周小寒

（上海杉達(dá)學(xué)院 管理學(xué)院，上海 201209，E-mail：bailan6589@163.com）

近年來，我國住戶部門杠桿率持續(xù)上升，2007年1 季度至2009 年2 季度在15%~20%之間，相對(duì)平穩(wěn)，2009 年3 季度開始急速攀升，到2017 年4季度已高達(dá)48.97%。與此同時(shí)，我國城市住房?jī)r(jià)格也呈不斷上漲之勢(shì)，2007 年1 季度至2017 年3 季度，全國城市新建住房均價(jià)從3526.13 元/m2快速攀升至7680.80 元/m2，上漲了2.18 倍。兩者結(jié)合不難發(fā)現(xiàn)，我國居民杠桿率與住房?jī)r(jià)格的波動(dòng)呈現(xiàn)出很強(qiáng)的同步趨勢(shì)。這一現(xiàn)象引起了社會(huì)關(guān)注，有觀點(diǎn)認(rèn)為房?jī)r(jià)推高了居民杠桿率，另有觀點(diǎn)卻認(rèn)為高杠桿驅(qū)動(dòng)了房?jī)r(jià)的上漲，但有關(guān)兩者的互動(dòng)機(jī)制和實(shí)證檢驗(yàn)較少。

對(duì)于居民杠桿率與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系，前人已開展了一些有益的研究，主要集中于3 個(gè)方面：一是居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響，如Lamont 等[1]利用1984~1994 年間美國44 個(gè)大都市的住房調(diào)查，研究了不同城市的房?jī)r(jià)如何因購房人的杠桿率的不同而變化。結(jié)果表明在高杠桿率的城市，房?jī)r(jià)對(duì)收入沖擊的反應(yīng)相當(dāng)迅速，而在低杠桿率的城市，這種反應(yīng)要緩慢得多。也有學(xué)者持相反的觀點(diǎn)，如Seko等[2]利用日本地級(jí)數(shù)據(jù)，分析了追索貸款制度下的借貸模式與房?jī)r(jià)動(dòng)態(tài)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)購房者高杠桿率的地區(qū)，房?jī)r(jià)對(duì)特定地區(qū)的沖擊（如人均收入的變化）的反應(yīng)較小。還有學(xué)者認(rèn)為杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)影響存在區(qū)域差異，如Ye 等[3]研究家庭借貸行為對(duì)中國房?jī)r(jià)的影響，結(jié)果表明一線城市受杠桿影響較大，二線城市受地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響較大，三線城市受杠桿影響較小，但受地價(jià)影響較大。魏瑋等[4]通過拓展最優(yōu)跨期消費(fèi)理論模型，推導(dǎo)出房?jī)r(jià)對(duì)房貸杠桿率的沖擊呈現(xiàn)出正向、免疫及負(fù)向反應(yīng)，并采用我國2006~2015 年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)房貸杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響存在顯著的雙重門檻效應(yīng)。東部地區(qū)房?jī)r(jià)對(duì)房貸杠桿變動(dòng)最為敏感，其雙重門檻效應(yīng)較中西部地區(qū)出現(xiàn)得更早。而劉金全等[5]采用2007~2017 年月度數(shù)據(jù)實(shí)證研究貨幣政策、GDP 增速及居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)的影響，認(rèn)為居民杠桿率對(duì)房?jī)r(jià)沒有顯著影響，房?jī)r(jià)上漲的主要原因是寬松的貨幣政策；二是房?jī)r(jià)對(duì)居民杠桿率的影響，如Dynan等[6]研究了美國家庭杠桿率上升的原因及后果，認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲推高家庭債務(wù)，是家庭杠桿率上升的重要原因之一。劉磊等[7]認(rèn)為居民杠桿率上升的主要原因是房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮。李雅林[8]、張江濤[9]也認(rèn)為我國居民杠桿率的快速上升主要源于住房購買需求的不斷上升和房?jī)r(jià)的上升。周廣肅等[10]利用中國家庭追蹤調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)探討了房?jī)r(jià)上漲對(duì)家庭杠桿率的作用機(jī)制，結(jié)果表明住房?jī)r(jià)格的快速上漲推動(dòng)了家庭杠桿率的急劇攀升，房?jī)r(jià)每上漲1 倍，樣本期間的家庭杠桿率將上升39.2%；三是居民杠桿率與房?jī)r(jià)的相互影響，如孫丹等[11]認(rèn)為房?jī)r(jià)上升與高居民杠桿率互為因果，即居民加杠桿刺激房?jī)r(jià)不斷走高，房?jī)r(jià)上升又反過來推高居民杠桿率水平。陸岷峰等[12]采用1996~2016 年我國宏觀數(shù)據(jù)實(shí)證分析了居民杠桿率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及房地產(chǎn)發(fā)展的影響，結(jié)果表明居民加杠桿刺激房地產(chǎn)發(fā)展是雙向的相互作用，呈現(xiàn)出螺旋上升的現(xiàn)象。

