信貸約束下的房?jī)r(jià)波動(dòng)與居民消費(fèi)
——基于門(mén)檻面板模型的分析

錢(qián) 嬌

(桂林理工大學(xué)，廣西 桂林 541004)

一、引言

隨著近些年我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放緩，消費(fèi)不足的問(wèn)題日漸突出。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)居民消費(fèi)率明顯偏低。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，消費(fèi)率由2000年的47.3%下降至2019年的39.04%。相比之下大部分OECD成員國(guó)的消費(fèi)率超過(guò)55%。與此同時(shí)，另一個(gè)引人矚目的現(xiàn)象是房?jī)r(jià)的快速上漲。2005年以后，我國(guó)的住房市場(chǎng)出現(xiàn)了結(jié)構(gòu)性變化，住房銷售價(jià)格以年均8%以上的速度快速上漲。因此，2005年以來(lái)，中國(guó)出現(xiàn)了一個(gè)典型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實(shí):居民消費(fèi)率下降與房?jī)r(jià)高速上漲持續(xù)存在。這一現(xiàn)象引起人們思考:中國(guó)的房?jī)r(jià)上漲抑制了消費(fèi)嗎?房?jī)r(jià)上漲密切影響著宏觀經(jīng)濟(jì)，尤其當(dāng)前面對(duì)新冠肺炎疫情沖擊、中美貿(mào)易摩擦等帶來(lái)的挑戰(zhàn)，如何發(fā)揮住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的積極作用，對(duì)當(dāng)前中國(guó)擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)居民消費(fèi)以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于消費(fèi)與房產(chǎn)財(cái)富關(guān)系的理論研究，主要是基于生命周期假說(shuō)(life cycle hypothesis，LCH)和永久性收入假說(shuō)(permanent income hypothesis，PIH)的研究框架[1－2]。根據(jù)LC－PIH理論，理性消費(fèi)者的當(dāng)期消費(fèi)并不取決于當(dāng)期的絕對(duì)收入，而是由終身財(cái)富決定，因此家庭財(cái)富的大小和財(cái)富的變動(dòng)會(huì)影響到消費(fèi)支出。住房是家庭財(cái)富最重要的組成部分，發(fā)達(dá)國(guó)家普遍表現(xiàn)為高房?jī)r(jià)與高消費(fèi)率并存。然而，基于中國(guó)的研究表明高房?jī)r(jià)卻并沒(méi)有帶來(lái)高消費(fèi)率，甚至有發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲擠出了家庭消費(fèi)[3]。

近年來(lái)的一些學(xué)者認(rèn)為住房財(cái)富主要通過(guò)三種機(jī)制影響消費(fèi)，分別是直接財(cái)富效應(yīng)、流動(dòng)約束效應(yīng)和共同因素效應(yīng)。其中流動(dòng)約束效應(yīng)尤為重要，是指住房?jī)r(jià)格上漲可以緩解流動(dòng)性約束，從而通過(guò)獲得以住房資產(chǎn)為抵押的抵押貸款來(lái)增加家庭消費(fèi)[4]。住房不僅是一種消費(fèi)品，也是具有抵押價(jià)值的重要固定資產(chǎn)[5]。對(duì)面臨信貸約束的家庭而言，房?jī)r(jià)上漲意味著抵押品價(jià)值的增加，有房家庭可向信貸市場(chǎng)上釋放更有利的信號(hào)，緩解流動(dòng)性約束，從而增加家庭消費(fèi)[6]。

