住房差異是否影響了家庭收入不平等？機制、假說與檢驗

張傳勇

一、引 言

住房作為日常生活“衣食住行”中的重要一環(huán)，在一定程度上決定了人們的生活質(zhì)量以及社會的福利水平。自雷克斯和摩爾(Rex和Moore，1967)首次提出“住房階級”(Housing Class)理論以后，住房水平更是被作為階層分化的標(biāo)識之一，成為廣大學(xué)者透視社會階層分化的重要視角。有研究指出，住房階層分化通常可以用來解釋社會財富積累不均和居民收入不平等現(xiàn)象，并可能滋生譬如教育壟斷、種族隔離以及貧民窟等系列社會問題(Hamnett，1991；Levin和Pryce，2011)。住房差異引發(fā)的一系列經(jīng)濟社會問題引起多方關(guān)注。

從中國的現(xiàn)實情況來看，自上世紀(jì)90年代末實施城鎮(zhèn)住房制度改革以來，全國范圍內(nèi)城鎮(zhèn)居民的住房條件和家庭人均可支配收入均有明顯提升(圖1)。但是，隨著商品房價格的長期持續(xù)性上漲，不同收入群體之間的住房條件差異也愈加明顯。根據(jù)1986—2009年間15個省份的城鎮(zhèn)住戶調(diào)查資料顯示，1993年以前，收入最高10%人群人均擁有的住房面積一直低于收入最低的10%人群，但到2009年，收入最高10%人群人均的住房面積相當(dāng)于最低10%人群住房面積的2.24倍；收入差距對人均居住面積不均等性具有較為顯著的影響，收入差距越大，則人均住房相對于收入排序的集中率通常也相對較高(羅楚亮，2013)。我國城鎮(zhèn)居民住房財產(chǎn)也存在巨大的差距，且呈持續(xù)拉大的趨勢，住房財產(chǎn)的基尼系數(shù)從2000年的0.7逐漸增長至2009年的0.78，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過家庭總收入基尼系數(shù)水平，而且增長趨勢也快于收入基尼系數(shù)(黃靜和崔光燦，2013)。城鎮(zhèn)住房制度改革引起家庭之間存在較大的初始住房財產(chǎn)差異，使得強勢群體比弱勢群體獲得了更多的住房財產(chǎn)(李實等，2005；Meng，2007；黃靜等，2017)。房地產(chǎn)財產(chǎn)性收入在城鎮(zhèn)居民總收入不平等中的作用日益增強，持續(xù)上漲的房價以及更高的投資門檻使得房產(chǎn)投資比金融資產(chǎn)投資更能擴大城鎮(zhèn)居民收入差距(瞿晶和姚先國，2011)。

結(jié)合上述事實與理論分析，可初步推斷中國的城鎮(zhèn)住房差異與居民家庭總收入差距之間存在一定的關(guān)聯(lián)性。本文對于“住房差異”的界定參照戴維·皮爾斯(1992)和鄭思齊等(2009)對家庭住房消費(Housing Consumption)的定義，認(rèn)為家庭住房差異應(yīng)該是一個多維的體系，包括家庭住房的數(shù)量(面積)、產(chǎn)權(quán)形式、建筑形式、區(qū)位等多方面的偏好和選擇；同時，對于“城鎮(zhèn)家庭總收入”的界定與國家統(tǒng)計局的調(diào)查口徑一致，即指城鎮(zhèn)家庭成員得到的工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入之和，不包括出售財物收入和借貸收入①國家統(tǒng)計局：主要統(tǒng)計指標(biāo)解釋，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2015/html/zb06.htm。。由此，本文試圖從家庭住房的產(chǎn)權(quán)、市值、面積等差異入手，分析這些因素可能對家庭絕對收入、相對收入以及預(yù)期收入的影響，并重點探討城鎮(zhèn)住房差異影響居民家庭總收入的理論機制和時空特征以及住房差異是否會加劇中國家庭的收入不平等問題。

本文的貢獻主要有以下三點：第一，從家庭住房差異的視角來研究收入不平等問題。由于無法考察家庭直接出售房屋的增值收益②事實上，根據(jù)國家統(tǒng)計局對于主要統(tǒng)計指標(biāo)的解釋，家庭出售房屋獲取的收益并不包括在總收入之內(nèi)。，本文主要聚焦于住房差異可能影響家庭收入的其他兩條途徑，一方面通過住房所有權(quán)及其滋生的資產(chǎn)性收益，直接影響家庭的實際收入；另一方面可能通過抵押住房獲得貸款為投資和消費融資，提高家庭的收入預(yù)期。并且，通過實證研究發(fā)現(xiàn)，家庭可以通過住房產(chǎn)權(quán)及其滋生的資產(chǎn)性收益影響家庭的絕對收入和相對收入，還可能通過抵押再投資等渠道影響家庭的收入預(yù)期。這不僅擴大了住房差異的研究范疇，也為當(dāng)前頗受關(guān)注的收入不平等問題尋求新的注腳，為后續(xù)研究提供文獻參考。第二，為檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別采用了分階段回歸(以2008年金融危機為分界點)和變換考察變量回歸等方法，發(fā)現(xiàn)2008年金融危機以后，無論是家庭的住房產(chǎn)權(quán)及其滋生的資產(chǎn)性收益差異，還是家庭的住房市值差異，其對家庭收入的影響程度都要大于 2008年金融危機以前的影響。第三，為檢驗住房差異對家庭收入不平等的直觀影響，又運用分位數(shù)回歸方法(Quantile Regression，簡稱 QR方法)來分析住房差異在不同家庭收入分位點的估計參數(shù)特征。由此發(fā)現(xiàn)，隨著家庭收入水平的上升，住房產(chǎn)權(quán)和住房面積對家庭收入的影響效果逐漸增強，且住房產(chǎn)權(quán)滋生的資產(chǎn)性收益對家庭收入的貢獻率也在提高，這反映出家庭住房差異在一定程度上加劇了收入不平等。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