對(duì)已有文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，居民杠桿率與房地產(chǎn)價(jià)格兩者關(guān)系的研究總體上較少，且大多偏向于兩者的單向影響上，且沒有得到較為一致的結(jié)論。而居民杠桿率與房?jī)r(jià)的雙向影響的研究，尤其是實(shí)證檢驗(yàn)則更為少見。因此，本文從我國居民杠桿率與住房?jī)r(jià)格同步現(xiàn)象出發(fā)，深入探索兩者的內(nèi)在聯(lián)系和作用機(jī)制，這對(duì)認(rèn)識(shí)我國房?jī)r(jià)上漲的邏輯及深層次原因，進(jìn)一步有效管理房地產(chǎn)市場(chǎng)以防止房?jī)r(jià)泡沫風(fēng)險(xiǎn)有著重要意義。

1 居民杠桿率與住房?jī)r(jià)格間的相互影響

1.1 居民杠桿率對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響

居民杠桿率上升會(huì)推動(dòng)住房?jī)r(jià)格上漲。眾所周知，住房具有價(jià)值量大的特性，一套住房動(dòng)輒數(shù)百萬甚至上千萬，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了普通家庭的收入水平。因此，多數(shù)家庭只能通過借貸（主要是銀行抵押貸款），才能實(shí)現(xiàn)其購房需求。居民家庭借貸越多，杠桿率上升，其住房支付能力就越強(qiáng)，從而促進(jìn)住房購買欲望的實(shí)現(xiàn)，甚至激發(fā)更多的住房購買需求，在住房供給短期缺乏彈性的情況下，導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格上升。

對(duì)于高收入家庭，住房作為一項(xiàng)優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)，住房投資（投機(jī)）預(yù)期收益較高，因此，在當(dāng)前投資渠道狹窄的情況下，高收入家庭的住房投資（投機(jī)）需求很旺盛。而近年來我國利率水平相對(duì)較低，為充分獲取財(cái)務(wù)杠桿利益，高收入群體也傾向于貸款購房而非全款購房。且高收入家庭具有更強(qiáng)的融資能力，因而更容易也更傾向于抬高債務(wù)杠桿率以放大其住房投資（投機(jī)）需求。因此，居民杠桿率上升，促使居民住房購買需求得以激發(fā)、實(shí)現(xiàn)和放大，從而促進(jìn)了住房?jī)r(jià)格的上漲。

1.2 住房?jī)r(jià)格對(duì)居民杠桿率的影響

我國住戶部門的銀行貸款幾乎可涵蓋居民家庭的全部債務(wù)，這是因?yàn)?，在我國居民家庭主要靠銀行借貸進(jìn)行債務(wù)融資[13]。再看住戶部門貸款的構(gòu)成，居民戶各類貸款中，中長(zhǎng)期貸款占比在64%以上，而在中長(zhǎng)期貸款總額中中長(zhǎng)期消費(fèi)貸款占比達(dá)80%以上，可見，中長(zhǎng)期消費(fèi)貸款是居民戶貸款的主體。現(xiàn)實(shí)中，我國居民家庭主要因購房而貸款，中長(zhǎng)期消費(fèi)貸款主要集中于居民住房抵押貸款，因此，居民住房抵押貸款是住戶部門總貸款的主要成分。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國居民住房抵押貸款占住戶部門全部貸款的比重較高，且持續(xù)上升，2007 年1 季度至2016 年2 季度這一比重在50%以上，2018 年3 季度上升到60.8%，這還不包括購房“首付貸”、公積金貸款等借貸，如將這些算在內(nèi)，這一比重將在70%以上。由此可見，住戶購房信貸對(duì)居民杠桿率有舉足輕重的影響，住戶購房信貸擴(kuò)張必會(huì)引起居民杠桿率上升。