發(fā)達(dá)國(guó)家普遍實(shí)施住房?jī)糁档盅嘿J款，這是將抵押品進(jìn)行二次抵押的消費(fèi)者貸款。美國(guó)的研究顯示，2008年金融危機(jī)后，居民杠桿率回升成為美國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的重要?jiǎng)恿ΑＳ醒芯堪l(fā)現(xiàn)中國(guó)金融市場(chǎng)微觀基礎(chǔ)不發(fā)達(dá)與信貸約束已成為財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮作用的主要障礙[7]。這表明，只要考慮到基于不完全性和借貸雙方信息不對(duì)稱的信貸限制，對(duì)消費(fèi)的影響就會(huì)發(fā)生巨大變化。Bernanke等[8]提出的“金融加速器”理論表明，非線性特征是基于信貸市場(chǎng)不完善性的“金融加速器”理論的基本特征。因此，房?jī)r(jià)上漲與消費(fèi)之間可能并不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，不同的信貸約束條件下的結(jié)果可能截然相反，這也是造成眾多研究結(jié)果不一致的原因之一。

總而言之，現(xiàn)有研究極大地提高了對(duì)房產(chǎn)信貸與消費(fèi)之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)，依靠與房產(chǎn)信貸有關(guān)的傳導(dǎo)機(jī)制，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響是不同的。現(xiàn)有研究主要集中在住房財(cái)富的變現(xiàn)效果、房?jī)r(jià)變化與消費(fèi)的關(guān)系以及房產(chǎn)信貸的作用。已有國(guó)內(nèi)研究大多采用線性方法，忽視了財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)過(guò)程中的結(jié)構(gòu)性變化。因此，結(jié)合多種方法構(gòu)建信貸約束指標(biāo)，通過(guò)門(mén)檻面板模型研究房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響是至關(guān)重要的。

三、模型設(shè)置及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)面板門(mén)限模型設(shè)定

為檢驗(yàn)房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)行為的影響，本文參考Dong等[9]的研究建立如下實(shí)證模型:

其中，i表示省份，t表示時(shí)間，vi和vt表示個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。c表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，rhp表示房?jī)r(jià)，z表示控制變量。參考其他學(xué)者的研究，本文包括了影響消費(fèi)的其他主要因素:城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人口撫養(yǎng)比、財(cái)政支出、城鎮(zhèn)化率。

本研究采用Hansen于1999年所提出的門(mén)檻回歸估計(jì)方法，該方法不僅能通過(guò)內(nèi)生的方式估計(jì)出門(mén)限值，而且能分別估計(jì)出各樣本中自變量與因變量之間的關(guān)系，觀察其關(guān)系是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。門(mén)檻面板模型可以寫(xiě)為:

式中，yit為被解釋變量，xit為被解釋變量，qit為門(mén)限變量，γ為待估計(jì)的門(mén)限值，μi代表個(gè)體固定效應(yīng)項(xiàng)，與擾動(dòng)項(xiàng)εit不相關(guān)。I(·)是指示函數(shù)，當(dāng)qit≤γ時(shí)，I(·)＝1，否則I(·)＝0。

由于不同信貸約束可能會(huì)影響到居民的消費(fèi)水平，從而使房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響產(chǎn)生區(qū)制性的變化，因此本文選擇信貸約束作為門(mén)限變量，構(gòu)建如下門(mén)檻回歸模型:

式中，各變量的含義如前所述。

(二)數(shù)據(jù)選取與變量說(shuō)明

本研究選取中國(guó)31個(gè)省區(qū)市2005~2019年的面板數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)集，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒??中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒?以及各地統(tǒng)計(jì)年鑒。

