許桂華，孔小偉

(東莞理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系，廣東東莞523808)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

家庭作為房?jī)r(jià)與消費(fèi)的重要承載體，一直是貨幣當(dāng)局與學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。一直以來(lái)，貨幣當(dāng)局通過(guò)各種信貸政策調(diào)控以期達(dá)到穩(wěn)定房?jī)r(jià)和促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)兩大目標(biāo)的協(xié)調(diào)。然而，從實(shí)際情況看，房?jī)r(jià)的高企以及消費(fèi)增長(zhǎng)的乏力表明現(xiàn)有信貸調(diào)控模式難以實(shí)現(xiàn)家庭部門兩大目標(biāo)的平衡。盡管在以間接融資為主導(dǎo)的金融格局下，尤其是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特殊時(shí)期，信貸政策是較為重要的金融調(diào)控手段(高玉澤和徐忠，2012)［1］，然而這種調(diào)控更多是貨幣當(dāng)局基于信貸市場(chǎng)供求信息所做出的，主要采用的是總量信貸調(diào)控的思路，這直接限制了信貸政策有效發(fā)揮的空間。

理論上講，信貸政策能否有效發(fā)揮作用取決于兩方面的因素。一是信貸條件，即信貸政策能否有效地改變經(jīng)濟(jì)主體所面臨的信貸環(huán)境，如果信貸政策能有效改變信貸條件，就可以間接通過(guò)信貸條件對(duì)經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)生約束進(jìn)而改變經(jīng)濟(jì)主體借貸行為;二是信貸流向，即信貸資源的配置方向，金融經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)生結(jié)構(gòu)性差異可能造成信貸流向具有非平衡性。歷年房地產(chǎn)信貸調(diào)控失效表明現(xiàn)有的總量信貸政策并沒有充分考慮到以上兩大因素對(duì)信貸政策效果產(chǎn)生的潛在影響。首先，從信貸條件看，現(xiàn)有信貸政策的決策更多是基于信貸市場(chǎng)供求信息(信貸供求變化對(duì)信貸條件產(chǎn)生的影響)做出的，而沒有考慮到非市場(chǎng)信息對(duì)信貸條件產(chǎn)生的影響。事實(shí)上，金融制度的變遷必然影響到信貸條件的變化，從世界各國(guó)金融發(fā)展趨勢(shì)看，金融創(chuàng)新和去監(jiān)管化必然導(dǎo)致信貸條件長(zhǎng)期趨于寬松，這在一定程度上增強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)主體信貸獲取能力，部分抵消了信貸政策的作用空間。其次，從信貸流向看，即使信貸條件是相同的，但由于內(nèi)在金融經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性差異所造成的信貸流向的非平衡性，比如同等信貸條件可能使信貸資源更多流向房地產(chǎn)領(lǐng)域而非消費(fèi)領(lǐng)域，現(xiàn)有的總量信貸調(diào)控模式難以兼顧到這種非平衡性。

