房價上漲、家庭債務與城鎮居民消費：貸款價值比的視角

周 利，易行健

（1.廣東外語外貿大學金融學院，廣東 廣州 510006；2.廣州華南財富管理中心研究基地，廣東 廣州 510006）

1 引言

受“居者有其屋”傳統觀念的影響，房子歷來都是民眾競相追逐的對象，以至于住房在家庭財富中始終占據重要位置。根據中國經濟趨勢研究院最新公布的《中國家庭財富調查報告2019》，2018年，城鎮居民家庭房產凈值在家庭人均財富的占比已達71.35%；而另一方面，自1998年房改以來，房價持續上漲，國家統計局公布的數據顯示，全國住宅商品房均價已由2000 年的1948 元／平方米迅速升至2018 年的8544 元／平方米，年復合增長率約為8.56%。對住房剛需者而言，房價的上漲往往意味著更多的資金支出，但囿于當期有限的收入水平與財富存量，致使家庭不得不借助于外部融資，由此推動了以住房抵押貸款為主的消費信貸市場的快速發展。

根據中國人民銀行統計數據，消費信貸規模（包括住戶貸款中的短期、長期消費貸款）由2004年的2.01萬億增至2018年的37.79 萬億，2004-2018年的年均復合增速達23.33%；其中，2018年個人住房抵押貸款余額為25.8萬億，在消費貸款中的占比高達68.27%；另一方面，國家統計局的數據顯示，2004年，城鎮居民消費為47354億元，2018年則上升至273716億元，2004-2018年的年均復合增長率達13.35%?？梢园l現，住房價格、家庭債務規模與城鎮居民消費這三者在2004-2018年期間均呈共同上漲趨勢。那么，住房價格的不斷上漲、家庭債務規模的持續累積與城鎮居民消費間存在何種關系？家庭債務的存在究竟是增強還是削弱房價對居民消費的作用程度？如果是增強，其又是借助何種機制進行傳導的呢？

已有的研究住房價格與居民消費關系的文獻可以分為兩類：一類認為房價上漲將顯著促進有房家庭消費，此即為“財富效應”［1］，并分別利用宏微觀數據驗證了住房財富效應的存在。前者如Case等［2］、張紅［3］基于面板數據發現，房產對消費的財富效應顯著；后者如Campbell和Cocco［4］、毛中根等［5］基于家庭微觀數據指出，房產存在財富效應。但部分學者指出當存在較大的搬遷成本、房地產金融市場尚不成熟時［6］，房價上漲帶來的收益將難以變現，因此房產是否存在財富效應尚難以確定。一類認為房價上漲對租房者或潛在購房者的消費存在負向的流動性約束效應和正向的替代效應。房價的上漲將迫使租房者或潛在購房者不得不增加儲蓄［7］，但也可能導致這部分個體放棄購房計劃轉而增加消費［8］?？梢园l現目前關于住房與居民消費關系的研究均是基于房地產的商品和投資品的雙重屬性，忽略了住房在金融借貸中的抵押品屬性以及由此抵押機制引發的家庭債務規模的擴張對居民消費的影響，而這恰是本文的主要貢獻之處。

傳統的投資理論認為家庭債務對資產價格與宏觀經濟的作用較小，但Mian等［9］指出家庭部門的高債務規模是2007年美國爆發次貸危機的直接誘因。在此背景下，家庭負債這一因素逐漸得到學者們的關注。但已有的研究尚未對家庭債務規模與居民消費的關系達成共識。一種觀點認為，若家庭部門的債務規模維持在適度范圍內，則家庭負債將促進居民消費的增加，發揮“杠桿效應”［10］；一種觀點認為，高額的家庭債務規模將因其剛性兌付導致家庭不得不壓縮當期的消費需求，即為“擠出效應”［11］。