近年來，城鎮(zhèn)居民家庭的住房差異現(xiàn)象及其對社會經(jīng)濟可能產(chǎn)生的負(fù)面影響等話題引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，他們普遍認(rèn)為城鎮(zhèn)居民住房差異可以看作是衡量社會階層分化的一個重要指標(biāo)(Rex和Moore，1967；Szdenyi，1978；Lee，1988；邊燕杰和劉勇利，2005)。在中國，城鎮(zhèn)居民家庭之間存在明顯的住房差異現(xiàn)象已是不爭的事實。早在 2004年，張海東(2004)就曾對長春的城鎮(zhèn)住戶進行過調(diào)查，結(jié)果顯示只有40%,的居民對當(dāng)時的住房狀況表示滿意，68%,的居民認(rèn)為住房不平等現(xiàn)象是“嚴(yán)重”或“非常嚴(yán)重”的。劉祖云和毛小平(2012)的研究進一步指出了中國城市住房差異的分層結(jié)構(gòu)，他們通過對2010年廣州市千戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析后得出，中國城市住房分層結(jié)構(gòu)從低到高依次是由無產(chǎn)權(quán)房階層、有產(chǎn)權(quán)房階層、福利性產(chǎn)權(quán)房階層、商品性產(chǎn)權(quán)房階層、繼承性產(chǎn)權(quán)房階層以及多產(chǎn)權(quán)房階層所共同構(gòu)成的“三階五級式”結(jié)構(gòu)，出現(xiàn)這種住房分層結(jié)構(gòu)的原因包括個人的政治資本、人力資本、職業(yè)狀況以及收入水平等因素。雖然城鎮(zhèn)住房制度改革和住房政策調(diào)整的初衷是為了改善居民住房條件并促進住房公平，但受住房初始積累差異以及住房分配機制滯后等條件的制約，可能會進一步加劇居民家庭之間的住房不平等現(xiàn)象(Bian和Logan，1997；Khan等，1999；Logan 等，1999；Huang，2001；Wang，2004；Hiroshi，2006；劉欣，2005；邊燕杰和劉勇利，2005；李斌，2009)。當(dāng)前中國的住房不平等狀況很大一部分是由房改前的住房分配過程和住房私有化改革過程導(dǎo)致的，社會成員越是接近體制的核心部門，其住房優(yōu)勢就越突出(方長春，2014；黃靜等，2017)。在實施城鎮(zhèn)住房改革初期，權(quán)利、關(guān)系和工作單位等是引起中國住房不平等的重要因素(Logan等，1999)。對于政治精英和技術(shù)精英家庭而言，他們主要因為之前在體制中得到了質(zhì)量更高、更新、更大的住房，而具有明顯的住房優(yōu)勢(Walder和He，2014)。Wang等(2004)則通過對北京市國有大型企業(yè)進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)改革中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)重組以及企業(yè)性質(zhì)的差異也會引起住房差異；劉欣(2005)通過對權(quán)力與市場兩種分配機制的回報能力進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，相比市場而言，權(quán)力對住房的面積分配和購房機會的分配都有正向影響；邊燕杰和劉勇利(2005)通過對中國“五普”數(shù)據(jù)進行分析后得出，各個階層在獲取住房的途徑和機會上存在差異：管理精英、專業(yè)精英和非精英群體間在住房產(chǎn)權(quán)上也存在顯著差異，管理精英比專業(yè)精英更有可能擁有住房產(chǎn)權(quán)，且在住房面積和住房質(zhì)量上也優(yōu)于專業(yè)精英。微觀層面上，戶口狀況、城鄉(xiāng)類別對產(chǎn)權(quán)類型的影響存在差異；年齡對租房和親友提供住房產(chǎn)生影響；收入、是否為黨員、婚姻狀況、對教育重要程度的認(rèn)知、職業(yè)類別等不同程度地影響產(chǎn)權(quán)類型。從時間趨勢上來看，制度因素對住房面積等難以在短時間內(nèi)改變的住房條件的作用較市場因素更顯著，而市場因素對于住房設(shè)施等較易改變的住房條件的影響要比制度因素明顯(柳林等，2014)；單位作用在住房中弱化，但教育程度和職業(yè)類別對住房不平等有著重要影響(盧春天和成功，2015)。