涉及的變量包括:①房?jī)r(jià)(rhp)。由于中國(guó)缺乏宏觀層面的住房財(cái)富數(shù)據(jù)，很多研究使用住宅商品房平均銷售價(jià)格表示房?jī)r(jià)，根據(jù)住宅商品房銷售總額與銷售面積計(jì)算得出。對(duì)理性的消費(fèi)者而言，在預(yù)期到房?jī)r(jià)上升的那一刻就會(huì)立即調(diào)整其消費(fèi)，這里假定消費(fèi)者用當(dāng)期房?jī)r(jià)對(duì)前期房?jī)r(jià)的漲幅衡量下期房?jī)r(jià)波動(dòng)，即rhpt＝(hpt－h(huán)pt－1)/hpt－1。②消費(fèi)性支出(c)。采用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出作為代理變量。③居民收入水平(inc)。采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為代理變量。④城鎮(zhèn)化水平(urban)。城鎮(zhèn)化水平的提升能促進(jìn)更多農(nóng)村居民進(jìn)城消費(fèi)，因而也能顯著影響消費(fèi)，本文以城鎮(zhèn)常住人口/年末總?cè)丝诤饬砍擎?zhèn)化水平。⑤財(cái)政支出(fiscal)。財(cái)政支出水平的提升能減少居民因預(yù)防未來(lái)不確定性而進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，也可能對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用，故對(duì)消費(fèi)水平有重要作用，本文以政府一般財(cái)政支出衡量財(cái)政支出水平。⑥撫養(yǎng)比(dep)。15歲以下和65歲以上人口與15~65歲人口的比重。⑦信貸約束(credit)。住房財(cái)富的信貸效應(yīng)主要通過(guò)購(gòu)房按揭貸款和房產(chǎn)抵押貸款兩種方式對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響。對(duì)家庭來(lái)說(shuō)，多數(shù)家庭購(gòu)房時(shí)會(huì)使用按揭貸款，當(dāng)信貸約束放松時(shí)，其“杠桿”性質(zhì)對(duì)財(cái)富的積累具有助推作用。在更廣義的層面上，住房作為重要的抵押品，信貸約束放松意味著通過(guò)房產(chǎn)抵押更容易獲得資金進(jìn)行消費(fèi)。結(jié)合Chivakul和Chen[10]以及萬(wàn)曉莉等[11]的研究，本文構(gòu)造了兩個(gè)信貸約束指標(biāo):一是狹義的信貸約束(M)，按揭貸款占GDP的比重衡量；一是廣義的信貸約束(L)，金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP的比重衡量。

所有變量以2004年為基期，經(jīng)各省區(qū)市CPI平減轉(zhuǎn)化為實(shí)際變量。上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證分析

(一)門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)

本文門(mén)檻變量為信貸約束，將其分為狹義信貸約束(M)和廣義信貸約束(L)，依次對(duì)M和L作為門(mén)限變量的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用Bootstrap法檢驗(yàn)門(mén)檻變量以及門(mén)檻個(gè)數(shù)，設(shè)置BS頻率為500。由表2可知，在5%的顯著性水平下，門(mén)限變量M(狹義信貸約束)有2個(gè)門(mén)限值，門(mén)限變量L(廣義信貸約束)有1個(gè)門(mén)限值。因此，當(dāng)門(mén)限變量分別為M和L時(shí)，分別選擇雙門(mén)限模型和單門(mén)限模型進(jìn)行分析。

表2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)門(mén)限效應(yīng)估計(jì)

根據(jù)門(mén)限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的作用存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)，為了比較，本文還使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 門(mén)檻回歸結(jié)果

比較發(fā)現(xiàn)，固定面板模型的rhp估計(jì)系數(shù)不顯著，面板門(mén)檻模型的估計(jì)系數(shù)不但顯著且絕對(duì)數(shù)值變大，說(shuō)明在不同的信貸條件下，消費(fèi)與房?jī)r(jià)的關(guān)系是非線性的。M作為門(mén)檻變量時(shí)存在顯著的雙門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)M小于0.0119時(shí)，rhp系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲抑制了消費(fèi)支出的增加；在M介于0.0119和0.0215之間時(shí)，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)有顯著的正向影響，且系數(shù)為0.127；在M大于0.0215時(shí)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)具有負(fù)向影響但不顯著，這是因?yàn)樾刨J作為一項(xiàng)負(fù)債需要償還，進(jìn)一步放松信貸約束會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)面作用。L被用作門(mén)限變量時(shí)存在一個(gè)門(mén)檻值，rhp系數(shù)為－0.122，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)有明顯的抑制作用。當(dāng)L大于0.848時(shí)，rhp系數(shù)為0.0215，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生正向影響，住房的財(cái)富效應(yīng)顯現(xiàn)。無(wú)論用狹義還是廣義的方式度量信貸約束，都證實(shí)了房?jī)r(jià)過(guò)高的負(fù)面影響可以通過(guò)信貸途徑得以緩解。

