李江濤 孫啟偉 紀(jì)建悅

摘? ?要：與以往直接通過財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)分析住房價格對居民消費率的影響不同，本文將流動性約束納入分析框架，指出考慮流動性約束后，住房價格對居民消費率存在非線性影響的機理。在此基礎(chǔ)上，以流動性約束作為門檻變量，采用面板門檻模型，以我國34個大中城市的面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，隨著流動性約束水平降低，住房價格上漲對居民消費率的抑制效應(yīng)明顯減弱，存在顯著的雙重門檻效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：居民消費率;住房價格;流動性約束;面板門檻模型

中圖分類號：F830? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ?文章編號：1674-2265（2018）12-0023-05

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.12.004

一 、引言

現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟(jì)已步入新常態(tài)，表現(xiàn)為產(chǎn)能過剩、投資和出口動力不足，消費需求正在成為拉動經(jīng)濟(jì)增長的主體（易培強，2015）。然而，根據(jù)國家統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示，近些年來我國居民消費率由2005年的75.70%下降到2014年的68.53%（見圖1），呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢特征。因此，如何拉動居民消費、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長是我國當(dāng)前需要解決的重要問題。

與此同時，房地產(chǎn)業(yè)作為影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，近年來在我國取得飛速發(fā)展，全國住房平均銷售價格由2005年的2936.96元上漲至2014年的5933元，住房價格一直處于上漲狀態(tài)（見圖2）。這與居民消費率的變化特征正好相反。住房價格和居民消費率相反的變化趨勢，是偶然現(xiàn)象還是必然結(jié)果？這一問題值得進(jìn)行深入研究。

當(dāng)前對房價和居民消費關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者主要存在以下三種觀點：一是房價與居民消費為正向的線性關(guān)系。Carroll等（2006）認(rèn)為21世紀(jì)初美國金融市場低迷并且工資收入增長緩慢，但消費增長依然強勁的根本原因是由于房地產(chǎn)價格上漲使得人們增加對未來的收入預(yù)期，對消費產(chǎn)生財富效應(yīng)。Chen（2006）采用瑞典1980—2004年的季度數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型和PT變量分解方法，實證結(jié)果表明房價的持續(xù)上漲對居民消費有顯著的促進(jìn)作用。二是房價與居民消費呈現(xiàn)負(fù)向的線性關(guān)系。Louise Sheiner（1995）認(rèn)為住房價格上漲對年輕群體產(chǎn)生的財富作用是負(fù)向的。通過面板數(shù)據(jù)的實證分析，發(fā)現(xiàn)房價與儲蓄正相關(guān)，意味著與居民消費率負(fù)相關(guān)。 戴穎杰和周奎?。?012）運用FAVAR模型對我國房價和居民消費進(jìn)行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)房價對消費為抑制作用，沒有表現(xiàn)出財富效應(yīng)。周華東和高玲玲（2014）基于生命周期理論和相對收入假說，對我國29個城市2001—2010年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，得出2005年之前房價對消費的影響不顯著，2005年之后房價對居民消費呈顯著的擠出效應(yīng)。三是兩者呈非線性關(guān)系。薛杉（2012）認(rèn)為房價對消費的作用取決于財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的相對大小。在房價較低的階段，房價上漲對消費產(chǎn)生的財富效應(yīng)大于擠出效應(yīng);隨著房價上漲超過到一定水平，其擠出效應(yīng)大于財富效應(yīng)，并利用實證方法證明房價上漲與居民消費呈倒U形關(guān)系，與機理分析結(jié)論相同。 段忠東和朱孟楠（2014）利用門檻模型研究房價增長率和居民消費之間的非線性關(guān)系，得出房價增長率對居民消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但房價低增長階段的擠出效應(yīng)比高增長階段更加顯著，因此呈現(xiàn)非線性特征。

已有文獻(xiàn)對兩者關(guān)系展開研究時，主要認(rèn)為住房價格通過財富效應(yīng)、擠出效應(yīng)對居民的消費產(chǎn)生影響。值得注意的是，居民的消費行為同時也會受到流動性約束的影響（南永清，2015）。而住房不管是作為投資品、抵押品或者是居住用途，都會受到流動性約束或?qū)α鲃有约s束產(chǎn)生影響。因此，分析住房價格與居民消費率之間的關(guān)系時，流動性約束因素不容忽視?，F(xiàn)有的研究對此關(guān)注不多，本文擬將流動性約束納入分析住房價格對居民消費率的影響分析框架，對這一問題進(jìn)行深入研究。

