房價變動對家庭消費的影響研究
——基于適度負債的調(diào)節(jié)效應(yīng)

錢海鷹，吳義東

（安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243000）

0 引言

在構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的經(jīng)濟新發(fā)展格局下，轉(zhuǎn)換增長動力、釋放居民消費內(nèi)需是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)。2021 年我國社會消費品零售總額為440 823 億元（https://www. stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202201/t20220117_1826441.html），全年最終消費支出對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長貢獻率為65.4%（https://www.stats.gov.cn/sj/ndsj/2022/indexch. htm），消費成為經(jīng)濟增長第一引擎。盡管學(xué)界一直強調(diào)拉動內(nèi)需刺激消費，但我國消費需求不足問題始終未能得到解決。世紀疫情沖擊下，百年變局加速演進，截至2021 年，我國最終消費率僅54.5%（https://www.stats.gov.cn/sj/ndsj/2022/indexch.htm），遠不及美國、英國、德國等發(fā)達國家。相較于不容樂觀的居民消費率，房價卻呈持續(xù)上漲態(tài)勢。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，我國住宅商品房平均銷售價格由2000 年的1 948 元/m2攀升至2021 年的10 396 元/m2，上漲約433.68%（https://www.stats.gov.cn/sj/ndsj/2022/ indexch. htm）。持續(xù)上升的住房價格、漲幅平平的居民消費率與只升不降的居民負債相伴相生，據(jù)央行公布的《2019 年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債情況調(diào)查》（http://henan.china.com.cn/m/2020-05/05/content_41141430.html），中國城鎮(zhèn)居民家庭負債參與率高達56.5%，而家庭負債中所占比例最高的是住房貸款，達75.9%。那么，住房價格的變動、債務(wù)杠桿的利用對居民消費會產(chǎn)生什么影響？債務(wù)杠桿的利用是促進還是抑制房價對居民消費的影響？其影響路徑又是什么呢？

目前，中國超過1/3 的家庭擁有高債務(wù)，家庭異質(zhì)性特征明顯[1]。事實上，目前關(guān)于房價與消費間關(guān)系的研究存在著較大分歧，可能是因以往的研究視角與研究主體上存在諸多不同，從整體上難以定論房價對消費究竟是“財富效應(yīng)”還是“擠出效應(yīng)”。本文將基于適度負債視角開展分析，重點關(guān)注房價與家庭消費間的非線性影響關(guān)系，并闡釋適度負債在其中的調(diào)節(jié)作用及可能的作用機制，最后根據(jù)實證結(jié)果得出的結(jié)論提出相應(yīng)對策建議，為促進消費提質(zhì)升級、釋放消費潛力提供科學(xué)參考。

1 文獻綜述

1.1 房價與消費的關(guān)系

住房財富對消費存在顯著影響[2]。總體而言，學(xué)術(shù)界關(guān)于房價波動對消費影響效應(yīng)有兩種觀點。

一方面，住房是家庭資產(chǎn)的重要構(gòu)成部分，住房資產(chǎn)價值提高將顯著地改善家庭消費，表現(xiàn)為“兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”“未兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”“流動性約束效應(yīng)”“信心效應(yīng)”[2-3]。房價上漲的財富效應(yīng)主要體現(xiàn)在擁有住房資產(chǎn)的家庭中，其一，房產(chǎn)抵押價值上升提高了家庭財富貼現(xiàn)值，以此提升消費意愿，發(fā)揮“兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”[4]；其二，房價上升可能會增加家庭對財富的感知或放寬借貸限制誘導(dǎo)其消費，發(fā)揮“未兌現(xiàn)的財富效應(yīng)”[5]；此外，房價上升會緩解其對消費產(chǎn)生的“流動性約束效應(yīng)”，從而改善家庭財務(wù)狀況[6]。房價對消費的正向作用還體現(xiàn)在消費者的“信心效應(yīng)”，房價上漲使得家庭預(yù)期未來經(jīng)濟利好，邊際消費隨之上升[7]。

