城市家庭住房不平等：戶籍、稟賦還是城市特征？

潘靜 楊揚(yáng)

摘?要：

基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義有序Logit模型實(shí)證分析戶籍、家庭稟賦和城市特征三類(lèi)因素對(duì)城市家庭住房不平等的影響;運(yùn)用夏普利值分解、Oaxaca-Blinder分解區(qū)分“努力”和“環(huán)境”因素、戶籍歧視和稟賦效應(yīng)的貢獻(xiàn)。研究發(fā)現(xiàn)：戶籍可解釋住房等級(jí)不平等的54.2%;“努力”因素對(duì)住房水平起正向作用;在戶籍間住房等級(jí)不平等中戶籍歧視效應(yīng)占主導(dǎo)，在住房面積不平等中稟賦效應(yīng)占主導(dǎo)，外地戶口居民住房水平低源于“環(huán)境”因素趨弱，農(nóng)業(yè)戶口居民則源于“努力”和“環(huán)境”因素疊加趨弱;由于生活成本效應(yīng)占主導(dǎo)，城市規(guī)模和流動(dòng)人口占比越大，居民住房等級(jí)趨低，而城市土地供給增長(zhǎng)有助于提升住房水平。

關(guān)鍵詞：

住房不平等;戶籍;稟賦;城市特征;廣義有序Logit模型;Oaxaca-Blinder分解

文章編號(hào)：2095-5960（2020）06-0064-11;中圖分類(lèi)號(hào)：F061.3;F293

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

讓全體人民住有所居是新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的重要目標(biāo)之一。堅(jiān)持“房住不炒”的定位和深化“租購(gòu)并舉”的住房制度改革，繼而全面提升包括流動(dòng)人口在內(nèi)的全體城市居民的住房福利，這要求我們深入探討造成城市家庭住房水平及其差距的內(nèi)在機(jī)制，即住房不平等的原因。住房不平等是指由住房產(chǎn)權(quán)、住房空間、住房財(cái)富等所反映的個(gè)體居住狀況水平及其在總體中分布不均或在不同群體之間存在差距的社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。在中國(guó)，住房是居民的基本福利需求和重要財(cái)產(chǎn)，是個(gè)人經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位的集中體現(xiàn)。在推進(jìn)全面建成小康社會(huì)過(guò)程中，縮小貧富差距、實(shí)現(xiàn)共享發(fā)展是全社會(huì)高度關(guān)注的問(wèn)題。學(xué)界以往側(cè)重對(duì)收入不平等進(jìn)行研究，卻忽視了住房不平等問(wèn)題。然而，一些經(jīng)驗(yàn)研究表明，相對(duì)于收入不平等，中國(guó)包括住房在內(nèi)的家庭財(cái)產(chǎn)不平等程度更為嚴(yán)重，2012～2018年中國(guó)居民可支配收入基尼系數(shù)平均為0.47，而2012年中國(guó)家庭凈財(cái)產(chǎn)基尼系數(shù)達(dá)0.73。①? ①收入基尼系數(shù)源于《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒2019》，財(cái)產(chǎn)基尼系數(shù)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心《中國(guó)民生發(fā)展報(bào)告2014》。

