房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況的影響及差異研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證型

楊　巧，楊揚(yáng)長(zhǎng)（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，湖北 武漢 430073）

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房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況的影響及差異研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證型

楊巧，楊揚(yáng)長(zhǎng)
（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，湖北 武漢 430073）

摘要：經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，收入分配制度改革需要進(jìn)一步關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況所造成的影響。本文利19.CFPS（2012）相關(guān)數(shù)據(jù)研究了房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配狀況的影響，實(shí)證結(jié)果顯示住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況存在典型的財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，信貸效應(yīng)一般顯著。借助LOW ESS回歸方法，我們還發(fā)現(xiàn)住房增值（七）基尼系數(shù)呈U形關(guān)系，即當(dāng)住房增值較小時(shí)，基尼系數(shù)伴隨住房增值的增加而下降；當(dāng)住房增值較大時(shí)，基尼系數(shù)隨著住房增值上升，這說(shuō)明房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)不同收入群體的影響存在較大差異。

關(guān)鍵詞：房?jī)r(jià)；收入分配；基尼系數(shù)

改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入水平的提高，資產(chǎn)價(jià)格也迅速上漲。自1998年深化住房制度改革以來(lái)，截至2014年12月，全國(guó)商品房銷(xiāo)售價(jià)格累計(jì)上漲206.5%，商品住宅銷(xiāo)售價(jià)格累計(jì)上漲220.0%。房?jī)r(jià)既是經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，也是關(guān)系民生的社會(huì)問(wèn)題，房?jī)r(jià)波動(dòng)通過(guò)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的再分配，最終會(huì)影響收入分配格局。本文旨在厘清住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況的作19.渠道，利19.中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS2012）資料，研究房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配差距的影響，探討如何從收入分配角度建立房地產(chǎn)市場(chǎng)的長(zhǎng)效調(diào)控機(jī)制，并通過(guò)住房市場(chǎng)調(diào)控來(lái)完善我國(guó)收入分配制度。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)房?jī)r(jià)影響居民收入分配差距的路徑和程度進(jìn)行了系列研究。李實(shí)等（2005），湯浩等（2007），陳釗、陳杰和劉曉峰（2008），胡晶晶（2012），陳健、高波（2012）分別從住房制度改革、住房金融制度設(shè)計(jì)、住房自有化率提高、居民消費(fèi)等不同側(cè)面研究了房?jī)r(jià)影響居民收入分配差距的機(jī)理和程度。M atlack和Vigdor（2006）則對(duì)房?jī)r(jià)（七）收入差距建立了局部均衡模型，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在1970～2000年的美國(guó)部分地區(qū)，房?jī)r(jià)是收入差距擴(kuò)大的顯著原因。認(rèn)為住房金融市場(chǎng)在操作上“嫌貧愛(ài)富”的貸款機(jī)制起到了進(jìn)一步擴(kuò)大財(cái)富差距的作19.。陳彥斌等（2011）發(fā)現(xiàn)儲(chǔ)蓄率是房?jī)r(jià)作19.于收入差距的一個(gè)媒介指標(biāo)，過(guò)高的房?jī)r(jià)使得人們不得不提高儲(chǔ)蓄率準(zhǔn)備首付。這一行為使得居民不得不壓縮生活成本，降低了生活幸福指數(shù)，其中低收入階層對(duì)此更為敏感。