另一方面，房價上漲對于家庭消費表現(xiàn)出“擠出效應(yīng)”，主要抑制了低收入家庭消費[8]。房價上漲導(dǎo)致消費者償還房貸負擔(dān)加重，產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”[9]。李江一[10]發(fā)現(xiàn)房貸會收緊自有住房家庭的流動性約束，家庭為了買房而不得不強制儲蓄，產(chǎn)生“替代效應(yīng)”。而對于無房家庭，房價上漲會提高其購房門檻，為購置房產(chǎn)會增加儲蓄、縮減開支擠占消費[11]。房價較高時，居民對住房資產(chǎn)增值預(yù)期降低，會削弱家庭財富感知，使得家庭消費住房財富效應(yīng)降低[12]。

1.2 負債與消費的關(guān)系

當(dāng)期消費與家庭收入及財富規(guī)模緊密關(guān)聯(lián)，儲蓄與借貸可平滑家庭消費[13]。消費信貸可放寬消費者流動性約束，增加當(dāng)期消費，從而實現(xiàn)自身效用最大化，并使其合理規(guī)劃其一生的消費[14]。房價上漲將增強有房家庭外部融資能力，若家庭部門債務(wù)規(guī)模維持在適度范圍內(nèi)，在房價上升時房貸對居民消費會產(chǎn)生財富效應(yīng)[15]。短期看，消費信貸的發(fā)展加快了消費提質(zhì)升級[16]，“房奴效應(yīng)”雖不足以抵消住房資產(chǎn)升值的“財富效應(yīng)”，卻不利于擴大消費內(nèi)需[17]，家庭不斷堆積的債務(wù)規(guī)模更不利于經(jīng)濟長期發(fā)展[18]。

消費是連接實體經(jīng)濟和家庭債務(wù)之間的媒介，債務(wù)放大了經(jīng)濟衰退[19]。家庭債務(wù)杠桿的過度使用，不僅會降低家庭的消費意愿，也會對經(jīng)濟造成打擊[20]。現(xiàn)階段，我國居民更傾向于通過負債來平滑住房支出，住宅負債使家庭債務(wù)迅速躍升[21]，房貸數(shù)額大且還款期限較長，居民會對住房債務(wù)形成“心理賬戶”[22]，“房奴”壓力凸顯，家庭福利水平被壓縮[23]，長期來看，居民的過度負債還會增加金融領(lǐng)域的不穩(wěn)定性，當(dāng)杠桿推動的資產(chǎn)價格不斷上升時，最終去杠桿會戳破資產(chǎn)價格泡沫，引發(fā)金融風(fēng)險[24]。

1.3 文獻評述與邊際貢獻

綜觀現(xiàn)有文獻，目前關(guān)于房價與消費間關(guān)系的研究中，鮮有文獻從適度負債視角進行分析。基于此，本文在擴大內(nèi)需、提振消費的背景下，以有房家庭為研究對象，結(jié)合中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，從適度負債視角關(guān)注房價變動對家庭消費的影響，并探討適度負債可能存在的調(diào)節(jié)作用。與以往文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，闡釋了房價變動與家庭消費間的非線性關(guān)系，拓展了關(guān)于房價變動與家庭消費間的研究。第二，將家庭債務(wù)引入房價變動影響家庭消費的分析框架中，有助于科學(xué)認知適度負債在二者間的調(diào)節(jié)作用，為促進消費提質(zhì)升級提供了有益參考。

2 數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究中數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心的“中國家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Suevey，CHFS）2011 年、2013 年、2015 年與2017 年的調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查內(nèi)容包含了家庭人口、收入、資產(chǎn)等方面的信息。本文使用的數(shù)據(jù)公布了省級國標碼，未公布省級以下行政區(qū)域國標碼，能夠滿足本文識別省份房價以及控制省份固定效應(yīng)的需要。本文主要利用了中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中2013 年、2015 年和2017 年共3 a 的數(shù)據(jù)所組成的非平衡面板數(shù)據(jù)，并將2011 年的數(shù)據(jù)作為穩(wěn)健性檢驗。本文所使用的宏觀數(shù)據(jù)源于國家統(tǒng)計局。在實際檢驗過程中，剔除了關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)的缺失值和異常值，篩除了戶主年齡低于18 歲以及超過75 歲的樣本，最終獲得有效樣本50 799 條。

