萬(wàn)光彩 陳鑫鑫

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

當(dāng)前，中國(guó)居民杠桿率的變化呈現(xiàn)出兩個(gè)方面的特征：從數(shù)量級(jí)上來(lái)看，居民杠桿率呈現(xiàn)出增速快、水平高的特點(diǎn)，已成為總杠桿率攀升的主要驅(qū)動(dòng)力；從影響因素上來(lái)看，影響居民杠桿率變化的主要因素是房地產(chǎn)貸款額，房?jī)r(jià)不斷上漲一定程度上提高了居民對(duì)房地產(chǎn)的現(xiàn)時(shí)需求，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為對(duì)住房貸款的需求，導(dǎo)致居民債務(wù)不斷增加，最終引發(fā)居民部門杠桿率的過(guò)快上升。不僅如此，房?jī)r(jià)不斷上漲還導(dǎo)致金融風(fēng)險(xiǎn)向銀行機(jī)構(gòu)加速集中。因此，研究房?jī)r(jià)與居民杠桿率的相互影響及其效應(yīng)對(duì)調(diào)控居民杠桿率，降低房地產(chǎn)市場(chǎng)和金融市場(chǎng)的泡沫和風(fēng)險(xiǎn)具有重要的理論和實(shí)踐意義。

關(guān)于房?jī)r(jià)與居民杠桿率關(guān)系的研究主要分為三類。一類是研究房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響。Dynan et al.(2007)認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲提高了美國(guó)家庭債務(wù)，是美國(guó)居民部門杠桿率上升的主要原因之一。易綱(2020)通過(guò)分析中國(guó)各部門資產(chǎn)結(jié)構(gòu)及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)分布發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民部門負(fù)債快速增長(zhǎng)，且居民部門杠桿率較快上升是與個(gè)人住房貸款增長(zhǎng)較快階段相對(duì)應(yīng)的。司登奎等(2019)認(rèn)為中國(guó)房?jī)r(jià)快速增長(zhǎng)的背后是居民杠桿率的顯著攀升，一方面，房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲讓居民部門形成了房?jī)r(jià)“只漲不跌”的心理預(yù)期，從而刺激更多居民舉債購(gòu)房；另一方面，銀行等對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)持有樂觀情緒的金融機(jī)構(gòu)更傾向于向購(gòu)房者提供信貸資金，推動(dòng)了房?jī)r(jià)和居民杠桿率的進(jìn)一步上升。阮健弘等(2020)同樣發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲確實(shí)導(dǎo)致了居民杠桿率的提升，且存在一定的數(shù)量關(guān)系，正向相關(guān)性非常顯著。周廣肅等(2019)則認(rèn)為，總體來(lái)看，房?jī)r(jià)上升導(dǎo)致銀行貸款額上漲，從而抬升居民杠桿率。袁志輝等(2020)認(rèn)為債務(wù)違約和居民杠桿率過(guò)高是金融系統(tǒng)危險(xiǎn)爆發(fā)的重要誘因，而房?jī)r(jià)的快速上漲導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)杠桿更加快速向居民部門集中，居民部門杠桿率不斷攀升，因此抑制房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民杠桿水平的調(diào)控具有立竿見影的效果，長(zhǎng)期來(lái)看有助于中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，防范居民債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

另一類則是研究居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響。Guo et al.(2016)認(rèn)為居民借貸對(duì)中國(guó)房?jī)r(jià)有重要影響，且在不同發(fā)展程度城市的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快的城市房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的反應(yīng)越強(qiáng)，反之則越弱。這與Lamont et al.(1999)根據(jù)美國(guó)家庭數(shù)據(jù)得出的結(jié)論有一定差異。 Lamont et al.(1999)調(diào)查了美國(guó)1984—1994年間44個(gè)城市居民的住房和杠桿率情況，發(fā)現(xiàn)不同居民杠桿率的城市房?jī)r(jià)對(duì)收入的反應(yīng)存在著異質(zhì)性，居民杠桿率越高的城市，房?jī)r(jià)對(duì)收入的沖擊的反應(yīng)越迅速，反之則越緩慢。國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)此也有不同看法，例如陳創(chuàng)練等(2018)認(rèn)為，金融危機(jī)以后，杠桿率與房?jī)r(jià)的關(guān)聯(lián)越來(lái)越緊密，尤其是杠桿率越高對(duì)二者相關(guān)性的放大作用越明顯；緊縮的貨幣政策可以通過(guò)控制信貸杠桿來(lái)降低購(gòu)房需求，最終通過(guò)供需均衡來(lái)降低房?jī)r(jià)。陳健等(2012)認(rèn)為房?jī)r(jià)對(duì)房貸杠桿率的沖擊會(huì)出現(xiàn)顯著正向、免疫和負(fù)向的反應(yīng)，且房貸杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，不同區(qū)域房?jī)r(jià)對(duì)房貸杠桿率的敏感程度不同。劉金全等(2019)基于2007—2017年月度數(shù)據(jù)，認(rèn)為居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)有一定正向效應(yīng)，只是程度非常低，房?jī)r(jià)對(duì)自身的沖擊反應(yīng)更為強(qiáng)烈，存在著慣性，具有金融加速器機(jī)制的正反饋效應(yīng)。