住房?jī)r(jià)格上漲又反過來推高居民杠桿率，主要通過以下兩方面引起住戶信貸擴(kuò)張來實(shí)現(xiàn)的。一是住房?jī)r(jià)格上漲，住房資產(chǎn)的抵押價(jià)值也隨著上升，使得購房者增加住房抵押貸款實(shí)現(xiàn)購房需求，進(jìn)而導(dǎo)致居民家庭杠桿率上升。而對(duì)于有房家庭，房?jī)r(jià)上漲會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，即可能會(huì)讓家庭感覺更加富裕，從而增加消費(fèi)減少儲(chǔ)蓄，導(dǎo)致更多的借貸，也推高居民杠桿率；二是房?jī)r(jià)上漲，市場(chǎng)易形成房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期。在預(yù)期房?jī)r(jià)上漲的情況下，首次購房意向的家庭為避免房?jī)r(jià)上漲加大買房代價(jià)，傾向于以購房信貸來提升住房支付能力，加快入市滿足其住房消費(fèi)需求；而兩套或多套購房意向的群體，為最大化其住房投資（投機(jī)）收益，則傾向于擴(kuò)大其住房抵押貸款規(guī)模來放大住房購買量。所以說，房?jī)r(jià)上漲通過滋生房?jī)r(jià)上漲預(yù)期，進(jìn)而激發(fā)住房購買需求，再導(dǎo)致住戶購房信貸規(guī)模的擴(kuò)張，而住房抵押貸款是家庭負(fù)債的主體部分，因此，促進(jìn)了居民杠桿率的上升。

2 實(shí)證分析

2.1 變量的選取及數(shù)據(jù)說明

本文選取居民購房貸款規(guī)模、居民杠桿率和住房?jī)r(jià)格3 個(gè)變量，來實(shí)證考察居民杠桿率與住房?jī)r(jià)格的動(dòng)態(tài)關(guān)系。變量居民購房貸款規(guī)模，用HL 表示，由于沒有對(duì)外公開的住房抵押貸款數(shù)據(jù)，而它在居戶中長(zhǎng)期消費(fèi)貸款中占絕大部分比重，因此，將居戶中長(zhǎng)期消費(fèi)貸款余額作為居民購房貸款規(guī)模的代理變量（單位：億元）；變量居民杠桿率，用HSL 表示，由居民部門貸款余額除以GDP 得來；變量住房?jī)r(jià)格，用HP 表示，由全國新建住房季度銷售額除以季度銷售面積得來（單位：元/m2）。

變量數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫，取2005 年1 季度至2017 年4 季度共52 組數(shù)據(jù)作為樣本。實(shí)證分析利用Eviews8.0 軟件進(jìn)行。對(duì)數(shù)據(jù)先做如下處理：

（1）以2005 年1 季度為基期，對(duì)HL、HP 進(jìn)行CPI 季度定基指數(shù)平減，以消除價(jià)格變動(dòng)的影響，得到HL 和HP 的實(shí)際值。

（2）對(duì)所有的變量數(shù)據(jù)均取對(duì)數(shù)處理得LnHL、LnHSL 和LnHP，以消除共線性，減少異方差、奇異值。

（3）對(duì)所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行Census X12 季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)性影響。

主要變量的統(tǒng)計(jì)描述如表1 所示。

2.2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)“偽回歸”，應(yīng)在變量序列平穩(wěn)的情況下建立VAR 模型，因此，在建立VAR 模型前，先對(duì)變量序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在此采用ADF 單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明：LnHP、LnHL 和LnHSL 均是平穩(wěn)的時(shí)間序列，如表2 所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 Granger 因果檢驗(yàn)

現(xiàn)對(duì)變量LnHP、LnHL 和LnHSL 做Granger因果檢驗(yàn)，以確定三者之間相互作用的因果關(guān)系。Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 主要變量的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（1）居民購房貸款規(guī)模與住房?jī)r(jià)格間的作用關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果顯示LnHL 與LnHP 之間在5%的顯著水平上存在雙向Granger 因果關(guān)系。說明居民購房貸款規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)住房?jī)r(jià)格上漲有促進(jìn)作用。由于住房?jī)r(jià)值量大，居民購房一般都離不開信貸支持。購房抵押貸款規(guī)模擴(kuò)張能實(shí)現(xiàn)和放大居民購房需求，從而推動(dòng)住房?jī)r(jià)格上漲。同時(shí)，住房?jī)r(jià)格上漲又反過來促進(jìn)居民購房貸款規(guī)模的擴(kuò)大。因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲易滋生住房增值預(yù)期，為避免購房成本增加，或?yàn)榱双@取購房的增值收益，人們強(qiáng)烈的購房意愿被激發(fā)，進(jìn)而增加對(duì)住房抵押貸款的需求，導(dǎo)致居民購房抵押貸款規(guī)模擴(kuò)大。