由于房屋的價值量較大，住房既是家庭持有的重要資產(chǎn)又是家庭的主要負(fù)債，住房差異在很大程度上影響著家庭資產(chǎn)的最優(yōu)配置并可能對家庭總收入產(chǎn)生影響(Henderson和Ioannides，1983；Debelle，2004；陳彥斌和邱哲圣，2011；陳健等，2012；何麗芬等，2012；張傳勇等，2014)。對于擁有完全住房產(chǎn)權(quán)的人群來說，一方面，他們可以選擇將滿足自住需求以外的房產(chǎn)出租獲取租金收益，也可以出售套現(xiàn)，這部分人群可以通過房價上漲帶來的額外收益改變其家庭的收入水平(Fratantoni，2001；Debelle，2004；Chetty和Szeidl，2007)。Hamnett(1991)通過對過去四五十年英國不同區(qū)域和年齡結(jié)構(gòu)的家庭進行調(diào)查分析后指出，英國國內(nèi) 70%,擁有住房的家庭和30%,租房家庭所擁有的財富存在嚴(yán)重不均，這在很大程度解釋了英國家庭之間的收入差距問題。瞿晶和姚先國(2011)通過對城鎮(zhèn)居民收入不平等進行分解后發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)的投資收入對家庭總收入不平等的貢獻率由2002年的0.9%,提高到了2007年的3.4%,，而其邊際影響也相應(yīng)由 0.0007提高到 0.0054，均有非常明顯的增長；另一方面，住房還可以在一定程度上放松家庭的信貸約束，使得有住房產(chǎn)權(quán)的家庭更加容易通過抵押信貸渠道獲取額外的資金，從而提高家庭獲取潛在收入的可能。Wang(2012)認(rèn)為持有房產(chǎn)的家庭可以通過房產(chǎn)抵押從正規(guī)或非正規(guī)渠道獲得貸款為投資和消費融資。Aron等(2012)發(fā)現(xiàn)，美國和英國金融創(chuàng)新的發(fā)展伴隨著長期低利率政策，持有房產(chǎn)的家庭可以通過房產(chǎn)抵押從銀行獲得新的資金用于投資和消費，但這一現(xiàn)象在日本并不明顯?？仔械?2010)對中國的現(xiàn)狀分析表明，住房的抵押渠道可以通過成本和預(yù)算約束兩方面對家庭總收入產(chǎn)生影響，且二者的作用方向相反。

從以上文獻梳理可以看出，住房差異問題已引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注，但相關(guān)研究多是聚焦于分析住房差異的現(xiàn)狀及其形成原因，對住房差異產(chǎn)生的經(jīng)濟社會問題關(guān)注不夠。雖有個別文獻研究住房差異引起的家庭收入不平等問題，但僅限于采用因素分解的方法靜態(tài)分析住房差異對于家庭收入差距的貢獻度，而對于住房差異影響居民收入不平的理論機制和時空特征等研究還不多見。鑒于本文對住房差異的研究更偏向住房消費的范疇，筆者推斷，中國實施城鎮(zhèn)住房改革以后，對于擁有完全產(chǎn)權(quán)的家庭來說，至少可以通過三個途徑獲取相應(yīng)收益來實現(xiàn)住房增值：一是可以通過出售房屋所有權(quán)獲得相應(yīng)的溢價收益；二是可以通過出租房屋獲得一定的租金收益；三是可以通過房產(chǎn)抵押從正規(guī)或非正規(guī)渠道獲得貸款為投資和消費融資，從而可能獲取一定的潛在收益。由于家庭直接出售房屋獲取的增值收益無法考察且不計入家庭總收入，因此，本文嘗試提出以下兩個基本研究命題并展開論述。

研究命題 1：城鎮(zhèn)居民家庭之間存在的住房差異，會顯著影響到居民家庭的總收入。具體來說，相比無房屋產(chǎn)權(quán)的家庭，有房屋產(chǎn)權(quán)的家庭總收入更高；對于同樣有房屋產(chǎn)權(quán)的家庭，房屋面積和住房市值較大的家庭相應(yīng)總收入也較高。

研究命題2：對于不同的區(qū)域和收入階層來說，住房差異對家庭收入的影響效果有所不同。具體來說，相比中西部地區(qū)，房價上漲較快的東部地區(qū)住房差異對家庭收入的影響較為明顯；隨著家庭收入的提高，住房差異對家庭總收入的影響效果逐漸增強，且住房滋生的資產(chǎn)性收益貢獻率有所提高。