在中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，大量人口從農(nóng)村流向城市、從小城市流向大城市。進(jìn)城的農(nóng)民工、外地居民較多居住在租賃房、集體宿舍等住房條件較差的地方，有些甚至是“蝸居”于城市，這些農(nóng)民工、外地居民的住房水平與城市本地居民相比存在一定差距。當(dāng)前，城市家庭住房不平等問(wèn)題已從城市本地居民之間的住房不平等擴(kuò)大為城市本地戶籍居民與農(nóng)業(yè)戶籍、外地戶籍居民之間的住房不平等，成為“新二元結(jié)構(gòu)”的一個(gè)縮影。那么，造成中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的城市家庭住房不平等的原因和機(jī)制是什么？這是一個(gè)關(guān)乎能否全面增進(jìn)居民住房福利、改善城市人居環(huán)境和實(shí)現(xiàn)包容的城鎮(zhèn)化的問(wèn)題。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要分析戶籍制度、人口稟賦特征對(duì)住房不平等的影響。[1][2][3]然而，這存在三個(gè)需深入探討的問(wèn)題。第一，不同戶籍居民之間住房不平等并不能全部歸咎于戶籍歧視，還可能隱含著不同戶籍居民稟賦特征的系統(tǒng)性差異所造成的不平等，因此需要對(duì)這兩者進(jìn)一步區(qū)分才能找出住房不平等的根源。第二，影響住房不平等的因素中有一些是個(gè)人可做出選擇的，如教育程度、收入水平等;也有一些是個(gè)人不可控制的因素，如戶籍、年齡、性別等。按照Roemer對(duì)影響機(jī)會(huì)不平等因素的經(jīng)典分類(lèi)法，前者屬于“努力”因素，后者屬于“環(huán)境”因素;對(duì)于“努力”因素，應(yīng)該實(shí)行“回報(bào)原則”，社會(huì)不應(yīng)干預(yù)，而對(duì)于“環(huán)境”因素，應(yīng)該實(shí)行“補(bǔ)償原則”，由社會(huì)給予弱勢(shì)者補(bǔ)償。[4]對(duì)城市家庭住房不平等的原因區(qū)分“努力”和“環(huán)境”因素并衡量其作用效應(yīng)程度，才能決定社會(huì)是否應(yīng)該對(duì)住房不平等問(wèn)題實(shí)行干預(yù)以及如何干預(yù)。第三，與以往的住房不平等問(wèn)題不同，中國(guó)當(dāng)前的城市家庭住房不平等問(wèn)題是植根于快速城鎮(zhèn)化的城市特征環(huán)境之中的，城市規(guī)模擴(kuò)張、流動(dòng)人口增加、土地供應(yīng)限制、大城市房?jī)r(jià)高漲等城市空間格局的變化也悄然改變著城市家庭住房格局。因此，需將微觀家庭特征與宏觀城市特征結(jié)合才能洞悉城鎮(zhèn)化進(jìn)程中城市家庭住房不平等的內(nèi)在機(jī)制。

針對(duì)以上三個(gè)問(wèn)題，本文使用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）2014、2016年數(shù)據(jù)和歷年城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，復(fù)合微觀家庭和宏觀城市兩個(gè)層面，運(yùn)用廣義有序Logit模型實(shí)證分析戶籍、家庭稟賦特征和城市特征三類(lèi)因素對(duì)中國(guó)城市家庭住房不平等的影響;并運(yùn)用夏普利值分解區(qū)分“努力”“環(huán)境”等因素對(duì)住房不平等的貢獻(xiàn);運(yùn)用Oaxaca-Blinder分解探析城市不同戶籍居民之間的住房不平等根源——戶籍歧視還是稟賦特征？

二、文獻(xiàn)綜述與研究命題

現(xiàn)有關(guān)于城市住房水平及其不平等的影響因素研究主要涉及個(gè)體特征和城市特征兩個(gè)方面。針對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的住房問(wèn)題，在個(gè)體特征方面，除人口學(xué)特征外，文獻(xiàn)重點(diǎn)討論戶籍因素的影響;在城市特征方面，由“人口城鎮(zhèn)化”“土地城鎮(zhèn)化”衍生得出城市規(guī)模與人口流動(dòng)因素、城市土地供給與房地產(chǎn)市場(chǎng)因素是影響城市住房問(wèn)題的重要方面。