不同于一般商品，住房的價值量較大，導致欲購房的城鎮家庭不得不向銀行申請住宅抵押貸款并由此帶來家庭債務的迅速擴張。但每一個借款人在年齡、性別、職業等因素上都存在顯著差異，進而其能從銀行部門獲得的貸款金額也將存在顯著差異，即每個借款人的貸款價值比（貸款額與房產市值之比）是不同的［12］。黃飛鳴［13］基于擴展的Allen-Gale模型和模擬分析發現，貸款價值比越大，資產價格泡沫程度越大。王福林等［12］基于杭州市某國有商業銀行的信貸數據也發現，貸款價值比越高，個人住房抵押貸款違約風險越高。吳建華等［14］發現債務人的違約率與債務人資產價值的波動顯著相關。但趙昕東和王勇［15］基于動態隨機一般均衡模型和反事實模擬結果發現，貸款價值比的適度提高將使房價波動對有房家庭消費的財富效應更為顯著。事實上，住房本身所具有的抵押屬性將影響家庭的融資能力，導致家庭的負債規模同住房財富同向變動。但上述文獻僅是單一探討貸款價值比與住房價格、貸款價值比與個體違約風險或者貸款價值比與居民消費的關系，尚沒有從微觀家庭視角將房價波動、貸款價值比與居民消費三者直接聯系并進行統一分析。而這恰構成本文的另一貢獻。

相比于已有文獻，本文的主要貢獻之處在于：第一，從理論上構建一個受貸款價值比約束的消費模型，并將家庭區分為有房家庭與無房家庭并進行分別討論；第二，基于2010年、2012年、2014年三期的家庭微觀調查數據分樣本實證檢驗了房價上漲、家庭債務與居民消費的關系，克服了宏觀數據實證研究的缺陷，且更能細致探討這三者之間的關系。第三，由一個隨時間和家庭個體特征變化的貸款價值比視角探討住房價格與居民消費的關系，豐富和補充了已有的文獻。

2 理論框架

毛中根等［5］的研究指出房價變動對居民消費的影響在房東和租客間存在顯著的差異性，基于此，我們將經濟體中的家庭劃分為有房家庭和無房家庭（潛在購房者或租客），并分情況構建考慮住房價格、貸款價值比的消費決定模型。

2.1 有房家庭

借鑒Iacoviello［16］，假設家庭可以無限期存活，則第i個受信貸約束的家庭面臨的目標函數如下：

式（1）中，t≥0，E t表示t時刻的期望，γ為時間貼現因子，c表示家庭消費，h表示持有住房的面積，j表示效用函數中由住房帶來的效用權重。

t時刻家庭面臨的預算約束和信貸約束分別為：

其中，qt表示住房價格，δ表示折舊率，R表示償付貸款的總利率，b表示家庭借款額，式（2）中右邊的最后一項表示當家庭債務規模偏離其意愿水平時的調整成本。y表示家庭收入。m即為貸款價值比，反映既定房產價值的情況下家庭借款額的上限。

構造拉格朗日函數，進行一階求導并整理后（迭代過程略，如需要，可向作者索要）有：

公式（4）表明消費c與住房價格q t、貸款價值比m之間的關系尚無法確定。

對有房家庭而言，房價上漲將通過資產增值形成促進居民消費的“財富效應”。具體來看，房價上漲時住房將通過放松流動性約束、誘發財富幻覺、降低預防性儲蓄而最終促進居民消費。但也有學者指出房產財富效應存在的前提是房產可以低成本變現，若搬遷成本較高、房產流動性弱，則房產的財富效應可能并不存在。鞠方等［7］更是發現房價對居民消費的影響為負。作為兼具消費品和投資品雙重屬性的特殊商品，如果有房家庭有改善型住房的需求，那么即便其當前房產價格上漲，家庭依然可能削減消費。同時，公式（4）表明，房價的變動將直接影響住房作為抵押品的價值，因此當房價上漲較緩慢時，家庭部門的債務水平也將緩慢增長并能平滑消費，最終導致居民消費將與貸款價值比正相關［17］；而當房價增長過快時，家庭部門的債務規模將急劇膨脹［18，19］，居民消費將轉而與貸款價值比負相關?；诖?，我們有命題1：

命題1：對有房家庭而言，家庭消費與貸款價值比的關系取決于房價的增長速度。

2.2 無房（租房）家庭

陳彥斌和邱哲圣［20］指出家庭普遍傾向于擁有自有房產，則1單位租用房產生的效用只相當于1-ψ單位自有房，ψ∈（0，1）。類比于有房家庭，則無房家庭的目標函數如下：

