家庭住房租購(gòu)選擇之謎
——基于主客觀社會(huì)地位的視角

鄒 靜，鄧曉軍

(1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

住房的消費(fèi)和投資的雙重屬性共同作用于居民的消費(fèi)決策[1]。對(duì)于居住需求者而言，必然會(huì)面臨租購(gòu)選擇問(wèn)題。20世紀(jì)80年代開(kāi)始，大量西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者開(kāi)展了住房租購(gòu)選擇的研究。他們主要從微觀視角來(lái)探求某一國(guó)家(地區(qū))住房自有率的不同[2]，也有從宏觀層面分析家庭住房租購(gòu)選擇的影響[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者則主要從經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r、人口結(jié)構(gòu)與家庭特征的變動(dòng)、住房市場(chǎng)特征和房貸制度的變動(dòng)、政府政策支持來(lái)研究住房租購(gòu)選擇的影響因素[4][5][6][7]。

通過(guò)文獻(xiàn)回顧，我們發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)住房租購(gòu)選擇研究視角不夠全面，未考察居民心理因素的影響。此外，他們的研究主要集中在個(gè)體層面，多數(shù)以橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行靜態(tài)研究。住房租購(gòu)選擇是一個(gè)家庭的群體決策行為，故需從整個(gè)家庭的視角來(lái)研究?；诖耍疚倪x擇2012年和2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)的家庭面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并運(yùn)用IV Probit模型，較好地解決了部分內(nèi)生性問(wèn)題。本文既為理解中國(guó)家庭的住房租購(gòu)選擇的影響因素提供了新的視角和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也為政府及相關(guān)部門(mén)如何更好地優(yōu)化住房資源配置及引導(dǎo)居民合理的住房選擇提供了政策借鑒。

一、文獻(xiàn)回顧

租購(gòu)選擇是家庭住房消費(fèi)面臨的首要問(wèn)題。國(guó)外研究初期聚焦于家庭及個(gè)人特征對(duì)住房租購(gòu)選擇的影響。家庭規(guī)模越大，越傾向于租房[8]。但Li(1977)卻認(rèn)為家庭規(guī)模越大，戶(hù)主年齡越大，收入越高的家庭，越傾向于購(gòu)房[9]。Chiuri(2010)則認(rèn)為住房自有率與年齡呈U型關(guān)系。后來(lái)，西方國(guó)家對(duì)住房租購(gòu)選擇的研究進(jìn)一步擴(kuò)展，還綜合了個(gè)人偏好、心理和歷史等因素[10]。消費(fèi)者個(gè)人偏好，如消費(fèi)者預(yù)期擁有房屋的資本利得增加時(shí)會(huì)選擇購(gòu)房[11]。心理滿(mǎn)足感和歸屬感也會(huì)顯著影響居民的住房租購(gòu)選擇[12]。此外，歷史上的初始條件的不同，如法律傳統(tǒng)、氣候條件、政治的不穩(wěn)定性等也對(duì)住房自有率有影響[13][14]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)家庭住房租購(gòu)選擇的研究起步較晚，他們認(rèn)為人口結(jié)構(gòu)、房貸制度、宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、對(duì)住房的看法或文化，住房市場(chǎng)特征等會(huì)影響居民的住房租購(gòu)選擇。職業(yè)、家庭收入、戶(hù)籍、單位性質(zhì)、家庭生命周期等對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的住房自有率的影響較為顯著[5]。戶(hù)口、城鄉(xiāng)類(lèi)別對(duì)產(chǎn)權(quán)類(lèi)型的影響存在差異；年齡對(duì)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(duì)教育的認(rèn)知、職業(yè)類(lèi)別等影響產(chǎn)權(quán)類(lèi)型；鄉(xiāng)村住房自有率高于城市[6]。而城市的常住人口和流動(dòng)人口數(shù)量、居民的收入分配、人力資本狀況以及人口撫養(yǎng)比也會(huì)對(duì)中國(guó)城市的住房需求產(chǎn)生影響[7]。此外，房?jī)r(jià)收入比越高，居民更傾向于租房；首付比例和利率的降低促使居民更傾向于購(gòu)房；受華人傳統(tǒng)文化的影響，美國(guó)的華裔居民更傾向于買(mǎi)房；住房租賃市場(chǎng)的不成熟，導(dǎo)致住房租買(mǎi)機(jī)制的缺失，也將最終導(dǎo)致居民偏好購(gòu)房[2]。

