住房自有率、房?jī)r(jià)變化與社會(huì)保障支出

袁 誠(chéng) 何西龍 涂 悅

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住房自有率、房?jī)r(jià)變化與社會(huì)保障支出

袁 誠(chéng) 何西龍 涂 悅

（北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）

本文從住房自有率和房?jī)r(jià)變化的視角入手，研究了住房市場(chǎng)對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出的替代擠出效應(yīng)。本文構(gòu)建的理論模型發(fā)現(xiàn)當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，房屋自有率越高，政府更傾向于減少社會(huì)保障支出，當(dāng)房?jī)r(jià)下降時(shí)，房屋自有率越高，政府更傾向于增加社會(huì)保障支出。本文接下來(lái)選取了我國(guó)35個(gè)大中城市1998-2012年間的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)造“未考慮房?jī)r(jià)”和“考慮房?jī)r(jià)”兩種基準(zhǔn)模型，實(shí)證分析表明，住房自有率本身對(duì)社會(huì)保障支出沒(méi)有影響，房?jī)r(jià)通過(guò)住房自有率對(duì)社會(huì)保障支出產(chǎn)生顯著的影響：在現(xiàn)有住房自有率82.15%的平均水平上，房?jī)r(jià)下降1%將導(dǎo)致人均生活保障支出增加1.15元。

住房自有率 房?jī)r(jià) 社會(huì)保障支出 替代擠出

一、引 言

住房具有提供居住場(chǎng)所和耐用消費(fèi)品的雙重性質(zhì)，對(duì)大多數(shù)人而言，它不僅僅是個(gè)人的安身立命之所，還是家庭或個(gè)人財(cái)富的主要組成部分。由于住房的財(cái)富性質(zhì)，購(gòu)房之前個(gè)人不得不長(zhǎng)期積累儲(chǔ)蓄，減少部分消費(fèi)需求；購(gòu)房之后房產(chǎn)所有人通過(guò)房屋升值增加了家庭財(cái)富水平，或者通過(guò)不動(dòng)產(chǎn)抵押弱化借貸約束，進(jìn)而刺激個(gè)人消費(fèi)需求。由此可知，住房有助于個(gè)人在一生重新配置資源和平滑消費(fèi)。與之類似，社會(huì)保障也具有重新配置資源的功能。它在個(gè)人工作時(shí)實(shí)施強(qiáng)制儲(chǔ)蓄，在個(gè)人退休時(shí)發(fā)放養(yǎng)老金，使得資產(chǎn)在個(gè)人工作和退休兩期進(jìn)行分配。住房和社會(huì)保障都對(duì)家庭和個(gè)人的儲(chǔ)蓄及消費(fèi)行為產(chǎn)生重要影響，在預(yù)算約束一定的前提下，兩者之間存在著怎樣的互動(dòng)關(guān)系？這成為在理論和實(shí)踐中值得關(guān)注的一個(gè)問(wèn)題。

本文旨在探究自有住房和社會(huì)保障二者之間的內(nèi)在聯(lián)系，在這一新的視角下，為當(dāng)前社會(huì)焦點(diǎn)“住房市場(chǎng)改革”和“社會(huì)保障制度改革”提出政策建議。關(guān)于自有住房和社會(huì)保障之間的理論研究最早由Kemeny（1978，1981）提出。他認(rèn)為，擁有自有住房的老年人口可以獲得住房提供的隱形收入，住房資產(chǎn)可被視為一種類似養(yǎng)老基金的財(cái)富，對(duì)養(yǎng)老金的收入產(chǎn)生替代。Kemeny（2005）再次指出，住房最大的特點(diǎn)在于購(gòu)買住房使得家庭的收入在整個(gè)生命周期進(jìn)行再分配，自有住房和社會(huì)保障由于二者功能的相似，因而購(gòu)房的支出會(huì)對(duì)養(yǎng)老金這種強(qiáng)制儲(chǔ)蓄的保障形式構(gòu)成較大的擠出。Kemeny雖然提出了自有住房對(duì)社會(huì)保障的擠出效應(yīng)，但并沒(méi)有提供嚴(yán)格的理論支持。而后，有不少學(xué)者利用理論模型探究了住房產(chǎn)權(quán)對(duì)家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的影響。Yang（2008）研究了納入房屋消費(fèi)的生命周期消費(fèi)行為，重點(diǎn)利用模型探討了消費(fèi)者在買房和租房之間的選擇差異，說(shuō)明了住房自有率在不同的年齡階層存在差異。Chen（2009）研究了納入房屋的社會(huì)保障體系，所設(shè)理論模型也限于家庭的住房選擇行為方面。這些理論模型都沒(méi)有從社會(huì)計(jì)劃者角度出發(fā)推導(dǎo)出自有住房對(duì)社會(huì)保障的擠出效用。本文將彌補(bǔ)這一不足之處，在已有家庭住房選擇模型的基礎(chǔ)上，借鑒Asell（2013）的社會(huì)福利政策模型，構(gòu)建有房者和無(wú)房者的社會(huì)福利政策模型，對(duì)自有住房在房?jī)r(jià)作用下對(duì)社會(huì)保障的擠出效應(yīng)進(jìn)行推導(dǎo)。