有關(guān)信貸條件的研究可以分為市場(chǎng)因素和非市場(chǎng)因素兩個(gè)方面。在市場(chǎng)因素方面，主要分析信貸政策如何通過(guò)改變信貸市場(chǎng)供求關(guān)系，進(jìn)而影響信貸條件。Ericsson等(1998)把短期利率與實(shí)際利率作為衡量貨幣政策中間目標(biāo)的指標(biāo)，并對(duì)其進(jìn)行加權(quán)平均構(gòu)造了貨幣條件指數(shù)(Monetary Conditions Index，MCI)［2］。Goodhart和Hofmann(2001)在MCI基礎(chǔ)上加入了股票價(jià)格指數(shù)與房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，發(fā)展出金融條件指數(shù)(Financial Conditions Index，F(xiàn)CI)［3］。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究主要包括運(yùn)用不同計(jì)量方法估算中國(guó)FCI:王寶玉(2005)［4］運(yùn)用 VAR 方法，封北麟和王貴民(2006)［5］運(yùn)用GMM方法，陸軍和梁靜瑜(2007)［6］運(yùn)用聯(lián)立方程方法，王雪峰(2010)［7］運(yùn)用狀態(tài)空間方法，以及戴國(guó)強(qiáng)和張建華(2009)［8］的 FCI 與貨幣政策傳導(dǎo)等方面［4－8］。在非市場(chǎng)因素方面，主要探索金融制度變化對(duì)信貸條件可能造成的潛在影響。Muellbauer和Murphy(1993)選取貸款—價(jià)值比(LVRS)，并對(duì)抵押貸款利率、房屋價(jià)格—收入比進(jìn)行回歸，樣本分為1980前后兩個(gè)時(shí)期，實(shí)證結(jié)果表明金融自由化對(duì)信貸條件變化有顯著影響［9］。Caporale和Williams(2001)，F(xiàn)ernandez－Corugedo和 Price(2002)運(yùn)用不同時(shí)期的數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)金融自由化促使家庭信貸條件長(zhǎng)期趨于寬松［10－11］。Cox和Japelli(1993)則從信貸約束的角度來(lái)研究家庭信貸條件，他們運(yùn)用家庭消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)估算1983年面臨信貸約束美國(guó)家庭的比例，結(jié)果表明金融自由化弱化了美國(guó)家庭面臨的信貸約束［12］。Lyons(2003)從家庭承擔(dān)債務(wù)的能力來(lái)研究信貸條件，研究結(jié)果表明金融自由化增加了家庭承擔(dān)債務(wù)的能力［13］。Goodhart，Hofmann和Segoviano(2004)提出，金融自由化及某種順周期資本規(guī)定的建立改變了信貸條件，導(dǎo)致商業(yè)周期更加明顯的繁榮與蕭條交替［14］。Fernandez－Corugedo和Muellbauer(2006)認(rèn)為信貸條件應(yīng)反映金融制度的變化，隨著金融創(chuàng)新及放松管制，金融制度變遷長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)造成信貸條件趨于寬松［15］。

有關(guān)信貸流向的研究更多集中在企業(yè)層面。一是企業(yè)規(guī)模直接影響信貸流向。Fisher(1999)，Atanasova和 Wilson(2003)研究發(fā)現(xiàn)小企業(yè)相對(duì)于大企業(yè)面臨更強(qiáng)的信貸約束，同等的信貸環(huán)境將使信貸資源更多流向大企業(yè)［16－17］。胡海鷗和虞偉榮(2003)，劉明(2006)等學(xué)者均認(rèn)為，由于我國(guó)銀行和企業(yè)之間存在信息不對(duì)稱，導(dǎo)致大量信貸資金向大企業(yè)傾斜［18－19］。二是企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)也決定著信貸流向。Brandt和Li(2003)較早提出所有制“金融歧視”，即銀行貸款過(guò)多發(fā)放于國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)難以獲得急需的貸款［20］。方軍雄(2007)，饒品貴和姜國(guó)華(2013)等國(guó)內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)信貸資源更多流向國(guó)有企業(yè)［21－22］。

目前，專門針對(duì)家庭部門信貸條件與信貸流向的研究較少，鑒于此，本文試圖運(yùn)用樣條函數(shù)來(lái)刻畫金融制度變化，借鑒F－C＆M的分析框架來(lái)分析我國(guó)家庭部門信貸條件變化以及信貸流向，并在此基礎(chǔ)上提出能反映信貸條件變化以及信貸流向非平衡性的信貸調(diào)控思路。

二、理論基礎(chǔ)