針對以上文獻梳理和研究假設(shè)，本文將采用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)來驗證家庭持有住房產(chǎn)權(quán)、住房面積以及住房市值等方面的差異可能對家庭收入及其收入不平等產(chǎn)生的影響；同時，還將分別引入家庭儲蓄率、家庭年齡結(jié)構(gòu)等家庭特征變量以及性別、戶籍、年齡、政治面貌、教育水平、婚姻狀況、就業(yè)狀況、個人收入等戶主特征變量，依次檢驗住房差異對家庭收入和收入不平等的影響效果。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實證分析的數(shù)據(jù)來源為中國人民大學(xué)和香港科技大學(xué)聯(lián)合組織的中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(China General Social Survey，CGSS)，選取的數(shù)據(jù)分別為2006年、2008年、2010年和2013年共計四年的調(diào)查數(shù)據(jù)。其中，這四年中參與抽樣調(diào)查的家庭共計39372個，問卷調(diào)查內(nèi)容涉及城鄉(xiāng)社會、政治、經(jīng)濟以及文化等多個方面?？紤]本文研究的住房差異主要針對居民家庭持有的商品住房，因此只選取了城鎮(zhèn)居民家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除無效樣本后，得到的有效樣本共計24239個。通過對24239個城鎮(zhèn)個體樣本進行統(tǒng)計后發(fā)現(xiàn)，其中有住房的居民為 19054個，占比為 78.61%,，住房獲取方式包括市場上購買的完全產(chǎn)權(quán)商品住房以及單位提供部分產(chǎn)權(quán)住房等，這一數(shù)字也可用來表示城鎮(zhèn)住房自有率(謝勇，2011)。

（二）計量模型和變量選取

1.計量模型

如上文所述，本文主要選取住房產(chǎn)權(quán)、住房面積和住房市值三類指標(biāo)來衡量城鎮(zhèn)居民家庭之間的住房差異(HD)。采用的計量模型如下：

其中，Yi表示家庭收入(包括家庭絕對收入、家庭相對收入以及家庭預(yù)期收入)，SR、FAS、HH分別表示家庭儲蓄率、家庭年齡結(jié)構(gòu)以及家庭戶主特征。家庭戶主特征變量包括戶主的性別、戶籍、年齡、政治面貌、教育水平、婚姻狀況、就業(yè)狀況以及個人收入等特征。為檢驗住房差異對家庭收入不平等的影響機制和具體表現(xiàn)，本文分別選用了普通最小二乘法(Ordinary Least Squares)、有序概率模型(Ordered Probit)以及分位數(shù)回歸(Quantile Regression)三種方法對式(1)進行估計。

2.變量選取

(1)被解釋變量

為全面考察住房差異對家庭收入和家庭收入不平等產(chǎn)生的影響，本文對家庭收入的衡量既考慮了家庭收入的絕對量(絕對收入)，也考慮家庭收入的相對量(相對收入)，同時還考慮了家庭的預(yù)期收入。

家庭絕對收入(HI)：家庭一年中的絕對收入(單位：萬元)，為消除或減少異方差性，在實證分析時將對其取自然對數(shù)處理，記為lnHI，下同。

家庭相對收入(RHI)：用家庭全年總收入與該地區(qū)家庭平均年收入的比值來表示。

家庭預(yù)期收入(EHI)：根據(jù)CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)中對家庭三年后預(yù)期收入的調(diào)查結(jié)果，1表示“會越來越好”，2表示“就差不多現(xiàn)在這個樣子”，3表示“會越來越差”。

(2)主要解釋變量

CGSS對家庭住房差異進行了相應(yīng)的調(diào)查，問題包括家庭住房建筑面積、自評的住房市值以及是否有多處房屋產(chǎn)權(quán)等。因此，考察家庭住房差異的分變量如下。

產(chǎn)權(quán)情況(Prop)：將家庭擁有產(chǎn)權(quán)情況分為三類，0表示家庭沒有產(chǎn)權(quán)，1表示家庭僅有一套住房產(chǎn)權(quán)，2表示家庭擁有多于1套住房產(chǎn)權(quán)。

住房面積(HA)：家庭自評的住房面積(單位：平方米)。家庭住房面積雖然不會直接影響家庭收入，但由于家庭住房面積對非住房消費存在明顯的擠出效應(yīng)(杭斌，2014)，可能間接影響到家庭收入。

住房市值(HV)：2006年 CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)為家庭自評的住房市值(單位：萬元)，與對家庭住房建筑面積處理方法相似，也對其進行自然對數(shù)處理，記為 lnHV。由于 2008年、2010年和2013年的調(diào)查中沒有住房市值指標(biāo)，因而采用家庭住房面積與當(dāng)?shù)仄骄績r的乘積代替家庭的住房市值。

為檢驗以上變量是否存在共線性，對上述變量進行了方差膨脹因子(VIF)檢驗，結(jié)果顯示不存在明顯的共線性問題(表1)。

表1 變量方差膨脹因子(VIF)檢驗

(3)虛擬變量

家庭是否有資產(chǎn)性收益(AI)：若有賦值為1，若沒有則賦值為0。調(diào)查人員是否為戶主(HH)：若是賦值為1，若不是則賦值為0。

(4)控制變量

本文對控制變量的選取主要參考了 Feinberg(1964)等學(xué)者的做法，即參考美國聯(lián)邦儲備銀行對不同收入家庭持有資產(chǎn)及其決定因素的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的分析方法，認(rèn)為家庭持有現(xiàn)金、家庭收入水平、資產(chǎn)收益率以及家庭年齡結(jié)構(gòu)等變量都是影響家庭持有資產(chǎn)(包括房產(chǎn)和金融資產(chǎn)等)的主要因素。