關(guān)于自有住房和社會(huì)保障之間關(guān)系比較深入的研究仍在實(shí)證研究部分，不同的學(xué)者因?yàn)檠芯繉?duì)象和使用方法的差異得出的實(shí)證研究結(jié)果也不盡相同。Kemeny（1981）以澳大利亞、英國(guó)和瑞典為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)較高的住房自有率導(dǎo)致較低的福利水平，這種效應(yīng)尤其體現(xiàn)在養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)水平上。Castles（1998）使用17個(gè)OECD國(guó)家1960-1990年的數(shù)據(jù)，再次證實(shí)了住房自有率與社會(huì)保障支出之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Yates and Bradbury（2010）以澳大利亞為例指出，澳大利亞養(yǎng)老金水平較低主要源于較高的住房自有率，自有住房帶來(lái)了較低的住房成本。然而，也有學(xué)者的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)住房自有率對(duì)社會(huì)保障并不存在擠出效應(yīng)。Fahry（2003）選取了愛(ài)爾蘭作為研究對(duì)象，作者從預(yù)算約束和需求減弱兩種理論機(jī)制上講這種替代關(guān)系應(yīng)該存在，但實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，這兩種機(jī)制在愛(ài)爾蘭都不起作用，可能的解釋是愛(ài)爾蘭房屋成本不高，并不能成為預(yù)算約束和養(yǎng)老金需求的制約。Dewilde和Raeymaceckers（2008）分別使用歐洲社區(qū)家庭調(diào)查面板微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和宏觀整體數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)住房所有權(quán)與養(yǎng)老金水平之間的確在個(gè)體層面上存在擠出效應(yīng)，但從整個(gè)社會(huì)層面上講，這種關(guān)系并不必然存在。通過(guò)對(duì)已有實(shí)證研究文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)盡管實(shí)證研究結(jié)果因?yàn)閷?duì)象差異不盡相同，但絕大多數(shù)研究都把重點(diǎn)放在了住房自有率對(duì)社會(huì)保障的單獨(dú)擠出效應(yīng)，而忽視了房?jī)r(jià)的變化。Hirayama（2010）就意識(shí)到自有住房對(duì)社會(huì)保障的替代關(guān)系將受到來(lái)自代際之間與代際內(nèi)部不平等以及房?jī)r(jià)下降趨勢(shì)的挑戰(zhàn)。事實(shí)上考查自有住房對(duì)社會(huì)保障的影響，探究前者對(duì)后者的擠出效應(yīng)，除了研究是否擁有住房，住房?jī)r(jià)值的變化也應(yīng)納入研究范圍。

在上述理論背景和研究背景下，本文以我國(guó)35個(gè)大中城市1998-2012年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，考慮房?jī)r(jià)變化，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住房自有率如何影響政府財(cái)政社會(huì)保障支出進(jìn)行了理論模型分析和計(jì)量實(shí)證分析，并嘗試解釋了其中可能存在的影響機(jī)制，結(jié)論具有現(xiàn)實(shí)的政策意義。本文的理論和實(shí)證結(jié)論均表明，以中國(guó)數(shù)據(jù)為經(jīng)驗(yàn)的研究也證實(shí)了住房自有率和房?jī)r(jià)對(duì)社會(huì)保障的確存在替代擠出效應(yīng)，當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，住房自有率越高，社會(huì)保障支出越少，當(dāng)房?jī)r(jià)下降時(shí)，住房自有率越高，社會(huì)保障支出越多。

本文余下的內(nèi)容安排如下：第二部分為理論模型。第三部分為典型事實(shí)。第四部分為實(shí)證分析。第五部分為結(jié)論與政策建議。

二、理論模型

（一）模型設(shè)定

考慮一個(gè)離散時(shí)間的世代交疊經(jīng)濟(jì)體，有一個(gè)無(wú)限期存活的政府。政府向年輕人征收勞動(dòng)收入稅，并向退休人員提供社會(huì)保障金。個(gè)人存活兩期，分別作如下假定：

第二期年老時(shí)候：（1）個(gè)人本期沒(méi)有工資所得，依靠政府發(fā)放一次性總量養(yǎng)老金；（2）第一期房屋持有者選擇賣出的房產(chǎn)，單位價(jià)格為，并轉(zhuǎn)而買入或租入單位房產(chǎn)，買房?jī)r(jià)格為，租房?jī)r(jià)格為，并假設(shè)個(gè)人在第二期有的可能繼續(xù)成為買房者，1-的可能成為租房者；第一期房屋租房者，依然選擇租入單位房產(chǎn)，價(jià)格為；個(gè)體對(duì)租房的需求不變，因而假定；（3）考慮到遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)，第二期個(gè)人剩余財(cái)產(chǎn)（包括房產(chǎn)及其他資產(chǎn)）可看作消費(fèi)的一部分。

1、生產(chǎn)技術(shù)

2、租房市場(chǎng)

假設(shè)有一個(gè)兩期存活的金融機(jī)構(gòu)在供給出租房產(chǎn)，在第一期它接受居民存款而買入出租房產(chǎn)，在第二期它以利率償還存款。如果出租房產(chǎn)第一期定價(jià)為，第二期金融機(jī)構(gòu)會(huì)將其折舊后的出租房產(chǎn)賣給新的金融機(jī)構(gòu)。租房市場(chǎng)的無(wú)套利條件決定了出租價(jià)格應(yīng)為：，并且每期租房預(yù)期價(jià)格相同，。

（二）家庭選擇最優(yōu)化

1、效用偏好

首先考慮期房屋和非耐用消費(fèi)品的效用函數(shù)為：，其中，表示相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，表示房屋消費(fèi)對(duì)于非耐用消費(fèi)品的相對(duì)偏好。此處表示單位自有房產(chǎn)，其以完整數(shù)量計(jì)入房屋消費(fèi)效用；若此處是租賃房產(chǎn)，其以數(shù)量計(jì)入房屋消費(fèi)效用，。個(gè)人一生效用可表示為：，其中表示跨期貼現(xiàn)率。

2、決策：買房或租房？

正如上文假定，個(gè)人在第一期決定買房或租房。影響個(gè)體買房或租房的因素是，個(gè)人第一期期初財(cái)產(chǎn)，這代表了買房的準(zhǔn)入門檻，只有大到足以支付買房首付款時(shí)，個(gè)人才有可能成為買房者，即，表示首付比率，表示出售房屋最低單位要求。因此，眾多較小的個(gè)體自動(dòng)淪為租房群體，不涉及買房或租房的決策選擇；我們這里進(jìn)一步討論面臨買房或租房決策的個(gè)體就是較大的個(gè)體，即社會(huì)中較富有個(gè)體，他們?cè)跊Q策買房或租房時(shí)，將通過(guò)比較買房一生效用和租房一生效用大小來(lái)確定自身買房或租房行為。