還有一類是研究房?jī)r(jià)與杠桿率的相互關(guān)系。賈慶英等(2016)基于27個(gè)國(guó)家、21年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用GMM估計(jì)研究房?jī)r(jià)、貨幣政策以及經(jīng)濟(jì)杠桿率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)具有慣性，對(duì)自身和經(jīng)濟(jì)杠桿都具有正向沖擊，從而導(dǎo)致二者呈現(xiàn)螺旋上升趨勢(shì)，阻礙了貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。周小寒(2020)基于2005—2017年中國(guó)房?jī)r(jià)及居民杠桿率的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)居民購(gòu)房貸款規(guī)模推動(dòng)了房?jī)r(jià)上漲,房?jī)r(jià)上漲刺激居民購(gòu)房需求反過(guò)來(lái)又推動(dòng)貸款規(guī)模的擴(kuò)大，貸款規(guī)模擴(kuò)大則提高居民杠桿率，故房?jī)r(jià)與杠桿率之間相互推動(dòng)，螺旋上升；房?jī)r(jià)波動(dòng)存在慣性，且房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率會(huì)產(chǎn)生持續(xù)正向影響，但居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的沖擊則存在滯后性，長(zhǎng)期來(lái)看，前者對(duì)后者的推動(dòng)作用不明顯。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)：首先，已有研究多為房?jī)r(jià)和居民杠桿率單向相關(guān)性研究，考慮二者之間雙向因果效應(yīng)的文獻(xiàn)較少；其次，房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率具有正向沖擊是目前相關(guān)研究的共識(shí)，但是對(duì)正向沖擊產(chǎn)生作用的傳導(dǎo)渠道的認(rèn)知存在差異；最后，已有研究關(guān)于居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響效應(yīng)尚未有一致結(jié)論。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：一方面，從新的角度討論房?jī)r(jià)與居民杠桿率的雙向關(guān)系，著眼于二者長(zhǎng)時(shí)間序列中的動(dòng)態(tài)互動(dòng)，研究其是否存在聯(lián)動(dòng)效應(yīng)；另一方面，運(yùn)用滾動(dòng)窗口的方法實(shí)證論證房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響以及房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率反應(yīng)的非線性，從而更準(zhǔn)確、更全面地刻畫中國(guó)房?jī)r(jià)與居民杠桿率的動(dòng)態(tài)關(guān)系，可以為實(shí)施更有效的房地產(chǎn)調(diào)控政策提供理論依據(jù)，并為制定政策穩(wěn)定居民杠桿率水平以及防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)提供更多的實(shí)證證據(jù)。

二、理論分析與假說(shuō)提出

1.居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的反應(yīng)