2.2 變量選取與描述性統(tǒng)計

1）被解釋變量：家庭總消費Vconsump。家庭總消費包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備服務(wù)、交通通信、教育文娛、醫(yī)療保健及其他消費。

2）解釋變量：房價Vhp。為避免被訪者因主觀判斷房產(chǎn)估值而造成統(tǒng)計偏誤，本文參考臧旭恒等[25]的做法，具體根據(jù)CHFS 問卷提供的城市識別碼從而匹配家庭所處省份的宏觀商品房平均價格。

3）調(diào)節(jié)變量：適度負債Vmdebt。本文借鑒吳錕等[26]的做法，選取債務(wù)償還比率指標來衡量適度負債，即Vmdebt=Vdebt/Vincome，式中Vdebt為家庭年度負債，Vincome為家庭年度收入。當(dāng)Vmdebt低于某一特定值時，則把該家庭定義為適度負債家庭。據(jù)我國《商業(yè)銀行房地產(chǎn)貸款風(fēng)險管理指引》（銀監(jiān)發(fā)[2004]57 號）第36 條，商業(yè)銀行應(yīng)將借款人住房貸款的月房產(chǎn)支出與收入比控制在50%以下（含50%），月度所有債務(wù)支出與收入比控制在55%以下（含55%）。本文借鑒該規(guī)定并參照吳錕等[26]的做法，將Vmdebt超過55%的歸為過度負債，取值0；將Vmdebt不高于55%歸為適度負債，取值1。

4）控制變量Vcontrol。參考運用CHFS 數(shù)據(jù)庫的已有文獻做法，本文對戶主個人及家庭層面進行了相應(yīng)控制，選用如下控制變量：對于個人層面，選用戶主實際年齡Vage、戶主性別Vgender、戶主工作情況虛擬變量Vwork、戶主受教育情況Veducation、戶主健康程度Vhealth和婚姻狀況Vmarry；對于家庭層面，本文選用家庭所持有的房產(chǎn)數(shù)量Vhouse、家庭凈資產(chǎn)Vnasset（家庭凈資產(chǎn)等于家庭總資產(chǎn)減去家庭負債，而其中的家庭總資產(chǎn)包括金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)包括存款、股票、基金、理財、債券等；非金融資產(chǎn)包括農(nóng)業(yè)資產(chǎn)、工商業(yè)資產(chǎn)、房屋資產(chǎn)等。）及家庭總收入Vincome（家庭總收入包括工資性收入、農(nóng)業(yè)收入、工商業(yè)收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入）。此外，為了避免因遺漏重要解釋變量而造成可能的內(nèi)生性問題，本文在回歸中將調(diào)節(jié)變量Vmdebt也作為家庭層面的控制變量進行回歸分析。

表1 給出了所有變量的定義信息及本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 1 Variable description and descriptive statistics

考慮到一些社會經(jīng)濟變量存在異方差等問題，故本文對家庭總消費支出、家庭凈資產(chǎn)、家庭總收入、房價等變量進行對數(shù)化處理。由表1 可知，從反映家庭債務(wù)情況來看，67%樣本家庭的債務(wù)收入比低于55%，說明絕大多數(shù)家庭的債務(wù)杠桿是比較正常的；從反映家庭特征的控制變量中，戶主的平均年齡為51.03 歲，戶主中男性所占比例居多，且為已婚的戶主占絕大多數(shù)，戶主平均受教育程度僅相當(dāng)于中學(xué)文化程度，平均每戶家庭約擁有一套房。