（2）居民購房貸款規(guī)模與居民杠桿率的關(guān)系。兩者間只存在單向Granger 因果關(guān)系，在5%的顯著水平上LnHL 是LnHSL 的Granger 原因，但LnHSL不是LnHL 的Granger 原因。因?yàn)榫用窦彝鶆?wù)中住房按揭貸款占較大比重，住房抵押貸款的變化直接導(dǎo)致家庭債務(wù)水平變化，因此，居民購房抵押貸款規(guī)模增大會(huì)導(dǎo)致居民杠桿率上升。然而，除了買房而貸款以外，居民家庭還會(huì)因消費(fèi)或生產(chǎn)、經(jīng)營等而貸款。居民家庭債務(wù)水平上升，并不一定是因買房而舉債，因此，居民杠桿率變動(dòng)不是住房抵押貸款規(guī)模變動(dòng)的原因。

Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果還顯示：LnHP 和LnHSL 在5%的顯著水平上存在雙向因果關(guān)系。這說明居民杠桿率上升促進(jìn)了住房?jī)r(jià)格上漲，而住房?jī)r(jià)格上漲又反過來推高了居民杠桿率。

2.4 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

對(duì)VAR 模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)是必要的。檢驗(yàn)結(jié)果如圖1 所示。VAR 模型的AR 根的模均小于1，即位于單位圓內(nèi)，這說明所構(gòu)建的VAR 模型是穩(wěn)定的。因此，變量LnHP、LnHL 和LnHSL 之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，可對(duì)其進(jìn)一步做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。

圖1 單位圓與特征根

2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)可隨著時(shí)間的推移，觀察模型中各變量對(duì)于沖擊是如何反應(yīng)的。具體來說，它可刻畫在誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。例如，在變量HSL 的誤差項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)HP 當(dāng)前值和未來值所帶來的影響如圖2 所示。

圖2 HP 對(duì)HSL 一個(gè)新息的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

對(duì)于每一個(gè)誤差項(xiàng)，內(nèi)生變量都對(duì)應(yīng)著一個(gè)脈沖函數(shù)，因此，基于3 個(gè)內(nèi)生變量的VAR 模型共有9 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)，除圖2 所示的肪沖響應(yīng)函數(shù)外，其余8 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖3 所示。

圖3 各變量對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

第1 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖描述了住房?jī)r(jià)格對(duì)其自身沖擊的脈沖響應(yīng)。圖中住房?jī)r(jià)格對(duì)自身的沖擊立即做出了最大同向響應(yīng)，但隨著時(shí)間推移，響應(yīng)會(huì)減弱，仍存在較長(zhǎng)的持續(xù)正向推動(dòng)作用，可見住房?jī)r(jià)格波動(dòng)存在一定的慣性。第2、第3 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖分別描述住房?jī)r(jià)格對(duì)居民購房貸款規(guī)模、居民杠桿率沖擊的脈沖響應(yīng)。對(duì)于居民購房貸款、居民杠桿率的沖擊，住房?jī)r(jià)格都未立即做出響應(yīng)，存在一定滯后性。給居民購房貸款、居民杠桿率一個(gè)正向沖擊，住房?jī)r(jià)格在第1 期后開始做出正向反饋，其后居民購房貸款對(duì)住房?jī)r(jià)格一直延續(xù)該正向影響，而居民杠桿率短期產(chǎn)生正向影響，長(zhǎng)期轉(zhuǎn)向負(fù)面影響。這說明居民購房貸款規(guī)模擴(kuò)大，居民加杠桿上升對(duì)住房?jī)r(jià)格上漲具有推動(dòng)作用，但長(zhǎng)期居民加杠桿空間有限，無法一直支持房?jī)r(jià)上漲。