其中，β表示無房家庭的時間貼現因子，c′表示無房家庭的消費，h′表示無房家庭的租房面積，j表示效用函數中由住房帶來的效用權重。

令每年的租金為q′t，則無房者面臨的預算約束為：

其中，q′t表示租金價格，b′表示租房家庭的借款額，式（6）中右邊的最后一項表示當家庭債務規模偏離租房家庭意愿水平時的調整成本。

構造拉格朗日函數，進行一階求導并整理后有：

根據陳彥斌和邱哲圣［20］，房屋的租金價格與房屋價格之間存在如下關系q′t=αq t，其中α表示租售比。此時定義無房家庭的貸款價值比為：m′it=b′it／h′tq′t，則式（7）變為：

因此，公式（8）表明無房家庭的消費c′與住房價格q t、貸款價值比m′之間的關系尚無法確定。

對于無房者或潛在購房者，房價的上漲一方面可能迫使其為買房（或支付更高的租金）而壓縮消費增加儲蓄，即為流動性約束效應；但另一方面也可能導致其對購房絕望進而放棄購房，轉而增加消費。同時，公式（8）表明，當房價上漲緩慢時，居民消費與貸款價值比正相關，說明適度規模的家庭債務可以緩解支大于收的缺口進而促進居民消費；但當房價上漲較快時，無房者為購房將籌集更多的首付、償還更高的房貸不得不壓縮當期消費，且即便是無房者繼續租房，隨房價提高的租金也迫使其將增加儲蓄，最終導致無房者的消費與貸款價值比負相關?；诖?，我們有命題2：

命題2：對無房家庭而言，家庭消費與貸款價值比的關系取決于房價的增長速度。

3 數據來源、變量選擇與描述性統計

3.1 數據來源與樣本選取

樣本來自中國家庭動態跟蹤調查數據庫（CFPS），其范圍覆蓋全國，旨在通過對個體、家庭、社區三個主體的跟蹤收集數據，以此反映當前我國的人口結構、經濟社會層次等方面的演進，為微觀領域的實證研究以及政府相關政策的制定與實施提供重要的數據支持。本文主要運用2010、2012、2014三年的追蹤調查數據，并據此構造了三期的城鎮家庭面板數據。

實證分析中的因變量、自變量及控制變量的選取及度量方法構造如下：

（1）因變量：城鎮家庭總消費。家庭的總消費支出包括食物支出、日用品支出等8項支出。除以總消費支出作為被解釋變量外，我們將依據類別將消費總支出分為耐用消費品支出與非耐用消費品支出兩大類，而依據消費支出的用途則細分為居住、食物等八大類。

（2）主要解釋變量：

①家庭總收入。家庭的收入包括個人薪酬、生產經營所得、家庭財產性收益、轉移性收入以及其他項目。

②住房價格。根據CFPS問卷中家庭住房總值與住房面積推算出每個家庭所面臨的住房價格。

③家庭債務。主要指在調查年份尚未償還的房貸及其他貸款。

④金融資產。主要包括存款、股票、基金、債券、金融衍生品、其他金融產品及借款。

（3）其他控制變量

查閱相關文獻，實證分析中的控制變量應包括：戶主的性別、年齡、戶主的婚姻狀況、戶主的受教育水平、家庭是否持有自有住房、是否持有多套房等家庭人口特征統計變量。同時，結合我國當前現實國情，家庭的首套房多是用于自住，而二套及以上的房屋才可能用于投資，即住房價格的變動可能將顯著影響多套房家庭的消費，為此本文考慮了多套房決策（兩套或兩套以上）對家庭消費的影響?？紤]到宏觀經濟變量可能產生的影響［21］，本文也控制了省份經濟變量（人均GDP），并將家庭總消費支出、債務規模、總收入以及金融資產等價值型變量按居民消費物價指數調整至以2009年為基期的實際值，并剔除異常值和缺失值。

3.2 數據統計特征的描述

表1是對模型中主要變量統計特征的描述。在我們的數據中，一個家庭的平均成員數為3至4人，有55%的家庭戶主是男性，90%左右的戶主是已婚的，97%的家庭擁有自有住房，但僅有18%的家庭持有二套及以上房產，最多可達11套房產。戶主的平均受教育年限約為9年，僅為初中文化學歷。