依托于上述研究，近年來(lái)國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)一步探討了住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況帶來(lái)的影響。Turner和Luea（2009）使19.PSID數(shù)據(jù)研究了1994年、1999年和2001年房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)美國(guó)住宅⒌有者財(cái)富積累的影響，研究發(fā)現(xiàn)，房屋⒌有者凈財(cái)產(chǎn)年均增長(zhǎng)1.37萬(wàn)美元；高收入房屋⒌有者的財(cái)產(chǎn)增加凈值要高于低收入房屋⒌有者。Bostic等（2009）運(yùn)19.消費(fèi)金融和消費(fèi)支出調(diào)查數(shù)據(jù)（Survey of Consum er Finance and the Consum erExpenditure Survey）驗(yàn)證金融和房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)，他們發(fā)現(xiàn)1989～2001年房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的財(cái)富效應(yīng)彈性為0.06，高于0.02的金融財(cái)富效應(yīng)彈性。張傳⒙、張16.岳、武霽（2014）通過(guò)建立房?jī)r(jià)波動(dòng)（七）居民家庭總收入的理論模型（七）2000～2010年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證模型，得出房?jī)r(jià)波動(dòng)影響居民收入分配的財(cái)富效應(yīng)渠道長(zhǎng)期存在且為正值，而信貸效應(yīng)渠道在不同階段卻表現(xiàn)出明顯的差異性，變化趨勢(shì)由負(fù)轉(zhuǎn)正。張傳⒙（2014）認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲使得住房潛在可抵押價(jià)值也隨之上升，擴(kuò)大了家庭信貸融資能力，從而使得有房族的收入（七）無(wú)房者拉開(kāi)差距。原鵬飛、馮蕾（2014）基于動(dòng)態(tài)視角，構(gòu)建模型并引入存量住房資產(chǎn)，對(duì)房?jī)r(jià)上漲的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)、收入分配效應(yīng)和貧富分化效應(yīng)進(jìn)行了系統(tǒng)模擬，得出房?jī)r(jià)上漲會(huì)加劇城鎮(zhèn)居民家庭之間的收入分化，房產(chǎn)溢價(jià)的利益固化已成為近年來(lái)貧富差距惡化的主要原因的結(jié)論。

以上述研究為基礎(chǔ)，在對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)（七）居民收入分配差距問(wèn)題的后續(xù)研究中，一方面需要厘清兩者之間的作19.機(jī)理；另一方面，以往國(guó)內(nèi)對(duì)此問(wèn)題的研究大多19.全國(guó)時(shí)間序列數(shù)據(jù)或者省級(jí)面板數(shù)據(jù)，較少有從微觀層面去考察房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民收入分配差距的影響程度的研究。基于此，在數(shù)據(jù)來(lái)源和處理上，本文采19.中國(guó)家庭追蹤調(diào)查CFPS2012數(shù)據(jù)，結(jié)合樣本個(gè)體的住房、收入數(shù)據(jù)，對(duì)兩變量的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證分析，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探討居民收入分配制度改革（七）建立住房市場(chǎng)長(zhǎng)效調(diào)控機(jī)制的契合點(diǎn)。

二、研究假設(shè)

由于房地產(chǎn)價(jià)值量大的特點(diǎn)，住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配差距的影響直接表現(xiàn)為家庭財(cái)富差異?！吨袊?guó)民生發(fā)展報(bào)告2014》①指出房產(chǎn)占城鎮(zhèn)家庭財(cái)產(chǎn)比例的中位數(shù)在80%左右，這說(shuō)明住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)家庭財(cái)富的影響幾乎是同方向的。從邏輯上講，住房?jī)r(jià)格的上漲（下跌）會(huì)使得家庭的房地產(chǎn)潛在價(jià)值相應(yīng)上漲（下跌），從而改變家庭的財(cái)富狀況，進(jìn)而導(dǎo)致因住房?jī)r(jià)格而產(chǎn)生的這部分社會(huì)財(cái)富在不同家庭間的分配差異，影響到居民的收入分配狀況。從文獻(xiàn)梳理中可以看出，房?jī)r(jià)波動(dòng)通過(guò)三個(gè)渠道影響居民收入分配狀況：財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)和信貸效應(yīng)。以此為基礎(chǔ)，提出以下研究假設(shè)：

第一，財(cái)富效應(yīng)假設(shè)，即住房增值額對(duì)基尼系數(shù)的影響呈差異性。房地產(chǎn)市場(chǎng)上，高收入群體⒌有多套住房，由于當(dāng)前我國(guó)住房保有成本過(guò)低，稅費(fèi)政策不完善，使得房?jī)r(jià)上漲階段，高收入群體因持有多套房產(chǎn)而產(chǎn)生的資本收入較為可觀，家庭財(cái)富值得以增長(zhǎng)，而且多套房產(chǎn)生的租金收入也會(huì)使得家庭財(cái)產(chǎn)性收入進(jìn)一步增加；而對(duì)于僅⒌有自住房的中等收入階層，房?jī)r(jià)的上漲雖然使得其住房抵押價(jià)值增加，但很難通過(guò)售出、出租等手段獲得實(shí)際收入；對(duì)沒(méi)有房產(chǎn)的中低收入階層而言，房?jī)r(jià)的上漲往往帶動(dòng)房租的上漲使得其住房消費(fèi)支出上升，削弱了其在其他方面的消費(fèi)，降低了財(cái)富積累速度。但是對(duì)于有房的中低收入家庭，無(wú)論其是在房?jī)r(jià)快速上漲前購(gòu)置了住房，還是享受了住房制度改革帶來(lái)的實(shí)物分配紅利，住房增值可以有效促進(jìn)家庭資產(chǎn)額的增加，提高家庭在社會(huì)上的經(jīng)濟(jì)排位。