第4 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖描述了居民購房貸款對(duì)住房?jī)r(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)。當(dāng)給住房?jī)r(jià)格一個(gè)正沖擊后，居民購房貸款在第1 期就做出正反饋，并逐漸加強(qiáng)具有較長(zhǎng)的持續(xù)正效應(yīng)，穩(wěn)定在3%左右。由第7 個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，給住房?jī)r(jià)格一個(gè)正的沖擊，居民杠桿率在當(dāng)期便做出了正反饋，在第3 期達(dá)到最大值，之后略微減弱且產(chǎn)生了持續(xù)的正影響。這說明住房?jī)r(jià)格上漲會(huì)推動(dòng)居民購房貸款規(guī)模擴(kuò)大，提升居民杠桿率。

2.6 方差分解模型分析

VAR 的方差分解能夠給出隨機(jī)信息的相對(duì)重要性信息，通常利用相對(duì)方差貢獻(xiàn)率來衡量。含有LnHP、LnHL 和LnHSL 3 個(gè)變量的VAR 跨時(shí)為20的方差分解如表4 所示。

表4 方差分解表

表中第一列是預(yù)測(cè)期；第二列是相對(duì)于不同預(yù)測(cè)期的變量的預(yù)測(cè)誤差，這種預(yù)測(cè)誤差來源于新息的當(dāng)期值和未來值；其后三列分別給出LnHP、LnHL 和LnHSL 為因變量的方程新息所引起的方差占總方差的百分比（相對(duì)方差貢獻(xiàn)率）。

方差分解的結(jié)果顯示，在第一時(shí)期，住房?jī)r(jià)格的所有變動(dòng)均來自其自身的信息，相對(duì)方差貢獻(xiàn)率為100%。居民購房貸款規(guī)模和居民杠桿率對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的沖擊有滯后效應(yīng)，在第二期才開始顯現(xiàn)，并隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)出逐步增強(qiáng)態(tài)勢(shì)。到第19 期，住房抵押貸款規(guī)模、居民杠桿率對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的沖擊影響分別達(dá)56%和11%左右，且這種沖擊影響趨于穩(wěn)定。說明住房抵押貸款規(guī)模擴(kuò)大、居民杠桿率上升是推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲的重要因素，但這一作用存在一定滯后性。

從居民杠桿率的分解結(jié)果看，在第1 時(shí)期，居民杠桿率就立即受到其自身、住房抵押貸款規(guī)模和住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的沖擊影響。其中，受自身沖擊影響最大，說明居民杠桿率波動(dòng)具有一定的慣性。隨著時(shí)間推移，住房抵押貸款規(guī)模對(duì)居民杠桿率的沖擊影響逐漸增強(qiáng)，到7 期趨于穩(wěn)定，穩(wěn)定在68%左右，證實(shí)了居民購房需求是推高居民杠桿率的重要因素。同時(shí)，還可以看到，住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民杠桿率也有重要影響。在第1 期，住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民杠桿率的沖擊就開始顯現(xiàn)，達(dá)20.56%，之后沖擊增強(qiáng)，在第4 期達(dá)到最大38.12%，之后又有所減弱，在第19 期趨于穩(wěn)定。

3 結(jié)論與建議

本文選取2005~2017 年季度數(shù)據(jù)，建立VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示民購房貸款規(guī)模擴(kuò)大是驅(qū)動(dòng)居民杠桿率上升的Granger 原因，居民杠桿率上升和住房?jī)r(jià)格上漲之間存在雙向Granger 因果關(guān)系。進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析表明，給居民購房貸款和居民部門杠桿率一個(gè)正向沖擊，在一定的滯后之后，住房?jī)r(jià)格便做出正響應(yīng)。隨時(shí)間推移，貸款和居民杠桿率對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)的沖擊影響都在增強(qiáng)，分別趨于穩(wěn)定在56%左右和11%左右。證實(shí)了居民購房貸款規(guī)模擴(kuò)張是居民杠桿率上升的重要因素，居民加杠桿與住房?jī)r(jià)格上漲存在循環(huán)互推，螺旋上升的關(guān)系。當(dāng)住房?jī)r(jià)格上升時(shí)，住房抵押價(jià)值上升，使得家庭債務(wù)杠桿率上升。同時(shí)房?jī)r(jià)上漲預(yù)期的形成，進(jìn)一步刺激居民加杠桿率購房，購房需求的上升又進(jìn)一步促進(jìn)住房?jī)r(jià)格上漲，房?jī)r(jià)持續(xù)快速增長(zhǎng)到高位，而居民部門隨著經(jīng)濟(jì)增速的放緩收入增速也會(huì)放緩，且居民醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等支出負(fù)擔(dān)較重，隱性債務(wù)水平較高，導(dǎo)致未來持續(xù)地快速加杠桿的空間有限，可能出現(xiàn)居民部門難以進(jìn)一步加杠桿承接高房?jī)r(jià)局面，這將加劇樓市泡沫破滅的風(fēng)險(xiǎn)。一旦房?jī)r(jià)斷崖式下跌，而房地產(chǎn)又是占比最大的抵押品，抵押品貶值將增加金融體系風(fēng)險(xiǎn)。