（一）戶籍與人口學(xué)特征因素

關(guān)于中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的住房問(wèn)題研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)聚焦戶籍因素對(duì)城市家庭住房不平等的影響。J.R.Logan等從市場(chǎng)轉(zhuǎn)型視角分析發(fā)現(xiàn)戶籍制度加劇中國(guó)城市外來(lái)人口和本地居民在住房產(chǎn)權(quán)方面的不平等。[1]近期研究也發(fā)現(xiàn)是否獲得本地戶籍身份是影響外來(lái)人口能否在城市擁有住房的主要因素。[3][5][6]除戶籍因素外，現(xiàn)有文獻(xiàn)從微觀層面主要考察人力資本、收入水平、年齡、婚姻狀況、政治資本、職業(yè)狀況、家庭規(guī)模等人口學(xué)特征對(duì)住房水平的影響。[7][8][9][10][11]人力資本、收入水平這兩個(gè)“努力”因素作為個(gè)體對(duì)住房可支付能力的體現(xiàn)，研究普遍發(fā)現(xiàn)高人力資本[2]、高收入水平[12]對(duì)居民住房需求和住房水平有顯著影響。人口年齡作為家庭生命周期的體現(xiàn)，研究發(fā)現(xiàn)隨著人口年齡的增長(zhǎng)，住房自有率呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。[13]在婚姻狀況方面，現(xiàn)有研究表明已婚家庭比離婚或單親家庭有著更高的住房自有率。[14]另外，以黨員身份為表征的政治資本以及“白領(lǐng)”性質(zhì)的職業(yè)狀況對(duì)住房階層的提升有顯著作用。[15]據(jù)此，可得：

命題1：外地戶籍對(duì)城市家庭住房水平存在負(fù)向影響;個(gè)體人力資本、收入水平對(duì)家庭住房水平存在正向效應(yīng)。

（二）城市規(guī)模與人口流動(dòng)因素

城市人口規(guī)模變動(dòng)對(duì)居民住房水平的作用機(jī)制一方面源于生產(chǎn)率效應(yīng)，即城市規(guī)模對(duì)城市生產(chǎn)率和工資的影響;另一方面源于生活成本效應(yīng)，即人口遷移對(duì)城市住房需求和房?jī)r(jià)的影響。在生產(chǎn)率效應(yīng)方面，城市規(guī)模影響工資水平繼而影響住房支付能力和住房水平?，F(xiàn)有研究普遍發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模對(duì)城市生產(chǎn)率有正向影響，大城市的勞動(dòng)者比中小城市的勞動(dòng)者獲得更高的工資，存在城市規(guī)模的“工資溢價(jià)”;[16][17]鑒于大城市的生產(chǎn)率和工資優(yōu)勢(shì)，在房?jī)r(jià)給定的情況下，大城市的勞動(dòng)者有更強(qiáng)的支付能力，繼而獲得更高的住房水平。在生活成本效應(yīng)方面，外來(lái)人口流入導(dǎo)致城市總?cè)丝谠黾?，城市人口?guī)模擴(kuò)大繼而推高人口流入地城市的住房需求和房?jī)r(jià)，甚至對(duì)鄰近城市的住房需求也產(chǎn)生影響，這會(huì)提高城市生活成本，降低住房水平。Mussa等實(shí)證發(fā)現(xiàn)移民的流入會(huì)推高流入地城市以及鄰近城市的房?jī)r(jià)和租金。[18]也有文獻(xiàn)認(rèn)為這還取決于人口流動(dòng)的結(jié)構(gòu)特征，高收入水平[19]、高教育水平[20]的移民對(duì)住房需求和房?jī)r(jià)的助推作用更大。據(jù)此，可得：

命題2：由于生產(chǎn)率效應(yīng)，城市人口規(guī)模的擴(kuò)大將提高居民住房水平;由于生活成本效應(yīng)，城市人口規(guī)模的擴(kuò)大和流動(dòng)人口的增加將降低居民住房水平。

（三）城市土地供給與房地產(chǎn)市場(chǎng)因素

城市居民住房水平受所在城市房?jī)r(jià)的影響，從房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給側(cè)分析，土地供給又是影響城市房?jī)r(jià)的重要因素。土地供給受限，則新增住房供給量下降進(jìn)而房?jī)r(jià)上漲。[21][22]中國(guó)城市土地供給主要控制在政府手中，自20世紀(jì)80年代以來(lái)中國(guó)一直實(shí)施“從中央到地方”“先地區(qū)后用途”的城市建設(shè)用地指標(biāo)分配制度[23]，即每年的新增建設(shè)用地指標(biāo)由中央分配到省，再由省分配給地方;而土地的用途又由各地做出規(guī)劃決定。在新增建設(shè)用地指標(biāo)的配置上，中國(guó)城市顯現(xiàn)“人地錯(cuò)配”的特征;韓立彬和陸銘對(duì)比發(fā)現(xiàn)2003年以后人口流入的城市土地資源配給相對(duì)收緊，而人口流出的城市土地資源配給相對(duì)放松，導(dǎo)致土地供給收緊的城市房?jī)r(jià)平均比土地供給放松的城市要高。[24]而在土地用途的規(guī)劃上，范劍勇、張莉等證實(shí)地方政府存在擴(kuò)張工業(yè)用地供給、相對(duì)縮減住宅用地供給的行為，并發(fā)現(xiàn)這一用地分配模式通過(guò)改變住宅市場(chǎng)的供需關(guān)系而提高房?jī)r(jià)。[25][26]