考慮一個(gè)無(wú)借貸約束的經(jīng)濟(jì)體，分別構(gòu)造二者的效用最大化模型。對(duì)于買房者來(lái)說(shuō)：代表性個(gè)體在第一期通過(guò)選擇來(lái)使個(gè)體一生效用最大化，代表第一期借入資產(chǎn)，令表示資產(chǎn)盈余。

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其中，表示資產(chǎn)收益率和貸款利率一致，表示首付比率，表示房屋折舊率。

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3、對(duì)均衡的描述

通過(guò)對(duì)買房者最優(yōu)化模型的求解，可得均衡結(jié)果：①

其中：

（三）社會(huì)選擇最優(yōu)化

1、社保體系的設(shè)定

考慮一個(gè)現(xiàn)收現(xiàn)付制的社會(huì)保障體系，當(dāng)期年輕人支付的社會(huì)保障稅總額與當(dāng)期支付給老年人的養(yǎng)老金總額相等。即：，其中，表示t期年輕人數(shù)量，表示t期老年人數(shù)量，也同時(shí)表示t-1期年輕人數(shù)量，表示t期年輕人的勞動(dòng)收入，表示t期老年人領(lǐng)取的單位養(yǎng)老金。同時(shí)假設(shè)，人口有的外生增長(zhǎng)率，那么；勞動(dòng)收入有的外生增長(zhǎng)率，。那么t＋1期老年人的養(yǎng)老金?？捎?jì)算出，個(gè)人繳納社會(huì)保障稅的收益率為：

由此，政府要求個(gè)體繳納社會(huì)保障稅，可以看作是一種強(qiáng)制儲(chǔ)蓄，又可以看作是一種強(qiáng)制資產(chǎn)投資，這種強(qiáng)制投資與個(gè)體其他儲(chǔ)蓄投資（自動(dòng)儲(chǔ)蓄、購(gòu)買房產(chǎn)、持有資產(chǎn)等）構(gòu)成了替代關(guān)系。當(dāng)相較于其他資產(chǎn)收益率較小時(shí)，個(gè)體是有激勵(lì)抵制繳納社會(huì)社會(huì)保障稅的。

2、政府效用偏好

政府是無(wú)限期存活，政府決策的目的是通過(guò)設(shè)定社會(huì)保障稅率和一次性總量養(yǎng)老金來(lái)使社會(huì)福利最大化，即最大化社會(huì)所有個(gè)體福利加總。假定社會(huì)所有個(gè)體可以劃分為兩類人群，即買房者1和租房者2，并且假定社會(huì)存在固定住房自有率，即買房者1占比，租房者2占比（1-）。那么政府決策的目的就是最大化這兩類人群兩期效用的加總。

社會(huì)計(jì)劃者最大化兩類群體的兩期效用模型可寫為：

代入效用函數(shù)和約束條件為：

3、均衡的描述

通過(guò)對(duì)政府決策最優(yōu)化模型求解，最終可以得到如下結(jié)論：

（四）模型的進(jìn)一步說(shuō)明

1、機(jī)制說(shuō)明：無(wú)房者VS有房者

從理論上講，房?jī)r(jià)變化會(huì)影響社會(huì)群體對(duì)政府社會(huì)保障支出的需求。房?jī)r(jià)上漲時(shí)，無(wú)房者要將有限的資源更多地用于購(gòu)房支出或租房成本，必將承擔(dān)更多的住房成本，自我保障能力因此減弱，從而對(duì)社會(huì)保障支出的需求會(huì)增加。房?jī)r(jià)上漲時(shí)，有房者則可以獲得財(cái)富升值，住房成本降低，因而可以利用較低的社會(huì)保障維持生活，因而對(duì)社會(huì)保障支出的需求會(huì)降低。社會(huì)群體對(duì)政府社會(huì)保障支出的需求總體是上升或降低，則取決于是無(wú)房者占多數(shù)，還是有房者占多數(shù)。在一個(gè)住房自有率偏高（大于50%）的社會(huì)，有房者占多數(shù)，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，對(duì)政府社會(huì)保障支出的需求降低是主要趨勢(shì)。

2、機(jī)制說(shuō)明：財(cái)稅收入VS個(gè)人繳費(fèi)

同樣，房?jī)r(jià)變化還會(huì)影響政府對(duì)社會(huì)保障支出的供給。房?jī)r(jià)上漲時(shí)，政府財(cái)政收入伴隨著各類房地產(chǎn)稅收的增加必然有所增加，因而政府就更有財(cái)力增加社會(huì)保障支出的供給，這是最直接的財(cái)富效應(yīng)。此外，房?jī)r(jià)上漲時(shí)，無(wú)房者將承擔(dān)更多的住房成本，產(chǎn)生預(yù)算約束效應(yīng)，用以繳納社會(huì)保障金的資源就會(huì)減少。于此同時(shí)，有房者也因?yàn)樽》揩@得升值收益，對(duì)社會(huì)保障需求降低，同樣將支付更少的社會(huì)保障。個(gè)人繳納又是社會(huì)保障體系籌資的一個(gè)重要手段，因此政府將減少社會(huì)保障支出的供給。政府對(duì)社會(huì)保障支出的供給總體是下降或降低，則取決于稅收收入支持社會(huì)保障占多數(shù)，還是個(gè)人繳納支付社會(huì)保障占多數(shù)。通常，個(gè)人繳納社會(huì)保障金的變化對(duì)社會(huì)保障支出的供給影響更大。因此，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，政府社會(huì)保障支出的供給的降低也是主要趨勢(shì)。

以上兩個(gè)機(jī)制分別說(shuō)明了，當(dāng)房?jī)r(jià)上漲時(shí)，政府社會(huì)保障支出需求和供給均降低，最終將會(huì)導(dǎo)致均衡時(shí)的政府社會(huì)保障支出的降低，這與我們理論模型的結(jié)論保持一致。