根據(jù)已有研究，房?jī)r(jià)對(duì)居民部門杠桿率傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)現(xiàn)包括貸款需求渠道傳導(dǎo)、抵押效應(yīng)渠道傳導(dǎo)和供給效應(yīng)渠道傳導(dǎo)。貸款需求渠道傳導(dǎo)是建立在傳統(tǒng)供需理論、生命周期-持久收入(LC-PIH)理論和現(xiàn)代消費(fèi)理論基礎(chǔ)上的，包括直接需求效應(yīng)、資產(chǎn)效應(yīng)(吳衛(wèi)星 等，2016)和財(cái)富效應(yīng)(李濤 等，2014)。直接需求包括家庭首套住房的剛性需求和多套住房的投資需求。當(dāng)房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，居民預(yù)期房?jī)r(jià)會(huì)進(jìn)一步上漲，沒有住房的居民為降低未來(lái)的購(gòu)房成本，會(huì)選擇增加借貸來(lái)“上車”；對(duì)已有房產(chǎn)的居民來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上漲增加了他們的投資收益率，在“房?jī)r(jià)會(huì)進(jìn)一步上漲”的預(yù)期下，為追求投資回報(bào)會(huì)通過(guò)借貸來(lái)進(jìn)一步增加房產(chǎn)。顯然，無(wú)論居民是否擁有房產(chǎn)房?jī)r(jià)上漲均能通過(guò)增加居民的購(gòu)房需求增加貸款需求。資產(chǎn)效應(yīng)指的是當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)居民所持有的資產(chǎn)價(jià)值提高，導(dǎo)致消費(fèi)水平提高，但是房地產(chǎn)價(jià)值的變現(xiàn)能力差，從而導(dǎo)致居民貸款需求增加。財(cái)富效應(yīng)則主要包括“財(cái)富幻覺”和實(shí)際財(cái)富效應(yīng)(張浩 等，2017)。居民在房?jī)r(jià)上漲時(shí)會(huì)出現(xiàn)“財(cái)富幻覺”，即認(rèn)為自己的財(cái)富增加了，從而增加消費(fèi)需求，雖然房產(chǎn)變現(xiàn)能力差且即使變現(xiàn)也與預(yù)期財(cái)富增量存在偏差，但是消費(fèi)需求增加以后必然導(dǎo)致居民貸款需求增加。實(shí)際財(cái)富效應(yīng)增加居民貸款需求主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：預(yù)防性儲(chǔ)蓄和流動(dòng)性約束。當(dāng)居民基于自己當(dāng)前及一生的財(cái)富狀況安排自己最優(yōu)的消費(fèi)時(shí)，如果由于財(cái)富的流動(dòng)性不足而偏離了預(yù)期的效應(yīng)最大化消費(fèi)計(jì)劃，他們一般會(huì)通過(guò)借貸手段來(lái)解決這個(gè)問題，這就導(dǎo)致了居民由于房?jī)r(jià)上漲刺激產(chǎn)生了高水平的消費(fèi)需求，這種消費(fèi)需求又由于房地產(chǎn)的特點(diǎn)受到流動(dòng)性約束，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為居民貸款需求，提高了居民的杠桿率水平。抵押效應(yīng)傳導(dǎo)渠道主要體現(xiàn)在房地產(chǎn)提高了居民貸款能力。居民的貸款能力限制了居民貸款需求到居民債務(wù)的轉(zhuǎn)化，當(dāng)前銀行等金融機(jī)構(gòu)主要是根據(jù)居民的信用和其持有的抵押品價(jià)值來(lái)衡量其貸款能力。當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，持有房產(chǎn)的居民由于具有價(jià)值更高的固定資產(chǎn)，貸款機(jī)構(gòu)在對(duì)其進(jìn)行償債能力及信用狀況核查時(shí)會(huì)認(rèn)為其更具有還款能力，一定程度上提高了其信用貸款能力，這種情況也被稱作“隱形抵押效應(yīng)”。另外，由于房?jī)r(jià)的上漲導(dǎo)致其實(shí)際的抵押品價(jià)值增加，家庭通過(guò)抵押貸款方式借貸的能力也相應(yīng)增強(qiáng)。

供給效應(yīng)渠道傳導(dǎo)是房?jī)r(jià)通過(guò)影響銀行機(jī)構(gòu)的貸款規(guī)模和貸款傾向而實(shí)現(xiàn)的。僅居民的借貸需求增加、借貸能力增加并不能直接轉(zhuǎn)化為居民的債務(wù)，還需要銀行機(jī)構(gòu)增加相應(yīng)的貸款規(guī)模。當(dāng)前房地產(chǎn)市場(chǎng)與銀行早已成為利益共同體，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)銀行的賬面資產(chǎn)價(jià)值增加、資產(chǎn)負(fù)債表狀況改善，銀行則傾向于向居民部門提供更多的貸款，從而增加了達(dá)到貸款門檻購(gòu)房者的數(shù)量，進(jìn)而導(dǎo)致居民部門流動(dòng)性約束降低，住房需求增加(李斌 等，2020)，而房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的貸款需求增大了銀行的貸款利率與存款利率之差，銀行收益率相應(yīng)增加，這都促使宏觀審慎考核指標(biāo)呈現(xiàn)出更加穩(wěn)健的現(xiàn)象，商業(yè)銀行的貸款限額提高，貸款總規(guī)模增加。除此之外，房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮也會(huì)促使銀行等金融機(jī)構(gòu)將貸款向房地產(chǎn)市場(chǎng)傾斜，提高了房地產(chǎn)市場(chǎng)相關(guān)貸款規(guī)模，包括房地產(chǎn)投資貸款和住房貸款。據(jù)此，提出：

假說(shuō)

1

：

房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響有多重傳導(dǎo)途徑，房?jī)r(jià)上漲會(huì)推動(dòng)居民杠桿率提升。

