2015 年和2017 年問卷組成的面板數據進行了回歸分析。變量處理和賦值方法與基準回歸完全保持一致。表5 顯示了該穩(wěn)健性檢驗的回歸結果。可以看出，有房家庭、一套房、兩套及以上住房家庭的回歸結果與基準回歸結果基本保持一致，住房貸款滯后1 期對于當期有房家庭以及擁有一套房家庭的消費均有顯著負向影響。總的來說，在更換了相近時間的研究樣本后，核心實證結論依然保持一致，說明本文的研究結論具有穩(wěn)健性。

表5 住房抵押貸款對消費的影響：基于CHFS2013—2017 年

3.調整樣本的時間區(qū)間：基于CFPS2014—2018 年數據的實證分析

朱鶴等[2]研究發(fā)現，我國居民部門的資金流量表在2016 年前后發(fā)生了結構性改變。同時，受貨幣化棚改政策的影響，我國三、四線城市房地產“去庫存”明顯，房價呈現上升趨勢。此外，中國居民家庭的中長期負債水平也在2014—2018 年間偏離歷史平均趨勢水平，即“加杠桿”趨勢明顯。這意味著，2014—2018 年間，有更多中國家庭的資產負債表情況發(fā)生了結構性轉變，而恰好消費降速也從2016 年以后開始呈現。為了更好地捕捉上述時期中國居民家庭外生性負債增速提升對消費的影響，本文采用CFPS2014 年、2016 年和2018年組成的面板數據進行基準回歸。

研究發(fā)現，基于CFPS2014—2018 年數據的回歸結果與基準回歸結果比較接近，且住房貸款滯后1 期對于擁有兩套房及以上的家庭消費也存在顯著負向影響。全新的經驗證據依然能夠支持本文提出的四個重要假設，這說明在“貨幣化棚改+房貸寬松”最活躍的時期，住房抵押貸款對居民消費的影響機制保持不變，本文的研究結論具有穩(wěn)健性。該機制深刻說明，信貸繁榮周期內隨著居民負債的“外生性”增加，居民消費將在中長期持續(xù)面臨剛性“流量”壓力。由于篇幅所限，不再具體披露回歸表格，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（四）異質性分析

1.收入水平的異質性影響

參照Aguiar 等[29]做法，將居民家庭按照人均收入狀況進行五等分，考察收入水平的異質性影響?；貧w結果（見表6）顯示，家庭房屋資產對于低收入組、中等收入組和高收入組的消費具有顯著正向影響；住房抵押貸款滯后，期對中低收入組家庭的消費具有負向影響，且在10%水平下顯著。

表6 住房抵押貸款對消費影響的異質性：不同收入組

2.凈資產的異質性影響

家庭資產負債表的健康性會對消費產生長期影響。為此，參考已有文獻的常用做法，本文具體按照凈資產標準來區(qū)分居民家庭資產負債表的質量。具體而言，對全部家庭的凈資產水平由高到底進行排序，將低于中位數水平的家庭界定為低凈資產組，將高于中位數水平的家庭界定為高凈資產組，分組進行基準回歸，具體回歸結果見表7。結果顯示，家庭住房資產的財富效應在兩類家庭中普遍顯著存在。住房抵押貸款滯后1 期對兩類家庭的消費均具有抑制影響，但在低凈資產家庭中更為顯著。特別地，低凈資產家庭中擠出效應主要體現在擁有一套住房的家庭中。

表7 住房抵押貸款對消費影響的異質性：低凈資產VS 高凈資產

3.消費分項的異質性影響

為進一步檢驗住房貸款對居民不同類型消費支出的影響，本文還將家庭消費支出進一步拆分成八類子項目，表8 報告了消費支出類型異質性的回歸結果，結果顯示：財富效應方面，房屋資產價值對全部8 類消費支出均具有促進作用，但對于衣著和文教娛樂消費的正向影響并不顯著。擠出效應方面，住房抵押貸款滯后1 期對居住、生活用品及服務支出具有1%水平下的顯著負向影響；對于其他用品及服務消費具有正向影響，但并不顯著；對于食品、衣著、交通通信、文教娛樂和醫(yī)療保健消費均具有負向影響，但并不顯著。

表8 住房抵押貸款對消費影響的異質性：不同消費子項目

總體來說，財富效應在全部八類消費中均得以體現，只在少數項目中不夠顯著。擠出效應僅在居住和生活用品及服務支出中存在，但也在大多類型的子項目中客觀存在（卻不顯著）。只有其他用品及服務支出例外。上述結果表明，住房抵押貸款在“資產端”對全部類型的消費支出均呈現出正向影響，在“負債端”主要對居住和生活用品服務支出產生負向影響。