三、我國(guó)的住房市場(chǎng)與社會(huì)保障背景

（一）住房產(chǎn)權(quán)現(xiàn)狀與特點(diǎn)

我國(guó)住房改革自1978年改革開放以來(lái)大致經(jīng)歷了三個(gè)發(fā)展階段。第一階段，1978-1988年，為試點(diǎn)探索階段；第二階段，1988-1998年，為總體推進(jìn)階段，政府著手對(duì)城市公共住房進(jìn)行商業(yè)化或市場(chǎng)化，鼓勵(lì)私人擁有住房，因此大量公共租賃住房以極低價(jià)格出售給工作單位的職工，還允許私營(yíng)部門參與住房開發(fā)；第三階段，1998年以后，為市場(chǎng)主導(dǎo)階段，1998年結(jié)束了福利住房分配，建立起了市場(chǎng)主導(dǎo)的住房供應(yīng)制度。

住房改革的實(shí)質(zhì)就是住房產(chǎn)權(quán)私有化的過(guò)程。1988年的改革，很多存量公共租賃房以低廉價(jià)格出售給國(guó)企員工，家庭對(duì)住房的權(quán)利由租賃使用權(quán)變?yōu)樗袡?quán)，培育了住房私有化。1998年的改革，福利分房時(shí)代結(jié)束，開始進(jìn)入市場(chǎng)供給住房階段，則進(jìn)一步促進(jìn)了住房私有化的發(fā)展。1998年后，伴隨著商品房放開，房地產(chǎn)市場(chǎng)興起，城鎮(zhèn)化進(jìn)程日益加快，住房剛性需求增加，并且投機(jī)需求大量存在，導(dǎo)致我國(guó)商品住宅銷售面積和銷售價(jià)格全面攀升。

圖1 1998-2012年全國(guó)商品住宅銷售情況

資料來(lái)源：《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》

上圖展示了1998-2012年全國(guó)商品住宅的銷售情況。從圖中可以看出，在這十五年期間，我國(guó)商品住宅的銷售額、銷售面積和銷售價(jià)格除2008年（金融危機(jī)的影響）有所下降外，均呈穩(wěn)定上升趨勢(shì)，這充分地說(shuō)明我國(guó)住房制度改革實(shí)現(xiàn)了住房的商品化。

衡量住房產(chǎn)權(quán)私有最重要的一個(gè)指標(biāo)是住房自有率。住房自有率指擁有自有住宅的家庭在全社會(huì)家庭總數(shù)中的比例，反映自有住宅普及程度，是度量住房所有權(quán)比重或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平、民族傳統(tǒng)、人口分布和住房政策等多方面因素的影響要指標(biāo)。我國(guó)目前并沒(méi)有專門在全國(guó)范圍內(nèi)對(duì)住房自有率進(jìn)行統(tǒng)計(jì)調(diào)查的數(shù)據(jù)，2006年，建設(shè)部公布了《2005年全國(guó)城鎮(zhèn)房屋概況統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，其提供的數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)城鎮(zhèn)住宅私有率為81.62%，東中西部分別為82.58%，79.69%和81.93%，可見這一指標(biāo)的地域差異并不大。在國(guó)際比較中，我國(guó)的住房自有率無(wú)疑是很高的，對(duì)城市政府來(lái)說(shuō)，住房自有率的提高，可能是利弊并存。

本文對(duì)住房自有率的計(jì)算方式是根據(jù)各城市統(tǒng)計(jì)年鑒城鎮(zhèn)居民住房產(chǎn)權(quán)各項(xiàng)比例整理所得。通過(guò)對(duì)比本文所選取的樣本城市1998年和2012年住房產(chǎn)權(quán)平均構(gòu)成情況，可以發(fā)現(xiàn)以市場(chǎng)化、社會(huì)化為目標(biāo)的中國(guó)城鎮(zhèn)住房制度改革，極大地發(fā)揮了市場(chǎng)的作用，推進(jìn)了城鎮(zhèn)住房的發(fā)展，快速提高了城鎮(zhèn)居民的住房自有率。

（二）社會(huì)保障支出現(xiàn)狀及特點(diǎn)

根據(jù)現(xiàn)行的財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)口徑，社會(huì)保障支出主要分為財(cái)政社會(huì)保障支出和社會(huì)保險(xiǎn)基金支出。財(cái)政社會(huì)保障支出，是列入各級(jí)政府財(cái)政預(yù)算的社會(huì)保障資金，主要由中央政府對(duì)地方政府專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付和地方政府的配套資金組成，主要包括社會(huì)撫恤和福利救濟(jì)費(fèi)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出和行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費(fèi)三部分。社會(huì)保險(xiǎn)基金支出是養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷與生育保險(xiǎn)的五項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)基金支出的總和，主要用于支付各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目參保者的保險(xiǎn)金支出，這部分資金具有專款專用的性質(zhì)。

我國(guó)關(guān)于財(cái)政社會(huì)保障支出的統(tǒng)計(jì)口徑指標(biāo)缺乏連貫性，相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒在1985年-1997年財(cái)政社會(huì)保障支出僅包括撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)；1998-2006年則在此基礎(chǔ)上，將社會(huì)保障補(bǔ)助支出與行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費(fèi)納入統(tǒng)計(jì)范圍；而2007年至今，我國(guó)實(shí)行新政府收支分類科目，將以上三類支出的主要內(nèi)容及其他一些支出合并為“社會(huì)保障和就業(yè)支出”。

我國(guó)2009年財(cái)政社會(huì)保障支出為6.5%，2012年增至8.26%，提升了約1.8個(gè)百分點(diǎn)，但這一水平尚不足2000年美國(guó)（所列舉國(guó)家中最低水平）這一比重的一半，更遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于OECD國(guó)家2012年的平均水平。與發(fā)達(dá)國(guó)家的比較有力地說(shuō)明了我國(guó)政府的社會(huì)保障水平還有進(jìn)一步提升的必要和可能。

四、實(shí)證分析：雙向固定效應(yīng)面板模型估計(jì)

