信贷扩张如何影响家庭房地产投资？——以信用卡的扩散为例

荣 昭 徐娜娜 袁 燕

（1.中南财经政法大学文澜学院 湖北武汉 430073）

（2.西南财经大学经济与管理研究院 四川成都 611130）

一、引言

经济衰退往往伴随着信用收缩，并导致投资和消费下降。所以，向经济体提供信用支持可能有助于经济复苏。目前我国经济下行的特殊性在于，房地产上涨预期仍然普遍存在。这可能严重影响宏观政策的有效性。一个典型的例子是，2009年上半年，官方注入总额为7.37万亿元的银行信贷，比上一年同期增长了200%①数据来源于中国人民银行官方网站。；直接的后果是随之而来的房价飙升，许多城市一年内房价涨幅超过50%。信用大量流入房地产而不是其他实体经济部门，这显然有悖于通过信贷扩张来刺激经济的初衷。因此，在目前的情景下，探究信贷扩张如何影响房地产需求方，即家庭的房地产投资决策，是一个很有现实意义的问题。遗憾的是，目前国外的相关研究虽然积累了一些文献（例如Favara和Imbs，2015；Adelino等，2012），国内的相关研究仍十分缺乏，仅提供了一些全国加总层面的时间序列方面的证据。本文通过研究家庭拥有信用卡（即针对家庭的信贷扩张）对其购买二套房决策的影响，试图从家庭微观层面提供一些启示。

我国家庭的资产主要配置于房地产（甘犁等，2013），因此我们将家庭投资行为的研究重点放在房地产投资上。自住房提供的消费流可能在租房市场中难以找到理想的替代品，因此我们重点研究投资倾向更加明显的二套房购买。家庭在二套房购买时间的选择上更多是基于其对房地产升值的预期，而不是像首次购房那样，主要是由生命周期驱动。一般情况下，家庭在二套房购买方面存在较强的融资约束（按揭贷款对于二套房购买在首付款和支付能力方面有更加严格的要求），而信用卡具备一定的融资功能，有利于缓解家庭的融资约束。因此，我们有理由相信，在持有信用卡的情况下，家庭投资二套房的倾向会相应提高。本文通过实证分析，试图回答如下问题：家庭持有信用卡之后是不是更倾向于购买二套房？如果是，家庭的融资约束程度以及对房地产升值的预期在其中分别扮演什么样的角色？

我国信用卡市场已经具有相当的体量，对实体经济足以产生实质性影响。截至2015年第一季度，我国的信用卡数量达到4.24亿。①数据来源于中国人民银行发布的《2015年第一季度支付体系运行总体情况》。同时，信用额度达到6.23万亿元，每张信用卡卡均额度达到1.47万元；未偿还信用卡贷款总额为2.55万亿元，信用额度使用率达到41%。同时，我国信用卡的普及程度相对于发达国家仍处于较低水平。Sharpe等（2012）发现，仅有30%的中国城市家庭拥有信用卡，可见信用卡尚未充分普及。这为本文研究提供了较为理想的识别环境。

本文的数据来源于西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心提供的CHFS调查数据，该调查旨在研究我国家庭金融的相关问题。其2015年调查回访了2013年访问的家庭，我们由此构造了一个两年的面板数据，来考察这些被访家庭房地产资产的动态变化。为了考察家庭购买二套房的决策过程，我们把样本限制在2013年只有一套房的城市家庭。通过回归分析，我们估计了在这些家庭中，2013年已经持有信用卡的家庭在2015年拥有二套房的可能性相对于没有信用卡的家庭是否有显著提高。结果显示，有信用卡的家庭购买二套房的可能性高出3.6个百分点。

然而，家庭是否持有信用卡并不是随机的，而是自身选择的结果。也就是说，家庭是否持有信用卡与家庭购买二套房决策可能是同时决定的（Wooldridge，2002）。因此，对持有信用卡是否影响家庭购买二套房决策的直接估计会存在潜在的估计偏误。②我们不是特别担心反向因果的问题。即使家庭在预期要买二套房的情况下，提前持有信用卡，也是家庭利用信用卡为二套房融资的证据。但是，可能存在遗漏变量问题，即家庭的某些不可观测因素同时影响了家庭的信用卡持有和二套房购买，因此仍然存在内生性问题需要解决。借鉴Wooldridge（2002）对处理效应（treatment effect）存在自选择问题时使用的工具变量估计方法，我们证实了持有信用卡和二套房购买之间存在正向的因果关系。此外，如果拥有信用卡的家庭和没有信用卡的家庭在（事前）拥有信用卡的可能性上存在显著差异，也可能导致估计的偏误。为了解决上述问题，我们基于家庭拥有信用卡的可能性进行倾向得分匹配，然后使用匹配样本进行回归估计，仍然得到了一致的结论。