2.3 模型設(shè)定

為檢驗房價對居民家庭消費支出的影響，本文設(shè)定以對數(shù)化后的家庭消費總量為被解釋變量、以對數(shù)化后的省級商品房平均銷售價格為核心解釋變量、其他個人特征和家庭特征為控制變量的實證模型。本文首先考慮房價對家庭消費總支出的線性影響，在此基礎(chǔ)上進一步檢驗房價與家庭消費間的非線性關(guān)系。其次，構(gòu)建適度負債指標，檢驗適度負債在房價變動與家庭消費二者間的調(diào)節(jié)作用。進一步構(gòu)建適度負債指標與家庭凈資產(chǎn)交互項，分析家庭存在適度杠桿時對實際凈資產(chǎn)邊際消費傾向的影響。接著，本文將樣本分為城鎮(zhèn)戶籍家庭和農(nóng)村戶籍家庭、單套房家庭和多套房家庭、東部地區(qū)家庭及中部、西部地區(qū)家庭，分別檢驗房價變動對3 組異質(zhì)性家庭消費支出的影響。基于上述思路，考慮本文非平衡面板數(shù)據(jù)中包含連續(xù)3 a 的追蹤樣本，在對模型選擇進行相應(yīng)檢驗識別后，最終選擇雙向固定效應(yīng)模型估計進行分析。

為檢驗家庭負債對居民家庭消費的直接線性影響效應(yīng)，設(shè)定式（1）所示基準回歸模型，為減小異方差影響，本文對價格相關(guān)型變量做了對數(shù)化處理。

式中：β0,0為截距項；β0,1、β0,2和β0,3為待估參數(shù)；i為不同家庭；t為時間；δi和γt分別為省份和時間固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項。

考慮到房價對家庭消費的影響可能是非線性的，不同區(qū)間的房價對家庭消費的影響各異，本文進一步對房價lnVhp中心化處理后，得到c_lnVhp，在式（1）中引入c_lnVhp，得到式（2）：

更進一步，為驗證適度負債能否調(diào)節(jié)房價變動對家庭消費的影響，在式（2）的基礎(chǔ)上，引入適度負債與房價及其二次項的交乘項，進而得到式（3）。

財富感知變化所形成的虛擬財富會影響居民家庭消費，而借貸行為會影響居民家庭財富感知變化。因此，基于式（3）中適度負債在房價變動與家庭消費起到的調(diào)節(jié)作用，為分辨適度負債能否提高家庭凈資產(chǎn)邊際消費傾向，本文參照潘敏[27]及陸智強[28]等的做法，對式（2）進行改善。引入Vmdebt及其與家庭凈資產(chǎn)的交互項，分析家庭存在適度杠桿時對實際凈資產(chǎn)邊際消費傾向的影響。其中，c_lnVnasset表示對數(shù)化后的居民家庭凈資產(chǎn)。式（4）中，β3,4為c_lnVnasset與Vmdebt的交乘項系數(shù)，表示適度負債對于家庭凈資產(chǎn)邊際消費傾向的影響。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基準回歸分析

本文的基準回歸利用模型逐步添加控制變量的方式分別進行回歸。即將控制變量分成個人和家庭層面逐步添加依次回歸，因據(jù)《2019 年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債情況調(diào)查》，截至2019 年，我國城鎮(zhèn)住房擁有率達96%，故下文將側(cè)重關(guān)注有房家庭，考察房價對家庭總消費的影響。對有房家庭樣本逐步加入個人與家庭層面的控制變量，得到表2 所示結(jié)果。

表2 基準回歸結(jié)果Table 2 Benchmark regression results

由表2 可知回歸結(jié)果顯著，均通過了1%的顯著性檢驗。對于有房家庭來說，在控制個人層面與家庭層面的變量后，一單位的房價變動會使得家庭消費上漲0.708%，即房價上升會使其邊際消費增加。可見，總體而言，對持有房產(chǎn)的消費者而言，房價上漲對其消費產(chǎn)生的凈效應(yīng)為“財富效應(yīng)”，考慮到持有房產(chǎn)者因住房可作為抵押物，預(yù)期總財富上升，進而增加了其消費信心。

3.2 房價對家庭消費的非線性影響

本文對房價對家庭消費可能產(chǎn)生的非線性影響進行了回歸檢驗，所得結(jié)果見表3。

表3 房價對家庭消費的非線性影響Table 3 Nonlinear influence of housing price on household consumption