綜上，學(xué)術(shù)界基于微觀數(shù)據(jù)的住房租購(gòu)選擇研究，因數(shù)據(jù)來(lái)源、研究視角和方法不同，結(jié)論并不一致。住房選擇理論，是消費(fèi)者在一定的環(huán)境約束下，根據(jù)效用大小做出住房消費(fèi)選擇。但在后續(xù)研究中，該理論受到了心理學(xué)、行為學(xué)等的質(zhì)疑。他們認(rèn)為住房租購(gòu)選擇沒(méi)有考慮消費(fèi)者決策的心理行為因素。Mcfadden(1974)提出了心理-行為經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，即在一個(gè)人的生命周期中，早期的信息和選擇會(huì)通過(guò)記憶和經(jīng)驗(yàn)為現(xiàn)在的選擇提供決策背景，這種選擇結(jié)果會(huì)持續(xù)影響未來(lái)的決策[15]。社會(huì)地位是指一個(gè)群體或社會(huì)中所界定的社會(huì)位置，主、客觀社會(huì)地位代表了它的兩種不同路徑。前者是人們的心理狀態(tài)和對(duì)外界的認(rèn)知，后者是將研究對(duì)象按照經(jīng)濟(jì)收入、職業(yè)與教育水平等歸為不同的社會(huì)階層，他們共同影響著人們的行為[16]。主觀社會(huì)地位作為對(duì)客觀社會(huì)地位的一種主觀感知，屬于居民的一種心理認(rèn)知，根據(jù)前述理論也會(huì)影響家庭的住房租購(gòu)選擇行為。眾多學(xué)者對(duì)主客觀社會(huì)地位的研究主要集中在對(duì)居民健康狀況的影響[17][18]，而在住房租購(gòu)選擇的行為中，則主要考察個(gè)人或家庭的客觀社會(huì)地位的影響，而較少涉及主觀社會(huì)地位。收入、職業(yè)和其他一些階層變量決定著人們的住房產(chǎn)權(quán)[19]。主觀社會(huì)地位提供的評(píng)定信息比客觀社會(huì)地位更優(yōu)越，更能準(zhǔn)確捕捉到個(gè)體在社會(huì)地位中更為敏感的信息[20]。故本文加入主觀社會(huì)地位，研究其與客觀社會(huì)地位如何影響家庭住房的租購(gòu)選擇。

二、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選擇

數(shù)據(jù)來(lái)源于2012年和2014年的CLDS，該調(diào)查聚焦中國(guó)勞動(dòng)力的現(xiàn)狀與變遷，是一項(xiàng)跨學(xué)科的大型追蹤調(diào)查。樣本覆蓋中國(guó)29個(gè)省(除港澳臺(tái)、西藏、海南外)，114個(gè)城市，調(diào)查對(duì)象為15歲～64歲的家庭勞動(dòng)力。數(shù)據(jù)采用多階段、分層次與勞動(dòng)力規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法。2012年家庭數(shù)據(jù)樣本為10612個(gè)，2014年成功追蹤4267個(gè)家庭。根據(jù)研究需要，本文選擇變量并刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本，共計(jì)3881個(gè)樣本家庭。

被解釋變量為家庭住房的租購(gòu)選擇，即家庭是自有產(chǎn)權(quán)房還是租房。

解釋變量：一是客觀社會(huì)地位。教育、職業(yè)和收入是決定社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位最為關(guān)鍵的變量[21]，而住房需求又主要受持久性收入影響[22]。故本文將永久性收入[注]先計(jì)算出2012～2014年歷次調(diào)查中每個(gè)家庭的年收入與當(dāng)年所有家庭年收入均值的比值，然后取此值的加權(quán)平均，再乘以每年家庭年收入的均值。、職業(yè)與教育用于測(cè)量客觀社會(huì)地位[23]。二是主觀社會(huì)地位。參考相關(guān)研究[16]，本文用如下三個(gè)問(wèn)題來(lái)測(cè)量家庭的主觀社會(huì)地位：(1)被訪(fǎng)者認(rèn)為家庭5年前在哪個(gè)等級(jí)上；(2)被訪(fǎng)者認(rèn)為家庭目前在哪個(gè)等級(jí)上；(3)被訪(fǎng)者認(rèn)為家庭5年后在哪個(gè)等級(jí)上。