在确认因果关系后，我们进一步探讨了信用卡影响二套房购买的可能途径。首先，信用卡提供的信用应该不会影响没有信贷约束家庭的投资决策。我们发现，信用卡对二套房购买的正向影响确实主要存在于有信贷约束的家庭。其次，房地产升值预期是导致家庭购买二套房的重要因素（李雪松和黄彦彦，2015）。我们发现，信用卡对二套房购买的正向影响在房价上涨较快的地区更加明显。此外，我们还发现，该正向效应主要存在于有一定金融知识以及拥有城市户籍的家庭。这说明，使用信用卡为购房融资需要使用者具备一定的金融知识，并且该融资功能在制度上倾向于对持有城市户籍的个人开放。

信用渠道仍然是我国货币政策的主要传导渠道。存在房地产升值预期的情况下，扩张性货币政策的有效性是否会被削弱？本文从信贷扩张的渠道提供了一些家庭层面的微观证据。我们发现本来应当用于家庭消费的信用转而流入房地产，这对我国金融监管提出了新的挑战。值得注意的是，信用卡对二套房购买的正向影响主要存在于有信贷约束的家庭。这类家庭的违约风险较高，信用扩张因此有可能推高了房地产市场过热的系统性风险。我们在小结部分将详细讨论。

二、文献综述

本文的研究和以下三支文献密切相关。首先是“信贷扩张影响房地产市场”的文献。相关研究发现，在发达国家，来自抵押贷款的信贷扩张显著地推高了房价。例如，Favara和Imbs（2015）利用1994年至2005年间美国银行分支机构管制放松作为信贷扩张的工具变量发现，银行放松管制后信贷显著增加；伴随着信贷扩张，住房需求增加，进而导致房价上涨；但是，在土地供给弹性较大的地区，房价上涨较慢，伴随的是住房供给的增加。Adelino等（2012）通过将符合贷款限额（conforming loan limit）的外生冲击作为融资成本降低的工具变量发现，信贷可得性的提高导致了房价上涨。但是，这些文献主要从银行的角度来研究地区层面的房地产市场的变化，而没有涉及本文故事的核心，即信贷扩张对家庭房地产投资行为是否产生了影响。本文利用信用卡上门推销作为信贷扩张的工具变量发现，中国家庭获得信用额度后投资房地产的倾向显著增加。这一发现和文献中关于信贷扩张导致房价上涨的结论是一致的。本文的贡献在于，首次提供了家庭投资行为方面的微观证据。

第二支文献是关于二套房购买的研究。相关研究发现，二套房购买有很强的投资特征，即二套房购买更容易发生在房价上涨较快的地区，①荣昭和王文春（2014）发现，非房地产上市公司在房地产投资方面也有类似的特点。这也正是本文的出发点。例如，李雪松和黄彦彦（2015）使用2011年CHFS横截面数据，基于内生转换回归模型发现，房价上涨对家庭持有多套房具有显著的正向影响。由于面板数据的可得性较差，相关研究的结论一般基于横截面数据得出，在探讨因果关系和购房的动态决策上存在较大的缺陷。一个例外是谢洁玉等（2012），他们利用中国城镇住户调查构建的面板数据发现，上一年住房价值较高的家庭，购买二套房的可能性较大。本文利用面板数据的便利，研究了家庭住房数量的动态变化。本文首次发现，拥有信用卡是影响家庭二套房购买的重要因素。

本文的研究还丰富了信用卡使用方面的文献。关于我国信用卡使用的研究主要基于银行的小规模问卷调查，并关注信用卡的营销环节。研究发现，信用卡持有人较为年轻，受教育程度较高，并且收入较高（Worthington等，2007）。随着家庭数据的普及，更多学者开始使用家庭层面的数据来研究信用卡的使用及其对家庭经济行为的影响。廖理等（2013）重点关注居民的住房特征对信用卡消费信贷的影响。他们发现，相比租房户，采用分期支付房贷的有房家庭信用卡的消费信贷金额和使用频率较低，即消费受到了一定抑制。李江一和李涵（2017）发现，持有信用卡的家庭比没有信用卡的家庭总消费高出14%。这些研究都很自然地假设家庭为消费主体，因此忽略了家庭使用信用卡来缓解由于融资约束导致的投资不足的可能。②相关文献在美国相对丰富。例如，Kim等（2016）将信贷约束与家庭层面的信用卡使用联系起来。在为数不多的研究中，Rong等（2018）发现，有信贷约束的个体工商户家庭更倾向于使用信用卡，并且信用卡的使用有利于这些个体工商户持续经营。本文的研究则侧重于从信贷扩张的角度来讨论持有信用卡和二套房购买之间的关系。