從家庭信貸流向看，家庭部門的信貸資源主要配置到抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)兩大領(lǐng)域。Scott(1996)認(rèn)為抵押債務(wù)更多是通過(guò)財(cái)富抵押效應(yīng)獲取，而非抵押債務(wù)主要通過(guò)預(yù)期收入效益獲取。前者更多用于房地產(chǎn)投資，而后者更多用于消費(fèi)［23］。Muellbauer和 Murphy(1993)認(rèn)為銀行向家庭部門提供貸款主要通過(guò)限制貸款—價(jià)值比(LVRS)與貸款—收入比(LIRS)來(lái)控制信貸風(fēng)險(xiǎn)，LVRS決定著家庭獲取抵押債務(wù)的能力，而LIRS決定著家庭獲取非抵債務(wù)的能力［9］。Muellbauer(1997)的研究發(fā)現(xiàn)名義利率(－)、真實(shí)利率(－)、預(yù)期利率(－)、抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)之間的利差(+)、房屋價(jià)格/收入比(+)、消費(fèi)者信心(+)、長(zhǎng)期收入與當(dāng)期收入的差額(+)、住房?jī)r(jià)格波動(dòng)率(－)、購(gòu)房者平均年齡(－)①括號(hào)中的“+”表示該變量與LVRS和LIRS正相關(guān)，“－”表示該變量與LVRS和LIRS負(fù)相關(guān)。等是影響 LIRS和 LVRS的內(nèi)生變量［24］。此外，信貸條件主要對(duì)LIRS和LVRS的外部信貸環(huán)境產(chǎn)生影響。Fernandez－Corugedo和Muellbauer(2006)假定存在一個(gè)潛在的、不能直接觀測(cè)的信貸條件變量CCI可代表住戶面臨的外部信貸環(huán)境，并將上述所有影響因素作為自變量，將LIRS和LVRS作為因變量，構(gòu)造方程組如下［15］:

其中，xit是影響LIRS和LVRS的內(nèi)生變量，殘差項(xiàng)εt和ηt近似服從正態(tài)分布。信貸條件變量CCI由線性樣條函數(shù)與信貸政策變量?jī)刹糠謽?gòu)成，樣條函數(shù)主要用來(lái)模擬金融制度的變化。

其中，qdit為t年i季度的啞變量，代表影響信貸條件指數(shù)的金融制度因素。t年第1至第4季度的啞變量分別取值 0.25，0.5，0.75 和 1，t年之后的啞變量全部取1，t年之前的啞變量全部取0。δi為樣條函數(shù)參數(shù)，同一年份不同季度的樣條函數(shù)參數(shù)相等。crt代表影響信貸條件指數(shù)的貨幣政策因素。假定h(crt)=ξcrt，并設(shè)(δ，ξ')'= φ，(qdit，crt)'=ct，ξ為貨幣政策變量對(duì)應(yīng)的參數(shù)向量，φ為樣條函數(shù)參數(shù)與貨幣政策參數(shù)構(gòu)成的向量。式(2)可以變形為:

將(3)式代入(1)式，并用非抵押債務(wù)代替LIRS，用抵押債務(wù)代替LVRS，用來(lái)反映家庭信貸流向，用隱變量CCI反映家庭信貸條件的變化，便可構(gòu)造囊括家庭部門信貸條件與信貸流向的誤差修正方程組。

三、指標(biāo)選取及誤差修正方程組構(gòu)建

(一)相關(guān)指標(biāo)的選取

本文選取家庭部門的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)作為衡量信貸流向的兩個(gè)基礎(chǔ)變量，其受到內(nèi)生系統(tǒng)性因素和外生信貸條件的影響。Fernandez－Corugedo和Muellbauer(2006)的研究表明:對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)有直接影響的內(nèi)生因素包括人口結(jié)構(gòu)、收入、失業(yè)率、家庭財(cái)富、名義利率、實(shí)際利率、預(yù)期收入與預(yù)期利率［15］，本文參照其方法，選取如下變量作為構(gòu)造誤差修正方程組的內(nèi)生變量。

1.人口結(jié)構(gòu)特征。參加工作并具有住房需求的人群所占的比例，這部分人群所占的比例越高，對(duì)住房抵押信貸需求越大，相應(yīng)地，家庭抵押債務(wù)水平越高。