此外，從控制變量分析:①收入對(duì)消費(fèi)的影響顯著為正，且相比其他控制變量的影響較大，表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在過(guò)度敏感性，這進(jìn)一步說(shuō)明目前我國(guó)居民消費(fèi)主要依賴于收入，消費(fèi)者難以通過(guò)借貸行為平滑消費(fèi)，尤其是中西部地區(qū)，多數(shù)消費(fèi)者面臨較強(qiáng)的流動(dòng)性約束。②城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)的影響并不顯著。可能的原因是，實(shí)際的城鎮(zhèn)常住人口低于統(tǒng)計(jì)上的城鎮(zhèn)人口，一部分城鎮(zhèn)人口仍為農(nóng)村戶籍，他們保持著原有的消費(fèi)習(xí)慣。③撫養(yǎng)比與消費(fèi)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，但總體上并不十分顯著，一方面，撫養(yǎng)比越高，教育支出、醫(yī)療保健支出越高；另一方面，撫養(yǎng)比上升意味著家庭負(fù)擔(dān)變重，從而對(duì)消費(fèi)促進(jìn)有限。④政府財(cái)政支出水平的增加，并未對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。可能的原因是，政府財(cái)政支出源自財(cái)政收入，無(wú)論是增加稅收，還是發(fā)行國(guó)債，都會(huì)吸納居民的資金，影響居民消費(fèi)。

五、討論

實(shí)證結(jié)果表明，信貸約束跨過(guò)門(mén)檻值后，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)會(huì)得到進(jìn)一步釋放。當(dāng)信貸約束處于較強(qiáng)的區(qū)制時(shí)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響表現(xiàn)為擠出效應(yīng)，但是當(dāng)信貸約束處于較弱的區(qū)制時(shí)，擠出效應(yīng)減弱，財(cái)富效應(yīng)增強(qiáng)。這與陳健等[12]的研究發(fā)現(xiàn)一致。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)的信貸發(fā)展起步較晚。中國(guó)人民銀行于1998年和1999年分別頒布了?個(gè)人住房貸款管理辦法?和?關(guān)于開(kāi)展個(gè)人消費(fèi)信貸的指導(dǎo)意見(jiàn)?，消費(fèi)信貸在我國(guó)得到了迅猛的發(fā)展。中國(guó)人民幣消費(fèi)貸款余額由2005年的2.2萬(wàn)億元增長(zhǎng)到2019年的43.97萬(wàn)億元，占GDP的比重由27.51%上升到44.38%。

首先，從住房的消費(fèi)屬性來(lái)看，按揭貸款是房地產(chǎn)市場(chǎng)上買(mǎi)賣(mài)房產(chǎn)普遍采用的形式，隨著我國(guó)住房按揭制度的不斷完善，更多的居民通過(guò)按揭貸款的方式購(gòu)買(mǎi)住房，?中國(guó)金融穩(wěn)定報(bào)告(2019)?顯示，住房貸款余額占可支配收入的比重已達(dá)47.4%。家庭由于采用按揭貸款購(gòu)房避免了全款購(gòu)房時(shí)的一次性大額支出，緩解了流動(dòng)性約束。但是如果金融體系不完善，銀行不能創(chuàng)新金融產(chǎn)品來(lái)為購(gòu)房者提供貸款支持，那么城鎮(zhèn)居民就必然會(huì)減少消費(fèi)支出。另外，結(jié)果表明，M超過(guò)第二個(gè)閾值時(shí)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用減弱。因?yàn)槊鎸?duì)過(guò)分寬松的信貸約束，購(gòu)房貸款增加，這意味著居民未來(lái)償還的本金和利息就越多，即使房?jī)r(jià)上漲，巨大的還貸壓力也會(huì)在一定程度上抑制消費(fèi)支出的增加。正如郭新華等指出，家庭部門(mén)債務(wù)超過(guò)適度規(guī)模將不利于居民消費(fèi)增加[13]。