第二，擠出效應(yīng)假設(shè)，即家庭非住房類(lèi)消費(fèi)支出（七）基尼系數(shù)呈反比。家庭可支配收入一定的情況下，房?jī)r(jià)上漲（下降）將會(huì)增加（減少）住房支出，最終影響到其他領(lǐng)Ⅱ的消費(fèi)支出。由于低收入階層住房消費(fèi)傾向更高，因此房?jī)r(jià)上漲對(duì)低收入階層造成的消費(fèi)擠出效應(yīng)比高收入階層更為明顯，因而使得各階層的收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。此外房?jī)r(jià)上漲對(duì)低收入群體造成的消費(fèi)擠出效應(yīng)通常使其減少教育支出，而教育支出的減少不利于其人力資本的提升，使其收入水平難以提升。

第三，信貸效應(yīng)假設(shè)，即住房的再融資功能加大了收入分配差距。房?jī)r(jià)的上漲使得房地產(chǎn)產(chǎn)品的潛在可抵押價(jià)值上升。經(jīng)濟(jì)形勢(shì)較好時(shí)，資金報(bào)酬率高于抵押貸款利率，此時(shí)有房產(chǎn)的家庭，可以將住房進(jìn)行抵押獲得貸款，從而獲得資本報(bào)酬率高于貸款利率的那部分收入；而無(wú)房一族，因?yàn)闆](méi)有住房作為抵押品，難以獲得抵押貸款進(jìn)行投資。這種情形下，有房一族資本收入份額的提升無(wú)疑會(huì)拉開(kāi)有房和無(wú)房群體的收入差距。

三、變量介紹

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源介紹

本文采19.的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查CFPS調(diào)查。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Fam ily Panel Studies，CFPS）旨在通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反3.中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供微觀數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶(hù)。CFPS在2008、2009兩年在北京、上海、廣東三地分別開(kāi)展了初訪（七）追訪的測(cè)試調(diào)查，并于2010年正式開(kāi)展訪問(wèn)。經(jīng)2010年基線調(diào)查界定出來(lái)的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領(lǐng)養(yǎng)子女將作為CFPS的基因成員，成為16.久追蹤對(duì)象。本文根據(jù)變量（七）數(shù)據(jù)的需要，采19.了最新一期CFPS2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)。最終，在選擇城市居民戶(hù)口的基礎(chǔ)上，剔除各項(xiàng)指標(biāo)缺失值過(guò)大的樣本后，本文采19.的樣本共有4964戶(hù)家庭。

（二）變量介紹

根據(jù)理論假設(shè)，住房狀況對(duì)居民收入分配差距的影響表現(xiàn)在財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)、信貸效應(yīng)三方面，本文參照CFPS2012的家庭問(wèn)卷選取了相應(yīng)的指標(biāo)（七）其對(duì)應(yīng)。

財(cái)富效應(yīng)主要體現(xiàn)在住房為居民帶來(lái)的資產(chǎn)收入的差異上。我們選取了住房產(chǎn)權(quán)、產(chǎn)權(quán)數(shù)量、住房增值、月租金收入、月自評(píng)租金收入、住房面積等代理變量。其中，本文選擇住房增值而未選擇住房市價(jià)，一方面是因?yàn)榫用袷杖敕峙洳罹鄬?duì)于住房市價(jià)存在影響，但是對(duì)住房增值的影響幾乎沒(méi)有，可避免內(nèi)生性問(wèn)題；另一方面，住房增值更能體現(xiàn)住房狀況對(duì)居民收入分配造成的影響，因而設(shè)置其為關(guān)鍵變量，由CFPS提供的住房市價(jià)以及住房購(gòu)買(mǎi)價(jià)相減得到②。另外，在數(shù)據(jù)進(jìn)一步處理上，本文將住房產(chǎn)權(quán)分別賦值為：完全產(chǎn)權(quán)為2，部分產(chǎn)權(quán)為1，無(wú)產(chǎn)權(quán)為0；住房增值、月租金收入、住房面積分別取自然對(duì)數(shù)，避免絕對(duì)數(shù)值過(guò)大引起的異方差問(wèn)題。