除對(duì)土地供給控制外，政府還通過(guò)房地產(chǎn)限購(gòu)政策控制城市住房需求，進(jìn)而影響房?jī)r(jià)。陳淑云、朱愷容等發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)限購(gòu)政策能抑制新建住宅房?jī)r(jià)上漲，但未能控制二手房房?jī)r(jià)上漲，且使房屋租金上升，不利于改善實(shí)際住房需求者的福利。[27][28]由此推測(cè)政府的城市規(guī)模偏向型和工業(yè)用地偏向型的土地配給模式會(huì)直接影響城市土地供應(yīng)的空間配置，再通過(guò)影響住房供給作用于房地產(chǎn)市場(chǎng)，影響房?jī)r(jià)和住房水平;而房地產(chǎn)限購(gòu)政策則通過(guò)限制住房交易數(shù)量和住房需求而影響住房水平。據(jù)此，可得：

命題3：城市土地供給增加將抑制房?jī)r(jià)上漲，提高居民住房水平;城市房地產(chǎn)限購(gòu)政策將抑制住房需求，降低居民住房水平。

上述文獻(xiàn)為本文的研究提供理論依據(jù)和研究基礎(chǔ)，文獻(xiàn)主要從戶籍制度、人口稟賦特征等視角考察微觀個(gè)體特征對(duì)住房不平等的影響，但普遍忽略微觀個(gè)體所在的城市規(guī)模和土地供給等城市特征因素。而本文彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，從微觀家庭和宏觀城市兩個(gè)層面，綜合考察戶籍、家庭稟賦特征和城市特征三類(lèi)因素對(duì)中國(guó)城市家庭住房不平等的影響，并基于夏普利值分解和Oaxaca-Blinder分解考察各類(lèi)因素對(duì)住房不平等的貢獻(xiàn)度。其次，本文首次將大城市的正向“生產(chǎn)率效應(yīng)”和負(fù)向“生活成本效應(yīng)”結(jié)合，全面考察城市規(guī)模對(duì)城市住房不平等的影響。最后，不同于以往文獻(xiàn)，本文還將Roemer[4]對(duì)機(jī)會(huì)不平等影響因素的經(jīng)典分類(lèi)法應(yīng)用于分析住房不平等問(wèn)題，區(qū)分“努力”因素和“環(huán)境”因素并衡量其作用效應(yīng)程度，為城市住房不平等問(wèn)題選擇合適的干預(yù)方式提供決策依據(jù)。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用微觀家庭和宏觀城市兩個(gè)層面的復(fù)合數(shù)據(jù)。微觀家庭層面數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”（CLDS）。使用的是2014、2016年CLDS中城鎮(zhèn)地區(qū)家庭樣本所構(gòu)成的混合截面數(shù)據(jù)，剔除調(diào)查年住房狀況被重復(fù)觀測(cè)且沒(méi)有變化的樣本，并保留最新年份的住房狀況數(shù)據(jù)，得有效樣本數(shù)為9220戶，其中，2014、2016年樣本數(shù)分別為5705、3515戶，城鎮(zhèn)地區(qū)受訪家庭覆蓋全國(guó)各省區(qū)共84個(gè)地級(jí)市。綜合考慮時(shí)間先后邏輯關(guān)系、家庭住房狀況變動(dòng)時(shí)間以及數(shù)據(jù)可獲得性，宏觀城市層面數(shù)據(jù)主要使用2004～2013年城市特征數(shù)據(jù)，并計(jì)算各年均值納入實(shí)證模型中，除個(gè)別變量例外①? ①“初始人口密度”使用1990年數(shù)據(jù);“常住人口”“流動(dòng)人口占比”使用2010～2013年數(shù)據(jù)均值，較系統(tǒng)地公布地級(jí)市常住人口數(shù)據(jù)始于2010年。，城市層面數(shù)據(jù)來(lái)自對(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）變量說(shuō)明

