住房?jī)r(jià)格、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)率

李江濤 孫啟偉 紀(jì)建悅

摘? ?要：與以往直接通過(guò)財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)分析住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)率的影響不同，本文將流動(dòng)性約束納入分析框架，指出考慮流動(dòng)性約束后，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)率存在非線性影響的機(jī)理。在此基礎(chǔ)上，以流動(dòng)性約束作為門檻變量，采用面板門檻模型，以我國(guó)34個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，隨著流動(dòng)性約束水平降低，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)居民消費(fèi)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(fèi)率;住房?jī)r(jià)格;流動(dòng)性約束;面板門檻模型

中圖分類號(hào)：F830? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：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(guó)經(jīng)濟(jì)已步入新常態(tài)，表現(xiàn)為產(chǎn)能過(guò)剩、投資和出口動(dòng)力不足，消費(fèi)需求正在成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主體（易培強(qiáng)，2015）。然而，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)顯示，近些年來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)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(shì)特征。因此，如何拉動(dòng)居民消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是我國(guó)當(dāng)前需要解決的重要問(wèn)題。

與此同時(shí)，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(lái)在我國(guó)取得飛速發(fā)展，全國(guó)住房平均銷售價(jià)格由2005年的2936.96元上漲至2014年的5933元，住房?jī)r(jià)格一直處于上漲狀態(tài)（見圖2）。這與居民消費(fèi)率的變化特征正好相反。住房?jī)r(jià)格和居民消費(fèi)率相反的變化趨勢(shì)，是偶然現(xiàn)象還是必然結(jié)果？這一問(wèn)題值得進(jìn)行深入研究。

當(dāng)前對(duì)房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)關(guān)系的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要存在以下三種觀點(diǎn)：一是房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)為正向的線性關(guān)系。Carroll等（2006）認(rèn)為21世紀(jì)初美國(guó)金融市場(chǎng)低迷并且工資收入增長(zhǎng)緩慢，但消費(fèi)增長(zhǎng)依然強(qiáng)勁的根本原因是由于房地產(chǎn)價(jià)格上漲使得人們?cè)黾訉?duì)未來(lái)的收入預(yù)期，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生財(cái)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(shí)證結(jié)果表明房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲對(duì)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用。二是房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)呈現(xiàn)負(fù)向的線性關(guān)系。Louise Sheiner（1995）認(rèn)為住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)年輕群體產(chǎn)生的財(cái)富作用是負(fù)向的。通過(guò)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與儲(chǔ)蓄正相關(guān)，意味著與居民消費(fèi)率負(fù)相關(guān)。 戴穎杰和周奎?。?012）運(yùn)用FAVAR模型對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)為抑制作用，沒(méi)有表現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)。周華東和高玲玲（2014）基于生命周期理論和相對(duì)收入假說(shuō)，對(duì)我國(guó)29個(gè)城市2001—2010年的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出2005年之前房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響不顯著，2005年之后房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)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?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的作用取決于財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的相對(duì)大小。在房?jī)r(jià)較低的階段，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)大于擠出效應(yīng);隨著房?jī)r(jià)上漲超過(guò)到一定水平，其擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)，并利用實(shí)證方法證明房?jī)r(jià)上漲與居民消費(fèi)呈倒U形關(guān)系，與機(jī)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?jī)r(jià)增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)之間的非線性關(guān)系，得出房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但房?jī)r(jià)低增長(zhǎng)階段的擠出效應(yīng)比高增長(zhǎng)階段更加顯著，因此呈現(xiàn)非線性特征。

已有文獻(xiàn)對(duì)兩者關(guān)系展開研究時(shí)，主要認(rèn)為住房?jī)r(jià)格通過(guò)財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)對(duì)居民的消費(fèi)產(chǎn)生影響。值得注意的是，居民的消費(fèi)行為同時(shí)也會(huì)受到流動(dòng)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(huì)受到流動(dòng)性約束或?qū)α鲃?dòng)性約束產(chǎn)生影響。因此，分析住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)率之間的關(guān)系時(shí)，流動(dòng)性約束因素不容忽視?，F(xiàn)有的研究對(duì)此關(guān)注不多，本文擬將流動(dòng)性約束納入分析住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)率的影響分析框架，對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行深入研究。

