房價波動對城鎮居民消費影響
——基于門限面板模型分析

■ 鄭宇航（海南大學經濟學院）

一、引言

房地產具有特殊的二重性,既有投資品的屬性,又擁有耐用消費品的屬性。2018年我國房地產增加值占GDP的比重達到6.5%以上，住房相關經濟占到國民經濟的20%，房地產投資占GDP的13%以上，成為中國經濟的重要動力。但是房地產的蓬勃發展并沒有對居民消費產出帶動作用，我國居民消費率處于低迷狀態。2018年我國最終居民消費為38.7%。有效消費不足使得消費對經濟的推動效應未能真正發揮。房地產的投資及消費屬性，通過消費理論和一系列的傳導機制，對人們的消費產生影響。借鑒國際經驗可以看到，房地產發展既能推動經濟發展，提高居民消費水平，也會導致劇烈的經濟波動。 房價作為消費的重要影響因素之一,政府會考慮合理實施房地產政策,實現宏觀經濟中消費的穩定增長。因此分析房價變動對消費的影響及機制具有重要意義。

目前，房地產對消費產生正向財富效應還是負向財富效應，不同的學者因研究對象、方法、時期的差異，結論具有差異性。張小宇,劉永富（2019)研究發現我國房價上漲是導致居民消費疲軟的重要因素，房價上漲對居民消費造成擠出效應。楊碧云,屈原（2017）利于中國家庭追蹤調查(CFPS)數據發現，房價對城鎮居民消費具有明顯的正向影響。周利（2018）從財富效應和信貸效應角度實證檢驗發現，對有房家庭,高房價對居民消費的財富效應顯著，無房或潛在購房者,高房價對居民消費主要表現為負向的信貸效應。

二、理論分析

房價波動通過財富效應、擠出效應及流動性約束等渠道影響居民消費的消費決策。消費函數理論發展已久，通過分析消費者消費決策影響因素，才能進一步研究分析房價波動與居民消費的關系。

（一）生命周期假說與持久收入理論

生命周期假說和持久收入理論在本質上是一致的，都是新古典主義框架下將消費的即期決策推廣到跨期決策，二者的結論也大同小異，即消費函數是建立在消費者一生效用最大化基礎上，微觀主體消費行為取決于效用的增加，其要點是當前收入只是決定消費支出的因素之一，預期收入和財富也是決定消費支出的因素。

生命周期理論由莫迪利安尼提出。這一理論從微觀角度分析消費者行為，提出人的消費追求一生效用最大化理論，所以消費者的消費取決于整個生命周期內所擁有的財富和收入，消費者會合理的調節不同時期的消費與儲蓄。

1957年弗里德曼提出持久收入理論。弗里德曼認為，消費由持久收入決定，與生命周期理論相似，弗里德曼也認為消費者的最終目標是效用最大化。該理論將收入分為持久性收入和暫時性收入，解釋短期消費的變動，也解釋了長期消費的穩定性。在長期中，持久性收入是穩定決定了消費函數的穩定。暫時性收入的變化影響持久性收入從而影響消費，因而在短期暫時性收入的變動會引起消費波動。而在長期，消費者的收入穩定，決定了消費函數的穩定。

（二）流動性約束假說

弗來文在1971年提出流動性約束假說。該假說將流動性限制定義為某一較低的資產水平，相當于兩個月的收入。如果個人財產低于兩個月的收入，消費者就是受流動性約束。這個判斷標準下，消費變化和滯后收入之間有顯著的統計關系。流動性約束進一步發展，指由于信貸市場不完善，消費者無法無成本地借貸，導致消費者不能平滑跨期消費達到效用最大化。流動性約束通過兩個途徑增加儲蓄從而使消費者減少消費支出，一是當消費者面臨流動性約束是緊的，將抑制現期的消費，增加儲蓄以對將來的不確定性作出反應；二是即便當期的流動性不是緊的，但是未來可能是緊的，消費者也會在當期減少消費。

三、研究設計

（一）模型設定

結合理論分析，本文通過學習Hansen（2000）門限面板模型，借鑒Carrol(2011)等人的方法，以生命周期—持久收入為理論基礎，將基本的回歸模型設定如下：