本文實(shí)證模型的因變量是由住房等級(jí)和住房面積所反映的家庭住房水平，自變量包括家庭特征和城市特征兩個(gè)層面變量。變量說(shuō)明和描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

1.住房等級(jí)與住房面積

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)住房水平及其不平等的測(cè)度主要涉及住房產(chǎn)權(quán)、住房數(shù)量、住房面積、住房?jī)r(jià)值等方面[3][29]，也有文獻(xiàn)構(gòu)建住房階層[15]、宜居指數(shù)[30]等綜合指標(biāo)。本文從住房產(chǎn)權(quán)、住房數(shù)量、住房面積衡量住房水平，并將其中的住房產(chǎn)權(quán)和住房數(shù)量合并構(gòu)建“住房等級(jí)”變量。根據(jù)現(xiàn)居住住房是否完全自有產(chǎn)權(quán)、自有住房數(shù)量建立四類(lèi)住房等級(jí)，從低到高依次為：現(xiàn)住房是租賃或借住的且在外地?zé)o自有住房（等級(jí)1），現(xiàn)住房是租賃或借住的且在外地有自有住房（等級(jí)2），現(xiàn)住房是自有產(chǎn)權(quán)的且只有一套住房（等級(jí)3），現(xiàn)住房是自有產(chǎn)權(quán)的且有多套住房（等級(jí)4）。①? ①是否在本地?fù)碛凶杂凶》筷P(guān)乎即期的居住效用，也關(guān)乎能否在本地享有住房產(chǎn)權(quán)相關(guān)公共服務(wù)，所以界定等級(jí)3比等級(jí)2的住房水平要高。住房等級(jí)的界定部分參閱何興強(qiáng)和費(fèi)懷玉（2018）。[3]若放寬區(qū)分等級(jí)2的假設(shè)，本文實(shí)證結(jié)論仍具有穩(wěn)健性。根據(jù)CLDS中“您家現(xiàn)在居住的房屋權(quán)屬類(lèi)型”“您家在別處是否還有其他自有住房”以及“您家在別處的其他自有住房套數(shù)”的問(wèn)題構(gòu)建上述住房等級(jí)變量。在城鎮(zhèn)地區(qū)家庭樣本中，住房等級(jí)1的家庭占22.6%，等級(jí)2占6.5%，等級(jí)3占65.2%，等級(jí)4占5.7%。住房面積采用家庭人均居住面積來(lái)衡量，人均居住面積越大代表住房水平越高。在本樣本中，家庭人均居住面積均值為38.8平方米。

2.家庭特征變量

Roemer將機(jī)會(huì)不平等引入經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域分析中，機(jī)會(huì)不平等源于“努力”和“環(huán)境”兩類(lèi)因素。前者反映個(gè)人自身教育水平、職業(yè)類(lèi)型等個(gè)人能作出選擇的因素;后者反映家庭背景、出生、性別、種族等個(gè)人不可控制的先天因素。[4]借鑒該劃分法，家庭住房不平等也受這兩類(lèi)因素影響：“努力”因素包括戶主教育程度、家庭人均收入;“環(huán)境”因素包括戶主戶籍、年齡、性別、婚姻狀況、家庭同住人數(shù)等。其中，戶籍狀況區(qū)分戶籍地址和戶籍性質(zhì)，分別用“外地戶口”“農(nóng)業(yè)戶口”變量衡量。戶主年齡、性別、婚姻狀況、家庭同住人數(shù)反映戶主的人口學(xué)特征、家庭所處的生命周期等不由個(gè)人控制的“環(huán)境”因素。在影響住房面積的家庭特征因素中，因已按同住人數(shù)計(jì)算人均居住面積，則剔除同住人數(shù)自變量，并加入“住房類(lèi)型”變量以控制租賃借住與自有住房在居住面積上可能存在的系統(tǒng)性差異。