三、假说的提出

近年来，我国信用卡的发展取得了长足的进步。①因篇幅所限，本文省略了相关图表的内容，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。具体讨论参见附录与扩展第一部分“中国信用卡的发展”。个人使用信用卡有两个主要用途：消费便利和融资。首先，消费者可以得到使用信用卡消费的便利和安全性，并享受相关的促销活动。其次，使用信用卡的家庭可以通过“当期消费、后期付款”的方式，缓解所面临的流动性约束。此外，由于信用卡有接近60天的免息期，通过信用卡提现相当于获得一笔短期贷款。信用卡可用于从ATM机或银行柜台提取现金。但是，这种提现有较多的限制，并且通常涉及较高的财务成本。②以中国工商银行发行的信用卡为例，其每日现金支出上限仅为2 000元，按现金的1%（或10元，以较高者为准）收取手续费；按持有两个月计算，其年利率为6%。此外，个人还要支付日息5/10 000（年利率为18%）。总体而言，年利率高达24%，远超贷款基准利率。另一种可能的提现方式是信用卡套现，即个人通过某些非正规的手段从信用卡中提取现金（例如，通过虚构交易、虚构价格和销售退货等），这在我国较为普遍。③新华网2020年7月6日转载的题为“信用卡‘养卡’套现乱象调查”的文章强调了信用卡持卡人通过POS机虚构交易等非正规手段套现的普遍性。这种操作可以使持卡人持有现金两个月，并且无须支付任何利息。④手续费一般约为交易额的2%（年率为12%），由提供此类灰色服务者收取。如果一个人可以使用自己的POS机来完成这一过程，则手续费可以低至0.5%（年率为3%）。

和发达国家相比，在我国，住房具有很强的投资品属性。首先，由于资本市场的低回报和波动过大，股票投资缺乏吸引力，房地产已成为我国最具吸引力的投资品。据Wind Info报道，过去二十年A股市场年化收益率仅为1.8%，而住房价格的年度增长为10.7%。其次，由于房产税尚未推广，拥有住房的成本相对较低。最后，货币增发触发了家庭抵御通货膨胀的投资需求，进一步提高了家庭投资房地产的需求。根据西南财经大学发布的2011年中国家庭金融调查报告，城镇居民金融资产平均值为11.2万元，而平均的房屋资产是其8.3倍。同时，中国家庭拥有多套房的情况十分普遍（Huang和Yi，2010）。

虽然中国家庭有较强的投资房地产的倾向，但是融资约束会制约家庭在房地产上的投资规模。我国居民家庭购买房地产的借款一般仅限于住房按揭贷款，而按揭贷款有非常严格的规定，主要体现在以下两个方面。首先，在对首付款的限制上，央行和银监会规定，个人住房按揭贷款的首付比例不得低于30%。以售价50万元的房产计算，30%的首付款为15万元，而家庭存款的中位数不足3万元。据此推测，我国多数家庭在首付款上都存在资金不足的情况。其次，在支付能力的限制上，银监会要求，按揭贷款的月支付金额不能超过借款人月收入的50%。除此之外，按揭贷款对购买多套房的家庭有更严格的限制。比如，第二套房的最低首付比例远高于第一套房。并且，银行不允许为家庭的第三套房提供按揭贷款。由此可见，二套房购买的融资约束远高于首套房。