家庭儲蓄率(SR)：通常用居民家庭一段時期內(nèi)(通常是一年)的當(dāng)期儲蓄(一般用當(dāng)期可支配收入減去當(dāng)期消費)與當(dāng)期可支配收入的比值表示當(dāng)期儲蓄率①從以往文獻來看，一般按消費的狹義和廣義兩種界定對應(yīng)將儲蓄率分為狹義儲蓄率和廣義儲蓄率兩種。狹義的消費指家庭的基本生活費支出；廣義的消費是在狹義消費的基礎(chǔ)上再加上家庭在醫(yī)療、教育等方面的支出。本文考慮到家庭在醫(yī)療、教育等方面的支出，故而選用廣義儲蓄率。。參考謝勇(2011)做法，家庭儲蓄率在數(shù)值上等于調(diào)研數(shù)據(jù)中家庭年總收入減去家庭年基本生活費、電費、醫(yī)療費及教育費用的差后與家庭可支配收入的比值(如式(2))。

家庭年齡結(jié)構(gòu)(FAS)：本文選用家庭是否有老年人同住作為衡量家庭年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。參照國際通行標(biāo)準(zhǔn)，對老年人口的界定為 65歲及以上年齡的人口。一般來說，有老人同住的家庭對住房空間的需求會大一些。

家庭戶主特征：與以往大多數(shù)學(xué)者的做法相同，本文同樣采用戶主特征變量作為家庭特征的代理變量(尹志超和甘犁，2009；謝勇，2011；陳健和黃少安，2013)。在變量處理上，首先選取家庭中個人特征變量(Individual)以及戶主的虛擬變量(HH)，則交互項Individual?HH即表示家庭的戶主特征。

個人特征變量(Individual)：包括調(diào)查者的性別、年齡、政治面貌、教育水平、婚姻狀況、就業(yè)情況以及個人收入等，這些變量都可能會影響到個體乃至家庭的持久性收入。從現(xiàn)實情況來看，個人教育水平越高，其收入水平也越高(白雪梅，2004)；而性別方面，相比男性，女性的收入可能相對較低，這與勞動力市場存在的性別歧視有關(guān)(王美艷，2005)；政治面貌則是考慮在我國目前的現(xiàn)實背景下，黨員可能會在政府機關(guān)、企事業(yè)單位等獲得較多的就業(yè)機會(謝勇，2011)，也可能會對家庭收入產(chǎn)生影響。個人特征變量及其賦值如下。

性別(GEN)：男性為1，女性為0；戶籍(HR)：城鎮(zhèn)戶口為1，農(nóng)業(yè)戶口為0；年齡(Age)：調(diào)查時個人的實際年齡；政治面貌(PM)：黨員或團員為1，群眾為0；教育水平(EDU)：按照CGSS調(diào)查情況，沒有受到過任何教育者為1，參加過掃盲班為2，小學(xué)文化為3，初中文化為4，職業(yè)高中為5，普通高中為6，中專為7，技校為8，大學(xué)專科(成人)為9，大學(xué)專科(正規(guī))為10，本科(成人)為11，本科(正規(guī))為12，研究生及以上為13；婚姻狀況(MS)：調(diào)查時已婚為1，否則為 0；就業(yè)情況(WC)：目前有工作為1，曾經(jīng)有工作但目前沒有工作為2，從未工作過為3；個人收入(PI)：同樣對其進行自然對數(shù)處理，記為lnPI。以上各變量基本描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的基本描述性統(tǒng)計