表1 主要變量的描述性統計

4 實證檢驗

4.1 基準回歸

表2中第1-5列均以家庭總消費支出作為被解釋變量，其中第1-2列是對全體樣本運用的是聚類穩健標準差的隨機效應回歸，第3-5列是依次對有房家庭、無房家庭以及多套房家庭的面板隨機效應回歸。表2中第1-2列的回歸結果均表明，家庭收入與居民消費有顯著的正相關關系，與傳統的生命周期-持久收入假說相一致，即家庭收入每提高1個百分點，將帶來消費增加0.15個百分點?？赡艿慕忉屖?，大部分家庭的經濟來源是工資，因此工資水平的多寡將直接決定居民消費的水平和質量。但同時基于社會保障體系的不完善以及經濟體中不確定性的存在，理性的家庭個體將預留一部分當期的勞動收入，而不單僅用于當期的消費支出，由此導致收入的增加僅引起居民消費小幅度的增長（影響系數僅為0.15）。

同時，表2中第1-2列的回歸結果顯示，金融資產變量前的估計系數顯著為正，與黃靜和屠梅曾［22］的結論相一致。但金融資產對居民消費的影響程度依然比較小，金融資產每提高1個百分點，消費支出約增加0.02個百分點。這一方面表明我國以股票為代表的金融市場的發展還很不成熟，導致居民對股票等金融市場的有限參與［23］；另一方面則說明伴隨居民對金融產品收益及風險認知的逐漸增加，居民平滑金融資產波動的能力也逐漸得以提高。

表2中第1-2列的回歸結果均顯示住房價格對消費的估計系數均明顯為正（0.12），說明房價的財富效應顯著。表2中第3-4列的結果顯示，住房價格將顯著促進有房家庭的消費，而將抑制無房家庭的消費，與前文中假說1相一致。對此的解釋是，住房兼具消費品與投資品的雙重屬性，由此導致當房價上漲時，一方面出租房屋的家庭將獲得更多的租金收入，另一方面提高了房產作為抵押品的價值，進而最終促使有房家庭提高消費水平；但對無房者家庭而言，房價的上漲將增加其未來的買房成本或當前的租金成本，由此帶來消費的下降。

當表2的第2列中考慮家庭債務這一變量時，我們發現，家庭債務的估計系數統計顯著，且方向為正，說明當前我國的家庭負債以“杠桿效應”為主，家庭負債的“杠桿效應”抵消了債務必須償還的“擠出效應”。這說明，家庭負債儼然成為支配消費變動的一個關鍵因素，家庭借貸的動機就是為平滑居民當期收入與消費支出之間的缺口，緩解居民面臨的流動性約束，并以此促進消費的增加。但需要注意的是，家庭債務對居民消費的杠桿效應雖然顯著，但影響程度微弱（僅為0.02）。導致這一結果出現的原因可能在于，家庭債務是以償還為條件的，導致其對消費的促進程度有限，致使家庭收入仍是決定家庭消費的重要因素。

表2 家庭總消費與住房價格、家庭債務：基準回歸

表2中的第1列顯示，住房價格對家庭消費的總效應是0.127，而第2列中，住房價格對家庭消費的總效應降至0.123，且調整后的擬合優度由0.201微增至0.214，說明住房價格對居民消費的正向作用將部分借助于家庭債務進行傳導。此外，李雪松和黃彥彥［24］指出對于僅持有一套房的家庭，即使房價上漲，但其出于改善型住房需求或未來投資需求，其在當期將反而增加儲蓄而降低消費。因此，表2中第5列將樣本局限在持有二套或二套以上的家庭，回歸結果顯示住房價格的估計系數明顯增大，說明住房價格上漲對居民消費的促進作用確實在多套房樣本家庭中更強。

控制變量中，我們發現受教育水平越高的家庭，其消費支出也更多，說明高學歷群體的家庭更注重教育與生活品質的追求，從而會有更多的教育支出以及文化品質方面的支出。同時，更大規模的家庭，意味著人口數較多，相應的消費支出較大。樣本家庭的平均年齡為51歲左右，屬于中老年組，因此年齡的一階系數為負，二階系數為正，說明隨著年齡的增加，家庭消費將逐漸下降，但下降的速度將因政府當前一系列社會保障措施的落實而趨緩。