借助信用卡，家庭可以通过以下两种方式为二套房的首付提供融资。⑤当然，家庭也可以通过其他途径，如非正规金融，来获得融资，但所获资金规模有限。一是通过信用卡提现获得部分的首付资金。二是购买新房时在房地产公司的协助下，直接刷卡，完成部分首付。⑥信用卡本身额度不够时，家庭可以申请调整临时额度。同时，家庭可以申请多张信用卡以满足资金需求。在2016年之前，房地产公司为方便客户大额刷卡买房一般会用封顶POS机。⑦封顶POS机是按费率区分POS机的一种，其费率较低，可以为大额交易节省不少手续费。封顶POS机可以看作是银行吸引客户的安排，一般只有房产、汽车和批发类等存在大额交易的行业才能办理。2016年后，这种操作被银监会明令禁止，银行不再允许提供封顶POS机。对银行而言，可以通过封顶POS机和按揭贷款的捆绑销售来最大化利润，所以银行愿意在POS机收费上做出一些让步。①但是，这样的操作是有一定风险的，原因在于，按揭贷款本身是一层杠杆，用信用卡刷首付款则相当于加了一层杠杆，增加了支付能力方面的风险。部分银行出于金融风险的防范考虑，不允许这种操作。此外，由于信用卡的存在，家庭预防性存款可以相对减少，从而可以有更多的资金投入房地产。我们因此提出本文的基本假说。

假说1：相对于没有信用卡的家庭，拥有信用卡的家庭购买二套房的倾向更高。

信贷约束程度在我们的故事里扮演一个很重要的角色。理论上，对于没有信贷约束的家庭，其投资水平（包括房地产）已经处于最优状态。因此，即使给这类家庭提供更多信用，其投资行为也不应该发生显著变化。只有存在信贷约束、房地产投资不足的情况下，提供信用才会影响家庭的投资行为。因此，如果我们的基本假说正确，信用卡对二套房购买的正向影响应该主要存在于有信贷约束的家庭。

假说2：持有信用卡对有信贷约束的家庭购买二套房的正向影响较大。

我们倾向于认为，户主的金融知识应该会影响家庭使用信用卡为房地产融资的倾向。使用信用卡进行消费相对简单，不需要涉及太多的金融知识。然而，使用信用卡进行融资则远为复杂。例如，如何按时更新债务也要求个人掌握一定的金融知识。因此，我们预期，懂得更多金融知识的家庭更有可能利用信用卡为其房地产投资融资。

假说3：当户主的金融知识较高时，拥有信用卡对购买二套房的正向影响较大。

房价上涨较快的地区，房地产预期收益率较高，因此家庭投资房地产的积极性较大。我们倾向于认为，家庭在投资决策方面比在消费决策方面，试图突破预算约束的积极性更大。也就是说，在高预期回报的刺激下，家庭使用信用卡融资购买二套房的积极性会更高。此外，理论上存在以下可能，即房价上涨预期和信贷约束的改善（即拥有信用卡）不是互补关系，而是替代关系。极端的例子是，当预期收益率非常高时，家庭会想尽一切办法来克服融资约束，这可能会导致其拥有信用卡和购房行为的关系反而弱化。归根结底，两者的交互关系必须通过实证检验来得出结论。为此，我们提出以下假说。

假说4：在房价上涨较快的地区，信用卡对购买二套房的正向影响较大。

四、模型的设定和数据

（一）模型的设定

我们建立如下基准模型来估计信用卡使用对家庭购买二套房的影响。具体而言，我们将样本限制在2013年只有一套房的城市家庭，估计2013—2015年期间这些家庭购买二套房的可能性是否与其在2013年拥有信用卡相关。具体模型设定如下。

其中，Buyi是衡量是否购买了二套房或更多房产的变量；如果家庭i在2015年拥有两套或以上的住房，该变量等于1，否则等于0。②如果已拥有一套住房的家庭出于改善居住条件的目的购买第二套住房，并不违背“房住不炒”的政策导向，是政策鼓励的。一般而言，要严格区分房地产的居住属性和投资属性几乎是不可能的，这也是我们集中讨论二套房购买的原因。我们倾向于认为二套房的购买在大概率上是投资性的，这也是相关文献比较常用的处理方式。例如，Cheng等（2014）在讨论华尔街分析师的房地产投资行为时，就使用了二套房的购置以界定投资属性。关键变量CCi表示家庭i在2013年是否使用过信用卡，如果是则等于1，否则为0。使用滞后的信用卡持有情况可以在一定程度上缓解内生性问题。作为控制变量，我们在模型中加入了家庭特征、户主特征以及首套房特征。其中，家庭特征包括家庭总人口、是否有男孩、年人均可支配收入、总储蓄、社会网络程度、是否从事工商业和是否有信贷约束；户主特征包括年龄、年龄平方项、性别、受教育程度、婚姻状况、是否城市户籍、风险态度、金融知识程度；首套房相关特征包括首套房面积、是否在居住地市、持有年限和房价上涨率。所有控制变量都是基于2013年数据构建，具体定义参见附录与扩展表A4。