二、影響機(jī)理分析

（一）不考慮流動(dòng)性約束的住房?jī)r(jià)格影響居民消費(fèi)的機(jī)理

根據(jù)生命周期假說(shuō)和持久收入假說(shuō)，居民的當(dāng)期消費(fèi)取決于當(dāng)期收入和預(yù)期收入，即根據(jù)對(duì)自己一生中預(yù)期的收入來(lái)計(jì)劃消費(fèi)。當(dāng)住房?jī)r(jià)格發(fā)生變化時(shí)，會(huì)通過(guò)財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)對(duì)居民可用于消費(fèi)的收入產(chǎn)生影響，從而影響消費(fèi)。

財(cái)富效應(yīng)是指當(dāng)住房?jī)r(jià)格上漲時(shí)，使居民由于財(cái)富增加而導(dǎo)致用于消費(fèi)的支出增加的效應(yīng)。對(duì)于擁有房產(chǎn)的居民，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，住房可作為一種優(yōu)質(zhì)的抵押品，通過(guò)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(fèi);此外，住房也具有投資品的屬性，價(jià)格的上漲通過(guò)使買賣住房的居民獲得的投資收益增加，增加財(cái)富積累，進(jìn)而促進(jìn)居民進(jìn)行消費(fèi)。這就是房?jī)r(jià)上漲所帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)。

擠出效應(yīng)是指當(dāng)住房?jī)r(jià)格上漲時(shí)，會(huì)擠出居民用于消費(fèi)的支出，從而降低消費(fèi)的效應(yīng)。當(dāng)住房?jī)r(jià)格上漲時(shí)，對(duì)于租房或計(jì)劃買房的消費(fèi)群體來(lái)說(shuō)，意味著未來(lái)為購(gòu)房或租房的支出將會(huì)增加，因此不得不縮減當(dāng)期消費(fèi)，進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，來(lái)保障未來(lái)的購(gòu)房或租房支出。這就是房?jī)r(jià)上漲所帶來(lái)的擠出效應(yīng)。

（二）考慮流動(dòng)性約束的住房?jī)r(jià)格影響居民消費(fèi)的機(jī)理

流動(dòng)性約束是指一些影響資產(chǎn)流動(dòng)性的約束，包括獲取流動(dòng)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(chǎng)中存在著信息不對(duì)稱以及政策因素的管制、制約，信貸市場(chǎng)通常是不完全的，這會(huì)影響到交易成本以及貸款能力等，從而產(chǎn)生流動(dòng)性約束。居民進(jìn)行消費(fèi)時(shí)，通常需要使用現(xiàn)金等流動(dòng)性非常強(qiáng)的資產(chǎn)來(lái)購(gòu)買，在流動(dòng)性約束下，居民只能通過(guò)收入和已有的流動(dòng)性資產(chǎn)來(lái)規(guī)劃消費(fèi)。一般而言，流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)呈反向變動(dòng)關(guān)系，流動(dòng)性約束越強(qiáng)，居民消費(fèi)越少。

就住房而言，流動(dòng)性約束會(huì)影響住房作為投資品或抵押品進(jìn)行變現(xiàn)的能力，也會(huì)影響到消費(fèi)者購(gòu)買住房獲取貸款等資金的難易程度，這會(huì)對(duì)住房?jī)r(jià)格通過(guò)財(cái)富效應(yīng)及擠出效應(yīng)作用于居民消費(fèi)的機(jī)理產(chǎn)生影響。在財(cái)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(fèi)用、房產(chǎn)稅等過(guò)高導(dǎo)致交易成本過(guò)高，降低房地產(chǎn)財(cái)富的變現(xiàn)程度;作為抵押品，當(dāng)對(duì)于手續(xù)費(fèi)、利率水平、抵押要求等門檻過(guò)高時(shí)，也會(huì)增加抵押成本，不利于房地產(chǎn)資產(chǎn)的變現(xiàn)。此時(shí)，流動(dòng)性約束較強(qiáng)，財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮受到抑制，自然也會(huì)影響到居民的消費(fèi)。因此，流動(dòng)性約束水平的提高不利于財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。在擠出效應(yīng)方面，倘若信貸市場(chǎng)由于信息不對(duì)稱或?qū)κ杖胨?、首付比例和利率水平等要求較高，將會(huì)使居民獲取貸款的難度增加，取得貸款的成本提高，這會(huì)導(dǎo)致居民為購(gòu)買住房更加依賴于預(yù)防性儲(chǔ)蓄，縮減當(dāng)期消費(fèi)，也就是說(shuō)流動(dòng)性約束水平的增加會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)。