控制變量：結(jié)合數(shù)據(jù)特點(diǎn)和參考相關(guān)文獻(xiàn)，我們選擇個(gè)體特征(戶(hù)主性別、年齡、年齡的平方、婚姻狀況、政治面貌、戶(hù)主戶(hù)口性質(zhì))、家庭特征(家庭類(lèi)型、家庭人數(shù)、家庭同住人數(shù)、家庭資產(chǎn)狀況)、流動(dòng)特征(是否跨省流動(dòng))、環(huán)境與區(qū)位特征(環(huán)境污染狀況、時(shí)間便利性、空間便利性)和城市特征(人口密度、人均GDP、人均居住面積、第二產(chǎn)業(yè)/第三產(chǎn)業(yè))作為控制變量。

(二)模型構(gòu)建

家庭的住房租購(gòu)選擇，是家庭追求個(gè)體效用最大化的選擇。隨機(jī)效用模型能較好地刻畫(huà)和解釋這種行為，其形式如下：

Uh=γhM+εh當(dāng)選擇A時(shí)h=a，當(dāng)選擇B時(shí)h=b

(1)

U表示個(gè)體或群體做出決策的效用，M代表影響個(gè)體決策的各個(gè)因素，γ是各待估參數(shù)。家庭的住房選擇，取決于效用Ua和Ub的大小。如果A和B分別代表居民家庭選擇購(gòu)房還是租房，當(dāng)Ua>Ub時(shí)，則家庭選擇購(gòu)房；當(dāng)Ua

Prob[Y=1|M]=Prob[Ua>Ub]

=ProbγaM+εa-γbM+εb>0|M

=Probγa-γbM+εa-εb>0|M

=ProbγM+ε>0|M=FγM+ε

(2)

若家庭面臨兩個(gè)決策選擇，則將(2)設(shè)置為L(zhǎng)ogit或Probit模型。由于本研究的樣本量較大，數(shù)據(jù)呈正態(tài)分布，故采用Probit模型。特定的解釋變量是單個(gè)家庭做出某種選擇概率的邊際影響。

(3)

(三)工具變量的選取

家庭的住房租購(gòu)選擇存在選擇性偏差，且與主觀社會(huì)地位可能互為因果，這將導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。故本文使用IV Probit模型，并運(yùn)用CLDS的追蹤樣本組成面板數(shù)據(jù)予以解決。眾多研究表明主觀社會(huì)地位與健康相關(guān)性很強(qiáng)，而與客觀經(jīng)濟(jì)指示變量卻獨(dú)立[17][18]，且父母親良好的受教育背景特別是母親較高的教育水平有利于提高子女的社會(huì)地位[24]。由于數(shù)據(jù)中并無(wú)母親的受教育數(shù)據(jù)，故本文選擇父親的受教育程度、被訪(fǎng)者的健康狀況作為工具變量，它們會(huì)影響家庭的主觀社會(huì)地位但不會(huì)影響家庭住房的租購(gòu)選擇。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明存在內(nèi)生性問(wèn)題，則使用IV Probit模型，否則使用普通的Probit模型。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1可看出，中國(guó)家庭的住房自有率高達(dá)94.53%。從樣本的家庭特征來(lái)看，家庭永久性收入為28119.73元。大部分家庭戶(hù)主的受教育程度偏低，戶(hù)主以男性為主，平均年齡56歲左右，職業(yè)主要為普通勞務(wù)型。多數(shù)是非黨員，非農(nóng)業(yè)戶(hù)口的戶(hù)主占到30.53%。家庭平均人數(shù)為5人，但家庭同住人口約3人，可看出現(xiàn)在的居民家庭以核心家庭為主。在家庭資產(chǎn)擁有上，擁有摩托車(chē)的比重遠(yuǎn)高于擁有汽車(chē)與房地產(chǎn)的比重，而擁有金融資產(chǎn)的比重最低，僅為2.29%，可看出中國(guó)居民家庭的投資方式相對(duì)保守，主要投資于房地產(chǎn)領(lǐng)域。在流動(dòng)特征上，主要以非跨省流動(dòng)為主，占比高達(dá)97.76%。從環(huán)境與區(qū)位特征來(lái)看，居民主要考慮環(huán)境污染相對(duì)不嚴(yán)重的地區(qū)，空間便利性在3公里左右，時(shí)間便利性在15分鐘左右的區(qū)域進(jìn)行租購(gòu)選擇的決策。在城市特征上，人口密度均值為475人/km2，人均GDP均值56363.12元/人，人均居住面積為8.34 m2，相比于80年代國(guó)務(wù)院規(guī)定的8 m2的人均住房水平并無(wú)太大差異。二三產(chǎn)業(yè)比值為1.16。