二、影響機理分析

（一）不考慮流動性約束的住房價格影響居民消費的機理

根據(jù)生命周期假說和持久收入假說，居民的當(dāng)期消費取決于當(dāng)期收入和預(yù)期收入，即根據(jù)對自己一生中預(yù)期的收入來計劃消費。當(dāng)住房價格發(fā)生變化時，會通過財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)對居民可用于消費的收入產(chǎn)生影響，從而影響消費。

財富效應(yīng)是指當(dāng)住房價格上漲時，使居民由于財富增加而導(dǎo)致用于消費的支出增加的效應(yīng)。對于擁有房產(chǎn)的居民，當(dāng)房價上漲時，住房可作為一種優(yōu)質(zhì)的抵押品，通過抵押獲得現(xiàn)金流增加，當(dāng)期的可自由支配收入增加，從而可以提高當(dāng)期的消費;此外，住房也具有投資品的屬性，價格的上漲通過使買賣住房的居民獲得的投資收益增加，增加財富積累，進(jìn)而促進(jìn)居民進(jìn)行消費。這就是房價上漲所帶來的財富效應(yīng)。

擠出效應(yīng)是指當(dāng)住房價格上漲時，會擠出居民用于消費的支出，從而降低消費的效應(yīng)。當(dāng)住房價格上漲時，對于租房或計劃買房的消費群體來說，意味著未來為購房或租房的支出將會增加，因此不得不縮減當(dāng)期消費，進(jìn)行預(yù)防性儲蓄，來保障未來的購房或租房支出。這就是房價上漲所帶來的擠出效應(yīng)。

（二）考慮流動性約束的住房價格影響居民消費的機理

流動性約束是指一些影響資產(chǎn)流動性的約束，包括獲取流動性資產(chǎn)以及使現(xiàn)有資產(chǎn)變現(xiàn)的因素。由于金融市場中存在著信息不對稱以及政策因素的管制、制約，信貸市場通常是不完全的，這會影響到交易成本以及貸款能力等，從而產(chǎn)生流動性約束。居民進(jìn)行消費時，通常需要使用現(xiàn)金等流動性非常強的資產(chǎn)來購買，在流動性約束下，居民只能通過收入和已有的流動性資產(chǎn)來規(guī)劃消費。一般而言，流動性約束與居民消費呈反向變動關(guān)系，流動性約束越強，居民消費越少。

就住房而言，流動性約束會影響住房作為投資品或抵押品進(jìn)行變現(xiàn)的能力，也會影響到消費者購買住房獲取貸款等資金的難易程度，這會對住房價格通過財富效應(yīng)及擠出效應(yīng)作用于居民消費的機理產(chǎn)生影響。在財富效應(yīng)方面，由于自有住房具有投資品和抵押品的屬性，作為投資品，若交易費用、房產(chǎn)稅等過高導(dǎo)致交易成本過高，降低房地產(chǎn)財富的變現(xiàn)程度;作為抵押品，當(dāng)對于手續(xù)費、利率水平、抵押要求等門檻過高時，也會增加抵押成本，不利于房地產(chǎn)資產(chǎn)的變現(xiàn)。此時，流動性約束較強，財富效應(yīng)的發(fā)揮受到抑制，自然也會影響到居民的消費。因此，流動性約束水平的提高不利于財富效應(yīng)的發(fā)揮。在擠出效應(yīng)方面，倘若信貸市場由于信息不對稱或?qū)κ杖胨?、首付比例和利率水平等要求較高，將會使居民獲取貸款的難度增加，取得貸款的成本提高，這會導(dǎo)致居民為購買住房更加依賴于預(yù)防性儲蓄，縮減當(dāng)期消費，也就是說流動性約束水平的增加會進(jìn)一步增強房價上漲對居民消費的擠出效應(yīng)。

綜上，住房價格對居民消費產(chǎn)生的影響是財富效應(yīng)、擠出效應(yīng)以及流動性約束綜合作用的結(jié)果。若住房價格上漲通過財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的綜合作用后表現(xiàn)出促進(jìn)居民消費的效應(yīng)，則考慮流動性約束后，這種促進(jìn)效應(yīng)將會減小;反之，若住房價格上漲通過財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的綜合作用后表現(xiàn)出抑制居民消費的效應(yīng)，則考慮流動性約束后，這種抑制效應(yīng)將被加大。