2.居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響

一方面，居民杠桿率可以通過(guò)流動(dòng)性效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)影響房?jī)r(jià)，主要包括緩解居民購(gòu)房資金約束、強(qiáng)化居民資產(chǎn)增值保值需求等途徑。大多數(shù)的購(gòu)房都是由房貸支撐的，信貸約束也是抑制居民購(gòu)房需求的重要因素之一。居民杠桿率提升意味著居民部門的負(fù)債增加，同時(shí)也意味著居民部門當(dāng)前可支配收入提高，購(gòu)房信貸約束得以緩解，這就會(huì)促進(jìn)購(gòu)房剛性需求的增加。這也在一定程度上彌補(bǔ)了居民部門現(xiàn)期收入與支出的缺口，會(huì)改變居民部門的消費(fèi)和投資結(jié)構(gòu)，對(duì)其現(xiàn)期的消費(fèi)和投資產(chǎn)生平滑和促進(jìn)作用，消費(fèi)和投資需求的擴(kuò)張也在一定程度上進(jìn)一步推動(dòng)房?jī)r(jià)的上漲。另外，居民部門通過(guò)信貸渠道獲得資金具有一定的成本，當(dāng)前中國(guó)居民部門投資理財(cái)渠道相對(duì)較少，平均收益較低，住房作為家庭的資產(chǎn)具有消費(fèi)和投資雙重屬性，對(duì)房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的預(yù)期使買房成為居民部門實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)增值保值的理性選擇，居民對(duì)房地產(chǎn)投資意愿會(huì)隨之增強(qiáng)，這在一定程度上會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。據(jù)此，提出：

假說(shuō)

2

：

居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)在一定時(shí)間內(nèi)存在正向效應(yīng)，居民杠桿率的提升會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。

另一方面，居民杠桿率可以通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債效應(yīng)影響房?jī)r(jià)波動(dòng)。從整個(gè)生命周期來(lái)看，消費(fèi)者的根本目標(biāo)是追求最優(yōu)消費(fèi)行為，而在一個(gè)存在金融摩擦的市場(chǎng)中，居民杠桿率增加代表負(fù)債水平提高，即居民獲取貸款產(chǎn)生的交易成本總額增加，并且居民將長(zhǎng)期處于更大的還貸壓力之下，這在一定程度上會(huì)擠出居民的投資和消費(fèi)(魏瑋 等，2017)。這意味著，長(zhǎng)期來(lái)看，隨著居民杠桿率的不斷提高，居民負(fù)債狀況日益惡化，還貸壓力不斷加大，居民新增貸款意愿也隨之下降，即居民新增購(gòu)房需求下降，居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)負(fù)向影響。并且，當(dāng)經(jīng)濟(jì)下行時(shí)，居民部門對(duì)未來(lái)收入的不確定性增加，導(dǎo)致其投資消費(fèi)都會(huì)收縮，此時(shí)居民杠桿率水平越高，負(fù)債規(guī)模越大，對(duì)投資和消費(fèi)的擠出越嚴(yán)重，購(gòu)房需求也會(huì)進(jìn)一步降低，從而對(duì)房?jī)r(jià)的負(fù)向影響程度越高。據(jù)此，提出：

假說(shuō)

3

：

居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)在一定時(shí)間段內(nèi)存在負(fù)向效應(yīng)，居民杠桿率的提升會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)下降。

基于以上分析，房?jī)r(jià)與居民杠桿率的雙向傳導(dǎo)機(jī)制如圖1所示。

圖1 房?jī)r(jià)與居民杠桿率的雙向傳導(dǎo)機(jī)制

三、研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗(yàn)的假設(shè)是建立在時(shí)間序列是平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，當(dāng)被檢驗(yàn)的VAR模型內(nèi)時(shí)間序列不平穩(wěn)時(shí)，傳統(tǒng)的VAR模型估計(jì)就會(huì)出現(xiàn)估計(jì)偏誤問題。而且傳統(tǒng)的格蘭杰檢驗(yàn)無(wú)法檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的正負(fù)性?；诟裉m杰檢驗(yàn)的拔靴因果關(guān)系檢驗(yàn)，規(guī)避了無(wú)法顯示正負(fù)性的問題，并且通過(guò)滾動(dòng)窗口的形式分別對(duì)全樣本和分樣本進(jìn)行獨(dú)立檢驗(yàn)，既克服了格蘭杰檢驗(yàn)無(wú)法解決時(shí)間序列不平穩(wěn)問題的缺點(diǎn)，又提高了檢驗(yàn)精度。故本文采用基于殘差拔靴(RB)修正的LR統(tǒng)計(jì)量來(lái)研究房?jī)r(jià)與居民杠桿之間的關(guān)系。

1.全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

為研究房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響，建立以下二元VAR(p)模型：

y=Φ+Φy+…+Φy+ε

(1)