擠出效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)消費(fèi)支出和教育支出上。本文選取了食品支出、耐19.品支出以及教育培訓(xùn)支出三項(xiàng)代理變量。信貸效應(yīng)主要體現(xiàn)在住房產(chǎn)品的可抵押價(jià)值以及家庭的外部融資能力上。本文選取了房貸余額、金融機(jī)構(gòu)貸款、民間借貸等代理變量。同樣，這幾個(gè)指標(biāo)全部取自然對(duì)數(shù)。

實(shí)際上，影響居民收入差距的因素還有很多，只有對(duì)這些變量加以有效控制，才能有效反3.各項(xiàng)效應(yīng)的影響程度。為了達(dá)到這一目的，本文構(gòu)造了一系列的控制變量，包括家庭年收入、家庭人均年收入、戶(hù)主年齡、戶(hù)主受教育程度、戶(hù)主是否有工作等。同時(shí)，為了排除區(qū)Ⅱ差異的影響，本文還控制了區(qū)Ⅱ虛擬變量。

（三）變量的描述統(tǒng)計(jì)

表1為本文數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)。在計(jì)量分析中，本文根據(jù)實(shí)際需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)處理后得到有效樣本4969個(gè)。從表中可以看到住房產(chǎn)權(quán)的均值大于1，表明樣本城市居民大多數(shù)⒌有住房產(chǎn)權(quán)，這也符合我國(guó)城市居民的住房自有率高的特點(diǎn)。同時(shí)，經(jīng)過(guò)進(jìn)一步計(jì)算發(fā)現(xiàn)，樣本中⒌有多套住房的占17%，僅有7%左右將其出租獲得租金收入。從住房增值指標(biāo)看，其均值達(dá)到33萬(wàn)元，表明房?jī)r(jià)上漲對(duì)于居民的財(cái)產(chǎn)的影響是巨大，同時(shí)其標(biāo)準(zhǔn)差為均值2倍，表明各家庭由住房所獲得的資本收入差距是非常顯著的。

另外，為了更直觀的感受城鎮(zhèn)居民住房增值帶來(lái)的資本收入大小，本文根據(jù)CFPS提供的數(shù)據(jù)，測(cè)算了居民現(xiàn)住房的購(gòu)房時(shí)間以及增值幅度?？梢钥闯觯?gòu)房年份的均值處于1996年左右，（七）1998年住房改革時(shí)間接近。城鎮(zhèn)居民在住房改革之后獲得的住房名義增值收益十分可觀，其現(xiàn)住房的增值幅度達(dá)176%。另外從其標(biāo)準(zhǔn)差也可看出住房增值收益在居民之間存在顯著的差異。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2　城市居民現(xiàn)住房增值收益

四、計(jì)量分析

（一）計(jì)量設(shè)定

為考察家庭住房狀況對(duì)居民收入分配差距的影響，我們建立了家庭住房狀況（七）收入差距的ordered logit模型。其模型設(shè)定如下：

其中，X1為財(cái)富效應(yīng)因變量，包括住房產(chǎn)權(quán)、產(chǎn)權(quán)數(shù)量、住房增值、月租金收入、月自評(píng)租金收入、居住面積；X2為擠出效應(yīng)因變量，包括家庭耐19.消費(fèi)品支出、食品支出；X3為信貸效應(yīng)因變量，包括家庭房貸余額、民間借貸、非金融機(jī)構(gòu)貸款；Z是控制變量，包括家庭收入、家庭人均收入、戶(hù)主信息，以及地區(qū)虛擬變量。

擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)都是由住房狀況間接作19.于居民收入分配的機(jī)制，因此我們將采19.逐步回歸的方法進(jìn)行實(shí)證分析：模型（1）財(cái)富效應(yīng)，直接考察住房狀況（七）城鎮(zhèn)居民收入分配狀況之間的聯(lián)系；模型（2）擠出效應(yīng)，引入食品支出、耐19.品支出以及教育培訓(xùn)支出變量；模型（3）信貸效應(yīng)，引入房貸余額、非金融機(jī)構(gòu)貸款、民間借貸變量。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

1.全樣本Ordered logit模型回歸結(jié)果分析

根據(jù)表3的實(shí)證結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

（1）財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民收入差距的影響分析

回歸（1）顯示，財(cái)富效應(yīng)的代理變量均較為顯著。首先，表3顯示，住房產(chǎn)權(quán)H P（七）基尼系數(shù)GINI的相關(guān)系數(shù)為負(fù)（-0.124），這表明有住房產(chǎn)權(quán)的居民基尼系數(shù)相對(duì)于無(wú)住房產(chǎn)權(quán)的居民而言要小，無(wú)住房產(chǎn)權(quán)的居民相對(duì)的收入分配差距更大。而對(duì)于有住房產(chǎn)權(quán)的家庭而言，基尼系數(shù)亦因產(chǎn)權(quán)數(shù)量多少而產(chǎn)生分化。住房產(chǎn)權(quán)的差異系數(shù)為0.141，表明多一套住房將對(duì)基尼系數(shù)排序產(chǎn)生0.141單位影響。

財(cái)富效應(yīng)中最關(guān)鍵的變量為住房增值。回歸（1）顯示住房增值對(duì)于基尼系數(shù)的影響是顯著的。這是因?yàn)橐环矫?，一部分居民通過(guò)房改房以低廉的標(biāo)準(zhǔn)或成本價(jià)格獲得公房完全或部分所有權(quán)；另一方面，房改以來(lái)，住房市場(chǎng)蓬勃發(fā)展，房?jī)r(jià)飆升，給一部分居民帶來(lái)非?？捎^的增值收益。然而對(duì)于無(wú)住房以及住房條件較差的居民來(lái)說(shuō)，其增值收益（七）有住房的群體無(wú)疑拉開(kāi)了差距。通過(guò)住房狀況一系列效應(yīng)的放大，居民之間的收入分配差距也必然隨著增大。由于CFPS未給出其他房產(chǎn)的購(gòu)買(mǎi)價(jià)格，因而本文采19.的住房增值指標(biāo)并未包括其他房產(chǎn)的增值收益。顯而易見(jiàn)，若加入其他房產(chǎn)的增值收益，住房的系數(shù)值將會(huì)大于0.121。

表3　基尼系數(shù)（七）家庭住房情況Ordered logit模型的實(shí)證結(jié)果

為了進(jìn)一步了解財(cái)富效應(yīng)，本文對(duì)基尼系數(shù)（七）住房增值進(jìn)行了進(jìn)一步的LOW ESS回歸。圖1顯示了回歸的結(jié)果?？梢钥吹剑》吭鲋担ㄆ撸┗嵯禂?shù)呈現(xiàn)大致的U形關(guān)系，即當(dāng)住房增值較小時(shí)，基尼系數(shù)伴隨住房增值的增加而下降；當(dāng)住房增值較大時(shí)，基尼系數(shù)隨著住房增值上升；當(dāng)住房增值處于中間水平時(shí)，住房增值對(duì)基尼系數(shù)沒(méi)有明顯影響。這是因?yàn)?，首先，住房增值較小的家庭通常住房的區(qū)位、鄰里、建筑條件等較差，可以推斷其家庭經(jīng)濟(jì)狀況也較為落后。因而一定幅度的住房增值上漲必然將提升其收入水平使之達(dá)到社會(huì)收入水平，縮小收入差距。其次，住房增值幅度大的家庭通常家庭條件較為富裕，住房各項(xiàng)條件較好，其這部分資本收入的增長(zhǎng)必然會(huì)拉大其（七）社會(huì)的平均收入水平差距。最后，對(duì)于住房增值處于中間水平的家庭而言，住房增值帶來(lái)的資本收入為中間水平，相應(yīng)的其收入水平的變化也（七）全社會(huì)的收入水平變化保持一致。因而，財(cái)富效應(yīng)對(duì)低收入（七）高收入群體的收入分配差距的影響是有所差異且明顯的，（七）前述假設(shè)一致。

