住房支付能力如何影響居民主觀幸福感?
——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究

劉 顏,傅貽忙

(1.湖南大學 馬克思主義學院,湖南 長沙 410082;2.湖南大學新型城鎮(zhèn)化與不動產(chǎn)研究中心,湖南 長沙 410082;3. 湖南工業(yè)大學 商學院,湖南 株洲 412007)

一、引 言

人民幸福是國家政策的根本落腳點,也是經(jīng)濟社會發(fā)展的最終目的?！吨泄仓醒腙P(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》強調(diào),必須以保障和改善民生為重點加強社會建設,全面推進幼有所育、學有所教、勞有所得、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)、住有所居、弱有所扶,讓改革發(fā)展成果更多更公平惠及廣大人民群眾,使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)。住房是多數(shù)居民家庭財富的最大組成部分,住房市場的變動會較大地影響居民生活成本和消費行為,進而嚴重影響居民生活質(zhì)量和幸福感[1-2]。

改革開放四十多年來,中國經(jīng)濟實現(xiàn)了迅速增長,住房制度改革深入推進。在經(jīng)歷了房地產(chǎn)市場的長期繁榮和經(jīng)濟復蘇乏力后,住房支出持續(xù)增加和收入增長放緩甚至停滯相疊加,住房支付能力成為中國城市面臨的最大挑戰(zhàn)之一[3]。COVID -19帶來的經(jīng)濟沖擊可能會導致更高住房成本負擔和更大范圍的家庭經(jīng)濟困難,從而損害居民主觀福利。因此,如何穩(wěn)定住房價格、提升住房支付能力、增加居民主觀福祉成為各級政府保障和改善民生、建設“幸福城市”的重大挑戰(zhàn),也是目前亟需關(guān)注和解決的重要現(xiàn)實問題。

國內(nèi)外研究者從心理學、經(jīng)濟學、社會學等多學科角度對居民主觀幸福感的影響因素進行了一系列研究。微觀個體因素方面,年齡、受教育程度、收入等均是影響居民幸福感的重要變量[4-8]。住房是多數(shù)居民家庭財富的最大組成部分,同時它還具有不同于其他金融資產(chǎn)和實物資產(chǎn)的關(guān)鍵特征,因此對居民幸福感發(fā)揮著重要的、獨特的影響[9-10]。然而,既有研究主要探討的是住房產(chǎn)權(quán)、住房價格以及住房物理特征等對幸福感的影響,鮮有研究探討住房支付能力對居民幸福感的影響[11-13]。另外,關(guān)于住房支付能力影響幸福感的作用機制,現(xiàn)有文獻缺乏全面系統(tǒng)的總結(jié)和分析?；诖?本文在文獻梳理和理論探討的基礎(chǔ)上,運用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),實證檢驗住房支付能力對居民幸福感的影響,并對其作用機制和異質(zhì)性影響進行深入分析。與既有研究相比,本文邊際貢獻體現(xiàn)在以下方面:首先,在控制微觀個體特征基礎(chǔ)上,利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)實證分析了住房支付能力對居民主觀幸福感的影響,豐富了“住房與幸?！边@一領(lǐng)域相關(guān)研究;其次,從理論和實證方面探討了住房支付能力影響居民幸福感的兩個重要機制——健康狀況及發(fā)展和享受型消費,拓展了住房支付能力影響幸福感的作用渠道研究,為提高住房支付能力政策的制定提供科學依據(jù)。本文的研究為理解住房支付能力在居民幸福感中的重要性提供了微觀依據(jù),同時為住房調(diào)控政策的制定和完善提供了有益啟示。