2.收入。收入水平高低直接決定著家庭的償債能力，收入越高，家庭更容易償還債務(wù)，相應(yīng)地，家庭所承擔(dān)的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平越高。

3.失業(yè)率變動(dòng)。失業(yè)率可以作為衡量家庭預(yù)期收入水平的變量，能反映家庭面臨的不確定性。如果失業(yè)率越高，家庭預(yù)期收入水平越低且面臨的不確定性越大，家庭能獲得抵押信貸與非抵押信貸能力越弱。

4.家庭財(cái)富存量。家庭部門的財(cái)富構(gòu)成包含:流動(dòng)性金融財(cái)富、非流動(dòng)性金融財(cái)富與住房財(cái)富。更高的流動(dòng)資產(chǎn)—收入比表明金融系統(tǒng)有更強(qiáng)的能力將資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為債務(wù)，更多的流動(dòng)性財(cái)富將增加家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平;非流動(dòng)性財(cái)富為債務(wù)提供長(zhǎng)期的資產(chǎn)支持，非流動(dòng)性財(cái)富比率越高，家庭債務(wù)水平越高;住房財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)具有正向影響，住房財(cái)富越多，家庭獲取抵押債務(wù)的能力越強(qiáng)。然而，住房財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)的影響取決于兩種債務(wù)的替代與收入效應(yīng)①抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)的替代效應(yīng)是指當(dāng)兩種債務(wù)總量是一定時(shí)，抵押債務(wù)增加時(shí)，非抵押債務(wù)獲取量相應(yīng)減少;收入效應(yīng)是指住房財(cái)富增加，家庭償債能力增強(qiáng)，抵押債務(wù)的增加會(huì)促進(jìn)非抵押債務(wù)的增加。的力量對(duì)比。

5.名義利率。名義利率越高，家庭償還債務(wù)的壓力越大，將減少個(gè)人承擔(dān)債務(wù)的數(shù)量。名義利率越高，家庭的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平越低。

6.真實(shí)利率。真實(shí)利率通過(guò)兩個(gè)渠道影響家庭債務(wù)的承擔(dān)。首先，真實(shí)利率越高，家庭每期償還的債務(wù)越多，將減少債務(wù)的承擔(dān);其次，真實(shí)利率提高將增加儲(chǔ)蓄的收益，提高當(dāng)前消費(fèi)的價(jià)格，減少家庭非抵押債務(wù)。

7.預(yù)期收入。個(gè)人會(huì)平滑自己的消費(fèi)，當(dāng)預(yù)期將來(lái)有更高的收入增長(zhǎng)，他會(huì)增加住房與非住房商品的消費(fèi)。在給定的當(dāng)前收入水平下，預(yù)期收入越高，家庭可能選擇承擔(dān)越多的債務(wù)。

8.預(yù)期利率。一年以上利率與一年以下利率的差額可以反映市場(chǎng)對(duì)于短期利率變動(dòng)方向的判斷，如果兩者利差增大，表明未來(lái)利率有上升的趨勢(shì)，這樣家庭債務(wù)水平趨于下降。