如表3 所示，逐步加入個人與家庭層面的控制變量后，房價與家庭消費間的倒U 型關(guān)系在1%的顯著性水平下顯著。表中列（3），房價一次項的系數(shù)在1%的顯著性水平顯著為正，房價平方項系數(shù)在1%的顯著性水平顯著為負。由此可見，房價對家庭消費的影響趨勢是呈倒U 型的。首先，房價上升對有房家庭的消費表現(xiàn)出增長緩慢的財富效應(yīng)，擠出效應(yīng)較小；當(dāng)?shù)竭_倒U 型曲線的拐點時，其凈效應(yīng)最大，擠出效應(yīng)最小；而當(dāng)房價繼續(xù)上升時，高額的房價對家庭消費的擠出效應(yīng)不斷增強，抑制了家庭消費需求的釋放。

據(jù)R. F. J. Haans 等[29]的判斷標準，檢驗核心解釋變量與被解釋變量呈倒U 型關(guān)系，需要具備如下3 個條件：1）核心解釋變量的平方項系數(shù)顯著為負；2）當(dāng)核心解釋變量為最小值時，曲線斜率應(yīng)顯著大于0；而核心解釋變量取最大值時，曲線斜率應(yīng)顯著小于0；3）曲線拐點必須位于核心解釋變量的取值區(qū)間內(nèi)。本文根據(jù)以上條件對房價對家庭消費的倒U 型關(guān)系進行檢驗。

由上述分析可以得知，β1,1=0.691，β1,2=-1.906，通過對核心解釋變量求導(dǎo)，可以得到曲線斜率為β1,1+2β1,2c_lnVhp即0.691-3.812c_lnVhp。標準化后的lnVhp值落在區(qū)間[-0.272, 0.289]內(nèi)，當(dāng)c_lnVhp=-0.272（取最小值）時，曲線斜率顯著為正；當(dāng)c_lnVhp=0.289（取最大值）時，曲線的斜率顯著為負。根據(jù)表3 中列（3）的結(jié)果，在曲線的拐點處，c_lnVhp的 值 為-β1,1/2β1,2≈0.181，落在區(qū)間[-0.272, 0.289]內(nèi)。因此，房價對家庭消費的倒U 型關(guān)系得到驗證，房價變動對家庭消費的影響是非線性的，隨著房價上升，財富效應(yīng)會扭轉(zhuǎn)成房奴效應(yīng)。

3.3 適度負債的調(diào)節(jié)效應(yīng)

所得適度負債調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗結(jié)果見表4。

表4 適度負債的調(diào)節(jié)效應(yīng)Table 4 Moderating effect of moderate debts

由表4 可知，適度負債Vmdebt顯著調(diào)節(jié)了房價對居民家庭消費的正向作用（β2,3=0.381，p＜0.01），但是適度負債與房價的二次項交乘系數(shù)并不顯著。本文根據(jù)R. F. J. Haans 等[29]的判斷方法，檢驗倒U 型曲線拐點向左右移動的位置。具體地，對式（3）進行一階求導(dǎo)，得曲線拐點處：

對式（5），求Vmdebt的一階偏導(dǎo)，得到：

根據(jù)式（6），若β2,1β2,4-β2,2β2,3＞0，表示曲線拐點向右移動；若β2,1β2,4-β2,2β2,3＜0，則曲線拐點向左移動。由表4 中列（3）可計算得β2,1β2,4-β2,2β2,3≈0.554＞0。上述分析表明，當(dāng)家庭適度利用負債杠桿時，倒U 型曲線拐點會向右移動，也就是說若家庭部門的債務(wù)規(guī)模維持在適度范圍內(nèi)，能促進房價對家庭消費的影響，發(fā)揮“杠桿效應(yīng)”；反之，過度的家庭負債則會削弱房價對家庭消費“財富效應(yīng)”的影響，高額的家庭債務(wù)規(guī)模將導(dǎo)致家庭壓縮當(dāng)期消費需求，表現(xiàn)出“擠出效應(yīng)”。

繪制高（均值+1 個標準差）、低（均值-1 個標準差）適度負債兩種取值的調(diào)節(jié)范圍，得到如圖1所示適度負債調(diào)節(jié)作用曲線。