① 由空氣污染、水污染、噪音污染和土壤污染加權(quán)而成。

② 由家庭到最近的公交站距離、家庭到最近的醫(yī)療點(diǎn)距離、家庭到最近的學(xué)校距離和家庭到最近的商業(yè)中心距離加權(quán)而成。

③ 由家到最近的公交站所需最短步行時(shí)間、家到最近醫(yī)療點(diǎn)所需最短時(shí)間、家到最近學(xué)校所需最短時(shí)間、家到最近商業(yè)中心所需最短時(shí)間加權(quán)而成。

另外，從圖1可直觀看出，主觀社會(huì)地位與住房租購(gòu)選擇呈正相關(guān)關(guān)系。而圖2中，客觀社會(huì)地位與住房自有率的關(guān)系并不易看出，需進(jìn)一步實(shí)證。

(二)家庭主觀社會(huì)地位的變化及影響因素

圖3顯示，家庭主觀社會(huì)地位的均值為3.95，表明我國(guó)的家庭主觀社會(huì)地位總體偏低。從分布特征來(lái)看，呈“倒V型結(jié)構(gòu)”。同時(shí)，圖3還顯示了家庭主觀社會(huì)地位在不同時(shí)期的分布情況：(1)家庭主觀社會(huì)地位的均值不斷上升，5年前的家庭主觀社會(huì)地位均值是3.40，5年后達(dá)到4.88；(2)家庭主觀社會(huì)地位在不同層面變化不同，在較高層次攀升幅度更大，4分及以下的家庭主觀社會(huì)地位不斷降低，6分及以上的家庭主觀社會(huì)地位不斷上升。這說(shuō)明近年來(lái)中國(guó)居民對(duì)家庭主觀社會(huì)地位發(fā)展持樂(lè)觀態(tài)度。

圖1 主觀社會(huì)地位與家庭的住房租購(gòu)選擇的關(guān)系圖

圖2 客觀社會(huì)地位與家庭的住房租購(gòu)選擇的關(guān)系圖

圖3 家庭主觀社會(huì)地位三個(gè)時(shí)期的分布狀況

為考察家庭主觀社會(huì)地位的影響因素，本文設(shè)置了只包括控制變量的基準(zhǔn)模型和在此基礎(chǔ)上加入家庭客觀社會(huì)地位變量的主效應(yīng)模型(表2)?？煽闯黾彝ブ饔^社會(huì)地位主要受家庭資產(chǎn)狀況的影響，而不是家庭客觀社會(huì)地位的影響。這說(shuō)明家庭主觀社會(huì)地位與客觀社會(huì)地位并不總是表現(xiàn)出一致性。

表2 CLDS(2012)主觀社會(huì)地位的OLS結(jié)果

注：*** 、** 、*表示在1%、5%、10%水平上顯著。下同。

(三)主客觀社會(huì)地位對(duì)家庭住房租購(gòu)選擇的影響

1.Probit模型的邊際效應(yīng)結(jié)果

本文先建立基準(zhǔn)模型，在此基礎(chǔ)上再加入外部環(huán)境與區(qū)位特征等控制變量放入主模型中。由于篇幅所限，此處顯示邊際效應(yīng)結(jié)果，見(jiàn)表3。當(dāng)前主觀社會(huì)地位每增加一個(gè)等級(jí)，家庭的住房自有率提高0.5%；而預(yù)期的主觀社會(huì)地位每增加一個(gè)等級(jí)，家庭的住房自有率提高0.3%?？芍?dāng)前和預(yù)期的主觀社會(huì)地位都能顯著提高家庭的住房自有率。當(dāng)前和預(yù)期的主觀社會(huì)地位越高的家庭具有更為積極樂(lè)觀的心態(tài)，會(huì)為住房消費(fèi)集聚更多的經(jīng)濟(jì)與其他資源而努力，故住房自有率會(huì)進(jìn)一步提升。而客觀社會(huì)地位中，中學(xué)學(xué)歷戶(hù)主的家庭住房自有率較低，普通職業(yè)者相對(duì)于管理類(lèi)職業(yè)者住房自有率更高。這些發(fā)現(xiàn)與邊燕杰等[23]的結(jié)論不一致，他們認(rèn)為住房自有率從非精英到專(zhuān)業(yè)精英再到管理精英依次遞增。出現(xiàn)這種反經(jīng)濟(jì)直覺(jué)的現(xiàn)象，原因可能有兩點(diǎn)：一是與目前的高房?jī)r(jià)收入比有關(guān)。一般來(lái)說(shuō)，學(xué)歷越高的家庭或者戶(hù)主職業(yè)為管理層的家庭，對(duì)居住質(zhì)量和面積有更高的要求與預(yù)期，而目前的房?jī)r(jià)收入比特別是一、二線(xiàn)城市高得離譜，使得此類(lèi)家庭仍難以支付高額的房?jī)r(jià)費(fèi)用，故住房自有率反而更低。二是當(dāng)家庭購(gòu)買(mǎi)了一套住房用于消費(fèi)的同時(shí)，通常也進(jìn)行了相同面積的住房投資，這時(shí)居民不僅需要支付享受住房服務(wù)的使用成本，還需要支付投資住房的機(jī)會(huì)成本[1]。高學(xué)歷或職業(yè)地位高的家庭擁有多套房的幾率更大，當(dāng)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)時(shí)，多套房家庭的住房擠出效應(yīng)相比單套房更大一些，會(huì)進(jìn)一步減少其在住房上的消費(fèi)，故住房自有率更低。