（二）数据处理

1.数据来源及样本处理过程

本文使用的主要数据来源于2013年和2015年中国家庭金融调查（CHFS）。2015年CHFS数据覆盖全国29个省、363个县和1 439个社区，共有3.7万多户家庭接受了调查。CHFS采用分层、三阶段与规模度量成比例（PPS）的抽样技术，保证了数据在副省级城市、省级和全国代表性。①有关调查的详细介绍，请参阅甘犁等（2013）。本文所用房价数据来源于《中国区域经济统计年鉴》。

我们对CHFS数据进行了以下样本筛选。首先，我们仅保留2013年调查和2015年调查家庭追踪样本。其次，我们将样本限制在居住地为城市的家庭。之所以这样处理，是因为信用卡使用在城市地区远比农村地区更为普遍。再次，由于重点考察的是二套房的购买行为，我们剔除了2013年的无房或多房的家庭，只保留2013年拥有一套房的家庭。最后，我们剔除了存在无效变量的样本。我们最终得到8 483个有效家庭。附录与扩展表A5介绍了筛选过程中每一步样本变化的情况。

2.描述性统计

表1列出了样本家庭关键变量的描述性统计。②所有控制变量的统计描述参见附录与扩展表A6。从表1可以看出，样本家庭在2013—2015年两次调查之间购买二套房的比例为14%，显示出我国城市家庭在房地产投资方面具有很强的偏好。我国城市家庭信用卡的普及程度仍然偏低，样本家庭在2013年信用卡使用率仅为18%，户均信用卡额度为2.6万元。

表1 描述性统计

读者可能会存在以下疑虑：信用卡额度太小，难以对买房首付的资金需求提供实质性的帮助。我们的数据显示，样本家庭购买二套房的平均价格约为35万元，中位数为20万元。可见，房价给人高不可攀的感觉主要是源于北上广深畸高的房价；就全国而言，平均房价仍处于较为合理的水平。与之相较，家庭平均信用卡额度为2.6万元，中位数为1.5万元。从两者中位数的比较可以看出，信用卡额度接近房价的一成。按首付30%计，信用卡额度对于首付金额可以提供实质性的帮助。需要注意的是，这一简单比较很可能低估了信用卡对买房的支持作用。原因在于，信用卡额度较高的家庭更容易进入买房市场。我们后续将就此作进一步的讨论。

五、回归结果

（一）基本回归结果

表2报告了模型（1）的基本回归结果。第（1）列仅加入了关键变量CC，该变量的系数在 1%的水平上显著为正。从第（2）列到第（4）列，我们逐步控制了家庭特征、户主特征以及首套房相关特征。①控制变量的回归系数参见附录与扩展表 A7。为了保证工具变量的有效性，我们只控制了省级的固定效应。我们认为这样的处理是合理的。原因在于，地区层面的特征变化与个体家庭是否拥有信用卡相关程度较低，因此对回归结果影响不大。为了证实这一点，我们用城市的固定效应取代省级的固定效应，并重复了表2的回归，结果见附录与扩展表A8。和我们的预期基本一致，CC 的系数并没有发生显著变化。变量CC的系数随着控制变量的增加而变小，但一直保持在1%的水平上显著为正。在加入所有控制变量之后，该变量的估计系数显示，相对于没有信用卡的家庭，2013年拥有信用卡的家庭在2013—2015年期间购买二套房的可能性提高了3.6个百分点。显然，这一变动在经济意义上也是显著的。②参考相关文献的处理（Bertrand等，2000），我们的基准模型设定为线性概率模型。估计模型设定的偏差可能导致估计结果的扭曲（例如，真实的模型可能是Probit模型），因此我们使用Probit模型对表2第（1）列到第（4）列进行重新估计，仍然得到了一致的结果（如附录与扩展表A9所示）。同时，使用Logit模型也能得到一致的结果。由此可见，我们此处使用线性概率模型是对Probit或者Logit模型较好的近似。此外，我们进一步考察了购买二套房可能性的估计值的分布情况，发现在表2第（1）列到第（4）列，估计的购买可能性落在[0,1]范围之外的样本数占回归样本的比例非常低，分别为0.00%、1.24%、1.37%和1.50%。这进一步说明使用线性概率模型是可以接受的。