我國(guó)當(dāng)前的住房自有率很高，但是相應(yīng)的財(cái)政社會(huì)保障支出水平卻很低。高的住房自有率是不是對(duì)低的社會(huì)保障支出產(chǎn)生了替代擠出效應(yīng)，這種替代擠出效應(yīng)又是通過(guò)怎樣的機(jī)制進(jìn)行的呢？為考察住房自有率和房?jī)r(jià)對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出是否存在擠出效應(yīng)，本文選取中國(guó)35個(gè)大中城市1998-2012年15年的面板數(shù)據(jù)，并采用了控制了年份效應(yīng)和城市個(gè)體效應(yīng)的固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

（一）模型與數(shù)據(jù)

1、模型設(shè)定

借鑒以往的研究，本文重點(diǎn)在考察住房自有率和房?jī)r(jià)對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出的影響，因此考慮建立基準(zhǔn)模型如下。

（1）未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)模型：

其中，代表政府財(cái)政社會(huì)保障支出，代表住房自有率，代表一系列控制變量；和分別代表面板數(shù)據(jù)的兩個(gè)維度（橫截面和時(shí)間），其中，＝1,2,3…35；＝1,2,3…15；為一組年份虛擬變量，用以控制年份效應(yīng)，為城市個(gè)體固定效應(yīng)，是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，是回歸系數(shù)。該模型直接考察了住房自有率對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出的影響，目的是驗(yàn)證住房自有率單獨(dú)作用是否能對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出產(chǎn)生擠出效用。通過(guò)年份與城市的雙向固定效應(yīng)的控制，很大程度上減少了由于不可觀測(cè)的城市個(gè)體特征以及年度的宏觀（房產(chǎn)與社會(huì)保障）政策變量的缺失，所可能導(dǎo)致的估計(jì)偏差。

（2）考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)模型：

如前文所述，房?jī)r(jià)上漲會(huì)同時(shí)影響財(cái)政社會(huì)保障支出的需求和供給，一個(gè)社會(huì)的住房自有率的高低又將決定房?jī)r(jià)對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出需求和供給的影響是上升還是下降。因此，房?jī)r(jià)和房?jī)r(jià)與住房自有率的交互項(xiàng)也可能是影響財(cái)政社會(huì)保障支出的重要因素?；诖耍⑿碌幕鶞?zhǔn)模型如下：

其中，代表住房?jī)r(jià)格，表示住房自有率與增長(zhǎng)房?jī)r(jià)率交叉項(xiàng)。

2、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取35個(gè)城市從1998-2012年15年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。對(duì)于城市的選擇，主要是參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的35個(gè)大中城市，但是由于部分城市的住房自有率數(shù)據(jù)缺失比較嚴(yán)重，因此將部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失較多的城市替換為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的其他數(shù)據(jù)相對(duì)完善的城市。且本文所選城市均為地級(jí)市及以上城市，使用其市轄區(qū)層面的數(shù)據(jù)。對(duì)于時(shí)間的選取，主要是考慮到1998年我國(guó)住房商品化改革正式開始，對(duì)住房自有率和房?jī)r(jià)有較大的影響；同時(shí)1998年起各城市統(tǒng)計(jì)年鑒的社會(huì)保障支出的相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑有所更新，并且之后的數(shù)據(jù)也相對(duì)比較齊全；更為重要的是1998年是我國(guó)社會(huì)保障改革進(jìn)程中一個(gè)特別重要且取得重大的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展的年份。

本文采用人均社會(huì)保障支出作為被解釋變量。由于2007年統(tǒng)計(jì)局對(duì)我國(guó)財(cái)政的各項(xiàng)社會(huì)保障支出進(jìn)行項(xiàng)目歸總，僅單列一項(xiàng)“社會(huì)保障和就業(yè)支出”，不再分項(xiàng)列置，統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了改變。為了前后統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，本文將1998-2006年城市統(tǒng)計(jì)年鑒中公布的“撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)”，“行政單位退休費(fèi)用”，“社會(huì)保障補(bǔ)助支出”三項(xiàng)加總得到財(cái)政社會(huì)保障總支出，數(shù)據(jù)來(lái)自各城市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒；2007-2012年數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)提供的各城市市轄區(qū)“社會(huì)保障和就業(yè)支出”，部分缺失數(shù)據(jù)由各城市統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)齊。需要說(shuō)明的是，由于本文的主要研究目的是探究政府行為，所以并沒(méi)有包含企業(yè)和個(gè)人共同繳納的“社會(huì)保險(xiǎn)基金支出”。并且，由于2007年政府收支科目改革，為了保證數(shù)據(jù)前后口徑盡可能一致，將2007年后財(cái)政社會(huì)保障支出進(jìn)行調(diào)整。調(diào)整所使用的公式為：財(cái)政社會(huì)保障支出≥2007＝財(cái)政社會(huì)保障支出≥2007*[1-（行政管理費(fèi)/地方財(cái)政一般預(yù)算支出）＝2006]。

本文的主要解釋變量為住房自有率和房?jī)r(jià)。住房自有率是指城鎮(zhèn)居民產(chǎn)權(quán)自有住房占全部住房的比例，反映了居民的住房產(chǎn)權(quán)情況。本文根據(jù)各城市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒提供的城鎮(zhèn)居民調(diào)查中“居住情況”里住房產(chǎn)權(quán)一項(xiàng)進(jìn)行計(jì)算得到各城市住房自有率的估計(jì)值。具體計(jì)算方式是，將“原有私房”、“部分產(chǎn)權(quán)自有房”和“商品房”三項(xiàng)所占的比例相加得到住房自有率。房?jī)r(jià)用“商品房住宅平均銷售價(jià)格”衡量，數(shù)據(jù)來(lái)自各城市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