2.IV Probit模型的估計(jì)結(jié)果

考慮到模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，本文還采用了IV Probit模型，選擇父親的受教育程度、被訪(fǎng)者的健康狀況作為工具變量，結(jié)果見(jiàn)表4。可以看出Wald檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著，說(shuō)明不存在內(nèi)生性問(wèn)題，可直接運(yùn)用前文的Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表4 IV Probit模型結(jié)果

續(xù)表

變量(1)(2)(3)職業(yè)類(lèi)型(以管理型為參照)專(zhuān)業(yè)技術(shù)型-0.011(0.224)-0.013(0.224)0.011(0.222)普通型0.381?(0.218)0.412?(0.222)0.406?(0.213)其他控制變量√√√常數(shù)-1.148(1.145)-1.312(1.157)-1.905(1.317)N2,8282,8282,828Wald test of exogeneitychi2(1)0.110.220.58Prob>chi20.7370.6380.446

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

主觀社會(huì)地位在問(wèn)卷中是連續(xù)變量，此處將其轉(zhuǎn)化成標(biāo)準(zhǔn)化得分，重新進(jìn)行回歸。從表5中可看出，結(jié)論與表3基本一致。

表5 主觀社會(huì)地位標(biāo)準(zhǔn)化的邊際效應(yīng)結(jié)果

(五)異質(zhì)性分析

一是將家庭的消費(fèi)與投資需求分開(kāi)，劃分為一套房與多套房家庭，回歸結(jié)果見(jiàn)表6?？梢钥闯觯嗵追考彝プ》康淖赓?gòu)選擇既不受主觀社會(huì)地位，也不受客觀社會(huì)地位的影響；對(duì)一套房家庭而言，當(dāng)前主觀社會(huì)地位越高，家庭的住房自有率越高；而中學(xué)學(xué)歷的戶(hù)主家庭住房自有率較低。

表6 多套房與一套房家庭的住房租購(gòu)選擇差異

二是將家庭按地區(qū)劃分為東部和中西部，結(jié)果見(jiàn)表7。可以看出，東部家庭的住房租購(gòu)選擇主要受教育水平和家庭永久性收入的影響，而中西部家庭的住房租購(gòu)選擇則主要受主觀社會(huì)地位、教育水平和職業(yè)的影響。具體而言，對(duì)于東部地區(qū)家庭，中學(xué)學(xué)歷的戶(hù)主家庭住房自有率較低，家庭永久性收入越高，住房自有率也越高。對(duì)于中西部地區(qū)家庭，主觀社會(huì)地位越高的普通職業(yè)者住房自有率較高，中學(xué)學(xué)歷的戶(hù)主家庭住房自有率較低。

表7 東部和中西部家庭的住房租購(gòu)選擇差異

續(xù)表

變量東部(1)(2)(3)中西部(4)(5)(6)家庭永久性收入(對(duì)數(shù))0.068??0.068??0.067??-0.069-0.074-0.068(0.033)(0.033)(0.033)(0.054)(0.052)(0.052)職業(yè)類(lèi)型(以管理型為參照)專(zhuān)業(yè)技術(shù)型-0.403-0.397-0.3950.3970.4000.412(0.310)(0.310)(0.310)(0.383)(0.381)(0.376)普通型-0.041-0.037-0.0370.667?0.716??0.691??(0.302)(0.302)(0.302)(0.347)(0.347)(0.342)戶(hù)主個(gè)體特征√√√√√√家庭特征√√√√√√流動(dòng)特征√√√√√√環(huán)境和區(qū)位特征√√√√√√城市特征√√√√√√常數(shù)-1.808-1.946-2.034-1.932-1.973-2.172(1.799)(1.797)(1.816)(1.773)(1.769)(1.774)N1,4721,4721,4721,5161,5161,516R20.38960.38890.38900.25590.25110.2351