另外一种识别房地产投资行为的方法是通过观察家庭2015年住房套数是否高于2013年来做出判定。③感谢审稿人的建议。此外，我们还进一步研究了“从二套房退回一套房或无房的可能性”以及“从无房状态到一套房或多套房的可能性”是否和拥有信用卡有关。具体参见附录与扩展第二部分“关于多套房购买动态过程的进一步讨论”。按照这一思路，我们把样本限制在2013年至少有一套房的家庭，并估计这些家庭2015年住房套数高于2013年的可能性是否受到期初持有信用卡的影响。如附录与扩展表A10所示，在逐步控制了家庭特征、户主特征以及首套房相关特征后，变量CC的系数有所减弱，但一直保持在10%的水平上显著为正。由此可见，在选择不同的被解释变量的情况下，本文的主要结果仍然是稳健的。

家庭能够得到的融资支持和家庭持有信用卡的信用额度有关。一般而言，信用额度较高的家庭，融资能力较强，因此更有可能利用信用卡完成对二套房购买首付款的融资。因此，我们预期，信用额度较高的家庭购买二套房的可能性也较大。为了检验以上假说，我们定义了两个新的哑变量来代替CC，并重复表2的回归。两个哑变量分别为是否有高额度信用卡和是否有低额度信用卡。如果家庭有信用卡且信用额度高（低）于中位数，则定义为高（低）额度信用卡，否则定义为没有信用卡。如附录与扩展表A11所示，高额度信用卡对应系数高于低额度信用卡，表明信用额度较高有利于二套房融资。①从表1描述统计看，信用卡额度中位数远低于平均值，呈现出明显的有偏分布。作为稳健性检验，我们因此使用75%分位点而不是中位数做划分标准，并重复了附录与扩展表A11的回归。上述结论仍然成立。

表2 主要回归结果

CHFS数据不仅询问了家庭购房数量的情况，而且询问了购房金额。因此，我们能够通过使用另一个变量，即二套房购买金额作为因变量来考察在内含边际上拥有信用卡的影响。鉴于许多家庭没有购买二套房，所以购房金额等于零，我们使用Tobit模型来处理在等于零的位置上的截断问题。具体而言，我们使用二套房的购买金额（万元）作为被解释变量。Tobit估计结果如表2第（5）列所示。变量CC的系数在1%水平上仍然显著为正。与2013年没有信用卡的家庭相比，拥有信用卡的家庭购买二套房的价格平均要高出2.5万元。因此，我们得出结论，该效应不仅在广义的边际而且在内含的边际上也是显著的。需要强调的是，我们的研究重点仍然是购买与否的决定，而不是决定购买后购买金额的变化。原因在于，房地产是十分昂贵的耐用品，一次性需要支付的金额巨大，购买与否因此是第一位的问题。在之后的分析中，我们将集中讨论购买与否的问题，这和耐用品消费研究的一般处理是一致的。

（二）内生性的处理

工具变量。为了解决信用卡持有的自选择问题，我们首先使用Probit模型分析了家庭信用卡持有决策的内在机制，然后把该模型的估计拟合值作为信用卡使用的工具变量，来估计2SLS回归。为了提高参数识别的准确性（Wooldridge，2002），我们在Probit模型中加入“家庭所在社区是否有信用卡上门推销”作为外生解释变量。这一处理的合理性在于：一方面，信用卡上门促销为家庭申请信用卡提供了便利，使得家庭更有可能拥有信用卡，是有效的工具变量；另一方面，上门推销是来自信用卡供给层面即银行的冲击，跟家庭内生的信用卡需求无关，对于家庭的二套房购买决策而言可以视为外生。②我们直接用信用卡上门推销作为信用卡使用的工具变量来估计2SLS回归，仍然得到一致的结果。此外，我们使用社区平均的信用卡保有率（被考察的家庭除外）作为工具变量，也得到了一致的结果。

表3报告了回归结果。可以发现，信用卡上门推销显著提高了家庭持有信用卡的可能性。对于2SLS回归，我们首先检查工具变量的有效性以及是否存在弱工具变量的问题。具体而言，我们通过内生性检验来考察OLS估计与2SLS估计是否存在显著差异。相关的Hausman卡方检验的原假设是，两个估计之间没有显著差异。卡方统计表明，2SLS估计值与OLS估计值存在显著差异，这意味着OLS模型具有严重的内生性，因此2SLS估计是必要的。然后，我们进行了弱工具变量检验，以确定工具变量是否与信用卡使用充分相关。一阶段F统计量远超过临界值10（Stock和Yogo，2005），说明不存在弱工具变量的问题。我们的2SLS估计结果表明，CC的系数在1%的水平上显著为正。因此，我们确认了信用卡使用和二套房购买的正向因果关系。该系数的大小有所增加可能是由于不可观察的因素倾向于低估该效应。

