3.4 回歸結果分析

3.4.1 住房財富效應的存在性檢驗

表3-2是檢驗住房財富效應是否存在的固定效應估計結果。模型（1）至（5）分別對應的是住房財富對消費總額、耐用品、住房裝修維修、食品衣著、教育支出的影響的估計結果。可以發現，其他因素不變，住房財富每增加1%，消費總支出將增加0.063%，在1%的統計水平上顯著。這一估計值低于以往采用橫截面數據進行分析得出的結果（張大永，曹紅，2012；黃靜，屠梅增，2009；解堊，2012），因此，采用橫截面數據可能因遺漏變量而造成估計向上偏移。

表3-2 住房財富效應的存在性檢驗

表3-2（續）

注：括號里是異方差穩健標準誤。所有結果均采用固定效應模型估計。上標“***”“**”“*”分別表示在1%、5%和10%的統計水平上顯著。

表3-2中模型（2）至（5）的估計結果同時顯示，住房對各分類消費的財富效應也顯著存在，均至少在10%的統計水平上顯著。其中，教育文化娛樂支出的住房財富效應最大，住房財富每增加1%，教育文化娛樂支出將增加0.135%，這與Lovenheim和Reynolds（2012）的發現一致，他們發現住房財富與子女所上大學的質量呈顯著正相關，這是由于住房財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富的影響次之，彈性約為0.11，受住房財富影響最小的是食品衣著消費，彈性僅為0.027。

表3-2模型（1）的估計結果還顯示，消費受收入變化的影響最大，其彈性達0.069。金融資產的財富效應低于住房的財富效應，這與大多數研究一致（張大永，曹紅，2012；解堊，2012）。家庭負債（無論是住房負債還是非住房負債）顯著正向影響消費支出，這體現出家庭通過借貸平滑當前消費的特點，與黃興海（2004）、韓立巖等（2012）的發現一致。此外，家庭規模、調查上一年度有無紅白喜事均會顯著增加家庭的消費支出。

研究結果表明，住房財富效應在我國顯著存在。已有文獻認為住房財富效應在我國并不存在的原因有三點：一是擁有住房的家庭通常不會出售房產以兌現住房財富；二是住房再抵押等金融工具在我國還不發達，住房難以通過緩解流動性約束而促進消費；三是房價上升會增強為購房而儲蓄的動機。但是，這類文獻忽視了三個基本的事實：一是有房家庭存在改善性住房需求，當前住房財富的增加可能減少為改善住房需求而進行的儲蓄，從而促進消費；二是住房除了可通過抵押獲得消費信貸，還能成為消費者獲得借款的信譽證明，比如上海通用汽車金融有限公司明確規定消費者在申請汽車信貸時應提供房產證明文件，許多銀行的信用卡透支額度也與申請人提供的房產證明息息相關，另外，住房作為家庭身份地位的象征，也會作為一種“信號”提高家庭在正規金融市場與非正規金融市場獲取信貸的能力與信心，住房財富通過這些渠道影響消費卻并不要求抵押房產；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。由此可見，我國存在住房財富效應發揮作用的微觀經濟基礎。