鑒于此，本文提出以下消弱居民加杠桿與房?jī)r(jià)上漲互推作用的對(duì)策建議，以期促進(jìn)住房市場(chǎng)良性發(fā)展。

（1）加強(qiáng)住房市場(chǎng)的預(yù)期管理，消弱房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民加杠桿的刺激作用。市場(chǎng)預(yù)期是建立在市場(chǎng)過去和現(xiàn)在的信息之上的，如果市場(chǎng)信息不充分，真實(shí)性不夠，就會(huì)滋生各種非理性預(yù)期的傳播與擴(kuò)散。因此，應(yīng)建立健全房地產(chǎn)市場(chǎng)信息的共享機(jī)制，規(guī)范信息的傳播渠道，加強(qiáng)信息發(fā)布的審查審核，加強(qiáng)虛假信息傳播與擴(kuò)散的懲戒力度，以確保房地產(chǎn)市場(chǎng)信息的公開性、透明性和真實(shí)性，此外，政府定制房地產(chǎn)調(diào)控政策時(shí)應(yīng)考慮到預(yù)期因素，并做出應(yīng)對(duì)預(yù)期影響的調(diào)整，且應(yīng)維持房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策的相對(duì)穩(wěn)定性，以便引導(dǎo)和穩(wěn)定公眾的房?jī)r(jià)合理預(yù)期。

（2）分散居民加杠桿在住房買賣市場(chǎng)的集中度，減少杠桿資金流入住房市場(chǎng)，消弱居民加杠桿對(duì)房?jī)r(jià)上漲的推動(dòng)作用。一方面要拓展投資渠道，提升實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投資回報(bào)，完善多層次的資本市場(chǎng)，給居民帶來更多的投資機(jī)會(huì)，從而分散居民投資需求，使投資不過度集中于住房資產(chǎn)；另一方面完善“租售并舉”的住房制度，促進(jìn)住房租賃市場(chǎng)的發(fā)展，通過住房租賃市場(chǎng)分流居民的住房消費(fèi)需求和投資需求，從而使居民住房需求不過度集中在住房買賣市場(chǎng)。

（3）加強(qiáng)住房信貸管理，從源頭上抑制居民因購房而加杠桿。一是要嚴(yán)格落實(shí)差別化住房信貸政策，支持首次購房的信貸需求，抑制投資（投機(jī)）性購房信貸需求；二是要嚴(yán)格杜絕“首付貸”“贖樓貸”等形式的非法場(chǎng)外杠桿資金進(jìn)入住房買賣市場(chǎng)。

4 結(jié)語

本文基于我國居民杠桿率快速攀升以及房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的經(jīng)濟(jì)背景，分析了居民杠桿率與住房?jī)r(jià)格間的作用機(jī)制，并采用2005~2017 年季度數(shù)據(jù)，建立VAR 模型對(duì)兩者的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明居民購房貸款規(guī)模擴(kuò)張是導(dǎo)致居民杠桿率上升的重要因素，居民加杠桿與住房?jī)r(jià)格上漲存在循環(huán)互推，螺旋上升之勢(shì)，這可能會(huì)加劇樓市泡沫破滅的風(fēng)險(xiǎn)。這一研究結(jié)論有助于認(rèn)識(shí)我國住房?jī)r(jià)格上漲的邏輯和深層次原因，對(duì)進(jìn)一步完善房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策，促進(jìn)住房市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展有著重要意義?；谘芯浚P者建議住房市場(chǎng)的進(jìn)一步調(diào)控應(yīng)著重從加強(qiáng)住房市場(chǎng)的預(yù)期管理、分散居民加杠桿在住房買賣市場(chǎng)的集中度、加強(qiáng)住房信貸管理等方面入手。