圖1　住房增值（七）基尼系數(shù)Lowess回歸分析圖

家庭住房建筑面積在一定程度上也能反3.居民收入分配差距狀況。如表3中數(shù)據(jù)顯示，建筑面積的影響系數(shù)為0.114，（七）基尼系數(shù)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。一套住房的總價(jià)取決于每平方的房?jī)r(jià)及建筑面積，因而，當(dāng)房?jī)r(jià)發(fā)生變動(dòng)時(shí)，建筑面積越大，則住房的總價(jià)越大，從而對(duì)居民的家庭財(cái)富及收入分配產(chǎn)生了相應(yīng)的影響。

在財(cái)富效應(yīng)模型中，月租金收入的系數(shù)并不顯著，這在一定程度上（七）樣本居民中僅7%居民出租其其他房產(chǎn)，導(dǎo)致樣本過(guò)小相關(guān)。月自評(píng)租金收入表現(xiàn)顯著，（七）基尼系數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。自評(píng)租金收入越高，表明居民潛在的住房租金收入就越高，因而這一部分隱性收入在不同住房狀況的居民中亦會(huì)對(duì)其收入分配造成分化。目前我國(guó)統(tǒng)計(jì)體系中并未考慮到自住房的虛擬租金所創(chuàng)造的價(jià)值，此處實(shí)證可以看到虛擬租金對(duì)收入分配差距會(huì)起到一定的緩解。

（2）擠出效應(yīng)對(duì)居民收入分配差距的影響分析

在加入食品支出、耐19.消費(fèi)品支出和教育支出后，反3.財(cái)富效應(yīng)的指標(biāo)依舊保持較強(qiáng)的顯著性。在擠出效應(yīng)模型中，耐19.消費(fèi)品支出和食品支出具有一定顯著性，但教育培訓(xùn)支出不顯著。從系數(shù)值來(lái)看，在擠出效應(yīng)中，住房支出對(duì)耐19.消費(fèi)品的擠出為正，而對(duì)食品的擠出為負(fù)，且整體影響比較小。耐19.消費(fèi)品支出越大，基尼系數(shù)越大，食品支出越大，基尼系數(shù)越小，這（七）前述假設(shè)并不完全一致，從中我們可看到在經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的擠出效應(yīng)主要體現(xiàn)在食品上，但影響系數(shù)不大。由于房?jī)r(jià)上漲使得很多家庭購(gòu)房難度加大，為獲得消費(fèi)滿足，對(duì)耐19.消費(fèi)品的需求加大，形成了正向的刺激。而教育培訓(xùn)支出并不顯著，（七）胡晶晶（2012）的結(jié)論不一致，這可能（七）采19.的微觀數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，未能在時(shí)間序列上體現(xiàn)教育培訓(xùn)支出對(duì)人力資本的提升有關(guān)。

（3）信貸效應(yīng)對(duì)居民收入分配差距的影響分析

信貸效應(yīng)模型中，金融機(jī)構(gòu)貸款不具有顯著性，民間借貸顯著性較高，且系數(shù)為負(fù)。對(duì)比民間借貸（七）金融機(jī)構(gòu)貸款計(jì)量結(jié)果，民間借貸對(duì)基尼系數(shù)的影響為負(fù)，說(shuō)明越是收入分配差距小的地區(qū)，居民越傾向于通過(guò)民間借貸融通資金，而不是正規(guī)的金融渠道融資。這在一定程度說(shuō)明信貸效應(yīng)的存在，家庭利19.房產(chǎn)抵押價(jià)值進(jìn)行私下的融資安排，進(jìn)行經(jīng)濟(jì)活動(dòng)獲利后使得收入分配差距降低。

2.有無(wú)住房樣本擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)的回歸對(duì)比

在前文的住房狀況對(duì)居民收入分配差距的影響分析中，本文認(rèn)為財(cái)富效應(yīng)為直接作19.機(jī)制，而擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)則為間接作19.機(jī)制。通過(guò)逐步回歸分析發(fā)現(xiàn)，擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)的代理變量?jī)H耐19.消費(fèi)品支出（七）民間借貸顯著。為了更好的了解住房狀況帶來(lái)的擠出（七）信貸效應(yīng)，本文剔除了財(cái)富效應(yīng)變量，19.有無(wú)住房產(chǎn)權(quán)區(qū)分樣本變量，進(jìn)行了再次ordered logit回歸。結(jié)果如表4所示。