綜上，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生的影響是財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)以及流動(dòng)性約束綜合作用的結(jié)果。若住房?jī)r(jià)格上漲通過(guò)財(cái)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(fèi)的效應(yīng)，則考慮流動(dòng)性約束后，這種促進(jìn)效應(yīng)將會(huì)減小;反之，若住房?jī)r(jià)格上漲通過(guò)財(cái)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(fèi)的效應(yīng)，則考慮流動(dòng)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(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）面板門檻模型的構(gòu)建

對(duì)住房?jī)r(jià)格和居民消費(fèi)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(jì)方法之一。該方法不僅能估計(jì)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(yàn)。其主旨思想是將門檻值作為一個(gè)未知變量納入一般的計(jì)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(duì)門檻值及“門檻效應(yīng)”進(jìn)行相應(yīng)的估計(jì)和檢驗(yàn)。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(kuò)展得到。

（二）指標(biāo)說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)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(guó)2005—2014年34個(gè)大中城市的年度面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。所使用的各城市面板數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各城市統(tǒng)計(jì)年鑒、萬(wàn)得資訊金融終端直接獲取或經(jīng)過(guò)計(jì)算間接得出，個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法預(yù)測(cè)得出。

1. 被解釋變量。對(duì)居民消費(fèi)率的度量，選用“各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)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(gè)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(duì)居民消費(fèi)率都會(huì)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(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》主要城市年度數(shù)據(jù);對(duì)城鎮(zhèn)化率的度量，由于對(duì)城市人口的統(tǒng)計(jì)分為城鎮(zhèn)人口和戶籍人口兩種統(tǒng)計(jì)口徑，為了使得統(tǒng)計(jì)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(jì)口徑，選用各城市非農(nóng)業(yè)人口與總?cè)丝诘谋戎祦?lái)表示城鎮(zhèn)化率，以[UR]表示。

3. 解釋變量。對(duì)房?jī)r(jià)的度量，本文主要研究的是居民消費(fèi)率與住房?jī)r(jià)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(jià)格，以[P]表示。

4. 門檻變量。對(duì)于門檻變量流動(dòng)性約束的度量，本文采用人均儲(chǔ)蓄作為代理變量。一方面，儲(chǔ)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(dòng)性約束的強(qiáng)弱，人均儲(chǔ)蓄余額越高，本身就反映出流動(dòng)性約束較弱;另一方面，陳健等（2012）認(rèn)為人均儲(chǔ)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(dòng)性約束的重要組成部分。具體變量說(shuō)明如表1所示。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(fèi)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?jī)r(jià)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(duì)變化范圍較大，城鎮(zhèn)化率變化范圍相對(duì)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(duì)數(shù)化之后的取值，因此，門檻變量的變化范圍也較大。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）單位根檢驗(yàn)

本文采用相同根單位根檢驗(yàn)LLC和不同根單位根檢驗(yàn)ADF-Fisher兩種檢驗(yàn)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(yàn)

本文進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，選擇的是Kao檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(jì)與檢驗(yàn)

選取流動(dòng)性約束作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，所得F統(tǒng)計(jì)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(yàn)，F(xiàn)值為17.0466，P值為0.0000，通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn);接下來(lái)進(jìn)行雙門檻檢驗(yàn)，結(jié)果顯示F值為3.4647，P值為0.0700，通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，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(yàn)，直到不能通過(guò)F檢驗(yàn)，考慮到研究的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，這里采用的是雙重門檻的估計(jì)結(jié)果）。

利用極大似然法對(duì)門檻的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，此處選擇95%置信區(qū)間。門檻值估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間如表6所示?？梢钥闯鲩T檻值通過(guò)了檢驗(yàn)。[LNS]的雙門檻分別為11.1723和11.5103，換算成人均儲(chǔ)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(jì)結(jié)果如表7所示。

（四）結(jié)果分析

從控制變量來(lái)看，住宅投資完成額與居民消費(fèi)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(zhǎng)，從而也會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi);城鎮(zhèn)化率與居民消費(fèi)率的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展并沒(méi)有對(duì)居民消費(fèi)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(huì)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(méi)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(duì)居民消費(fèi)率的影響并不顯著。下文將主要分析在不同的流動(dòng)性約束條件下，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)率的影響。