其中，t=1,2,…,T。

將y分解為兩個(gè)分向量：

y=(HP,HL)

(2)

其中：HP代表房?jī)r(jià)，以季度商品房累計(jì)銷售總額與季度商品房累計(jì)銷售面積的比值來(lái)衡量；HL代表居民杠桿率，以居民部門債務(wù)與名義GDP的比值來(lái)衡量。故式(1)變?yōu)椋?/p>

(3)

(4)

Lx=x

(5)

其中：i,j=1,2；k=1,2，…，p,為根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則(SIC)確定的適用于該模型的最佳滯后期；L為滯后算子。

式(3)的原假設(shè)為居民杠桿率不是房?jī)r(jià)的因果關(guān)系，增加約束條件φ=0(k=1,2,…,p)可檢驗(yàn)原假設(shè)，如果原假設(shè)被拒絕，則說(shuō)明居民杠桿率是房?jī)r(jià)的因果關(guān)系，也就是說(shuō)，房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的變動(dòng)趨勢(shì)有預(yù)測(cè)作用。同理，增加約束條件φ=0(k=1,2,…,p)來(lái)檢驗(yàn)房?jī)r(jià)是不是居民杠桿率的因果關(guān)系，如果原假設(shè)被拒絕，則證明房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率有顯著的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2.分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了避免由于時(shí)間序列中參數(shù)不穩(wěn)定而導(dǎo)致的先驗(yàn)偏差，本文引入經(jīng)過(guò)修正的拔靴估計(jì)，采用拔靴分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)法。所謂分樣本，即將全樣本按照一定的跨度劃分為固定窗寬的多個(gè)分樣本，比如原時(shí)間序列長(zhǎng)度為T，現(xiàn)將分樣本的固定窗寬設(shè)置為1個(gè)觀測(cè)值，那原來(lái)長(zhǎng)度為T的全樣本就被劃分為T-1個(gè)窗寬為1的分樣本，分樣本的末端分別為τ=l,l+1，…，T。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行拔靴檢驗(yàn)時(shí)就不再是面向全樣本，而是針對(duì)每個(gè)獨(dú)立的分樣本單獨(dú)進(jìn)行檢驗(yàn)。所謂滾動(dòng)窗口，是將按固定窗寬分割好的各分樣本從全樣本時(shí)間序列的首端依次滾動(dòng)到末端，每一個(gè)分樣本在整個(gè)時(shí)間序列中被依次檢驗(yàn)，得到相關(guān)的概率值和LR統(tǒng)計(jì)量，將所有觀測(cè)的結(jié)果按時(shí)間序列排序匯總，就可以得到分樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。

通過(guò)以上方法對(duì)房?jī)r(jià)和居民杠桿率進(jìn)行分樣本拔靴滾動(dòng)檢驗(yàn)：

(6)

(7)

同理，通過(guò)l(2)可以得到居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)理論模型需要和相關(guān)數(shù)據(jù)可得性，本文采用2000年第1季度—2020年第4季度的季度數(shù)據(jù)。為消除異方差影響并且統(tǒng)一量綱，對(duì)HP和HL取自然對(duì)數(shù)。以往有關(guān)居民杠桿率的實(shí)證研究多采用月度數(shù)據(jù)，但由于居民杠桿率數(shù)據(jù)的計(jì)算涉及名義GDP，采用季度數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確?；谝陨峡紤]，本文直接采用國(guó)家資產(chǎn)負(fù)債表研究中心公布的居民部門杠桿率季度數(shù)據(jù)，能更為準(zhǔn)確地反映中國(guó)居民杠桿率的真實(shí)情況。房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而來(lái)。

四、實(shí)證分析

結(jié)合本文研究所需樣本數(shù)據(jù)的特征和對(duì)檢驗(yàn)精度的要求，本文選取較小的窗口尺寸24個(gè)單位。因?yàn)榇嬖跍笃?，這個(gè)窗寬的尺寸代表的就是VAR模型中觀測(cè)值的數(shù)量，不會(huì)對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果時(shí)間區(qū)間的選取造成影響。

(一)房?jī)r(jià)與居民杠桿率全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

首先對(duì)房?jī)r(jià)和居民杠桿率的原值序列運(yùn)用ADF、PP和KPSS三種檢驗(yàn)方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷時(shí)間序列是否平穩(wěn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，HP和HL原序列存在單位根，而其一階差分序列皆在1%水平下拒絕原假設(shè)，即兩個(gè)變量均為一階單整。

表1 單位根檢驗(yàn)

在全部變量一階單整的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)HP和HL之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，表2報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量得到了一致的結(jié)果，HP和HL之間存在協(xié)整關(guān)系，由此可以得到：房?jī)r(jià)與居民杠桿率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