二、理論分析與研究假設

(一)住房支付能力對居民幸福感的影響效應研究

住房承擔著滿足人們物質(zhì)生活需要的基本功能,是人民安居樂業(yè)的物質(zhì)基礎(chǔ)。此外,住房兼具投資和消費的雙重屬性,是個人財富和社會地位的重要象征,在居住功能和財富價值之外發(fā)揮著促進居民產(chǎn)生安全感和積極社會心理的作用,是主觀幸福感的重要影響因素[14-15]。住房支付能力是指家庭在其收入水平內(nèi)支付住房成本以滿足其居住需求的能力,反映了家庭在居住支出與其他支出之間的動態(tài)權(quán)衡,是住房市場、經(jīng)濟和社會健康可持續(xù)發(fā)展的晴雨表和指示器[16-18]。與單純的房價指數(shù)相比,住房支付能力能夠更為全面、真實地反映居民家庭面臨的住房壓力和住房負擔。

住房支付能力對城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的影響存在兩種效應。一方面,住房支出是家庭支出的主要組成部分,隨著城鎮(zhèn)化進程推進和住房市場繁榮,房價持續(xù)攀升,使得居民的居住成本不斷增加。住房負擔的加重和住房支付能力的降低會過度擠占居民其他基本生活消費,進而降低主觀幸福感[19-20]。另一方面,受“居者有其屋”等傳統(tǒng)觀念的影響,住房對于居民來說具有不可替代的重要意義。再加上住房與教育、醫(yī)療等各類公共服務資源密切相關(guān),會影響到居住、就業(yè)等與居民主觀福利相關(guān)的各個方面[21]。因此,過高的住房負擔和過低的住房支付能力使得居民對住房自有的焦慮增強,面臨的精神壓力持續(xù)加大,進而影響心理健康和主觀幸福感[22-24]。相關(guān)研究已經(jīng)證明,居民在產(chǎn)生購房行為之后,將產(chǎn)生一定的財務壓力,或者引發(fā)家庭糾紛,這些均將降低居民的主觀幸福感[25-26]?；诖?本文提出假設1。

假設1較低的住房支付能力會顯著降低城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感。

(二)住房支付能力對居民幸福感影響的傳導機制

基于相關(guān)文獻和理論推斷,住房支付能力對居民主觀幸福感的影響可能來自以下兩個渠道:第一,高昂的住房成本和住房負擔會對健康狀況產(chǎn)生影響,進而影響居民幸福感。良好的健康狀況能夠顯著提高幸福感,當健康狀況惡化時,幸福感就會下降。隨著房價上漲,住房成本日益成為城鎮(zhèn)居民生活壓力最主要的來源之一,對其身心健康均產(chǎn)生了顯著影響。與住房支付能力較強的居民相比,住房支付能力較低的居民可能因為費用問題放棄或者推遲醫(yī)療保健服務,進而導致健康狀況不佳或者產(chǎn)生健康問題[27]。一項針對紐約市居民家庭的實證研究發(fā)現(xiàn),較低的住房支付能力與較低的自評健康狀況和較高的死亡率相關(guān),這主要歸因于住房成本上漲導致醫(yī)療服務推遲和取消,進而對健康產(chǎn)生消極影響,并且這種負向效應對于那些住房成本占家庭收入比重超過50%的家庭更為顯著[28]。第二,住房支付能力會改變消費結(jié)構(gòu)和規(guī)模,進而影響居民幸福感。根據(jù)消費經(jīng)濟理論,在滿足了生存型消費之后,發(fā)展和享受型消費能夠給居民帶來愉悅感受,進而顯著提升主觀幸福感[26][29]。但是,發(fā)展和享受型消費的收入彈性極大,如果居民將大部分收入用于支付房租或者住房貸款,那么就只有較少的剩余資金用來支付其他享樂需求,且傾向于花更少的時間在娛樂活動上,進而顯著降低幸福感?；诖?本文提出如下假設:

假設2較低的住房支付能力通過影響健康狀況進而影響居民幸福感。

假設3較低的住房支付能力通過縮減發(fā)展和享受型消費進而降低居民幸福感。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用的是北京大學中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,CFPS)微觀數(shù)據(jù)。CFPS是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調(diào)查項目,每兩年進行一次追蹤調(diào)查,樣本覆蓋了25個省(區(qū)、市),包含社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型。CFPS成人數(shù)據(jù)庫中涵蓋了較為詳細的關(guān)于居民幸福感狀況和個人特征的信息,家庭庫中關(guān)于家庭資產(chǎn)和住房情況的調(diào)查信息也比較詳細,這符合本文研究需要。本文采用了2018年的數(shù)據(jù),剔除樣本中主要指標值為“不知道”“不適用”“拒絕回答”“缺失”的樣本,刪除了年齡在16歲以下的樣本,最終得到基準回歸的有效樣本數(shù)量為4203份。

(二)變量設計

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為居民的幸福感。借鑒已有研究的做法[8-12],采用CFPS2018問卷中受訪者對“您覺得自己有多幸福?”這一問題的回答進行測度,分值為0～10分,表示從“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！?分值越高表示居民的幸福感越高。值得注意的是,居民幸福程度是一種短期的主觀感受,為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文還選取問卷中抑郁情緒指數(shù)問題構(gòu)建相關(guān)變量,從側(cè)面反映受訪者當下的情緒狀態(tài)和生活感受。

2.解釋變量。住房支付能力是本文的核心解釋變量。既有研究以各種方式定義了住房支付能力,但并未形成統(tǒng)一的測算方式。部分研究者采用房價指數(shù)對住房支付能力進行簡單評估。然而如果不考慮家庭收入水平,這一指標對潛在購買者來說參考意義十分有限。因此本文參考既有研究[30-31],采用住房成本占家庭總收入的比重衡量住房支付能力,其中住房成本包括每年的房貸支出或者房租支出。值得注意的是,住房成本占家庭收入的比重越高,則住房支付能力越低。

3.控制變量。影響居民主觀幸福感的因素眾多,參考既有研究,本文控制了如下變量:年齡、年齡的平方、性別、婚姻、工作狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、住房數(shù)量、相對收入水平、城鄉(xiāng)分類以及醫(yī)療保險參保情況。婚姻變量在調(diào)查問卷中表達為婚姻狀況,受訪者的回答包含未婚、離婚、喪偶、同居和在婚5個選項,本文統(tǒng)一將前面四種設定為無配偶,在婚設定為有配偶。工作情況在問卷中表述為在業(yè)、失業(yè)和退出勞動力市場,若受訪者在業(yè),則賦值為1;若受訪者失業(yè)或者退出勞動力市場,則賦值為0。受教育程度為一組虛擬變量,根據(jù)受訪者對最高學歷的回答進行構(gòu)造,分為小學及以下、初中、高中、大專及以上四組,在回歸分析中以小學及以下為基準組。家庭規(guī)模為受訪者回答的家庭總?cè)丝跀?shù)量。住房數(shù)量為個人或者家庭成員實際擁有的住房總數(shù)。既有研究表明,個體幸福感主要取決于相對收入而非絕對收入水平,因此本文控制了相對收入變量,根據(jù)受訪者“您的收入在本地?”進行構(gòu)造,分值在1～5之間,數(shù)值越高代表相對收入水平越高。CFPS詢問了受訪者參保狀況,如果參加了保險(包括基本養(yǎng)老保險、企業(yè)補充養(yǎng)老保險、商業(yè)養(yǎng)老保險、農(nóng)村養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險)賦值為1,未參加上述保險則賦值為0。

表1匯報了所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。全樣本顯示,居民主觀幸福感的平均值為7.390(滿分為10分),總體而言,我國居民幸福感水平較高。住房支付能力的平均值超過了0.3,表明典型家庭需要將其收入的三分之一用于支付住房費用。樣本中男女比例基本持平,男性人數(shù)稍多于女性,其人數(shù)占比為50.5%;平均年齡在42歲左右,可以看出居民多為壯年;有82.5%左右的居民處于已婚狀態(tài);90.4%的居民享有各種類型的醫(yī)療保險;80.5%的居民依然活躍在勞動力市場;從相對收入水平來看,均值為2.856,說明居民的自評相對收入總體處于偏低水平。全樣本家庭人口規(guī)模平均為4人,平均擁有的住房數(shù)量為1套左右。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