五、研究結論與啟示

近年來，中國居民部門信貸擴張迅速，債務風險不斷積累，引起了社會各界的廣泛關注?？茖W地評估中國居民部門的信貸風險，準確地理解信貸擴張對宏觀經濟的沖擊，是“防范化解重大風險”的客觀要求?；贑FPS2012—2018 年調查問卷，輔助以CHFS2013—2017 年調查問卷，利用合成面板數據實證檢驗了住房貸款對居民家庭消費支出的影響，并識別了財富效應和擠出效應。

研究發(fā)現，“存量”視角下，房屋資產增值對有房家庭的消費支出會產生正向影響，且這種影響在擁有兩套及以上住房家庭中更加顯著。這說明，我國住房資產存在明顯的財富效應。金融資產對消費支出同樣具有促進作用，并且這種作用主要體現在一套房家庭中?！傲髁俊币暯窍拢》抠J款對居民消費支出具有負向影響，且這種影響僅在一套房家庭中顯著。這說明，相比于“投資”家庭，“剛需”家庭的消費更容易受到償本付息“剛性”支出的擠壓。并且，金融資產中現金類和證券類比重越大，消費被擠壓程度越大。在進行內生性處理、更換樣本、更改時間區(qū)間、更換核心變量度量方式的情況下，研究結論依然保持穩(wěn)健。異質性方面，住房貸款對居民消費的擠出效應在中低收入家庭、資產負債表不健康家庭中更為顯著，并且主要擠出了居住、生活用品及服務這兩類消費。

本文的工作充分表明，住房抵押貸款對家庭消費的影響機制較為復雜，主要原因在于住房貸款同時改變了居民資產負債表的“兩端”，引起了“資金流量表”的變化。本文所構建的框架體系能夠較好地同時識別上述影響。盡管本文并未給出上述效應的加總效果，即并未直接地識別住房抵押貸款對消費的總影響①已有大量文獻對總效應進行評估，本文不再做重復工作。，但通過回顧2008 年以來的宏觀經濟數據也不難發(fā)現“端倪”。以住房貸款為代表的中長期消費信貸通過房地產投資拉動了總需求的上升，但房價上漲帶來的財富效應相對有限。即便近年來中國大中城市房價快速上漲，居民總體的消費水平也并未獲得明顯提升。2016年以來，社會零售品銷售總額的增速甚至還一度與可支配收入增速相背離，呈現不斷放大的“剪刀差”。綜上，中國居民住房資產的“存量”效應有所不足。相對而言，“剛性”的償本付息支出成為抑制消費擴容的關鍵力量，也將在中長期對消費和總產出帶來負面沖擊。

合意的信貸規(guī)模應該是使新增信貸對產出的邊際提升效果與產出的實際增速相等。在這種情況下，債務率方可進入穩(wěn)態(tài)。因此，對居民住房抵押貸款規(guī)模的控制必須要考慮房地產投資的效率問題。徐忠等[30]深刻指出，高投資并未形成有效資產是近年來中國經濟潛在產出增速放緩的主要原因。從這個角度來看，如果大量信貸資金持續(xù)配置于房地產市場，使市場過熱，或將不利于從整體上降低居民部門信貸風險。持續(xù)保持旺盛的房地產投資增速，不僅購房支出將不斷提升，償本付息效應也將逐年增大，這會對居民消費部門構成雙重擠壓，消費率水平或將持續(xù)下滑，這對于構建“雙循環(huán)”格局極為不利。

近日，中國人民銀行、銀保監(jiān)會分別召開黨委會議，兩大會議均不同程度地提及房地產市場。中國人民銀行表示，要維護房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展。銀保監(jiān)會則強調，要穩(wěn)地價、穩(wěn)房價、穩(wěn)預期，遏制房地產金融化泡沫化傾向，健全房地產調控長效機制，促進房地產業(yè)穩(wěn)定健康發(fā)展。2022 年政府工作報告依然將“房住不炒”寫入其中。這說明，“中性偏緊”的地產調控方向或將成為常態(tài)，政府可以從供需兩個方面著手共同發(fā)力。需求方面，應采取更加有效的措施抑制房價的過快增長，引導公眾對房地產市場產生合理預期，限制非居住需求導向的投機行為。供給方面，應實行差別化的信貸政策，提高非首套住房和非改善型住房的首付比例。要對貸款人的償還能力、貸款用途和還款方式進行更為嚴格的審核，加大對逾期還款行為的檢測、預警與懲罰，密切關注居民其他中長期消費貸款的真實用途，科學地引導居民家庭的信貸資源合理配置。可通過定向降息、擴大久期等手段降低償債能力較差家庭的本息支出，改善這類居民家庭的“資金流量表”。此外，加大對住房租賃市場的金融支持和規(guī)范，加快形成“租售并舉”的住房制度。當然，房地產也不宜“矯枉過正”，要警惕房地產投資增速的過快下滑對宏觀經濟帶來的長期負面沖擊，防范“治理風險的風險”。