在全樣本中，外地與本地戶口各占16.7%、83.3%，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)戶口各占26.7%、73.3%。與此戶籍構(gòu)成比例相比，在租賃借住、租賃借住且外地有房的家庭中，外地戶口、農(nóng)業(yè)戶口占比較高，在住房等級(jí)1中約占35%，在住房等級(jí)2中約占65%;而在單套自有住房、多套自有住房的家庭中，本地戶口、非農(nóng)戶口占八至九成，外地戶口、農(nóng)業(yè)戶口占比較低。在四類(lèi)住房等級(jí)中，多套自有住房的戶主平均教育程度較高，達(dá)12年，而其他住房等級(jí)的戶主平均教育程度為10年。家庭人均年收入均值從低到高依次為住房等級(jí)1、等級(jí)3、等級(jí)2、等級(jí)4。相對(duì)于其他住房等級(jí)，住房等級(jí)2的戶主平均年齡較小且男性比例較大。戶主已婚家庭比例、家庭同住人數(shù)均值都隨著住房等級(jí)提高而增大。

3.城市特征變量

與家庭住房水平相關(guān)的城市特征因素包括城市規(guī)模、人口流動(dòng)、土地供給、房?jī)r(jià)及房地產(chǎn)政策、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。本文用城市常住人口數(shù)量衡量城市規(guī)模，按城市全域常住人口的統(tǒng)計(jì)口徑計(jì)算。用流動(dòng)人口占比衡量人口流動(dòng)狀況。用城市建設(shè)用地出讓面積增長(zhǎng)率衡量城市土地供給狀況。用房?jī)r(jià)工資比衡量住房相對(duì)價(jià)格水平。建立“限購(gòu)”虛擬變量，對(duì)截至2011年底已實(shí)施房地產(chǎn)限購(gòu)的城市賦值為1，否則賦值為0，以便區(qū)分實(shí)施與沒(méi)實(shí)施房地產(chǎn)限購(gòu)政策的城市特征以及反映限購(gòu)政策對(duì)家庭住房選擇造成的影響。用人均GDP衡量城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。用1990年市轄區(qū)人口密度控制城市人口與地理環(huán)境相關(guān)的初始特征。另外，“時(shí)間變量”用于控制2014、2016年混合截面數(shù)據(jù)的時(shí)間趨勢(shì)。

四、住房不平等影響因素的實(shí)證分析

（一）廣義有序Logit模型的構(gòu)建

因變量住房等級(jí)是次序類(lèi)別變量，通常采用有序選擇模型做實(shí)證分析。然而，有序選擇模型隱含等比例發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的基本假設(shè)，即假設(shè)在每個(gè)次序類(lèi)別的結(jié)果之間，自變量對(duì)因變量發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的影響是相等的，這才能得到一致的回歸系數(shù)。但在住房選擇等實(shí)際研究中自變量對(duì)因變量各次序類(lèi)別間的影響并非相同。例如，戶主教育程度的提高對(duì)于實(shí)現(xiàn)從租賃借住到租賃借住且外地有房的提升作用與從單套自有住房到多套自有住房的提升作用可能不同。此時(shí)可采用廣義有序模型弱化等比例發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)假定。當(dāng)部分回歸系數(shù)隨因變量次序類(lèi)別變化而變化，而其他系數(shù)不隨之變化，則構(gòu)成廣義有序模型的偏比例風(fēng)險(xiǎn)模型。[31]為考察住房等級(jí)的影響因素，擬建立廣義有序Logit模型的偏比例風(fēng)險(xiǎn)模型。住房等級(jí)Y落在第j次序以上類(lèi)別的概率表示為（1）式，其中，變量X1的系數(shù)β1固定不變，X2的系數(shù)β2j隨次序類(lèi)別j變化。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