表3 工具变量回归结果

倾向得分匹配。本文基准模型中加入了家庭、户主以及首套房相关特征等控制变量。但是，如果拥有信用卡的家庭和没有信用卡的家庭在（事前）拥有信用卡的可能性上存在显著差异，则仍然可能导致CC系数估计的偏误。为了解决上述问题，我们将样本中处理组（有信用卡的家庭）与控制组（没有信用卡的家庭）进行倾向得分匹配，然后在匹配样本的基础上对基准模型进行回归。首先，我们利用全样本估计一个Probit模型，该模型的被解释变量为哑变量CC，解释变量包括基准模型中所有的控制变量。估计得到的CC的拟合值即为家庭有信用卡的概率，作为倾向得分值。其次，我们将处理组家庭与控制组家庭基于倾向得分进行最近邻匹配；附录与扩展表A12的A部分展示了匹配过程的准确程度，表明处理组家庭和控制组家庭之间的倾向得分估计值分布非常接近。最后，基于匹配样本，我们对基准模型进行了估计。如表A12的B部分所示，CC的系数仍然显著为正，即在考虑了拥有信用卡的可能性存在差异性的情况下，信用卡与二套房购买仍然显著正相关。

（三）异质性分析

在确认了信用卡使用和二套房购买的正向因果关系之后，本小节旨在进一步了解家庭如何使用信用卡来影响二套房购买的可能性。我们分别从信贷约束、金融知识、房价上涨预期、户籍差异等方面进行讨论。

信用卡效应和家庭的信贷约束。假说2预期，信用卡对二套房购买的正向影响在有信贷约束的家庭较大。为了衡量家庭的信贷约束程度，我们参考了问卷中的相关问题。针对购买房产、汽车或家庭经营工商业等活动，2013年调查问卷首先询问了“是否有银行贷款”，如果没有，则继续询问“该项目为什么没有银行贷款”；对应的选项包括：“1.不需要；2.需要但没有申请；3.申请过被拒绝；4.曾经有贷款，现已还清。”我们将选择2和3选项的家庭定义为存在正规信贷约束，其余家庭定义为没有约束。这一做法和相关文献的一般处理是一致的（例如Boucher等，2009；Jappelli，1990）。我们因此将样本家庭分为两组，一组为有信贷约束的家庭，一组为没有信贷约束的家庭。和假说2一致，表4分组A回归结果显示，信用卡对二套房购买的正向影响主要存在于有信贷约束的家庭，而在没有信贷约束的家庭，该影响仅在10%的水平显著，且系数远小于有信贷约束的家庭。

表4 信用卡效应的异质性分析

信用卡效应和户主的金融知识。使用信用卡为房地产融资对金融知识提出了更高的要求，因此信用卡使用的正向影响应该在有更多金融知识的家庭中更为明显（假说3）。为了验证假说3，在表4分组B，我们根据受访者的金融知识来对样本进行分组。具体而言，我们将低金融知识定义为未参加过任何金融相关课程且对财经新闻几乎不关注的人。相应地，我们将高金融知识定义为那些曾上过一些金融相关课程或关注财经新闻的人。和假说3一致，高金融知识组中CC的系数在5%的水平下显著为正，且高于低金融知识组（0.045与0.024）。因此，我们得出结论，丰富的金融知识有利于家庭利用信用卡为房地产投资提供资金支持。

信用卡效应和房价上涨率。给定我国租售比居高不下的情况，房价上涨预期是激励城市家庭购买多套房的必要条件。我们不可能直接观察到房价上涨的预期值，因此我们用2012年当地房价上涨率作为预期值的代理变量。这样的处理基于如下假设，即家庭基于上一年的房价上涨率来形成对当年以及未来年份房价上涨率的预期，这和适应性预期假设是一致的。我们将阈值设在2013年的按揭贷款基准利率（6%）作为区分房价上涨率高低的依据。①我们也将阈值定义为4%，仍然得到相似的结果。我们因此将样本家庭分为两组，一组家庭处于房价上涨率高于6%的地区，另一组家庭则处于房价上涨率低于6%的地区。表4的C部分报告了分组回归的结果。结果显示，信用卡对二套房购买的正向影响主要存在于房价上涨较快的地区。这说明房价上涨预期和拥有信用卡的交互作用总的来说是互补的，这和假说4是一致的。