本文使用以下計量模型進行估計:

happinessi=α+βaffordabilityi+

δXi+Pi+ε

(1)

其中,happinessi表示居民主觀幸福感,affordabilityi表示住房成本占家庭收入比重衡量的住房支付能力,Xi為可觀測的個人特征的向量,比如年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況等,Pi是個體固定效應,ε為隨機擾動項。本文主要關(guān)注的是住房支付能力的系數(shù)β,其反映了住房支付能力對居民幸福感的影響。在影響機制的實證檢驗中,本文將模型(1)的被解釋變量替換為居民健康水平、發(fā)展和享受型消費支出。

值得注意的是,居民主觀幸福感是賦值為0～10分的離散型有序變量,根據(jù)Angrist和Pischke(2010)[32]、Ferrer-i-Carbonell和 Frijters(2004)[33]的研究,當被解釋變量是心理測評類的等級指標時,采用Ordered Probit模型和OLS回歸模型并沒有明顯差異,且傳統(tǒng)線性回歸在系數(shù)表達和政策含義分析方面更加直觀。因此,本文借鑒冷晨昕和祝仲坤(2021)的研究思路[34],首先采用OLS進行估計,然后采用Ordered Probit 模型對(1)式進行估計,進一步保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸分析

首先實證檢驗了住房支付能力對居民幸福感的影響,回歸結(jié)果如表2的列(1)～(2)所示。研究發(fā)現(xiàn),住房成本占比和居民幸福感之間存在顯著的負向關(guān)系,住房成本占比每增加1個百分點,居民主觀幸福感會下降0.117。值得注意的是,住房成本占比越高,即住房支付能力越低,居民主觀幸福感也就越低,即住房支付能力與居民幸福感呈正相關(guān)關(guān)系。

表2 住房支付能力影響居民幸福感的實證分析結(jié)果

相關(guān)控制變量的實證結(jié)果與已有文獻基本一致。年齡與居民幸福感呈現(xiàn)出“U”形特征,與主流幸福經(jīng)濟學的研究結(jié)論一致,這可能是因為多數(shù)居民年輕時面臨的工作、生活壓力較大,而隨著年齡的增加,自身財富不斷積累且各方面環(huán)境得到適應和改善,會使得幸福感有所提升。相對收入水平對居民幸福感有顯著的正向影響,相對收入水平越高,居民的幸福感更高。整體而言,受教育水平與主觀幸福感呈正相關(guān)關(guān)系,主要是由于受教育程度越高的居民,其實現(xiàn)自身價值的能力較強、機會較多,同時具有較強的適應能力和情緒控制能力,往往更容易感到幸福。居民幸福感與其擁有的住房數(shù)量高度相關(guān),擁有的住房數(shù)量越多,幸福感越強。住房通過帶來收入回報、提供經(jīng)濟安全等途徑,對居民幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響。此外,婚姻能夠帶來穩(wěn)定的伴侶關(guān)系和較好的家庭氛圍。與沒有配偶的人相比,有配偶居民的幸福感更高。具有醫(yī)療保險的居民比沒有參加醫(yī)療保險的居民幸福感更高。其他變量對居民幸福感并不存在穩(wěn)定且顯著的影響。上述估計結(jié)果與既有的研究結(jié)論較為一致。而本文在針對居民幸福感的回歸分析中進一步控制了住房支付能力等住房因素的影響,并且驗證了住房支付能力對居民幸福感存在較大的正向影響。