本文選取的控制變量包括，（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展類：人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、職工平均工資、城市化率；（2）家庭結(jié)構(gòu)類：家庭總支出、家庭居住支出、家庭人口就業(yè)比率（家庭平均就業(yè)人口數(shù)/家庭平均人口數(shù)*100）（3）財(cái)政收支類：地方財(cái)政自給率（一般預(yù)算內(nèi)收入/一般預(yù)算內(nèi)支出*100）。以上數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)來(lái)源主要有：各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計(jì)年鑒（1998-2012）、中國(guó)財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》（1998-2012）、《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2012）、中經(jīng)網(wǎng)地級(jí)市市轄區(qū)數(shù)據(jù)。所有的以貨幣價(jià)值度量的變量都以當(dāng)?shù)?998年為基期的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整。

3、變量與描述統(tǒng)計(jì)

本文構(gòu)建的主要被解釋變量是“人均社會(huì)保障支出”，它衡量了地區(qū)社會(huì)保障支出水平。影響地區(qū)社會(huì)保障支出水平的因素有很多，本文主要想探討住房自有率和房?jī)r(jià)對(duì)社會(huì)保障支出水平的影響，因而選取的主要解釋變量是“住房自有率”和“平均房?jī)r(jià)”。影響社會(huì)保障支出還有一個(gè)重要的因素是居民的收入水平，可選取“人均GDP”和“職工平均工資”作為最重要的兩個(gè)控制變量。圖2給出了“人均社會(huì)保障支出”、“住房自有率”、“平均房?jī)r(jià)”、“人均GDP”和“職工平均工資”5個(gè)變量從1998年到2012年的變化趨勢(shì)，可以看到，這5個(gè)變量均呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)。值得說(shuō)明的有兩點(diǎn)，一是“人均社會(huì)保障支出”與其余四個(gè)變量呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系，可猜測(cè)相應(yīng)的回歸系數(shù)符號(hào)為正；二是2002年以后中國(guó)的“住房自有率”基本維持在80%以上，說(shuō)明了我國(guó)“住房自有率”偏高，而且這一水平在國(guó)際上也是很高的。

圖2 人均社會(huì)保障支出與主要解釋變量

本文所涉及到的主要被解釋變量和解釋變量描述統(tǒng)計(jì)如下表1所示。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計(jì) （單位：元、%）

續(xù)表1

變量樣本觀測(cè)數(shù)均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值 家庭人口就業(yè)比例%52551.986.0236.6274.92 第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重%52549.5010.9419.676.77 第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重%52449.7510.0220.676.86 城市化率%525741814100

（二）回歸結(jié)果與分析

在回歸模型中，因變量為人均社會(huì)保障支出，出于量綱匹配的考慮，模型中其他控制變量均為人均變量。需要說(shuō)明的是，雖然我們采用了控制了年份效應(yīng)和城市個(gè)體效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，很大程度上消除了組內(nèi)序列相關(guān)問(wèn)題，但是Wooldridge檢驗(yàn)結(jié)果表明，即使在雙向固定效應(yīng)的設(shè)定下，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)仍然存在一階自相關(guān)，對(duì)此我們進(jìn)行了自相關(guān)調(diào)整的Newey-West標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)。

1、未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸

本節(jié)將住房自有率作為關(guān)鍵解釋變量直接納入研究，進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，目的是驗(yàn)證住房自有率單獨(dú)作用是否能對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出產(chǎn)生擠出效用。這里使用人均財(cái)政社會(huì)保障支出作為被解釋變量，模型（1）-（6）使用了不同的控制變量，模型（7）則剔除了3個(gè)直轄市單獨(dú)進(jìn)行了回歸。回歸結(jié)果如下表2。

表2 未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸

續(xù)表2

（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7） 人均社會(huì)保障支出 家庭總支出0.035***（0.012） 樣本數(shù)521524523523520520476 市本級(jí)數(shù)35353535353532 調(diào)整R20.6270.6350.6430.6530.6270.6300.641

注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)Newey-West標(biāo)準(zhǔn)差。

根據(jù)上表回歸結(jié)果，可以看出7個(gè)模型回歸結(jié)果基本具有一致性。地方財(cái)政自給率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正。財(cái)政保障支出作為政府財(cái)政支出一個(gè)重要組成部分，這個(gè)結(jié)論說(shuō)明地方財(cái)政收支狀況越好，地方政府更有能力提供較多的財(cái)政社會(huì)保障支出。模型（2）～（4），人均GDP對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正，模型（1）、（5）～（7），職工平均工資對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正。以上結(jié)論表明，居民的收入水平越高，會(huì)相應(yīng)提高對(duì)社會(huì)保障數(shù)量與質(zhì)量的需求，導(dǎo)致人均財(cái)政社會(huì)保障支出水平的提高。

模型（1）-（3），（6）-（7），家庭居住支出對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正。家庭居住支出衡量的是家庭住房成本，這個(gè)結(jié)論說(shuō)明在住房成本偏高時(shí)，個(gè)體自我保障能力差，從而更傾向更多的社會(huì)保障需求。城市化率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響也基本為正。城市化率的高低將影響城市人群結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的構(gòu)成，高城市化率水平，意味著越來(lái)越多的城市居民、產(chǎn)業(yè)工人納入到城鎮(zhèn)社保體系之中，個(gè)體社會(huì)保障需求水平以及新增城市人口的新增社會(huì)保障總量都會(huì)隨之增加，從而導(dǎo)致人均社會(huì)保障支出的增加。

家庭人口就業(yè)比例對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響基本為負(fù)，可能的解釋是，家庭人口就業(yè)比例越高，收入來(lái)源越多，家庭自我保障能力越強(qiáng)，因而對(duì)社會(huì)保障支出的需求相對(duì)較低。在模型（3）～（7）中，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重和第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響雖然存在一些不一致，但是可以看出正向影響為主要趨勢(shì)，可能的解釋是，以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)吸納了大量比例的社會(huì)剩余勞動(dòng)力，使得越來(lái)越多的社會(huì)居民納入到城鎮(zhèn)社保體系中，從而對(duì)社會(huì)保障支出的需求也會(huì)隨之增加。