信用卡效应和户主的户籍类型。我们也讨论了户籍的异质性影响。我们基本的出发点是，拥有城市户籍的家庭，其信用卡融资的便利程度会更高，所以信用卡对二套房购买的正向影响会更大。相比之下，农村户籍的家庭很可能在信用卡融资上受到一定限制。表4的D部分给出了按户籍分组的回归结果。结果显示，信用卡对二套房购买的正向影响主要集中在城市户籍的家庭，而在农村户籍的家庭，该效应几乎可以忽略。这显示出，在信用卡融资方面，银行或者房地产公司可能存在对农村户籍家庭的歧视。②由于我国在地域上的巨大差异，我们按照东、中、西部将样本分为三组，并重复了我们的基准回归。我们发现，信用卡对二套房购买的正向效应主要存在于中部和西部地区。因篇幅所限，未作报告。

六、结论和政策含义

本文通过考察CHFS调查数据中的城市家庭二套房购买行为，发现2013年有信用卡的家庭在2015年购买二套房的可能性相对于没有信用卡的家庭高出了3.6个百分点。在分别使用工具变量和倾向得分匹配的方法后，我们仍然得到了一致的结果。我们进一步发现，信用卡对二套房购买的正向影响主要集中在有信贷约束的家庭、金融知识较丰富的家庭、房价上涨率较高的地区以及城市户籍的家庭。

我们作如下估算来进一步量化信用卡额度的提供对房地产销售额的影响。与一百户没有信用卡的家庭相比，一百户有信用卡的同类家庭会多出3.6户在2013—2015年之间购买二套房。基于CHFS调查数据2013—2015年二套房购买的全国平均价格来看，购房成本约为35万元。按家庭平均信用卡额度2.6万元算，一百户家庭得到的信用额度相当于是260万元，而其中有3.6户家庭购买了房地产，则意味着在房地产上的总投资因此增加了3.6×35万元，即126万元。从这个意义上，提供给家庭的信用额度转化为房地产销售额的比例是126/260=49%。如果把信用卡对二套房购买金额的正向影响也考虑进来，则该比例会进一步增加，但增加幅度有限。

可以预期，家庭购买二套房后需要支付房贷利息，预算约束趋紧，因此会更倾向于使用信用卡融资。如果本文的基本假说成立，应该可以观察到，在2013年有信用卡的家庭中，购买二套房的家庭2015年的信用卡负债相对于2013年显著增加。从数据上看，在2013年有信用卡的样本家庭中，1 129个家庭没有购买二套房，而294个家庭购买了二套房。③由于需要家庭在2013年和2015年都报告了信用卡负债，样本数相对于回归时使用的样本数有所减少。我们分别计算了两组家庭信用卡负债2015年相对于2013年的变动，其平均变动分别是15元和3 827元，且两者的差异在1%的水平上显著。也就是说，购买二套房的家庭信用卡负债水平确实显著增加了，这和我们的基本假说是一致的。

由于货币市场和资本市场发育不充分，信用渠道仍然是我国货币政策的主要传导渠道（盛松成和吴培新，2008；国家计委宏观研究院课题组，2001）。在宏观经济文献中，关于货币政策的有效性有很多讨论，我国也是如此。但是，很少有文章提及的是，存在房地产升值预期的情况下，扩张性货币政策的有效性是否会进一步恶化。本文从微观的角度，对当前情况下的宽松货币政策带来的信贷扩张的影响提供了启示。另外，我们发现，信用卡对二套房购买的正向影响主要存在于有信贷约束的家庭。有信贷约束的家庭一般在还款方面存在困难。这些家庭购买了二套房违约风险会比较高，这有可能推高房地产过热的系统性风险。因此，政策制定者应该对由此可能带来的房地产过热的系统性风险有充分的准备。

需要注意的是，信贷扩张和宽松货币政策并不等价。Maclennan等（1998）指出，货币政策对家庭消费支出的一个重要间接影响是房价，即货币政策影响住房财富的价值，然后住房财富的变化影响消费。上述逻辑当然也适用于房地产投资需求。从这个角度来看，我国宽松的货币政策不仅通过信贷扩张来影响家庭的房地产投资需求，而且还将通过增强房地产升值预期，从投资预期收益的角度影响家庭的房地产投资需求。这意味着宽松的货币政策对家庭房地产投资的正向影响将大于简单的信贷扩张的效果。