4.2 家庭債務的貸款價值比機制

事實上，家庭往往面臨著流動性約束效應，即家庭的借貸行為總是受到信貸市場的制約，家庭并不總是能獲得自己需求水平的信貸規模。Gorbachev［25］指出，相較于不受流動性約束的家庭而言，受流動性約束的家庭，資產價格變動對其消費的沖擊更強。根據我國的現實國情，家庭部門的債務主要由住房抵押貸款構成，而諸如汽車等可耐品也可通過其所具有的擔保功能來獲得消費信貸。即抵押品所具有的抵押機制，使得家庭負債規模與流動性約束正相關。具體地，房價上漲時，家庭債務規?？赡芡教岣?，家庭債務逼近于抵押物價值，進而家庭面臨的流動性約束增強；房價下跌時，家庭債務規?？赡芟陆?，家庭債務將遠離抵押物價值，進而家庭面臨的流動性約束減弱。這說明，家庭負債的變動將內生地引發流動性約束的變動，進而通過流動性約束效應影響住房價格與居民消費間的關系?；诖?，我們以貸款價值比測度家庭債務流動性約束效應的大小，并構造了兩個貸款價值比指標：一是廣義的貸款價值比，以家庭債務總額與住房總市值的比率衡量；一是狹義的貸款價值比，僅以住房抵押貸款與住房總市值的比率衡量?；貧w結果見表3。

表3中第1-7列均是面板隨機效應回歸的結果。表3中第2列的Panel A 和Panel B 的回歸結果顯示，從全樣本的角度來看，無論是廣義貸款價值比還是狹義貸款價值比，其均將顯著促進消費，且貸款價值比的加入，使得房價前的估計系數變大，說明貸款價值比的存在將顯著增強住房價格對居民消費的影響；其次，表3中第3列的Panel A 和Panel B的結果顯示，貸款價值比二次項的系數顯著為負，說明貸款價值比對居民消費存在非線性的影響。以廣義貸款價值比為例，當貸款價值比小于1.38時，貸款價值比將依然促進居民消費；但超過1.38以后，其將抑制居民消費的增加。此外，進一步將樣本細分為有房家庭和無房家庭分別進行回歸后，貸款價值比對有房家庭消費的影響類似于全樣本，但對于無房家庭而言，系數不再顯著，但貸款價值比估計系數依然保持類似的符號，較好地驗證了第二部分理論框架中提出的命題1和命題2。

表3 住房價格、家庭債務與居民消費：貸款價值比機制

注：*p＜0.1，**p＜0.05，***p＜0.01；括號內為聚類穩健標準誤；此處控制變量同表2。

4.3 穩健性檢驗

為驗證表2中基準回歸結論是否穩健，我們將家庭總消費支出依次按照用途、類別與地區進行分樣本回歸，以此進一步考察住房價格、家庭債務與居民消費間的關系。

表4 消費支出與住房價格、家庭債務：八大類子消費

首先，依據國家統計局的分類標準，將家庭總消費支出細分為八大類并依次進行面板固定效應回歸。表4中第1-8列的回歸結果顯示：（1）除食物、衣著這兩類消費支出外，家庭債務對其余六項消費支出均具有顯著的正向影響，杠桿效應明顯；這也與經濟直覺相一致，因為食物、衣著作為基本的生活需求，家庭很少借助負債增加這兩類的支出；相反而是更傾向于將債務用于居住等耐用品的支出上。（2）除醫療保健類消費支出外，住房價格對余下七項消費支出均具有顯著的正向促進作用，財富效應明顯。

其次，將家庭總消費支出按照用途細分為耐用品消費支出與非耐用品消費支出，并依次進行面板固定效應回歸。表5中第1-2列的結果顯示，家庭債務均顯著促進兩類別的消費支出，作用力度相當；而住房價格對耐用品消費的作用力度與非耐用品消費。住房價格每提高1個百分點將帶來0.15個百分點的耐用品消費支出。對此可能的解釋是，耐用品多數是一些使用年限較長的物品，且單價較高，如汽車、洗衣機、音響設備等，由此導致住房增值的絕大部分用于購買耐用品，相應地，對消費支出的促進作用較大；而非耐用品的單位價值較低，一般所需資金支出小，對消費的刺激力度較為有限。