四、研究發(fā)現(xiàn)和討論

（一）住房差異影響家庭總收入的機制檢驗

為了檢驗住房差異對家庭總收入的影響途徑，本文主要考察自變量中住房產(chǎn)權(quán)(Prop)、住房面積(lnHA)、住房市值(lnHV)等差異對因變量家庭絕對收入(lnHI)、家庭相對收入(RHI)和家庭預(yù)期收入(EHI)的影響。根據(jù)前文提到的研究假設(shè)，相比無住房產(chǎn)權(quán)的家庭，住房產(chǎn)權(quán)滋生的資產(chǎn)性收益是影響家庭絕對收入的主要機制，而住房市值與面積則可能通過抵押信貸等渠道影響家庭的預(yù)期收入。其中，表3中的模型 1、4和7只考察了關(guān)鍵變量，模型2、5和8引入了家庭資產(chǎn)性收益(AI)及其與住房產(chǎn)權(quán)的交互項(MP?AI)，模型 3、6和9進一步控制了家庭儲蓄率、年齡結(jié)構(gòu)(是否有老人)以及家庭戶主特征等變量。在實證方法的選取上，模型 1、2、3、4、5、6使用的是 OLS估計方法；由于家庭預(yù)期收入的調(diào)查結(jié)果為有序數(shù)據(jù)(其中 1表示“會越來越好”；2表示“就差不多現(xiàn)在這個樣子”；3表示“會越來越差”)，模型7、8和9采用了有序概率模型(Ordered Probit Model)①對于本文使用的有序概率(Ordered Probit)回歸，發(fā)現(xiàn)無論采用Normal、Logistic還是Extreme Value的方法，所得到的回歸結(jié)果并沒有實質(zhì)性的差別。因此，這里只列出了采用Normal方法的回歸結(jié)果。。其結(jié)果見表3。表3中模型1、4和7的回歸結(jié)果顯示，居民家庭之間的住房差異顯著影響家庭總收入。家庭持有住房的市值和面積不僅會顯著提升家庭的絕對收入和相對收入，還會提高家庭對未來收入的預(yù)期；而家庭持有住房產(chǎn)權(quán)的差異雖然對家庭的絕對收入和相對收入均表現(xiàn)出顯著的正向影響，但對家庭預(yù)期收入的影響則表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)。模型 2、5、8的回歸結(jié)果表明，家庭資產(chǎn)性收益及其與住房產(chǎn)權(quán)的交互項對家庭的絕對收入和相對收入表現(xiàn)出明顯的正效應(yīng)，雖然資產(chǎn)性收益本身提升了家庭的預(yù)期收入，其與住房產(chǎn)權(quán)的交互項卻降低了家庭的收入預(yù)期。由此，以上結(jié)論與本文的研究假設(shè)是一致的，即房產(chǎn)滋生的資產(chǎn)性收益主要影響家庭的絕對收入和相對收入，以住房面積為主的住房差異不僅影響到家庭的絕對收入和相對收入，還可以通過抵押信貸渠道影響家庭的預(yù)期收入①雖然表3中模型9顯示住房市值(lnHV)對家庭預(yù)期收入(EHI)的影響系數(shù)不再顯著，但由于這里的住房市值為住房面積(HA)與家庭所在省份當(dāng)年平均房價的乘積，不能很好地反映該家庭持有住房在當(dāng)?shù)氐拇笾挛恢茫蚨谧R別住房差異時不如住房面積(lnHA)精確。?？紤]到 CGSS數(shù)據(jù)并未對家庭是否貸款及其用途進行調(diào)查，筆者采用中山大學(xué)公開的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”(China Labor-force Dynamics Survey，簡稱 CLDS)2010年的數(shù)據(jù)進行直觀驗證。經(jīng)過簡單的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年“成功從銀行信用社等正規(guī)金融機構(gòu)貸到款來用于生產(chǎn)性投資”的家庭中，有住房產(chǎn)權(quán)的家庭占比為 84.52%,，沒有住房產(chǎn)權(quán)的家庭占比為15.48%,。這表明擁有產(chǎn)權(quán)的家庭更容易獲取外部融資。

表3 住房差異影響家庭收入的機制檢驗

進一步引入家庭儲蓄率、是否有老人同住以及戶主的性別、戶籍、年齡、政治面貌、教育水平、婚姻狀況、就業(yè)狀況以及個人收入等家庭特征變量作為控制變量后，模型 3、6和9的結(jié)果與前面的回歸結(jié)果類似，家庭持有住房產(chǎn)權(quán)、住房面積和住房市值對家庭絕對收入和相對收入的影響仍表現(xiàn)出明顯的正效應(yīng)，而除住房面積外，住房產(chǎn)權(quán)和住房市值對家庭預(yù)期收入的影響不再顯著。此外，家庭儲蓄率對家庭絕對收入和相對收入均具有明顯的正向影響，而家庭是否有老人同住對家庭絕對收入和家庭相對收入的影響存在差異；除戶籍外的家庭戶主特征變量對家庭的絕對收入和相對收入都有明顯的影響，但對家庭預(yù)期收入的影響具有不一致性。

（二）住房差異影響家庭收入的區(qū)域差異分析

對于中國東、中、西和東北地區(qū)來說②對于中國不同區(qū)域的劃分，參考國家統(tǒng)計局2011年6月13號的劃分辦法，這里將我國(除港澳臺地區(qū)外)的經(jīng)濟區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)。東部包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部包括：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。東北包括：遼寧、吉林和黑龍江。，其住房市場化水平、居民的住房條件以及同一住房面積所對應(yīng)的住房市值都存在較大差異，這不僅是地域概念，也是一個特定的制度環(huán)境(陳志柔，1999；胡蓉，2012)。因此，本文又分別對我國東部、中部、西部和東北地區(qū)的住房差異與家庭絕對收入(模型 10、13、16和19)、家庭相對收入(模型 11、14、17和20)以及家庭預(yù)期收入(模型 12、15、18和21)進行回歸分析，以探討住房差異影響家庭收入的區(qū)域差異及其具體表現(xiàn)。其結(jié)果見表4。表4顯示，住房差異對家庭收入的影響具有明顯的區(qū)域差異性。從回歸結(jié)果來看，東部、西部和東北地區(qū)家庭住房產(chǎn)權(quán)對家庭總收入(包括絕對收入和相對收入)的影響均為顯著的正效應(yīng)，但對家庭預(yù)期收入的影響并不顯著；從住房產(chǎn)權(quán)產(chǎn)生的資產(chǎn)性收益對家庭總收入的影響來看，東部和西部地區(qū)的影響效果較大，中部地區(qū)較小，而東北地區(qū)并不顯著。雖然住房面積對我國東部、中部、西部和東北地區(qū)的家庭絕對收入和相對收入的影響都具有顯著的正向關(guān)系，但僅東部地區(qū)和西部地區(qū)的住房面積與家庭預(yù)期收入存在顯著的正相關(guān)。