（二）變量選取

本文以30個省份2002-2018年省際面板數據進行門限面板回歸。選取城鎮居民人均消費性支出作為被解釋變量，商品房銷售均價作核心解釋變量，該變量以各省市每年的住房銷售額/住房銷售面積作為房價的代理變量。門檻變量為流動性約束。考慮數據的可得性本文根據李劍（2015）的做法，選用城鎮居民個人可支配收入減去消費性支出的余額在個人可支配收入中所占的比例來度量。

控制變量包括城鎮居民人均可支配收入，實際利率（以一年期存款基準利率的利率水平在年內執行的月數作為權數計算出各年的平均名義利率，通過城鎮居民消費價格指數增長率轉化為實際利率），各省財政支出、總撫養比。數據消除通貨膨脹，各個變量的描述性統計如表1所示。

表2 各變量的平穩性檢驗結果

表1 變量的描述性統計

四、實證分析

（一）單位根檢驗

為了避免偽回歸，我們對模型中的各變量平穩性檢驗。本章采取LLC檢驗和IPS檢驗兩種檢驗方法，使用stata14.0軟件進行單位根檢驗。結果見表2。結果顯示在IPS檢驗中收入和政府財政支出的水平值非平穩，一階差分平穩，故進一步對變量進行協整分析。

（二）協整檢驗

本文選擇Kao檢驗進行協整檢驗時，檢驗結果如表3所示，可以看出模型的各變量之間存在著協整關系，所以可以使用經典回歸模型。

表3 kao協整檢驗結果

（三）門限面板模型回歸

首先確定門限值的個數。以流動性約束為門限變量，開始對門限值個數進行搜索。如果單門限效應通過顯著性檢驗，則重復以上步驟進行多門限估計和檢驗，直到多門限效應不能通過顯著性檢驗為止。通過Bootstrap自舉法發現以流動性約束為門限變量存在單門限效應，其門限值為0.2721且在門限區間內，說明門限值存在且真實。結果如表4所示：

表4 門限效應檢驗結果

結果顯示房價對居民消費存在以流動性約束為門限值的非線性回歸關系，因此采用門限回歸方法，回歸結果如表5所示。

表5 全國回歸結果

其中（1）、（2）分別表示門限面板模型回歸和固定效應線性回歸。對比回歸結果，門限面板模型的擬合優度略高于固定效應線性回歸。門限面板模型回歸結果顯示，當門檻值小于0.2721時，房價上漲1%，城鎮居民消費約下降0.016%，房價對消費有微弱擠出效應；當門檻值大于0.2721時，房價上漲1%，消費增加0.054%，房價上漲產生正向的財富效應。此外，不論在何種流動性約束機制下，房價對城鎮居民消費支出的影響較為微弱，城鎮居民可支配收入仍然是影響城鎮居民的重要因素。當收入上漲1%，城鎮居民消費約上漲0.984%。財政支出對居民消費產生抑制作用，由此分析當財政支出增加，居民可能產生潛在增繳稅務的心理負擔，從而對消費產生反向作用。實際利率對城鎮居民消費支出呈現微弱的促進作用。

注：1）括號內數字為標準差。2)***、**、

*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

五、政策建議

實證結果顯示，房價對城鎮居民消費支出存在擠出效應、財富效用及流動性約束效應。因此可以通過放松居民的流動性約束，使房價上漲發揮財富效用促進居民的消費性支出。放松居民的流動性約束可以通過增加房屋資產的流動性實現，具體建議如下：

其一，完善住房二級市場。發揮房地產的財富效應有賴于健全的住房二級市場，增加房屋這一資產的流動性。可以通過建設信息公開的二級市場平臺，降低住房二級市場的交易成本，加強二級市場的信用體系建設等方式完善房屋二級市場。

其二，可以推進多樣化的房地產金融工具。目前我國居民購買房產主要通過首付加銀行貸款模式，房地金融模式較少，缺乏創新性。可適當發展房地產金融，例如有所控制的實行住房資產證券化，將房地產流動性增強，通過提高住房變現能力來放松居民的流動性約束，同時在推行新金融工具時應配套進行相關的法律措施來規范制度，不斷構筑完善的住房金融體系。