圖1 適度負債的調(diào)節(jié)作用曲線Fig. 1 Moderating effect curves of moderate debts

圖1 中，縱軸被解釋變量消費為對數(shù)化處理的家庭總消費，橫軸解釋變量房價則為中心化后的對數(shù)化處理的房價。根據(jù)高、低適度負債的不同取值，可以看到當(dāng)適度負債指標取值高，即多數(shù)居民的債務(wù)收入比都較低時，房價與消費的倒U 型曲線整體向右上方移動，且拐點的取值更高，直觀地描述了當(dāng)家庭利用適度債務(wù)杠桿時，房價變動會為家庭消費帶來更大的財富效應(yīng)。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

鑒于房價對微觀家庭消費的影響本就是外生的，因此本文借鑒其他學(xué)者的研究成果，利用房價的工具變量作為其替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。由于我國人均建設(shè)用地指標受到中央政府嚴格管制[30]，故城市土地供應(yīng)指標適于作為房價的工具變量[31-32]，人均國有建設(shè)用地很大程度上會影響商品房的平均售價，滿足相關(guān)性假設(shè)；另一方面，人均國有建設(shè)用地與決定家庭消費的未觀測因素不相關(guān)，滿足外生性假定，是房價合適的工具變量之一。同時，考慮到地區(qū)異質(zhì)性以及房地產(chǎn)開發(fā)周期，為了減少房價反過來影響土地出讓面積的可能性，本研究綜合借鑒，用上一期的國有建設(shè)用地出讓土地新增面積與對應(yīng)省份年末常住人口之比，構(gòu)建了“人均國有建設(shè)用地出讓土地新增面積”（Vcrxz）作為房價的替代變量。其中，國有建設(shè)用地出讓土地新增面積數(shù)據(jù)來自《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》。在驗證替代變量有效性的基礎(chǔ)上，進行兩階段最小二乘法估計對本文結(jié)果進行重新回歸檢驗。為進一步檢驗式（2）中的基準回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，本文依序采用滯后解釋變量回歸、縮小樣本回歸、更換樣本回歸等方法進行穩(wěn)健性檢驗，所得結(jié)果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 5 Robustness test results

表5 中列（1）（2）給出了更換解釋變量的回歸結(jié)果。在一階段回歸中，替代變量Vcrxz估計系數(shù)在1%水平上顯著，第一階段弱工具變量檢驗F值大于Stock-Yogo 檢驗10%水平上的臨界值，且P值在1%水平上顯著，這說明了本文所選工具變量的合理有效性。第二階段的估計結(jié)果顯示，即使用房價的工具變量替換了解釋變量，核心解釋變量與家庭消費的倒U型曲線依然顯著，再次說明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

房價波動對居民消費有滯后性影響，為避免反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，表5 中列（3）在回歸分析中對解釋變量進行滯后一階處理，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下，解釋變量依然與被解釋變量呈現(xiàn)出明顯的倒U 型關(guān)系。列（4）為縮小樣本回歸結(jié)果，即對全樣本隨機抽取了八成樣本進行檢驗，結(jié)果顯示，在5%水平上顯著，估計結(jié)果依然與基準回歸結(jié)果相符。列（5）為使用CHFS 數(shù)據(jù)2011 年截面數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示核心解釋變量的平方項系數(shù)在1%水平上顯著為負，一次項系數(shù)顯著為正，即房價對家庭消費先表現(xiàn)為顯著的“財富效應(yīng)”，后表現(xiàn)出“房奴效應(yīng)”，與基準回歸結(jié)果相吻合。

3.5 異質(zhì)性分析

為進一步考察房價對家庭消費的影響是否也在城鄉(xiāng)、房產(chǎn)套數(shù)、區(qū)域家庭間存在差異，本文按照是否是農(nóng)村戶籍、家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量（家庭持有1 套房產(chǎn)的稱單套房樣本，持有2 套及以上的稱多套房樣本）及不同區(qū)域，將樣本劃分為3 類進行異質(zhì)性檢驗，得到結(jié)果見表6。