另外，外生因素方面，金融制度變化和信貸政策調(diào)整均對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)產(chǎn)生影響。用樣條函數(shù)刻畫金融制度變化，用存款準(zhǔn)備金率RR、央行購(gòu)債增長(zhǎng)率①央行購(gòu)債增速用貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中“對(duì)政府債權(quán)”項(xiàng)的增長(zhǎng)率表示。CBB和再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率②再貼現(xiàn)貸款增速用貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中“對(duì)存款貨幣銀行債權(quán)”項(xiàng)的增長(zhǎng)率表示。RED作為信貸政策變量，以構(gòu)建信貸條件隱變量。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文選取2002年第1季度至2013年第4季度的數(shù)據(jù)來(lái)估算家庭部門信貸條件指數(shù)。對(duì)于人口特征變量使用首次購(gòu)房者比例FTBS代替，其計(jì)算參照F－C＆M的方法，即24～34歲城鎮(zhèn)人口數(shù)除以總城鎮(zhèn)人口數(shù)。用2000年和2010年人口普查年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，分別向前和向后推算加總得到20～34歲城鎮(zhèn)人口數(shù)，并將2000年和2010年兩年的數(shù)值求均值，以減少城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶來(lái)的誤差。為了控制收入轉(zhuǎn)移帶來(lái)的影響，用城鎮(zhèn)居民可支配收入YD代表收入水平。財(cái)富變量包括:流動(dòng)性財(cái)富LIW，等于現(xiàn)金與居民存款之和;非流動(dòng)性金融財(cái)富ULIW，等于家庭部門持有的流動(dòng)股市值③將1992年以來(lái)商品房銷售額逐季累加，可以得到每期居民住房財(cái)富的近似值。;住房財(cái)富HW，等于房屋銷售額的累加值④據(jù)《中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展報(bào)告》數(shù)據(jù)，截至2007年底，中國(guó)股票市場(chǎng)中機(jī)構(gòu)投資者占比達(dá)49%，近幾年其占比已超出50%，平均來(lái)看，個(gè)人投資者投資約占中國(guó)股票流通市值的50%。。失業(yè)率UNR用城鎮(zhèn)失業(yè)登記率代替。名義利率INT用貨幣市場(chǎng)基準(zhǔn)利率(3個(gè)月)來(lái)替代，將日利率按季度平均求出季平均利率。由于人民銀行在制定存貸款基準(zhǔn)利率時(shí)會(huì)參照這一利率，所以該利率在某種程度上可以反映存貸款利率。實(shí)際利率REAL用名義利率減去通脹率以消除物價(jià)的影響，通貨膨脹用CPI同比增速表示。預(yù)期利率IEXP等于10年期國(guó)債到期收益率與貨幣市場(chǎng)基準(zhǔn)利率差額。預(yù)期收入變動(dòng)額INCEXP等于永久性收入與當(dāng)期收入的差額。參考Muellbauer和 Murphy(1993)的估計(jì)方法，假定家庭在每期用最近X期的收入觀測(cè)值來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)K期的收入，并用預(yù)測(cè)的收入作為永久收入減去當(dāng)前收入，再對(duì)兩者差額進(jìn)行貼現(xiàn)［9］，如式(4)所示。

(三)誤差修正方程組構(gòu)造

參照F－C＆M的分析框架，構(gòu)造誤差修正方程組如下:

其中，yt=(SDt，USDt)'，xt=(YDt，LIWt，ULIWt，HWt，REALt，F(xiàn)TBSt)'，et為誤差項(xiàng)，νt=(ΔINTt，ΔUNRt，ΔINCEXPt，ΔIEXPt)'，由于信貸條件CCI是不可觀察變量，不能單列方程進(jìn)行估計(jì)，必須將CCI的變量作為自變量一同并入式(5)。假定CCI能用分段樣條函數(shù)與信貸政策變量之和表示，其函數(shù)形式為:

將(6)式代入(5)式，對(duì)矩陣θ進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即假定信貸條件指數(shù)每增加1單位將引起抵押債務(wù)SDt增加1單位，非抵押債務(wù)USDt增加γ單位，則矩陣θ的對(duì)角元素為1和γ。得到最終誤差修正方程組如下:

表1 選取指標(biāo)的內(nèi)涵、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理方法

表2 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

四、實(shí)證步驟、結(jié)果及分析

(一)實(shí)證步驟

首先，參照 Muellbauer和 Murphy(1993)的方法對(duì)城鎮(zhèn)居民預(yù)期收入變動(dòng)額進(jìn)行估算［9］。將1998年第一季度至2001年第四季度共16季度的數(shù)據(jù)作為第一個(gè)子樣本，用城鎮(zhèn)居民可支配收入滯后1～5期作為自變量對(duì)本期進(jìn)行回歸，并動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)未來(lái)12期數(shù)值，然后用貼現(xiàn)因子0.85計(jì)算2002年第一季度的預(yù)測(cè)值。不斷重復(fù)該步驟一直到2013年第三季度，共有48個(gè)子樣本可估算出2002年第一季度至2013年第四季度的預(yù)期收入變動(dòng)額。從表2可以看出，家庭部門的主要債務(wù)是抵押債務(wù)，均值為37692億元，非抵押債務(wù)占比較小，僅為9005億元。首次購(gòu)房者比例為25.8%。城鎮(zhèn)居民可支配收入均值為25107億元。流動(dòng)性財(cái)富、非流動(dòng)性財(cái)富與住房財(cái)富分別為25.8萬(wàn)億元，4.2萬(wàn)億元與15.1萬(wàn)億元①由于使用的指標(biāo)、數(shù)據(jù)處理方法存在的差異，可能會(huì)與實(shí)際情況有一定的偏差。。具體各變量均值、最小值與最大值可參見表2。

其次，對(duì)變量進(jìn)行變換。為了消除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的趨勢(shì)影響，用城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)抵押債務(wù)變量、非抵押債務(wù)變量、流動(dòng)性財(cái)富、非流動(dòng)性財(cái)富以及住房財(cái)富進(jìn)行平減。另外，對(duì)上述平減后的變量、首次購(gòu)房者比例、城鎮(zhèn)居民可支配收入、失業(yè)率進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，以保證數(shù)據(jù)更加平滑。

最后，選擇估算方法。極大似然估計(jì)(ML)通過(guò)概率密布分布來(lái)估算總體參數(shù)，不要求誤差項(xiàng)必須服從某種分布，是一種更廣泛的估計(jì)方法，尤其在非線性方程組中能夠保證估計(jì)的參數(shù)更有效，但難以克服內(nèi)生性問(wèn)題。為了克服內(nèi)生性問(wèn)題，本文用首次購(gòu)房者比例、流動(dòng)財(cái)富、非流動(dòng)財(cái)富、住房財(cái)富、城鎮(zhèn)居民可支配收入、名義利率、真實(shí)利率、失業(yè)率、預(yù)期利率和預(yù)期收入變動(dòng)額等內(nèi)生變量的滯后一期，以及抵押債務(wù)、非抵押債務(wù)、存款準(zhǔn)備金率、央行購(gòu)債量、再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率等外生變量作為工具變量，并用兩階段最小二乘估算出方程組的協(xié)方差矩陣，并將期協(xié)方差矩陣代入極大似然函數(shù)，運(yùn)用完全信息極大似然(FIML)估計(jì)方法對(duì)方程組參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

(二)實(shí)證結(jié)果及分析

從表3的估計(jì)結(jié)果看，短期來(lái)看，風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)家庭信貸流向產(chǎn)生了顯著影響。在抵押債務(wù)方面，預(yù)期收入變動(dòng)對(duì)抵押債務(wù)的影響最大，預(yù)期收入每增加1%，將促進(jìn)抵押債務(wù)增加約1%。其次是失業(yè)率變動(dòng)，失業(yè)率每上升1%，將導(dǎo)致抵押債務(wù)減少0.84%。預(yù)期利率影響最小，其每上升1%，將導(dǎo)致抵押債務(wù)減少約0.1%。值得注意的是名義利率對(duì)抵押債務(wù)影響不顯著，這表明使用利率調(diào)控房?jī)r(jià)效果有限。在非抵押債務(wù)方面，失業(yè)率這一風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)非抵押債務(wù)影響最大，失業(yè)率每增加1%將促使非抵押債務(wù)減少約3%，主要原因可能是非抵押債務(wù)獲取受收入的支配較大，失業(yè)率上升將直接減少家庭的收入來(lái)源。預(yù)期利率、名義利率均與非抵押債務(wù)呈反向變動(dòng)關(guān)系，其上升1%將導(dǎo)致非抵押債務(wù)分別減少約0.9%和0.7%。比較來(lái)看，失業(yè)率對(duì)抵押債務(wù)的影響小于非抵押債務(wù)，主要原因是抵押債務(wù)更多受財(cái)富抵押效應(yīng)的影響，受當(dāng)期收入影響較小。名義利率對(duì)非抵押債務(wù)有顯著影響，而對(duì)抵押債務(wù)沒有顯著影響，原因可能是抵押債務(wù)在財(cái)富效應(yīng)作用下對(duì)利率反映不敏感，而非抵押債務(wù)主要用于消費(fèi)，對(duì)利率反映更為敏感。值得注意的是，預(yù)期收入對(duì)抵押債務(wù)影響較大，但對(duì)非抵押債務(wù)影響不顯著。