在房?jī)r(jià)與居民杠桿率原序列一階單整的基礎(chǔ)上，建立格蘭杰因果關(guān)系，檢驗(yàn)雙變量VAR模型。根據(jù)施瓦茨信息準(zhǔn)則(SIC)選定最佳滯后期p為1，基于修正的LR進(jìn)行拔靴因果關(guān)系檢驗(yàn)，房?jī)r(jià)與居民杠桿率因果關(guān)系的全樣本拔靴檢驗(yàn)結(jié)果見表3?？梢园l(fā)現(xiàn)，LR統(tǒng)計(jì)量和P值在1%水平下拒絕HP不是HL的格蘭杰原因和HL不是HP的格蘭杰原因的原假設(shè)。也就是說(shuō)，基于協(xié)整關(guān)系和參數(shù)穩(wěn)定的房?jī)r(jià)與居民杠桿率存在顯著的雙向因果關(guān)系，房?jī)r(jià)的波動(dòng)會(huì)引起居民杠桿率變動(dòng)，而且居民杠桿率又反過(guò)來(lái)影響房?jī)r(jià)，二者存在聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。實(shí)際上，時(shí)間序列數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)性變動(dòng)是普遍存在的，參數(shù)的不穩(wěn)定性使得全樣本檢驗(yàn)結(jié)果可能存在較大的誤差，因此需對(duì)全樣本的參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(二)全樣本參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文采用Sup-F、Mean-F和Exp-F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)來(lái)對(duì)上述VAR模型進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，其中，Sup-F統(tǒng)計(jì)量用來(lái)判斷時(shí)間序列是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，Mean-F和Exp-F統(tǒng)計(jì)量用來(lái)檢驗(yàn)參數(shù)是否符合一定的變化規(guī)律而不是隨時(shí)間變化而變動(dòng)。Lc統(tǒng)計(jì)量用來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼w的穩(wěn)定性，它的原假設(shè)為VAR模型中的參數(shù)是常數(shù)。表4、5分別報(bào)告了HP、HL的短期和長(zhǎng)期的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果。表4結(jié)果表明，HP方程、HL方程以及整體VAR方程都拒絕短期參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)，意味著房?jī)r(jià)與居民杠桿率的雙變量VAR模型在全樣本拔靴檢驗(yàn)中并不穩(wěn)定。表5中Sup-F統(tǒng)計(jì)量以及Mean-F統(tǒng)計(jì)量在1%水平上拒絕了長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定的原假設(shè)。另外，Lc統(tǒng)計(jì)量還表示房?jī)r(jià)與居民杠桿率的協(xié)整關(guān)系，這里得到了與前面協(xié)整檢驗(yàn)不同的結(jié)果，即二者不存在協(xié)整關(guān)系。

表4 短期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

表5 長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

(三)分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)及分析

參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果表明房?jī)r(jià)與居民杠桿率之間的全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)確實(shí)可能由于結(jié)構(gòu)性變動(dòng)而得到不可靠的結(jié)論。有鑒于此，現(xiàn)采用分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)一步檢驗(yàn)房?jī)r(jià)與居民杠桿率在2000年第1季度—2020年第4季度的因果關(guān)系、正負(fù)相關(guān)性以及傳導(dǎo)效應(yīng)幅度。由于整個(gè)模型將處于24個(gè)單位固定窗口寬度下隨時(shí)間變化滾動(dòng)檢驗(yàn)，可以更全面、準(zhǔn)確地獲得子樣本的變動(dòng)特征。