最后，對(duì)于關(guān)鍵變量“住房自有率”對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響卻呈現(xiàn)出不一致性，而且效果基本不顯著。模型（1）～（4），住房自有率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響為正，模型（5）～（7），住房自有率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響卻為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上都很不顯著。這說(shuō)明了住房自有率單獨(dú)作用并不對(duì)人均社會(huì)保障支出產(chǎn)生影響。這與本文想要論證的直覺(jué)保持一致，即住房自有率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響可能還需要通過(guò)房?jī)r(jià)這個(gè)機(jī)制來(lái)達(dá)成，房?jī)r(jià)上漲或下跌，住房自有率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響應(yīng)該是相反的。因此，我們有必要進(jìn)一步探討把房?jī)r(jià)納入為解釋變量的模型回歸。

2、考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸

本節(jié)探討房?jī)r(jià)和住房自有率同時(shí)對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出的影響作用，在基準(zhǔn)回歸模型中，納入了“房?jī)r(jià)”和“住房自有率與增長(zhǎng)房?jī)r(jià)率交叉項(xiàng)”兩個(gè)重要解釋變量。這里同樣使用人均財(cái)政社會(huì)保障支出作為被解釋變量，通過(guò)設(shè)定不同的控制變量設(shè)計(jì)了（1）-（7）模型，模型（7）則剔除了3個(gè)直轄市單獨(dú)進(jìn)行了回歸?；貧w結(jié)果如下表3。

表3 考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸

注：*** p<0.01，** p<0.05，* p<0.1，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)Newey-West標(biāo)準(zhǔn)差。

根據(jù)上表回歸結(jié)果，可以看出7個(gè)模型回歸結(jié)果相比未納入房?jī)r(jià)的模型一致性更強(qiáng)。首先，除了模型（4），地方財(cái)政自給率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正，這與未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸一致。其次，模型（2）-（4），人均GDP對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正，模型（1），（5）-（7）職工平均工資對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正，這也與未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸一致。再次，模型（1）-（3），（6）-（7），家庭居住支出對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響顯著為正，這也與未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸一致。然后，城市化率對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響，僅有模型（1），（5）-（7）顯著為正，這與未考慮房?jī)r(jià)的基準(zhǔn)回歸有所差異。同時(shí)，家庭人口就業(yè)比重對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響仍然基本為負(fù)。第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重與第三產(chǎn)業(yè)增加值比重對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響除了模型（7）也都為正向影響。

最后，考察兩個(gè)關(guān)鍵變量“房?jī)r(jià)”和“住房自有率和增長(zhǎng)房?jī)r(jià)率交叉項(xiàng)”對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響。第一，房?jī)r(jià)單獨(dú)對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響是顯著為正，這表明不考慮住房自有的前提下，房?jī)r(jià)上漲，個(gè)人將承擔(dān)更高的住房成本，個(gè)人福利遭受損失，自我保障能力下降，因而對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出有更高的需求。第二，若考慮房?jī)r(jià)與住房自有率同時(shí)作用以后，住房所有率與房?jī)r(jià)變化率的交叉項(xiàng)對(duì)人均社會(huì)保障支出的影響則是顯著為負(fù)的。這與本文想要論證的結(jié)論一致，即住房自有率通過(guò)房?jī)r(jià)的變化對(duì)社會(huì)保障支出或社會(huì)保障需求產(chǎn)生影響：當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，房屋自有率越高，對(duì)社會(huì)保障支出的需求減少，房?jī)r(jià)下降時(shí)，房屋自有率越高，對(duì)社會(huì)保障支出的需求增加。模型（7）剔除了3個(gè)直轄市以后，使得上述兩個(gè)關(guān)鍵變量的影響更加顯著。實(shí)證分析表明，住房自有率本身對(duì)社會(huì)保障支出沒(méi)有影響，即使在10%的房?jī)r(jià)平均漲幅下，住房自有率提高1個(gè)百分點(diǎn)，導(dǎo)致人均生活保障支出僅僅減少0.14元；但是，在現(xiàn)有住房自有率82.15%的平均水平上，房?jī)r(jià)下降1%將導(dǎo)致人均生活保障支出增加1.15元。房?jī)r(jià)對(duì)于社會(huì)保障支出的影響是顯著的，住房自有率本身對(duì)社會(huì)保障支出的影響不大，但高住房自有率進(jìn)一步放大了房?jī)r(jià)的影響。

五、結(jié)論與政策建議

自有住房，因?yàn)槠渚幼『湍陀玫碾p重性質(zhì)，已成為個(gè)人越來(lái)越重要的財(cái)富。本文探討了在我國(guó)房?jī)r(jià)上漲的大背景下，住房自有率以及房?jī)r(jià)是否會(huì)影響政府的社會(huì)保障財(cái)政支出，其影響機(jī)制又是怎樣的。通過(guò)構(gòu)建理論模型和選取35個(gè)城市1998-2012年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，本文對(duì)該問(wèn)題提供了來(lái)自我國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，并得出以下研究結(jié)論：住房自有率與房?jī)r(jià)變化的交互影響會(huì)導(dǎo)致居民對(duì)社會(huì)保障的需求的變化，進(jìn)而影響政府財(cái)政在社會(huì)保障上的投入。在我國(guó)高住房自有率的背景下，房?jī)r(jià)的上漲會(huì)擠出財(cái)政社會(huì)保障支出，二者存在替代關(guān)系；而房?jī)r(jià)下降則會(huì)增加居民對(duì)財(cái)政社會(huì)保障支出的需求，二者存在正向關(guān)系。實(shí)證分析表明，住房自有率本身對(duì)社會(huì)保障支出沒(méi)有影響，但是住房自有率與房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率交互項(xiàng)對(duì)社會(huì)保障支出的影響卻為負(fù)。在10%的房?jī)r(jià)平均漲幅下，住房自有率提高1個(gè)百分點(diǎn)僅導(dǎo)致人均生活保障支出減少0.14元；但是，在現(xiàn)有住房自有率平均水平上，房?jī)r(jià)上漲1%將導(dǎo)致人均生活保障支出減少1.15元。這個(gè)估計(jì)結(jié)果在各種不同的模型設(shè)定下，表現(xiàn)都是穩(wěn)健的。該結(jié)論對(duì)完善我國(guó)住房體系改革和社會(huì)保障體系改革均有實(shí)際指導(dǎo)意義。