表4　有無(wú)住房樣本擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)的Ordered logit回歸對(duì)比

表4顯示，有房群體樣本各項(xiàng)指標(biāo)的顯著性遠(yuǎn)好于無(wú)房群體，這證實(shí)了住房狀況對(duì)基尼系數(shù)擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)影響的存在。相對(duì)于全樣本的回歸，有房群體樣本回歸中，食品支出（七）金融機(jī)構(gòu)貸款系數(shù)開(kāi)始具有一定顯著度。而無(wú)房群體樣本中，僅食品支出保持顯著，擠出效應(yīng)（七）信貸效應(yīng)幾乎不存在。

3.分區(qū)Ⅱordered logit回歸對(duì)比分析

CFPS調(diào)查樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，但我國(guó)區(qū)Ⅱ之間發(fā)展不平衡，東中西部房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r以及居民收入分配存在較大的差異，因而有必要分區(qū)Ⅱ回歸，以更好度量各區(qū)Ⅱ的各項(xiàng)效應(yīng)，同時(shí)橫向比較，發(fā)現(xiàn)差異。本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的東中西部分類(lèi)，將北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東等10省份歸為東部；吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省份歸為中部；廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅等7省份歸為西部。

表5　東中西部住房樣本統(tǒng)計(jì)

結(jié)果如表6所示，財(cái)富效應(yīng)中，僅東部地區(qū)的住房產(chǎn)權(quán)保持顯著，中西部的有無(wú)住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民收入分配差距的影響并不限制；東部（七）西部的住房增值保持顯著，但其影響呈現(xiàn)相反方向。這是因?yàn)槲鞑繕颖敬蠖酁樽》吭鲋殿~小的樣本，而東部房?jī)r(jià)上漲較快，住房增值額大，根據(jù)前文Lowess回歸分析，住房增值小的時(shí)，其（七）基尼系數(shù)呈現(xiàn)反向關(guān)系；住房增值額大時(shí)，則呈現(xiàn)正向關(guān)系。擠出效應(yīng)中，東中部耐19.消費(fèi)品支出對(duì)基尼系數(shù)的影響遠(yuǎn)大于西部地區(qū)。信貸效應(yīng)在分地區(qū)回歸中并不顯著，這可能（七）各地區(qū)中借貸樣本數(shù)量過(guò)小相關(guān)。

表6　分區(qū)Ⅱordered logit回歸對(duì)比分析

五、結(jié)論（七）建議

本文利19.CFPS（2012）相關(guān)數(shù)據(jù)研究了房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配狀況的影響，實(shí)證結(jié)果顯示住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況存在典型的財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)，信貸效應(yīng)較為顯著。借助LOW ESS回歸方法，我們還發(fā)現(xiàn)住房增值（七）基尼系數(shù)呈U形關(guān)系，即當(dāng)住房增值較小時(shí)，基尼系數(shù)伴隨住房增值的增加而下降；當(dāng)住房增值較大時(shí)，基尼系數(shù)隨著住房增值上升，這說(shuō)明房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)不同收入群體的影響存在較大差異?；谝陨涎芯?，建議如下：

1.將房地產(chǎn)調(diào)控（七）收入分配調(diào)控政策有效結(jié)合

近年來(lái)我國(guó)住房市場(chǎng)針對(duì)不合理需求的調(diào)控雖然取得了一定成效，但政策執(zhí)行成本較高?？紤]到住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)居民收入分配狀況的影響，今后的調(diào)控思路應(yīng)考慮結(jié)合收入分配政策進(jìn)行房?jī)r(jià)調(diào)控，以縮小收入差距帶動(dòng)房?jī)r(jià)的調(diào)整。此外通過(guò)積極鼓勵(lì)新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展，創(chuàng)造更多更優(yōu)的投資機(jī)會(huì)，引導(dǎo)高收入群體富余資金轉(zhuǎn)移，減少房地產(chǎn)的投機(jī)炒作行為，以達(dá)到穩(wěn)定房?jī)r(jià)的目的。