(二)內(nèi)生性分析

盡管前文回歸結(jié)果顯示住房支付能力與居民幸福感存在顯著的相關(guān)關(guān)系,但依然無法排除由于遺漏了與住房支付能力和幸福感相關(guān)的變量而導致的內(nèi)生性問題。為了解決可能的遺漏變量問題,本文參考部分學者的研究[35],采用土地出讓金額作為住房支付能力的工具變量,以解決回歸方程的內(nèi)生性偏差問題。土地供應是房地產(chǎn)市場的基礎(chǔ),土地出讓金是房價的構(gòu)成要素。土地出讓金額越高,房價水平越高,住房成本占收入的比重就越高,住房支付能力就越低。由于中國特有的土地產(chǎn)權(quán)制度,土地出讓和供應主要由地方政府進行管控,因此與地區(qū)居民的幸福感不存在直接的相關(guān)關(guān)系。綜上,土地出讓價款這一變量能夠較好地反映該地區(qū)居民住房支付能力情況,滿足工具變量相關(guān)性的條件,但是難以對居民主觀幸福感產(chǎn)生直接影響,也滿足了工具變量外生性的要求?？紤]到房地產(chǎn)市場通常具有較長的建造周期,房地產(chǎn)企業(yè)在購買土地后1～2年才能夠完成房屋建造,這意味著土地出讓金額對住房成本占比的影響存在一定的滯后期,因此本文采取了2017年的省級土地出讓金額數(shù)據(jù)作為工具變量。表2列(3)、列(4)匯報了采用工具變量進行二階段最小二乘法(2SLS)進行估計的結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果與預期相符,且F統(tǒng)計量均大于臨界值,說明模型不存在弱工具變量問題。在考慮了內(nèi)生性問題并使用工具變量進行回歸分析之后,住房成本占比與居民主觀幸福感之間依然呈顯著的負相關(guān)關(guān)系,說明本文的研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗住房支付能力對居民主觀幸福感影響結(jié)果的穩(wěn)健性,本文首先構(gòu)造了衡量主觀幸福感的另外一組指標。幸福感是人們對自身狀況的整體評價,反映了一種穩(wěn)定的、持久的正向情緒體驗。參考歐陽文靜(2019)[22]、周力和沈坤榮(2021)[36]的研究,本部分采用主觀心理健康變量對幸福感進行度量。在CFPS問卷中,采用8個相關(guān)問題對居民的抑郁情緒進行了客觀測度。本研究采用主成分分析法對流調(diào)中心抑郁量表(CES-D)8題項進行分析,綜合測度出心理健康變量,分數(shù)越高表示心理越健康,一般而言居民感受到的幸福感就越高。表3列(1)、列(2)是使用心理健康作為被解釋變量的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示住房成本占比對幸福感的影響顯著為負。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

考慮到幸福感是有序的離散型變量,本部分利用Ordered Probit模型對住房支付能力的主觀幸福感效應進行再檢驗,回歸結(jié)果如表3列(3)、列(4)所示。實證結(jié)果再次證明了住房成本占比與居民主觀幸福感之間的負相關(guān)關(guān)系,這說明本文的實證結(jié)果是比較穩(wěn)健的,不隨計量模型的改變而改變。

五、住房支付能力對主觀幸福感作用的機制檢驗和異質(zhì)性分析

(一)影響機制檢驗

住房成本占比的增加和住房支付能力的削弱將導致居民幸福感水平下降,對其機制的識別十分重要。基于相關(guān)文獻和理論推導,本文認為住房支付能力可以通過影響居民健康狀況、發(fā)展和享受型消費進而影響幸福感。較高的住房負擔和較低的住房支付能力將會對居民生活產(chǎn)生沖擊,導致居民在健康方面面臨較大的財務壓力,也可能擠占居民的發(fā)展和享受型消費,這些微觀因素均會對主觀幸福感產(chǎn)生不良影響。

CFPS問卷中包含了居民個人健康狀況以及消費支出的數(shù)據(jù)。其中健康狀況變量根據(jù)問卷中“您認為自己的健康狀況如何?”這一問題構(gòu)建。若受訪者回答“非常健康”“很健康”和“比較健康”,則賦值為1;若回答“不健康”和“一般”,則賦值為0。發(fā)展和享受型消費支出則根據(jù)居民與提高生活質(zhì)量有關(guān)的消費支出數(shù)據(jù)進行構(gòu)造,對文化娛樂支出、旅游支出、保健支出、美容支出、教育培訓支出和取暖費支出進行加總并取對數(shù),納入回歸方程。具體回歸結(jié)果見表4。