分樣本滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)結(jié)果如圖2所示。其中，圖(a)中的陰影部分表示拔靴值P小于0.1的部分，這段區(qū)間內(nèi)檢驗(yàn)結(jié)果拒絕HP不是HL因果關(guān)系的原假設(shè)，即二者存在單向因果關(guān)系，房?jī)r(jià)是居民杠桿率的格蘭杰原因。圖(a)表示的是通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口的估計(jì)方法得到的HP對(duì)HL的影響系數(shù)的上下限及均值，若影響系數(shù)的均值大于0，則HP對(duì)HL有正向的作用；若影響系數(shù)均值小于0，則有負(fù)向作用。將圖(a)、(a)相結(jié)合，可以發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率在多個(gè)時(shí)間段存在顯著的正向影響，包括2008Q—2010Q、2011Q—2015Q、2016Q—2020Q，也就是說(shuō)，這些區(qū)間內(nèi)房?jī)r(jià)高企推動(dòng)居民杠桿率的攀升。由此證明假說(shuō)1 成立。在以上對(duì)應(yīng)區(qū)間內(nèi)，多種因素促進(jìn)房?jī)r(jià)不斷上漲。2008年爆發(fā)的國(guó)際金融危機(jī)對(duì)應(yīng)區(qū)間2008Q—2010Q，為消除金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，中國(guó)在2008年11月推出進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)的十大舉措，到2010年底約投資4萬(wàn)億，也稱“四萬(wàn)億計(jì)劃”。該計(jì)劃提升了居民部門收入，且其中部分資金流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，導(dǎo)致房?jī)r(jià)持續(xù)走高；2011年“新國(guó)八條”推出，要求強(qiáng)化差別化住房政策，對(duì)貸款購(gòu)買的第二套住房提高首付比例和貸款利率，信貸收緊預(yù)期激發(fā)了居民買房的積極性，房?jī)r(jià)不降反升；2016—2020年，房地產(chǎn)政策相對(duì)穩(wěn)健，改善性住房和投資性住房需求不斷增加，推動(dòng)房?jī)r(jià)不斷上漲。不斷上漲的房?jī)r(jià)增加了居民部門的財(cái)富，使得其借貸能力增強(qiáng)，并且給居民部門形成房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的預(yù)期，刺激了居民的購(gòu)房需求。同時(shí)，寬松的政策增強(qiáng)了銀行的放貸意愿，增加了放款規(guī)模，最終導(dǎo)致居民杠桿率水平高速增長(zhǎng)。也就是說(shuō)，不斷走高的房?jī)r(jià)通過(guò)需求效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)在寬松的貨幣政策的影響下對(duì)居民杠桿率產(chǎn)生正向影響，

圖2 HP與HL拔靴分樣本結(jié)果

圖(b)的陰影部分給出了HL是HP格蘭杰原因的區(qū)間，圖(b)則報(bào)告了HL對(duì)HP的影響系數(shù)。同樣將樣本影響系數(shù)圖與存在因果關(guān)系的時(shí)間區(qū)間對(duì)照，可以發(fā)現(xiàn)，首先，在2010Q—2011Q、2011Q—2014Q、2014Q—2020Q等時(shí)間段內(nèi)居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)具有顯著的因果影響，且不同時(shí)間段內(nèi)影響系數(shù)的變化較大。其中，2010Q—2011Q、2014Q—2020Q時(shí)間段內(nèi)居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生正向作用。由此表明假說(shuō)2成立。根據(jù)流動(dòng)性理論和居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的預(yù)期效應(yīng)傳導(dǎo)，劉金全等(2019)也得到了相似的結(jié)論。其次，可以發(fā)現(xiàn)，在2014Q—2020Q時(shí)間段內(nèi)居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的正向作用遠(yuǎn)小于2010Q—2011Q時(shí)間段。這一方面可能是因?yàn)榫用窀軛U率一直高速攀升，而過(guò)高居民部門杠桿率會(huì)抑制居民貸款意愿，降低新增購(gòu)房需求，從而導(dǎo)致二者相關(guān)性下降；另一方面也可能是因?yàn)榻鹑跇I(yè)務(wù)的不斷發(fā)展豐富了居民處置自身資產(chǎn)及債務(wù)的手段。居民投融資及資產(chǎn)處置選擇的多元化促進(jìn)了居民部門債務(wù)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，一定程度上稀釋了居民債務(wù)中住房貸款的比重，而在這種情況下居民債務(wù)的增長(zhǎng)可能帶來(lái)的是其他金融資產(chǎn)的價(jià)格增長(zhǎng)，而對(duì)房?jī)r(jià)的推動(dòng)作用會(huì)降低。2011Q—2014Q時(shí)間區(qū)間內(nèi)居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)有顯著的負(fù)向影響，這表示該區(qū)間居民杠桿率跟房?jī)r(jià)呈現(xiàn)負(fù)向因果關(guān)系。由此驗(yàn)證假說(shuō)3。這可能是因?yàn)樵撾A段居民杠桿率已處于較高水平，并且這個(gè)階段中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速減慢，居民可支配收入增速下降，導(dǎo)致居民部門資產(chǎn)負(fù)債狀況惡化，進(jìn)而導(dǎo)致購(gòu)房需求降低；同時(shí)，該階段的房?jī)r(jià)仍處于不斷上漲狀態(tài)，過(guò)高的房?jī)r(jià)使得居民的購(gòu)房需求進(jìn)一步降低。房地產(chǎn)交易數(shù)據(jù)顯示，2011年第三季度全國(guó)30個(gè)主要大中城市的商品房成交量同比減少7.2%，第四季度影響更為顯著，商品房成交量同比減少37%。房地產(chǎn)交易數(shù)據(jù)的下降，表明居民部門對(duì)住房的投資和消費(fèi)需求在降低，即表明居民杠桿率通過(guò)降低居民購(gòu)房需求對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生了負(fù)向影響。