表6 異質(zhì)性檢驗結(jié)果Table 6 Heterogeneity test results

由表6 中列（1）可知，對于城鎮(zhèn)家庭來說，房價與其消費呈倒U 型曲線，而在農(nóng)村尚未出現(xiàn)這種趨勢。在我國，城鎮(zhèn)比農(nóng)村先表現(xiàn)出房價的“財富效應(yīng)”，并逐漸弱化，顯現(xiàn)出擠出效應(yīng)，而農(nóng)村消費則相對緩慢地受房價上漲所帶來的“財富效應(yīng)”的帶動，隨著我國城鎮(zhèn)化進程不斷深入，農(nóng)村人口涌入城鎮(zhèn)，可以預(yù)見房價變動對城鎮(zhèn)消費的擠出效應(yīng)將逐步強化。

由表6 中列（2）可知，不同于多套房家庭，房價變動對單套房家庭消費呈現(xiàn)出顯著的倒U型關(guān)系。這可能是因為大部分消費者通過住房抵押貸款來購置房產(chǎn)，通過加杠桿實現(xiàn)財富效應(yīng)。當(dāng)房價上漲時，一方面，房價上漲能夠通過房產(chǎn)抵押效應(yīng)給居民帶來額外的凈值收益，短期內(nèi)將促進居民消費規(guī)模擴大和消費質(zhì)量提升；另一方面，從長期來看，房價上漲不僅會影響消費者縮減消費以積累首付，更會直接限制剛需購房者獲得住房，繼而擠占其消費及投資。表6中列（3）將所選樣本分為東、中、西部3 個地區(qū)（本文參照鈔小靜等[33]對東中西地區(qū)進行劃分，限于篇幅，各地區(qū)具體包含省份詳見文獻[33]，本文叢略，但因本文最后所篩得樣本中未含新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)樣本，故上述兩個自治區(qū)未在西部地區(qū)中體現(xiàn)。另本文中統(tǒng)計數(shù)據(jù)不含臺灣省、澳門特別行政區(qū)與香港特別行政區(qū)），進行分樣本回歸，可以看出，西部地區(qū)的房價與家庭消費之間并未呈現(xiàn)出顯著的倒U 型關(guān)系，在本文擬合的時間區(qū)間內(nèi)西部地區(qū)房價對消費的凈效應(yīng)呈現(xiàn)出促進作用，說明在城鎮(zhèn)化率明顯低于全國平均水平的絕大多數(shù)西部城市，房地產(chǎn)市場對消費的影響仍有進一步發(fā)展的空間。但東部與中部地區(qū)的回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果相吻合。根據(jù)圖形來看，東部地區(qū)倒U 型曲線的開口比中部地區(qū)倒U 型曲線的開口大，但是拐點比較接近，即東部地區(qū)能享受財富效應(yīng)的區(qū)間相對于中部要更大一些，也就是說東部地區(qū)家庭對于能接受的房價上漲的空間相對也更大，而中部地區(qū)家庭的財富效應(yīng)對房價上升更敏感一些，會更快地陷入因房價上漲而帶來的房奴效應(yīng)，囿于高房價家庭不得不強制儲蓄，進一步增強了房價上漲對消費帶來的擠出效應(yīng)。