三、模型構(gòu)建、指標(biāo)說明與數(shù)據(jù)來源

（一）面板門檻模型的構(gòu)建

對住房價格和居民消費率的關(guān)系進(jìn)行分析，首先可以考慮建立標(biāo)準(zhǔn)的線性模型，如式（1）所示。如果要在其基礎(chǔ)上考察可能存在的非線性影響，特別是可能存在的區(qū)制轉(zhuǎn)移或門檻效應(yīng)，Hansen （1999）的面板門檻模型是非常好的估計方法之一。該方法不僅能估計出門檻值，而且能夠?qū)﹂T檻值的正確性及內(nèi)生“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性檢驗。其主旨思想是將門檻值作為一個未知變量納入一般的計量模型中，構(gòu)建所考察的區(qū)制解釋變量系數(shù)的分段函數(shù)，并對門檻值及“門檻效應(yīng)”進(jìn)行相應(yīng)的估計和檢驗。根據(jù)這一思想，首先假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”，在式（1）基礎(chǔ)上可以構(gòu)建單門檻模型（2），多門檻模型可由單門檻模型擴展得到。

（二）指標(biāo)說明與數(shù)據(jù)來源

鑒于城市數(shù)據(jù)比省際數(shù)據(jù)更具代表性，因此選用中國2005—2014年34個大中城市的年度面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。所使用的各城市面板數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各城市統(tǒng)計年鑒、萬得資訊金融終端直接獲取或經(jīng)過計算間接得出，個別缺失的數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法預(yù)測得出。

1. 被解釋變量。對居民消費率的度量，選用“各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭人均消費性支出”和“各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”的比值，以[CR]表示。

2. 控制變量。為了增加模型的擬合優(yōu)度，在此選用兩個變量作為控制變量。參照付振奇（2013）、周微（2014）的研究，認(rèn)為住宅投資完成額和城鎮(zhèn)化率對居民消費率都會產(chǎn)生一定的影響。各城市住宅投資完成額用[INV]表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》主要城市年度數(shù)據(jù);對城鎮(zhèn)化率的度量，由于對城市人口的統(tǒng)計分為城鎮(zhèn)人口和戶籍人口兩種統(tǒng)計口徑，為了使得統(tǒng)計口徑統(tǒng)一以及盡可能多地獲得原始數(shù)據(jù)，均采用戶籍人口統(tǒng)計口徑，選用各城市非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘谋戎祦肀硎境擎?zhèn)化率，以[UR]表示。

3. 解釋變量。對房價的度量，本文主要研究的是居民消費率與住房價格之間的關(guān)系，因此在此采用各城市住宅商品房平均銷售價格，以[P]表示。

4. 門檻變量。對于門檻變量流動性約束的度量，本文采用人均儲蓄作為代理變量。一方面，儲蓄是貨幣供應(yīng)量的重要組成部分，可以從結(jié)果視角反映流動性約束的強弱，人均儲蓄余額越高，本身就反映出流動性約束較弱;另一方面，陳健等（2012）認(rèn)為人均儲蓄可以作為人均可自由支配收入的代理變量，可作為信貸約束的度量，而信貸約束是流動性約束的重要組成部分。具體變量說明如表1所示。

變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。被解釋變量均值為0.73，變化范圍為0.41—1.19，幅度較大，反映出各城市之間的居民消費率存在較大的差異;解釋變量的變化區(qū)間更加明顯，為0.15—2.4，反映了住房價格在各城市之間隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的顯著差異;控制變量均值分別為0.068和0.583，其中住房投資完成額相對變化范圍較大，城鎮(zhèn)化率變化范圍相對較小;門檻變量均值為10.6，變化范圍為7.15—12.63，由于該值為對數(shù)化之后的取值，因此，門檻變量的變化范圍也較大。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）單位根檢驗

本文采用相同根單位根檢驗LLC和不同根單位根檢驗ADF-Fisher兩種檢驗方法，以提高結(jié)果準(zhǔn)確性。如果拒絕存在單位根的原假設(shè)，則可以認(rèn)為此序列是平穩(wěn)的，反之就是非平穩(wěn)的。從表3的結(jié)果可以看出，各變量（包括門檻變量）皆為一階單整，即序列表現(xiàn)出一階差分平穩(wěn)性。

（二）協(xié)整檢驗

本文進(jìn)行協(xié)整檢驗時，選擇的是Kao檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示，可以看出模型的各變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。因此，可以使用經(jīng)典回歸模型。