綜上所述，從全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率存在雙向因果效應(yīng)，但是參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果表明房?jī)r(jià)和居民杠桿率之間的關(guān)系在時(shí)間序列上存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，全樣本的檢驗(yàn)結(jié)果存在一定的誤差；通過(guò)拔靴分樣本滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)與居民杠桿率存在動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響不是一成不變的，而是隨時(shí)間序列的變化而變動(dòng)，不同傳導(dǎo)渠道中經(jīng)濟(jì)變量的變化都會(huì)在一定程度上對(duì)傳導(dǎo)效應(yīng)產(chǎn)生影響；居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響在不同時(shí)間段的差異性更為明顯，在杠桿率較低水平、經(jīng)濟(jì)增速較快時(shí)期，居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)正效應(yīng)，在杠桿率較高水平、經(jīng)濟(jì)增速較慢時(shí)期居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。

五、結(jié)論與啟示

本文通過(guò)拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)房?jī)r(jià)與居民杠桿率的傳遞效應(yīng)進(jìn)行研究，并在時(shí)間序列樣本區(qū)間內(nèi)識(shí)別二者因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。結(jié)果表明：第一，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民杠桿率的正向作用非常顯著。近幾年中國(guó)居民杠桿率不斷攀升為房?jī)r(jià)上漲提供了較大的貢獻(xiàn)率，說(shuō)明中央銀行采取控制房?jī)r(jià)的手段穩(wěn)定金融系統(tǒng)是明智的、有效的。第二，房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的傳遞效應(yīng)在長(zhǎng)時(shí)間序列中存在時(shí)變特征。這是房?jī)r(jià)多渠道影響居民杠桿率的反映，貸款需求渠道、抵押效應(yīng)渠道和貸款供給渠道的放縮都會(huì)影響房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的正向作用。第三，居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響在長(zhǎng)時(shí)間序列中也存在顯著的時(shí)變特征。這反映居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的復(fù)雜作用，其中負(fù)向的影響表明當(dāng)居民杠桿率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不相適應(yīng)時(shí)會(huì)通過(guò)資產(chǎn)負(fù)債效應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生負(fù)向作用。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一， 當(dāng)前中國(guó)居民杠桿率的快速攀升與房地產(chǎn)市場(chǎng)資本發(fā)展畸形、房?jī)r(jià)持續(xù)上漲密不可分，因此，采取穩(wěn)健的房地產(chǎn)政策穩(wěn)控房?jī)r(jià)是遏制居民杠桿率攀升的治本之策，這應(yīng)當(dāng)成為未來(lái)中國(guó)制定相關(guān)政策的著力點(diǎn)。第二， 房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民杠桿率攀升的催化作用主要通過(guò)影響居民部門貸款需求、貸款能力以及銀行部門放貸規(guī)模和傾向來(lái)實(shí)現(xiàn)，因此，應(yīng)該在政策層面加強(qiáng)對(duì)居民部門消費(fèi)需求和投資需求的引導(dǎo)，加強(qiáng)銀行機(jī)構(gòu)的信貸管理，從貸款需求和貸款供給兩個(gè)方面改善居民部門的資產(chǎn)、負(fù)債結(jié)構(gòu)，從這兩個(gè)傳導(dǎo)渠道削弱房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的正向效應(yīng)，降低房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民杠桿率的沖擊。同時(shí)，嚴(yán)格落實(shí)差別化住房信貸政策，既要加大力度約束投機(jī)性行為帶來(lái)的居民杠桿率不合理升高，也要滿足居民首次購(gòu)房的合理性信貸需求。第三，考慮到居民杠桿率攀升可通過(guò)流動(dòng)性效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，金融市場(chǎng)方面應(yīng)鼓勵(lì)金融創(chuàng)新，推動(dòng)金融資產(chǎn)多元化發(fā)展，優(yōu)化居民部門的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)和消費(fèi)投資結(jié)構(gòu)。同時(shí)，政府應(yīng)在房地產(chǎn)市場(chǎng)及相關(guān)領(lǐng)域強(qiáng)化政策引導(dǎo)，以輔助居民對(duì)房?jī)r(jià)形成理性預(yù)期，降低流動(dòng)性效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)導(dǎo)致的居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)正向的催化作用，避免二者產(chǎn)生相互促進(jìn)、螺旋上漲的態(tài)勢(shì)從而加劇中國(guó)經(jīng)濟(jì)體系及金融市場(chǎng)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。