表4 住房支付能力對居民主觀幸福感影響的機制檢驗

表4中列(1)、列 (2)分別表示居民自評健康狀況、發(fā)展和享受型消費對住房成本占比進行工具變量回歸的結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn),較高的住房成本占比擠占了居民發(fā)展和享受型消費支出,并導致居民健康狀況惡化。住房成本占比每上升一個百分點,會使健康狀況下降0.325%,使發(fā)展和享受型消費減少1.167%。表4的列(3)、列(4)分別表示幸福感對自評健康狀況、發(fā)展和享受型消費進行回歸的估計結(jié)果,以此來探討健康狀況、發(fā)展和享受型消費對于主觀幸福感的影響,結(jié)果與以往研究文獻以及現(xiàn)實感知相同:健康狀況的改善、發(fā)展和享受型消費的增加將會顯著提升居民的主觀幸福感。

為了分析住房支付能力對居民幸福感影響的機制,同時將健康狀況、發(fā)展和享受型消費與住房成本占比放到基準回歸模型當中,估計結(jié)果如表4中列(5)所示。相對比之前的系數(shù)-0.117,住房支付能力的系數(shù)大幅度變小,住房支付能力每增加百分之一,將會導致居民幸福感下降約0.066,并且影響系數(shù)不再顯著。以上結(jié)果表明,當把健康狀況、發(fā)展和享受型消費放入回歸模型后,住房成本占比對于幸福感的反向影響減小,而健康狀況、發(fā)展和享受型消費對于主觀幸福感的影響依然正向顯著,這驗證了前文的分析:住房支付能力的下降會擠占居民發(fā)展和享受型消費,并惡化其健康狀況,導致居民幸福感降低。

(二)異質(zhì)性分析

上一部分考察了居民總體幸福感的情況,本部分從個體特征方面的收入水平、受教育程度對樣本進行分層,考察不同情況下住房支付能力和居民主觀幸福感之間的關(guān)系。首先探討住房支付能力對居民幸福感的影響在不同收入層級間的差異。由于相對收入地位是根據(jù)受訪者對自身以及周邊群體收入水平的主觀感知進行定義的,受“謙虛”“難為情”等心理的影響,上述回答可能會出現(xiàn)對實際收入情況高估或者低估的偏差。因此本部分按照居民家庭總收入的客觀數(shù)據(jù),將樣本分為高收入和低收入并再次進行回歸分析,結(jié)果如表5列(1)、列(2)所示。結(jié)果表明,住房成本占比對低收入人群幸福感的負向影響顯著,住房支付能力也會影響高收入階層的主觀幸福感,但是并不顯著。與高收入群體相比,中低收入人群增加收入的渠道和機會有限,如果住房成本占收入的比重過高,那么對主觀幸福感的負向影響就越顯著。這一研究結(jié)論進一步說明了政府推進保障性住房建設的必要性。保障性住房是政府為解決中低收入居民的住房需求而提供的政策性住房,是改善群眾居住條件和居住環(huán)境、增進民生福祉的重要工程,涉及廣大人民群眾的切身利益。有效增加保障性住房供給,能夠切實增強人民群眾的幸福感、獲得感和安全感。