最后，考慮到地區間因自然資源、地理區位以及相關政府政策支持力度的不同［26，27］，住房價格與家庭債務對居民消費的影響必然存在較大差異。因此，本文按照東部、中部、西部、東北部四個區域分別進行分析，計量結果見表5的第3-6列。依次將東部、中部、西部、東北部的消費支出對家庭債務與住房價格進行面板隨機效應回歸。表5中第3-6列的回歸結果顯示：第一，家庭債務將顯著促進這四個區域的居民消費，但相較于其他東部和東北部區域，西部和中部地區的家庭債務對居民消費的影響程度更大。對此可能的解釋是，東部和東北部地區經濟發達水平較高，金融體系相對完善，居民融資渠道多樣化，因此家庭債務增加對該區域居民消費的增加相對較為有限，而對于中西部這些欠發達地區而言，家庭債務的增加更能發揮資源配置的功能并由此帶來消費更大的增長；第二，房價明顯促進中部地區的消費增長，且作用力度高于東部、西部、東北部，這與當前東部地區房價上漲過快接近飽和，而中部地區房價后續繼而上漲的現實背景相一致［28］。表5的回歸結果說明本文的模型是穩健的、可靠的。

表4、表5的結果表明，將家庭消費支出依據用途、類別與地區三個角度的分析依然顯示：住房價格將顯著促進居民消費的增加，財富效應顯著；家庭債務積極促進居民消費的增加，杠桿效應明顯。與表2的基準分析的回歸結論相一致，表明上述計量模型設定正確，實證結果穩健。

表5 住房價格、家庭債務與居民消費：分消費用途與分區域

4.4 內生性討論

首先，為克服表2基準模型的估計可能存在的某些無法觀測變量的影響，我們借助面板固定效應再次進行回歸，回歸結果見表6的第1-3列?？梢园l現，住房價格依然顯著促進全樣本居民、有房家庭的消費，但將顯著抑制無房家庭的消費；家庭債務對全樣本家庭、有房家庭的消費的影響顯著為正，對無房家庭的影響盡管也為正，但不顯著。這與表2基準回歸的結果基本一致。

另一方面，當家庭消費支出增加時，家庭更可能出現入不敷出的情形，提高家庭負債的概率。家庭消費支出與家庭債務間的這種反向因果關系，也可能造成表2基準回歸結果的有偏，干擾了回歸結果的準確性?？紤]到工具變量回歸能兼顧因果關系與遺漏變量造成的內生性，因此本文選用工具變量對模型中可能存在的內生性予以解釋。構造“社區中其他家庭的平均負債率”作為本文中家庭債務的工具變量。表6中的第4-5列的結果顯示，采用工具變量回歸后，第一階段回歸中，工具變量前的系數統計顯著為正，第一階段回歸的F統計量為37.33，顯著大于10，通過了弱工具變量檢驗，說明了所選擇的工具變量有效。第二階段的估計結果顯示，即使考慮了內生性問題，住房價格對居民消費的財富效應依然顯著，家庭債務對居民消費的杠桿效應依然顯著，再次說明了表2回歸結果的穩健性。

表6 家庭消費與住房價格、家庭債務：工具變量回歸

5 結語

本文首先從理論上分別對有房家庭和無房家庭構建了考慮貸款價值比的消費決定模型，然后基于2010、2012、2014三年的家庭面板調查數據，詳細考察了房價上漲、家庭債務對居民消費的作用及貸款價值比相應的作用機制。估計結果表明：第一，住房價格將顯著促進有房家庭的消費，而抑制無房家庭的消費；第二，無論是有房家庭還是無房家庭，家庭債務對居民消費均表現出顯著的杠桿效應，擠出效應不顯著；貸款價值比對有房家庭和無房家庭均存在顯著的門檻效應，即當貸款價值比達到一定規模時，貸款價值比將阻礙消費的增長。第三，住房價格對居民消費的財富效應將部分借助家庭債務進行傳導，且貸款價值比的存在將放大住房價格這一正向作用?；诖?，我們有如下政策建議：

（1）家庭債務已成為影響居民消費的重要因素之一。但需警惕的是，盡管家庭負債能彌補支大于收的缺口，但當負債水平過高時，高額的債務剛性償還將擠占家庭的消費支出，此時負債水平的累積反而阻礙居民消費的增加。

（2）居民消費、家庭債務與住房價格同向變動，因此政府在控制住房價格上漲的同時勢必犧牲了部分住房價格的財富效應，阻礙了消費的增長，應推行差異化的住房調控政策。

（3）實施區別化的信貸政策，將信貸資金合理地配置在房市與消費領域，才能在保持住房價格平穩增長的同時，發揮家庭債務對居民消費的促進作用，最終實現住房價格穩定與居民消費平穩增長的雙目標。