3.6 適度負債的作用機制

適度負債的作用機制檢驗結(jié)果如表7 所示。

表7 適度負債的作用機制檢驗結(jié)果Table 7 Test results of the mechanism of moderate debts

如表7 中列（3）所示，β3,1在1%的顯著性水平上顯著為正，β3,2在5%的顯著性水平上顯著為負，這說明房價對消費的影響趨勢依然呈倒U 型；β3,4在1%的顯著性水平上顯著為正，說明房價上升時，凈資產(chǎn)較高家庭通過適度負債杠桿，增加了其邊際消費傾向。這可能是因為適度的債務(wù)杠桿將內(nèi)生地引發(fā)流動性約束變動。由于我國家庭負債的主要組成部分是住房負債，具體表現(xiàn)為住房抵押貸款。房價上漲勢必伴隨著購房支出上漲，可以推斷對有購房意愿的家庭來說存在著很強的流動性約束，這些家庭為了購房可能選擇向銀行貸款或者向非金融機構(gòu)借款，從而放寬當(dāng)期流動性約束，即適度的負債杠桿釋放了凈資產(chǎn)較高家庭的消費潛力。此外，房產(chǎn)除了具有消費屬性外還有投資屬性，當(dāng)房價上漲幅度尚未超過家庭可承擔(dān)水平時，可能會促使家庭產(chǎn)生抵押購置除自住房之外其他用來投資的房產(chǎn)，改變購房決策；凈資產(chǎn)較高家庭可能預(yù)期房價處于峰值，放棄或者推遲當(dāng)期購房計劃，進而放松預(yù)算約束，產(chǎn)生其他類耐用消費品或者奢侈品類的消費需求，將用于購置房產(chǎn)的錢用于其他消費，如汽車購置、電子、智能家具的更新或娛樂旅游等大額消費支出，促進了非住房類消費增長。

4 結(jié)論與政策啟示

本文基于2011, 2013, 2015, 2017 年共4 a 的微觀家庭跨期面板調(diào)查數(shù)據(jù)，利用非線性模型探討房價對有房家庭消費的影響，構(gòu)建了引入適度負債的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分析了適度負債對二者的調(diào)節(jié)作用與可能的傳導(dǎo)路徑，得到如下結(jié)論：

1）房價對家庭消費存在顯著影響，且二者之間的關(guān)系呈倒U 型。隨著房價升高，其對家庭消費的財富效應(yīng)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)閿D出效應(yīng)。

2）適度負債在房價變動與家庭消費的傳導(dǎo)間起調(diào)節(jié)作用，當(dāng)更多家庭利用適度債務(wù)杠桿時，房價變動對家庭消費的倒U 型曲線會向右上方移動，創(chuàng)造更大的財富效應(yīng)。

3）房價上漲時，凈資產(chǎn)較高的家庭能利用適度負債顯著提高其邊際消費傾向。

從根本上說，房價上漲是貨幣財富向住宅不動產(chǎn)轉(zhuǎn)化的過程。房價上漲會形成名義財富增值，若過度背離實體經(jīng)濟基礎(chǔ)，最終將擠出消費。基于此，本文給出如下政策建議：

1）調(diào)控房價回歸合理區(qū)間。堅持“房住不炒”，回歸房屋的居住屬性，穩(wěn)定房地產(chǎn)市場預(yù)期，充分發(fā)揮房價上漲對居民消費的財富效應(yīng)，在保持房價穩(wěn)定合理發(fā)展的同時，促進消費擴大內(nèi)需。

2）住房調(diào)控“因城施策”。房價對居民有房家庭消費總體表現(xiàn)出“財富效應(yīng)”，因此政府在壓制房價上漲的同時，勢必削弱了一定的“財富效應(yīng)”，因此住房調(diào)控需要因地制宜，例如對房價較高、家庭負債較重的東部地區(qū)，政府應(yīng)繼續(xù)穩(wěn)定房價，優(yōu)化居民消費環(huán)境，防止因房價過高使家庭過度負債從而擠占消費；而對房價漲幅相較不高的中、西部地區(qū)，可適當(dāng)發(fā)揮家庭負債的杠桿效應(yīng)，釋放家庭消費內(nèi)需。

3）遏制住房市場過度投機。住房兼?zhèn)湎M屬性與投資屬性，政府應(yīng)依據(jù)家庭持有房產(chǎn)數(shù)量及動機具體對其定位，遏制家庭過度投機催生房地產(chǎn)金融泡沫，進一步落實財稅、金融等相關(guān)政策，促進房地產(chǎn)市場良性循環(huán)與健康發(fā)展。

4）倡導(dǎo)居民“量入為出”。政府應(yīng)合理引導(dǎo)信貸資金流向，在保持住房價格與居民預(yù)期穩(wěn)定的同時，引導(dǎo)家庭分別在住房支出與非住房支出上合理配置信貸資金。此外，政府和企業(yè)應(yīng)該精準識別不同類型金融市場的用戶群體，糾正高額舉債行為。