（三）門檻模型的估計與檢驗

選取流動性約束作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，所得F統(tǒng)計量與P值如表5所示，從中可以看出重復(fù)1000次 Bootstrap方法的單門檻檢驗，F(xiàn)值為17.0466，P值為0.0000，通過了1%的顯著性檢驗;接下來進(jìn)行雙門檻檢驗，結(jié)果顯示F值為3.4647，P值為0.0700，通過了10%的顯著性檢驗，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為該模型存在雙重門檻效應(yīng)（還可在此基礎(chǔ)上繼續(xù)進(jìn)行多重門檻檢驗，直到不能通過F檢驗，考慮到研究的經(jīng)濟(jì)問題，這里采用的是雙重門檻的估計結(jié)果）。

利用極大似然法對門檻的顯著性進(jìn)行檢驗，此處選擇95%置信區(qū)間。門檻值估計結(jié)果和置信區(qū)間如表6所示?？梢钥闯鲩T檻值通過了檢驗。[LNS]的雙門檻分別為11.1723和11.5103，換算成人均儲蓄額即分別為 71132.53元/人和 99787.68 元/人。該門檻模型的參數(shù)估計結(jié)果如表7所示。

（四）結(jié)果分析

從控制變量來看，住宅投資完成額與居民消費率呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)關(guān)系。住宅投資完成額越高，越有利于經(jīng)濟(jì)增長，從而也會促進(jìn)居民消費;城鎮(zhèn)化率與居民消費率的系數(shù)并不顯著，說明城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展并沒有對居民消費率產(chǎn)生顯著的影響。這與一些學(xué)者的結(jié)論有相似之處。有學(xué)者認(rèn)為，城市化率的度量不僅與城鎮(zhèn)人口數(shù)量有關(guān)，還與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、社會保障等密切相關(guān)。因此，雖然城鎮(zhèn)人口比重增加，但由于相應(yīng)的其他建設(shè)并沒有跟上城鎮(zhèn)化的速度，僅用城鎮(zhèn)人口比重并不能很好地度量城鎮(zhèn)化進(jìn)度，因此城鎮(zhèn)化率對居民消費率的影響并不顯著。下文將主要分析在不同的流動性約束條件下，房價對居民消費率的影響。

從解釋變量來看，通過結(jié)果顯示并經(jīng)過換算得出，在人均儲蓄額低于第一個門檻值71132.53元時，系數(shù)為-0.0806，且通過了1%的顯著性檢驗，房價對消費的影響呈現(xiàn)出明顯的抑制作用，表示房價每上漲1萬元，居民消費率就會下降大約8個百分點。當(dāng)人均儲蓄額在第一個和第二個門檻值之間（71132.53

（五） 對結(jié)果的進(jìn)一步討論

通過比較門檻值與各城市的人均儲蓄額發(fā)現(xiàn)，僅有27個數(shù)據(jù)超過第二個門檻值，這些數(shù)據(jù)主要分布在北京、上海、廣州和深圳，其余城市均在第二個門檻值以下，這說明只有極少數(shù)發(fā)展水平較高的城市，房價上漲沒有對居民消費率產(chǎn)生明顯抑制作用，而大多數(shù)城市由于流動性約束較強，抑制作用較為明顯。這符合本文開始對于房價對消費率影響的理論分析。北上廣深這4個城市居民整體儲蓄水平較高，整體經(jīng)濟(jì)及金融發(fā)展水平較高，因此受到流動性約束較低，房價上漲對消費產(chǎn)生的抑制影響不顯著。而相比較而言，其他的城市由于經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展水平較低、人均儲蓄余額較少、受到的流動性約束較高，房價上漲對他們消費率的抑制作用較為明顯。

五、結(jié)論

文章采用2005—2014年中國34個大中城市的面板數(shù)據(jù)建立面板門檻模型，研究在不同的流動性約束下我國住房價格與居民消費率的關(guān)系。主要得出以下結(jié)論：第一，我國房價對居民消費率的影響主要表現(xiàn)為抑制作用。第二，在以流動性約束作為門檻變量的條件下，住房價格對消費率的影響存在著明顯的雙重門檻效應(yīng)。隨著流動性約束的減弱，房價對居民消費率的負(fù)向作用也在逐漸減弱。第三，對于發(fā)展水平較高的城市，受到流動性約束較小，房價對居民消費率的影響不顯著;反之，對于其他城市而言，流動性約束效應(yīng)比較明顯，因此表現(xiàn)為房價上漲對居民消費率的抑制作用也較為明顯。

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