第一，考慮到住房在房?jī)r(jià)上升時(shí)會(huì)對(duì)社會(huì)保障產(chǎn)生替代擠出，各地政府在制定財(cái)政社會(huì)保障支出計(jì)劃時(shí)，需要權(quán)衡當(dāng)?shù)鼐用竦淖晕冶Ｕ夏芰腿藗兊膶?shí)際需求，結(jié)合當(dāng)?shù)刈》渴袌?chǎng)情況等影響因素，納入財(cái)政社保支出計(jì)劃的制定范圍，例如，在做實(shí)社?；鹳~戶時(shí)，可納入更多住房等硬資產(chǎn)，以分享房屋升值收益。

第二，自有住房對(duì)社會(huì)保障的替代的一個(gè)很重要的前提條件是，個(gè)體可以在年老時(shí)出售房屋分享房屋升值的收益。對(duì)此，可考慮進(jìn)一步完善金融市場(chǎng)的“以房養(yǎng)老”的模式，由地方政府或大型國(guó)有金融機(jī)構(gòu)與房屋持有者簽訂協(xié)議，以房屋做抵押，每年支付個(gè)人足額養(yǎng)老金，之后房屋收歸政府或金融機(jī)構(gòu)，通過(guò)拍賣或再出售重新回到住房市場(chǎng)。

第三，自有住房對(duì)社會(huì)保障的替代還依賴于穩(wěn)定的房?jī)r(jià)上漲。但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展變化，我國(guó)房?jī)r(jià)存在下跌風(fēng)險(xiǎn)，如果一味追求高住房自有率，在房?jī)r(jià)下跌時(shí)，可能會(huì)加大居民財(cái)政社會(huì)保障支出的需求和壓力。所以從長(zhǎng)遠(yuǎn)利益出發(fā)，政府要避免對(duì)住房自有率的盲目追求，積極規(guī)避房?jī)r(jià)下跌風(fēng)險(xiǎn)，應(yīng)該健全多層次住房保障體系，例如發(fā)展廉租房和公租房等，創(chuàng)新多元住房投資形式，例如發(fā)展房產(chǎn)投資信托REITS、房產(chǎn)抵押ABS、房地產(chǎn)類股票等資產(chǎn)。

1. 陳健、鄒琳華：《擴(kuò)大內(nèi)需下保障房的最優(yōu)供給區(qū)間研究——基于財(cái)富效應(yīng)的分析視角》[J]，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2012年第12期。

2. 陳彥斌、邱哲圣：《高房?jī)r(jià)如何影響居民儲(chǔ)蓄率和財(cái)產(chǎn)不平等》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第10期。

3. 況偉大：《房?jī)r(jià)變動(dòng)與中國(guó)城市居民消費(fèi)》[J]，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第10期。

4. 顏色、朱國(guó)鐘：《房奴效應(yīng)還是財(cái)富效應(yīng)——房?jī)r(jià)上漲對(duì)國(guó)民消費(fèi)影響的一個(gè)理論分析》[J]，《管理世界》2013年第3期。

5. 張大永、曹紅：《家庭財(cái)富與消費(fèi)：基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2012年第1期。

6. 趙奉軍、鄒琳華：《自有住房的影響與決定因素研究評(píng)述》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2012年第10期。

7. Asel, B.(2013), “The Political Economy of Ownership: Housing Markets and the Welfare State” [D], Working Paper at Department of Political Science, University of Minnesota.

8. Castles, F. G.(1998), “The Really Big Trade-off: Home Ownership and the Welfare State in the New World and the Old” [J],33(1):5-19.

9. Campbell, J. Y. and J. F. Cocco(2007), “How Do House Prices Affect Consumption? Evidence from Micro Data” [J],54(3):591–621.

10. Chen, K.(2010), “A Life-cycle Analysis of Social Security with Housing” [J],13(3): 597-615.

11. Dewilde, C. and P. Raeymaeckers(2008), “The Trade-off between Home-Ownership and Pensions: Individual and Institutional Determinants of Old-Age Poverty” [J],28(6): 805-830.

12. Doling, J. and R. Ronald(2010), “Home Ownership and Asset-based Welfare” [J],25(2):165-173.

13. Fahey, T.(2003), “Is There a Trade-off between Pensions and Home Ownership? An Exploration of the Irish Case” [J],13(2): 159-173.

14. Hirayama, Y.(2010), “The Role of Home Ownership in Japan’s Aged Society” [J],25(2):175-191.

15. Schwartz, H.(2012), “Housing, the Welfare State, and the Global Financial Crisis: What Is the Connection?” [J],40(1):35-58.

16. Kemeny, J.(1978), “Forms of Tenure and Social Structure: A Comparison of Owning and Renting in Australia and Sweden” [J],29(1):41-56

17. Kemeny, J.(1981), “The Myth of Home Ownership: Private Versus Public Choices in Housing Tenure” [M], London: Routledge

18. Kemeny, J.(2005), “The Really Big Trade-off between Home Ownership and Welfare: Castles’ Evaluation of the 1980 Thesis, and a Reformulation 25 Years on” [J],22(2):59-75

19. Yang, F.(2009), “Consumption over the Life Cycle: How Different Is Housing?” [J],12(3): 423-443.

20. Yao, R. and W. Li(2007), “The Life-cycle Effects of House Price Changes” [J],39(6):1375-1409

21. Yates, J. and B. Bradbury(2010), “Home Ownership as a (Crumbling) Fourth Pillar of Social Insurance in Australia” [J],25(2):193-211.

（QJ）

① 關(guān)于理論模型求解的具體過(guò)程，有興趣的讀者可以向本文作者索取。