三是按戶(hù)籍劃分為農(nóng)村與城市，結(jié)果見(jiàn)表8。可以看出，非農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭的住房租購(gòu)選擇主要受教育水平的影響，而農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭的住房租購(gòu)選擇更多受到主觀社會(huì)地位和家庭永久性收入的影響。具體表現(xiàn)為非農(nóng)業(yè)戶(hù)口的家庭戶(hù)主的受教育水平越高，住房自有率越低；而主觀社會(huì)地位越高和家庭永久性收入越高的農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭，其住房自有率越高。

表8 非農(nóng)業(yè)戶(hù)口與農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭的住房租購(gòu)選擇差異

四、結(jié) 論

居住是關(guān)系民生問(wèn)題的核心所在。基于2012年和2014年CLDS的家庭微觀面板數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用Probit、IV Probit模型研究了主客觀社會(huì)地位對(duì)家庭住房租購(gòu)選擇的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)家庭主觀社會(huì)地位主要受家庭資產(chǎn)狀況的影響，而不是受戶(hù)主客觀社會(huì)地位的影響，二者并不總是表現(xiàn)出一致性。(2)當(dāng)前的和預(yù)期的主觀社會(huì)地位都能顯著提高家庭的住房自有率，主要表現(xiàn)在中西部家庭、農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭和一套房家庭中。(3)客觀社會(huì)地位中教育、職業(yè)、家庭永久性收入對(duì)家庭住房租購(gòu)選擇的影響不一，中學(xué)學(xué)歷的戶(hù)主家庭住房自有率較低，普通職業(yè)者相對(duì)于管理類(lèi)職業(yè)者住房自有率更高，家庭永久性收入越高的東部家庭和農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭住房自有率更高。相比較而言，農(nóng)業(yè)戶(hù)口家庭、中西部家庭和住房消費(fèi)需求強(qiáng)烈的家庭對(duì)主觀社會(huì)地位的獲得感更為強(qiáng)烈，一方面是即使社會(huì)地位并不直接進(jìn)入效用函數(shù)，更高社會(huì)地位的群體能夠享有更多的不在市場(chǎng)中進(jìn)行分配的資源，這導(dǎo)致人們會(huì)最終關(guān)心社會(huì)地位[25]，如俱樂(lè)部效應(yīng)，帶來(lái)一些特權(quán)，更容易受到重視和認(rèn)同等[26]。窮人并沒(méi)有因?yàn)槭杖氩罹噙^(guò)大，需要積累的財(cái)富過(guò)多而放棄追求社會(huì)地位[27]。另一方面是在城市化進(jìn)程中，城鄉(xiāng)資源分布不均、戶(hù)籍制度等的限制以及社會(huì)不平等，城市精英主導(dǎo)全社會(huì)資源的分配，使得上述群體對(duì)社會(huì)的這種不公平感更為強(qiáng)烈，更注重主觀社會(huì)地位的尋求。但結(jié)果中顯示主觀社會(huì)地位與客觀社會(huì)地位并非保持一致性，可以看出社會(huì)居民特別是相對(duì)貧困居民的心理與現(xiàn)實(shí)狀況不匹配，這需要引起國(guó)家的高度重視。據(jù)此提出如下政策與建議：

一是任何社會(huì)都不可避免地存在社會(huì)等級(jí)的劃分，不同社會(huì)等級(jí)的人們所面臨的機(jī)會(huì)和享受的資源不同。逐步消除各個(gè)社會(huì)等級(jí)之間的差距，提高居民家庭的主觀社會(huì)地位水平是提高家庭住房自有率的重要舉措。二是在繼續(xù)提高人們收入的同時(shí)，應(yīng)逐步消除城鄉(xiāng)戶(hù)口方面的政策差異，如建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民社會(huì)保障體系，實(shí)行租購(gòu)?fù)瑱?quán)等。三是現(xiàn)代高學(xué)歷人群和職位較高者承受的壓力和競(jìng)爭(zhēng)較大，高層次的教育并未相應(yīng)地提升家庭的住房自有率，應(yīng)該對(duì)此類(lèi)人群實(shí)行人才住房?jī)?yōu)惠政策，減緩其壓力。