表5 住房支付能力主觀福利效應的異質(zhì)性分析

其次,根據(jù)居民受教育程度變量,將樣本劃分為大專以下、大專及以上樣本,以考察住房成本占比對居民幸福感在不同受教育群體之間的作用差異,結(jié)果如表5列(3)、列(4)所示。研究發(fā)現(xiàn),不同受教育群體的住房支付能力存在較大差異,其對主觀福利的影響程度也存在差別。住房成本占比對大專以下受教育水平的居民幸福感呈現(xiàn)顯著的負向作用,住房成本占家庭收入的比重每增加一個百分點,大專以下居民的幸福感將下降0.187個百分點。對于大專及以上居民而言,隨著住房支付能力的下降和住房負擔的加重,幸福感也會有所下降,但是負向影響并不顯著?？赡艿脑蚴?受教育程度高的群體,其獲取財富的能力較強,且具有相對良好的心理素質(zhì)和情緒控制能力,在面臨較大的住房壓力時,能夠較好地調(diào)節(jié)自我消費行為和情緒壓力,因此住房支付能力對其主觀幸福感的影響較小。

六、結(jié)論和政策建議

利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS2018)數(shù)據(jù),實證分析住房支付能力對居民幸福感的影響,從理論和實證上探討住房支付能力對居民幸福感產(chǎn)生影響的機制。在控制其他變量的情況下,住房支付能力與居民主觀幸福感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。考察住房支付能力對居民幸福感影響的內(nèi)在機制后發(fā)現(xiàn):一方面,住房支付能力可以通過改善居民健康狀況進而對其主觀幸福感產(chǎn)生積極影響;另一方面,住房支付能力通過影響發(fā)展和享受型消費支出對居民幸福感產(chǎn)生作用。此外,住房支付能力的主觀福利效應在不同收入水平、不同受教育水平的群體之間存在差異。

提高人民群眾幸福水平是經(jīng)濟社會發(fā)展的最終目標,也是住房調(diào)控政策的根本出發(fā)點和落腳點。著眼于增加居民主觀福利這一核心目的,政府可以采取如下措施提升住房支付能力:(1)擴大住房供應,尤其是要完善保障性住房供給體系,滿足居民的居住需求。保障性住房建設是提升中低收入人群住房支付能力的主要途徑,政府需要持續(xù)改進和優(yōu)化保障性住房供給體系,既注重新建保障性住房的規(guī)劃和建設,也要注重存量保障性住房的管理優(yōu)化,將公共基礎(chǔ)設施建設和公共服務布局優(yōu)化并舉,以保障性住房供給為主要抓手,提升居民幸福感。此外,過于嚴格的土地使用和開發(fā)規(guī)定限制了住房供給的增長,并推高了房價水平。城市可以通過在特定的目標區(qū)域允許適當?shù)娜莘e率、建筑高度和密度來鼓勵新建筑或現(xiàn)有結(jié)構(gòu)的再開發(fā)。(2)深化住房制度改革,積極培育和完善住房租賃市場。住房租賃市場是改善居民住房條件、提升住房支付能力、緩解居民住房壓力的重要工具。要繼續(xù)實行租購并舉,支持住房租賃消費,促進住房租賃市場發(fā)展。健全和完善以市場配置為主、政府提供基本保障的住房租賃體系,充分發(fā)揮市場作用,調(diào)動企業(yè)等其他市場主體的積極性,培育市場供應主體,完善公共租賃住房,支持租賃住房建設,并且從稅收優(yōu)惠、金融支持、土地供給等方面加大政策支持力度。(3)建立健全城市居民住房支付能力監(jiān)測制度,科學把握城市居民住房支付能力及其演變趨勢。同時,應當建立統(tǒng)一的、公開的住房信息系統(tǒng),對地方、區(qū)域?qū)用娴淖》拷灰壮杀镜冗M行科學測度,堤升住房市場透明度,推動住房市場朝著更有效、更公平的方向演進。(4)增加城鄉(xiāng)居民收入,是提升住房支付能力、進一步增強人民群眾獲得感、幸福感、安全感的重要舉措。要多措并舉增加就業(yè)崗位,優(yōu)化營商環(huán)境和創(chuàng)業(yè)環(huán)境,讓人民群眾有穩(wěn)定的收入來源和保障。同時,深化收入分配體制改革,努力縮小不同人群的收入差距,以提高城鄉(xiāng)居民收入、減輕收入不平等為重要途徑提升住房支付能力,進而增強居民幸福感。