長(zhǎng)期來(lái)看，收入因素以及財(cái)富因素均對(duì)住戶信貸流向造成了顯著影響。從收入因素看，城鎮(zhèn)居民可支配收入變動(dòng)對(duì)抵押債務(wù)的影響小于非抵押債務(wù)，城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%，將促使兩者分別增加0.4%和3.7%，表明抵押債務(wù)更多受財(cái)富抵押效應(yīng)的影響。從財(cái)富因素看，流動(dòng)性財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)均具有正向促進(jìn)效應(yīng)，流動(dòng)性財(cái)富每增加1%，將促使兩者分別增加3.1%和10%，表明流動(dòng)性財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)影響更大，主要原因可能是流動(dòng)性財(cái)富可以迅速轉(zhuǎn)化為收入，起到平滑當(dāng)期收入的作用。住房財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)具有正向促進(jìn)效應(yīng)，而對(duì)非抵押債務(wù)具有負(fù)向促進(jìn)效應(yīng)，具體地，住房財(cái)富每增加1%，將造成抵押債務(wù)增加4.2%，非抵押債務(wù)減少4.9%，這說(shuō)明住房財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，即房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致住戶信貸更多向抵押債務(wù)傾斜。此外，股票等非流動(dòng)性財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)具有正向促進(jìn)效應(yīng)。從外部信貸條件看，同等的信貸條件對(duì)抵押債務(wù)的影響大于非抵押債務(wù)，這表明在寬松信貸環(huán)境下，更多的信貸資源流向了房地產(chǎn)，而較少地用于消費(fèi)。

表3 誤差修正方程組的完全信息極大似然估計(jì)值(FIML)

表4 模擬金融制度變化的樣條函數(shù)系數(shù)的估計(jì)值

表4列出了2002～2013年金融制度變化的樣條函數(shù)系數(shù)估計(jì)值。在金融改革和金融工具創(chuàng)新的作用下，我國(guó)金融制度不斷趨于寬松，只有少數(shù)年份，金融制度出現(xiàn)了短暫的逆轉(zhuǎn)，但在實(shí)證上不顯著。這表明金融制度具有驅(qū)動(dòng)住戶信貸環(huán)境趨于寬松的長(zhǎng)效機(jī)制，不應(yīng)忽視金融制度對(duì)住戶信貸條件的影響。

表5 貨幣政策變量的估計(jì)值

表5列出了貨幣政策變量的估計(jì)值，存款準(zhǔn)備金率與住戶信貸條件指數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系，存款準(zhǔn)備金每上升1%，將導(dǎo)致住戶信貸條件指數(shù)下降約0.4%，央行購(gòu)債增長(zhǎng)率與再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率同住戶信貸條件指數(shù)呈同向變動(dòng)關(guān)系，兩者上升1%，將促使住戶信貸條件變量分別上升0.02%和0.06%。在這三個(gè)貨幣政策變量中，存款準(zhǔn)備金對(duì)住戶信貸條件變量影響最大，表明存款準(zhǔn)備金是較為猛烈的貨幣政策工具。