其次，抵押品屬性主要是針對(duì)房屋擁有者而言，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的房產(chǎn)增值，可以通過(guò)再抵押將住房資產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)榱鲃?dòng)性財(cái)富，這是房產(chǎn)財(cái)富促進(jìn)消費(fèi)的重要微觀基礎(chǔ)。英美等發(fā)達(dá)國(guó)家之所以具有較高的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，就在于發(fā)達(dá)的資產(chǎn)價(jià)格渠道能將房?jī)r(jià)的升高轉(zhuǎn)化為消費(fèi)借貸能力的提高。相比較而言，我國(guó)的居民面臨較強(qiáng)的信貸約束。一方面，我國(guó)房地產(chǎn)金融發(fā)展較為滯后，住房增值抵押貸款(HEW)渠道目前還不暢通。另一方面，中國(guó)人幾乎將房子等同為家，人們往往將房子作為遺產(chǎn)留給下一代，而且傳統(tǒng)觀念不崇尚通過(guò)借貸進(jìn)行消費(fèi)，人們還不習(xí)慣于通過(guò)房屋抵押獲取信貸增加消費(fèi)。這些因素使得擁有住宅的消費(fèi)者也較少因?yàn)榉績(jī)r(jià)上升而增加消費(fèi)，從而進(jìn)一步制約了房產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)和房產(chǎn)抵押信貸效應(yīng)在我國(guó)的實(shí)現(xiàn)。

六、結(jié)論與政策啟示

中國(guó)的房?jī)r(jià)上漲到底是促進(jìn)還是抑制消費(fèi)，一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要問(wèn)題。本文的貢獻(xiàn)在于對(duì)這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行了更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)哪Ｐ蜆?gòu)建和實(shí)證檢驗(yàn)。首先，基于信貸傳導(dǎo)機(jī)制構(gòu)建了住房財(cái)富效應(yīng)的理論框架，論證了房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響隨著信貸約束水平不同呈現(xiàn)出一定的非對(duì)稱性。其次，以2005~2019年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用門(mén)限模型檢驗(yàn)房?jī)r(jià)變化與消費(fèi)的非線性關(guān)系特征，實(shí)證結(jié)果表明房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的影響存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)。從狹義信貸約束M看，M小于0.0119時(shí)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，在M介于0.0119和0.0215之間的情況下，財(cái)富效應(yīng)顯著。從廣義信貸約束L看，L超過(guò)0.848這一閾值時(shí)，房?jī)r(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)居于主導(dǎo)地位。

上述結(jié)論對(duì)政策制定具有重要意義。第一，目前中國(guó)整體上的房地產(chǎn)金融發(fā)展水平不高，信貸渠道不暢，放任房?jī)r(jià)過(guò)快上漲并不能通過(guò)住房財(cái)富效應(yīng)顯著拉動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)。因而，繼續(xù)加大房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控力度，維持房?jī)r(jià)穩(wěn)定應(yīng)是政府的政策目標(biāo)。第二，適當(dāng)放松對(duì)金融市場(chǎng)的管制，發(fā)展創(chuàng)新性金融工具，有效緩解有房家庭及計(jì)劃買(mǎi)房家庭的信貸約束，并降低無(wú)房家庭的購(gòu)房融資成本，促進(jìn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的形成，從而促進(jìn)消費(fèi)和拉動(dòng)內(nèi)需。需要注意的是，應(yīng)合理地配置房市與消費(fèi)領(lǐng)域的信貸資金，加強(qiáng)金融監(jiān)管，防范次貸危機(jī)的發(fā)生。