在表2中，模型1、2是以住房等級(jí)為因變量，分別采用有序Logit模型和廣義有序Logit模型的偏比例風(fēng)險(xiǎn)模型估計(jì)的結(jié)果;模型3是以住房面積為因變量，采用多元線性回歸模型估計(jì)的結(jié)果。對(duì)有序Logit模型進(jìn)行等比例發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)檢驗(yàn)顯示該假設(shè)在本數(shù)據(jù)中不成立，這說(shuō)明至少有一個(gè)以上自變量對(duì)不同次序類(lèi)別結(jié)果起不同作用。而廣義有序Logit模型可弱化等比例發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)。通過(guò)廣義有序Logit模型估計(jì)得出：外地戶口、農(nóng)業(yè)戶口、戶主教育程度、家庭人均收入、戶主年齡、同住人數(shù)、流動(dòng)人口占比、土地面積增長(zhǎng)率、房?jī)r(jià)工資比、人均GDP、時(shí)間變量對(duì)不同住房等級(jí)的次序類(lèi)別產(chǎn)生不同影響效應(yīng)，而其他變量對(duì)住房等級(jí)的次序類(lèi)別間的影響效應(yīng)相同。

第一，戶籍因素的影響。戶籍是影響住房機(jī)會(huì)不平等、不由個(gè)人控制的“環(huán)境”因素之一。模型1、2表明在其他因素既定情況下，分別相對(duì)于本地戶口、非農(nóng)戶口居民，外地戶口、農(nóng)業(yè)戶口居民的住房等級(jí)都趨低，這印證命題1中非城市本地戶籍對(duì)住房水平的負(fù)向影響。模型2中戶口變量對(duì)應(yīng)各住房等級(jí)的系數(shù)顯示，外地與本地居民之間、農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)戶口居民之間所處住房等級(jí)的差距最主要體現(xiàn)在住房等級(jí)2與等級(jí)3之間的概率差距，外地居民處于等級(jí)3相對(duì)于等級(jí)2的發(fā)生比比本地居民低80.2%，農(nóng)業(yè)戶口居民處于等級(jí)3相對(duì)于等級(jí)2的發(fā)生比比非農(nóng)戶口居民低40.1%，這差距均大于其他相鄰住房等級(jí)。這意味著外地居民、農(nóng)業(yè)戶口居民實(shí)現(xiàn)從較低住房等級(jí)向在現(xiàn)住地?fù)碛袉翁鬃》康牡燃?jí)提升最為困難，所面臨的戶籍待遇差距較大。而外地居民實(shí)現(xiàn)從擁有單套住房向擁有多套住房的等級(jí)提升、農(nóng)業(yè)戶口居民實(shí)現(xiàn)從租賃借住向租賃借住且外地有房的等級(jí)提升所面臨的戶籍待遇差距較小。前者可能原因是一些在流入地已購(gòu)房的外地居民在其流出地也擁有住房;后者可能原因是一些進(jìn)城租住的農(nóng)業(yè)戶口者在農(nóng)村仍有自建住房。模型3顯示在其他因素既定情況下，城鎮(zhèn)地區(qū)的外地居民比本地居民的人均居住面積要小，這說(shuō)明在一定程度上存在對(duì)外地戶籍住房待遇的歧視;而進(jìn)城的農(nóng)業(yè)戶口居民的人均居住面積比非農(nóng)戶口居民要大，這可能原因是原農(nóng)村居民的習(xí)俗偏好面積大的住房，且農(nóng)村自建房成本較低，建造面積較大。

第二，“努力”因素的影響。模型1、2、3表明戶主人力資本、家庭收入這些個(gè)人能作出選擇的“努力”因素對(duì)住房等級(jí)和住房面積都起到正向作用。戶主教育程度越高，則家庭住房等級(jí)越高，人均居住面積也越大。其中，與其他相鄰住房等級(jí)相比，戶主教育程度的提高對(duì)促進(jìn)等級(jí)實(shí)現(xiàn)從擁有單套住房向多套住房的提升效應(yīng)較大，教育年限每增加一年，擁有多套住房的概率比單套住房高10.4%，而住房等級(jí)2相對(duì)于等級(jí)1的提升概率、住房等級(jí)3相對(duì)于等級(jí)2的提升概率分別是4.9%、4.6%。家庭人均收入的增加也顯著提升住房等級(jí)和增大人均居住面積。這印證命題1中個(gè)體人力資本、收入水平對(duì)家庭住房水平的正向效應(yīng)。