綜合來(lái)看，盡管我國(guó)實(shí)施了緊縮的信貸政策以應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，但由于金融制度長(zhǎng)期趨于寬松，一定程度上抵消了信貸政策的作用空間。圖1給出了信貸條件與貨幣政策調(diào)整走勢(shì)圖(實(shí)線表示信貸條件變動(dòng)，虛線表示貨幣政策調(diào)整)，從圖中可以看出，信貸條件一直處于上升的趨勢(shì)，這表明家庭部門面臨的外部信貸條件一直較為寬松，貨幣政策并沒有較好地改變家庭部門所面臨的信貸條件，這從一定程度上解釋了貨幣政策在調(diào)控房?jī)r(jià)方面失效的制度層面原因。

五、結(jié)論及政策啟示

鑒于目前信貸條件研究偏向于市場(chǎng)因素，且對(duì)信貸流向探討更多集中在企業(yè)層面，本文試圖借鑒F－C＆M的分析框架，運(yùn)用樣條函數(shù)模擬金融制度變化，探討家庭部門信貸條件與信貸流向，得出如下結(jié)論:

(1)在金融制度因素的作用下，信貸條件總體上趨于寬松。由于金融改革是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的重要內(nèi)容，在長(zhǎng)期改革紅利作用下，圍繞匯率、利率和金融機(jī)構(gòu)改革的有序推進(jìn)，金融創(chuàng)新形式層出不窮，不斷推進(jìn)我國(guó)金融制度趨于完善，客觀上已形成了驅(qū)動(dòng)住戶信貸條件不斷趨向?qū)捤傻拈L(zhǎng)效機(jī)制。

(2)長(zhǎng)期趨于寬松的金融制度，在一定程度上限制了信貸政策有效作用的空間。房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲已經(jīng)成為引發(fā)我國(guó)金融不穩(wěn)定的潛在威脅，為此，貨幣當(dāng)局實(shí)施各種貨幣政策以應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，但每次調(diào)控效果并不盡如人意，這與金融制度長(zhǎng)期趨于寬松不無(wú)關(guān)系。

(3)住戶信貸流向具有非平衡性，同等寬松的住戶信貸條件，對(duì)住戶的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)影響程度不同。具體地，住戶信貸條件每上升1%，造成住戶抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)分別上升1%和0.14%，表明在相同的信貸環(huán)境下，信貸資源更多流向房地產(chǎn)領(lǐng)域而較少用于消費(fèi)。

(4)短期風(fēng)險(xiǎn)因素、長(zhǎng)期收入和財(cái)富因素均對(duì)信貸流向具有非平衡性影響。這些變量對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)的影響程度是非平衡的，表明總量信貸政策難以調(diào)節(jié)信貸的非平衡性流動(dòng)。

貨幣當(dāng)局在制定調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)信貸政策時(shí)，應(yīng)重視金融制度以及信貸流向的非平衡性等因素對(duì)貨幣政策產(chǎn)生的潛在影響。金融制度長(zhǎng)期趨于寬松，可能對(duì)短期的緊縮信貸政策產(chǎn)生抵消作用，一定程度上將限制房地產(chǎn)調(diào)控政策發(fā)揮的空間，貨幣當(dāng)局應(yīng)考慮金融制度對(duì)貨幣政策可能產(chǎn)生的抵消作用。家庭信貸流向的非平衡性，決定了總量信貸政策難以調(diào)節(jié)信貸結(jié)構(gòu)，必須堅(jiān)持實(shí)施差別化信貸政策，以促進(jìn)家庭信貸流向趨于平衡，這樣才能兼顧平抑房?jī)r(jià)與保障消費(fèi)兩大目標(biāo)。此外，貨幣當(dāng)局還應(yīng)密切關(guān)注長(zhǎng)期收入和財(cái)富因素、短期風(fēng)險(xiǎn)因素的變化，加強(qiáng)對(duì)這些因素的調(diào)節(jié)以平衡家庭信貸流向。

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