表4 住房差異影響家庭收入的區(qū)域效應(yīng)

這一實證結(jié)果與本文的研究假設(shè)較為一致，即對于房價上漲較快的東部地區(qū)和房價相對較低的西部地區(qū)，由于家庭存在對房價上漲的預(yù)期，住房差異不僅會影響家庭的當(dāng)期收入，還將影響家庭的預(yù)期收入。此外，與全樣本分析的結(jié)果類似，各區(qū)域的家庭和戶主特征變量對家庭總收入的影響大都是顯著的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.考察住房差異影響家庭收入的階段性

雖然以上的檢驗結(jié)果都證實住房差異會對家庭收入產(chǎn)生一定的影響，但并沒有區(qū)分時間效應(yīng)，尤其是 2008年全球金融危機的爆發(fā)可能使得這一影響存在階段性差異(張傳勇等，2014)。因此，這里將 2006年、2008年、2010年和2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)以2008年為界分為兩組，進行分組估計，結(jié)果見表5。表5顯示，從時間段上來看，2008年金融危機以后，無論是家庭的住房產(chǎn)權(quán)及其資產(chǎn)性收益差異，還是家庭的住房面積差異，其對家庭總收入的影響程度都要大于 2008年以前的影響。具體效果上，家庭住房產(chǎn)權(quán)和住房市值對家庭總收入的貢獻度分別由危機前的 0.082%,和0.248%,上升到0.158%,和0.465%,，提高了大約一倍；家庭住房產(chǎn)權(quán)產(chǎn)生的資產(chǎn)性收益則由不顯著變?yōu)轱@著。此外，家庭特征變量和戶主特征變量對家庭總收入的影響也是顯著的。值得注意的是，2008年以后戶主的個人收入對家庭總收入的影響程度在降低(從0.125%,下降到 0.0899%,)。究其原因，可能是伴隨著危機后政府“四萬億計劃”等經(jīng)濟刺激政策的出臺，加速了房價上漲，家庭房產(chǎn)滋生的資產(chǎn)性收益對家庭總收入的影響要大于個人收入的影響，由此出現(xiàn)了居民收入的再分配效應(yīng)。

表5 住房差異影響家庭收入的時間(分階段)效應(yīng)① 2006年以后的數(shù)據(jù)沒有針對“家庭預(yù)期收入”這一變量進行調(diào)查，故表5對于金融危機后的回歸分析結(jié)果中無此項內(nèi)容。

續(xù)表5

2.變換考察變量回歸

由于我國不同的區(qū)域之間(如不同的省份、不同的城市或同一城市不同的區(qū)域)同一面積的住房所對應(yīng)的住房市值往往相差較大，為消除這一區(qū)域差異，減緩可能出現(xiàn)的區(qū)域偏差，這里分別用家庭的相對住房面積(RHA)和相對住房市值(RHV)作為家庭住房面積(HA)和住房市值(HV)的替代變量①相對住房面積(RHA)，考慮到受區(qū)域房價的影響，住房面積所對應(yīng)的房屋價值區(qū)域性差異較大，這里引入了住房的相對面積，即用各個家庭的住房面積除以所在省份住房面積的平均值所得到的比值來表示；相對住房市值(RHV)，同相對住房面積，用單個家庭的住房價值除以其所在省份住房價值的平均值而得到的比值來表示。受篇幅限制，文中未給出相應(yīng)回歸結(jié)果，有興趣的讀者可通過掃描本文二維碼點擊“附錄”查看。。具體方法上，解釋變量依次引入相對住房市值、面積以及同時引入相對住房市值和相對住房面積。引入相對住房市值以及同時引入相對住房面積和相對住房市值后，家庭住房產(chǎn)權(quán)對家庭收入的影響效果并未發(fā)生實質(zhì)性變化，而家庭相對住房市值對家庭收入影響效果有明顯提高。受此影響，家庭住房面積或相對住房面積對家庭絕對收入和相對收入的影響為負(fù)值，但對預(yù)期收入的影響都是顯著的正效應(yīng)，其他控制變量對家庭收入的影響效果并未發(fā)生實質(zhì)性變化。這表明相比住房面積本身，相對住房市值差異對家庭收入的影響更大，這也在一定程度上證實了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