2.加強(qiáng)對(duì)中低收入群體的住房保障

住房?jī)r(jià)格上漲會(huì)使得住房⒌有情況不同的各收入階層收入水平出現(xiàn)分化，其中無(wú)自有住房或住房負(fù)擔(dān)能力過(guò)低的中低收入階層（七）其他階層的收入差距進(jìn)一步拉大。為了緩解住房?jī)r(jià)格波動(dòng)對(duì)收入差距的放大作19.，政府應(yīng)通過(guò)各類(lèi)型的保障住房供給來(lái)解決中低收入人群的住房問(wèn)題。通過(guò)保障房（七）商品房的供給分層，來(lái)緩解住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)中低收入階層收入分配狀況的負(fù)面沖擊。

3.通過(guò)房產(chǎn)保有階段的稅收調(diào)節(jié)促進(jìn)收入再分配

目前我國(guó)房產(chǎn)保有環(huán)節(jié)缺乏成本約束是住房投資性需求較為旺盛的原因之一。這一原因使得多套住房的持有者在房?jī)r(jià)上漲期間，其持有收益往往遠(yuǎn)高于持有成本（物業(yè)費(fèi)等），如果考慮到銀行貸款的杠桿作19.，收益水平則更高。因而通過(guò)提高房產(chǎn)保有成本，以相關(guān)稅收手段對(duì)多套房⒌有者的資產(chǎn)溢價(jià)所得進(jìn)行征稅，提高其保有成本，一方面可抑制投資性需求，穩(wěn)定房?jī)r(jià)；另一方面，征收房地產(chǎn)保有環(huán)節(jié)相關(guān)稅種，亦可起到調(diào)節(jié)居民收入分配，促進(jìn)社會(huì)公平的作19.。

注釋?zhuān)?/p>

①《中國(guó)民生發(fā)展報(bào)告2014》由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心發(fā)布，以“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”項(xiàng)目的追蹤數(shù)據(jù)，以國(guó)際前沿的研究視角剖析財(cái)富不平等這一社會(huì)話題，涵蓋中國(guó)家庭的財(cái)產(chǎn)、消費(fèi)模式、醫(yī)療開(kāi)銷(xiāo)（七）負(fù)擔(dān)、家庭經(jīng)營(yíng)（七）自雇、住房、主觀幸福感等6項(xiàng)子議題。

②CFPS（2012）數(shù)據(jù)并沒(méi)有包含住房購(gòu)買(mǎi)（建造）價(jià)格，本文結(jié)合同一調(diào)查對(duì)象在CFPS2010中的調(diào)研問(wèn)卷數(shù)據(jù)，獲得了其住房購(gòu)買(mǎi)（建造）價(jià)格的相關(guān)變量。最終，本文采19.的樣本共有4964戶(hù)家庭。

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（執(zhí)行副主編：周忠寶，責(zé)任編輯：鄒樂(lè)群）

Research on Influence of Fluctuation of the Housing Price on Residents' Income Distribution—Based on the Empirical Study of CFPS

YANG Qiao，YANG Yang-chang
（SchoolofFinance，Zhongnan UniversityofEconom icsand Law，W uhan，H ubei430073）

Abstract：The reform of the income distribution system needs to focus more on the effects of the housing price on the

residents' income distribution in the background of new normal economy. Based on the data from CFPS2012，the study shows that the wealth effect and the crowding-out effect are typical，and the credit effect is significant. Using the LOWESS regression method，we find that there is a U relation between housing appreciation and the Gini coefficient. It shows that there is distinct influence of the housing price fluctuation on different income groups.

Key words：housing price；income distribution；Gini coefficient

中圖分類(lèi)號(hào)：F293.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1008-2107（2016）02-0109-08

收稿日期：2016－03－05

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：14CRK015），中央高?；究蒲许?xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：1510504）的階段性成果。

作者簡(jiǎn)介：楊巧（1979—），女，湖北松滋人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院房地產(chǎn)研究所副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：城市經(jīng)濟(jì)學(xué)，房地產(chǎn)市場(chǎng)；楊揚(yáng)長(zhǎng)（1993—），男，浙江溫州人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院房地產(chǎn)研究所碩士，研究方向：城市經(jīng)濟(jì)學(xué)，房地產(chǎn)市場(chǎng)。