從解釋變量來(lái)看，通過(guò)結(jié)果顯示并經(jīng)過(guò)換算得出，在人均儲(chǔ)蓄額低于第一個(gè)門檻值71132.53元時(shí)，系數(shù)為-0.0806，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響呈現(xiàn)出明顯的抑制作用，表示房?jī)r(jià)每上漲1萬(wàn)元，居民消費(fèi)率就會(huì)下降大約8個(gè)百分點(diǎn)。當(dāng)人均儲(chǔ)蓄額在第一個(gè)和第二個(gè)門檻值之間（71132.53

（五） 對(duì)結(jié)果的進(jìn)一步討論

通過(guò)比較門檻值與各城市的人均儲(chǔ)蓄額發(fā)現(xiàn)，僅有27個(gè)數(shù)據(jù)超過(guò)第二個(gè)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(gè)門檻值以下，這說(shuō)明只有極少數(shù)發(fā)展水平較高的城市，房?jī)r(jià)上漲沒(méi)有對(duì)居民消費(fèi)率產(chǎn)生明顯抑制作用，而大多數(shù)城市由于流動(dòng)性約束較強(qiáng)，抑制作用較為明顯。這符合本文開始對(duì)于房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)率影響的理論分析。北上廣深這4個(gè)城市居民整體儲(chǔ)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(dòng)性約束較低，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)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(chǔ)蓄余額較少、受到的流動(dòng)性約束較高，房?jī)r(jià)上漲對(duì)他們消費(fèi)率的抑制作用較為明顯。

五、結(jié)論

文章采用2005—2014年中國(guó)34個(gè)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(dòng)性約束下我國(guó)住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)率的關(guān)系。主要得出以下結(jié)論：第一，我國(guó)房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)率的影響主要表現(xiàn)為抑制作用。第二，在以流動(dòng)性約束作為門檻變量的條件下，住房?jī)r(jià)格對(duì)消費(fèi)率的影響存在著明顯的雙重門檻效應(yīng)。隨著流動(dòng)性約束的減弱，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)率的負(fù)向作用也在逐漸減弱。第三，對(duì)于發(fā)展水平較高的城市，受到流動(dòng)性約束較小，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)率的影響不顯著;反之，對(duì)于其他城市而言，流動(dòng)性約束效應(yīng)比較明顯，因此表現(xiàn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)率的抑制作用也較為明顯。

參考文獻(xiàn)：

[1]Campbell J Y，Cocco J. 2007. How do House Price Affect Consumption？ Evidence from Micro Data[J].Journal of Monetaty Economics，2007，54（3）.

[2]Chen J. 2006. Reevaluating the Association between Housing Wealth and Aggregate Consumption：New Evidence from Sweden[J].Journal of Housing Economics，（4）.

[3]Louise Sheiner. 1995. Housing Prices and the Savings of Renters[J].Journal of Urban Economics，（38）.

[4]Hansen，B.E. 1992. Threshold efffects in non-dynamic panels;Estimation，tesing and inference[J].Journal of Econometrics，（2）.

[5]易培強(qiáng).經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下消費(fèi)發(fā)展的基本特征與主要對(duì)策[J].湖南師范大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2015，（5）.

[6]戴穎杰，周奎省.房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)行為影響的實(shí)證分析[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2012，（3）.

[7]周華東，高玲玲.房?jī)r(jià)變化與居民消費(fèi)——基于中國(guó)城市面板數(shù)據(jù)的研究[J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，（1）.

[8]薛杉.房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民總體消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響[D].四川：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2012年碩士研究生論文.

[9]段忠東，朱孟楠.房?jī)r(jià)與不同家庭消費(fèi)的非線性關(guān)系[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，（4）.

[10]南永清.流動(dòng)性約束與中國(guó)居民消費(fèi)行為分析[D].山東：山東大學(xué)2015年碩士研究生論文.

[11]付振奇.房地產(chǎn)投資對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究[D].湖北：華中師范大學(xué)2013年碩士研究生論文.

[12]周微.我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)的影響研究[D].湖南：湖南大學(xué)2014年碩士研究生論文.

[13]陳健，陳杰，高波.信貸約束、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)率—基于面板門檻模型的研究[J].金融研究，2012，（4）.