（四）住房差異是否加劇了家庭總收入不平等

以上的實證結(jié)果都反映了在平均收入水平上，家庭住房差異對家庭總收入的影響。如果在不同的收入水平上，住房差異對家庭總收入的影響也可能不同，這時收入條件平均分布所能提供的信息就會非常受限。為了更加精確地反映出住房差異與收入不平等之間的深層關(guān)系，這里運用分位數(shù)回歸方法分析住房差異在不同收入(家庭絕對收入)分布分位點的估計參數(shù)特征，選取的回歸方程和解釋變量同表3中的模型 3。參考中國統(tǒng)計局慣用的五等分(或七等分)入戶調(diào)研法，這里分別選取了 10%,、20%,、40%,、60%,、80%,、90%,共計 6個分位點進行回歸，考察不同收入分布分位點的回歸結(jié)果變化趨勢，結(jié)果見表6。表6顯示，隨著家庭收入水平的上升，住房差異對家庭總收入的影響也在發(fā)生變化。具體來說，第一，住房產(chǎn)權(quán)對不同收入分位點的家庭總收入影響表現(xiàn)為，隨著家庭收入水平的上升，住房所有權(quán)對家庭收入的影響系數(shù)呈現(xiàn)出先增加后減少的趨勢。這說明，對于 0.8分位點以下的家庭，住房產(chǎn)權(quán)明顯加劇了家庭之間的收入不平等，而對于最高 10%的收入群體來說(0.9分位點)，住房產(chǎn)權(quán)對家庭收入的影響不再顯著，因為這小部分群體面臨的投資渠道更寬，其收入來源也更加寬泛。第二，住房面積對家庭收入的影響一直顯著，并且這一影響程度在增加，最高10%的收入家庭住房面積對家庭收入的貢獻度要比最低10%的收入階層高0.064%，這與本文的理論假設(shè)較為一致①雖然表6顯示隨著家庭收入分位點的提高住房市值(lnHV)對家庭收入的影響系數(shù)有所降低，但與前文的解釋類似，本文認(rèn)為由于不同省份的房價差異較大，相比估算的住房市值，住房面積更能體現(xiàn)家庭所在區(qū)域的住房價值差異。。第三，隨著家庭收入的提高，住房所有權(quán)滋生的資產(chǎn)性收益對家庭收入的貢獻率也在顯著提高。這反映出，住房投資多發(fā)生在高收入家庭，住房差異引起的資產(chǎn)性收益是拉大居民家庭收入不平等的一個原因。

表6 住房差異影響家庭收入的分位數(shù)回歸

續(xù)表6

另外，表6還顯示，無論對于低、中、高收入階層，家庭儲蓄率和家庭年齡結(jié)構(gòu)等家庭特征和一系列戶主特征對家庭收入的影響與上文沒有明顯差異。

五、結(jié)論與啟示

住房差異作為階層分化的標(biāo)識之一，可能對社會經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，應(yīng)當(dāng)引起廣大學(xué)者的足夠重視。本文就住房差異影響家庭收入并可能會加劇家庭收入不平等這一命題展開分析，一方面將住房差異的階層分化效應(yīng)進行了量化，另一方面也擴展了以往文獻對家庭收入不平等現(xiàn)象的刻畫。本文的主要研究結(jié)論如下。第一，研究證實了住房差異可以分別通過租金收益的直接渠道和抵押信貸的間接渠道影響到家庭的收入并可能加劇家庭之間的收入不平等。具體來說，持有多套住房的家庭可以直接影響到家庭的絕對收入和相對收入，而住房市值不僅影響到家庭的絕對收入和相對收入，還可以通過抵押信貸渠道影響家庭的預(yù)期收入。第二，對于我國不同區(qū)域來說，住房差異對家庭收入的影響具有明顯的區(qū)域效應(yīng)。雖然各地區(qū)的家庭住房產(chǎn)權(quán)對家庭總收入(包括絕對收入和相對收入)的影響均為顯著的正效應(yīng)，但對家庭預(yù)期收入的影響并不顯著；從住房產(chǎn)權(quán)產(chǎn)生的資產(chǎn)性收益對家庭總收入的影響來看，東部和西部地區(qū)的影響效果較大，中部地區(qū)較小，而東北地區(qū)并不顯著。第三，從時間段上來看，在 2008年金融危機以后，無論是家庭的住房產(chǎn)權(quán)及其資產(chǎn)性收益差異，還是家庭的住房市值差異，其對家庭總收入的影響程度都要大于2008年金融危機以前的影響。相比 2008年以前，金融危機后家庭住房產(chǎn)權(quán)和住房市值對家庭總收入的貢獻度提高了大約一倍，家庭住房產(chǎn)權(quán)產(chǎn)生的資產(chǎn)性收益則由不顯著變?yōu)轱@著。第四，通過對不同收入家庭進行分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，以住房產(chǎn)權(quán)和住房面積為代表的住房差異明顯加劇了家庭之間的收入不平等，且隨著家庭收入的提高，住房所有權(quán)滋生的資產(chǎn)性收益對家庭收入的貢獻率也在顯著提高。

基于以上研究結(jié)果，筆者建議政府在制定房地產(chǎn)政策時，除采取傳統(tǒng)的抑制投機需求手段外，更應(yīng)聚焦于采取適宜的收入分配政策，以遏制當(dāng)存在住房差異時房價上漲會進一步加劇家庭之間的收入不平等。同時，在住房政策方面，應(yīng)當(dāng)制定更為細(xì)分的差別化調(diào)控政策以及梯度化保障房供應(yīng)機制，以增進社會的住房公平。

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