3.4 回歸結(jié)果分析

3.4.1 住房財(cái)富效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

表3-2是檢驗(yàn)住房財(cái)富效應(yīng)是否存在的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。模型（1）至（5）分別對應(yīng)的是住房財(cái)富對消費(fèi)總額、耐用品、住房裝修維修、食品衣著、教育支出的影響的估計(jì)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，其他因素不變，住房財(cái)富每增加1%，消費(fèi)總支出將增加0.063%，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。這一估計(jì)值低于以往采用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出的結(jié)果（張大永，曹紅，2012；黃靜，屠梅增，2009；解堊，2012），因此，采用橫截面數(shù)據(jù)可能因遺漏變量而造成估計(jì)向上偏移。

表3-2 住房財(cái)富效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

表3-2（續(xù)）

注：括號里是異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。所有結(jié)果均采用固定效應(yīng)模型估計(jì)。上標(biāo)“***”“**”“*”分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

表3-2中模型（2）至（5）的估計(jì)結(jié)果同時顯示，住房對各分類消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng)也顯著存在，均至少在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。其中，教育文化娛樂支出的住房財(cái)富效應(yīng)最大，住房財(cái)富每增加1%，教育文化娛樂支出將增加0.135%，這與Lovenheim和Reynolds（2012）的發(fā)現(xiàn)一致，他們發(fā)現(xiàn)住房財(cái)富與子女所上大學(xué)的質(zhì)量呈顯著正相關(guān)，這是由于住房財(cái)富的增加提高了家庭對教育的投入。住房裝修維修支出、耐用品支出受住房財(cái)富的影響次之，彈性約為0.11，受住房財(cái)富影響最小的是食品衣著消費(fèi)，彈性僅為0.027。

表3-2模型（1）的估計(jì)結(jié)果還顯示，消費(fèi)受收入變化的影響最大，其彈性達(dá)0.069。金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)低于住房的財(cái)富效應(yīng)，這與大多數(shù)研究一致（張大永，曹紅，2012；解堊，2012）。家庭負(fù)債（無論是住房負(fù)債還是非住房負(fù)債）顯著正向影響消費(fèi)支出，這體現(xiàn)出家庭通過借貸平滑當(dāng)前消費(fèi)的特點(diǎn)，與黃興海（2004）、韓立巖等（2012）的發(fā)現(xiàn)一致。此外，家庭規(guī)模、調(diào)查上一年度有無紅白喜事均會顯著增加家庭的消費(fèi)支出。

研究結(jié)果表明，住房財(cái)富效應(yīng)在我國顯著存在。已有文獻(xiàn)認(rèn)為住房財(cái)富效應(yīng)在我國并不存在的原因有三點(diǎn)：一是擁有住房的家庭通常不會出售房產(chǎn)以兌現(xiàn)住房財(cái)富；二是住房再抵押等金融工具在我國還不發(fā)達(dá)，住房難以通過緩解流動性約束而促進(jìn)消費(fèi)；三是房價(jià)上升會增強(qiáng)為購房而儲蓄的動機(jī)。但是，這類文獻(xiàn)忽視了三個基本的事實(shí)：一是有房家庭存在改善性住房需求，當(dāng)前住房財(cái)富的增加可能減少為改善住房需求而進(jìn)行的儲蓄，從而促進(jìn)消費(fèi)；二是住房除了可通過抵押獲得消費(fèi)信貸，還能成為消費(fèi)者獲得借款的信譽(yù)證明，比如上海通用汽車金融有限公司明確規(guī)定消費(fèi)者在申請汽車信貸時應(yīng)提供房產(chǎn)證明文件，許多銀行的信用卡透支額度也與申請人提供的房產(chǎn)證明息息相關(guān)，另外，住房作為家庭身份地位的象征，也會作為一種“信號”提高家庭在正規(guī)金融市場與非正規(guī)金融市場獲取信貸的能力與信心，住房財(cái)富通過這些渠道影響消費(fèi)卻并不要求抵押房產(chǎn)；三是許多家庭在新購住房時會得到父母等的援助，這也會削弱為購房而儲蓄的動機(jī)。由此可見，我國存在住房財(cái)富效應(yīng)發(fā)揮作用的微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。