第三，人口學(xué)特征的影響。受家庭生命周期影響，戶主年齡對(duì)住房等級(jí)的影響呈“倒U”型關(guān)系特征，隨著戶主年齡增長(zhǎng)，家庭住房等級(jí)呈先升后降的趨勢(shì);而戶主年齡對(duì)住房面積的影響呈“U”型關(guān)系特征，隨著戶主年齡增長(zhǎng)，家庭人均居住面積呈現(xiàn)先降后升的趨勢(shì)。戶主性別對(duì)住房等級(jí)沒(méi)有顯著影響，而女性戶主家庭人均居住面積比男性戶主要大。已婚家庭的住房等級(jí)較高，而人均居住面積較小。家庭同住人數(shù)越多，住房等級(jí)越高。相對(duì)于租賃借住類(lèi)型，自有住房家庭的人均居住面積較大。

第四，城市特征的影響。模型1、2、3顯示城市規(guī)模、人口流動(dòng)、土地供給、房地產(chǎn)限購(gòu)政策、城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、初始人口地理特征對(duì)家庭住房水平產(chǎn)生影響。在城市規(guī)模方面，城市常住人口越多，則家庭住房等級(jí)趨低，這表現(xiàn)為在大城市租賃借住的概率較高，而住房自有率較低，這印證命題2中生活成本效應(yīng)在住房等級(jí)決定中占主導(dǎo)。而模型3顯示城市規(guī)模越大，人均居住面積也越大，這印證命題2中生產(chǎn)率效應(yīng)在住房面積決定中占主導(dǎo)。這反映在大城市，房?jī)r(jià)上漲等生活成本效應(yīng)使得居民在“租購(gòu)選擇”中趨于租房，擁有住房數(shù)量也趨少;但在作出租購(gòu)選擇后，大城市居民會(huì)傾向于選擇面積較大的住房，城市規(guī)模帶來(lái)的生產(chǎn)率效應(yīng)又得以體現(xiàn)。在人口流動(dòng)方面，模型1、3顯示城市流動(dòng)人口占比越大，則家庭住房等級(jí)和人均居住面積都趨低，這印證命題2中由于生活成本效應(yīng)占主導(dǎo)，流動(dòng)人口的增加會(huì)降低居民住房水平。模型2進(jìn)一步顯示流動(dòng)人口占比的增大會(huì)降低從住房等級(jí)1向等級(jí)2、等級(jí)3提升的概率，但會(huì)提高對(duì)從住房等級(jí)3向等級(jí)4提升的概率。這意味著在流動(dòng)人口規(guī)模較大的城市，一方面較多家庭是租賃借住的，購(gòu)房困難;另一方面已經(jīng)有住房的較多家庭可能選擇再投資二套或多套住房，而將部分住房出租賺取投資收益。

在土地供給方面，模型1、2、3表明城市土地供給的增長(zhǎng)有助于提升家庭住房等級(jí)和住房面積。在建設(shè)用地出讓面積增長(zhǎng)率越高的城市，家庭實(shí)現(xiàn)從住房等級(jí)1向等級(jí)2、等級(jí)3提升的概率越高，有助于提高單套住房自有率，人均居住面積也越大。在房?jī)r(jià)及房地產(chǎn)政策方面，在控制城市規(guī)模、土地供給等城市特征因素后，房?jī)r(jià)工資比對(duì)相鄰住房等級(jí)和住房面積的影響不顯著，而房?jī)r(jià)工資比對(duì)從住房等級(jí)1提升至等級(jí)3的影響顯著為負(fù)值，這反映城市房?jī)r(jià)相對(duì)工資水平越高，則居民從租賃借住提升至獲取首套自有住房的概率越低。與非限購(gòu)城市相比，實(shí)施房地產(chǎn)限購(gòu)城市的家庭住房等級(jí)趨低。這印證命題3，房地產(chǎn)限購(gòu)政策在一定程度上限制住房交易數(shù)量和住房需求，不利于居民住房福利提升。另外，在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平方面，城市人均GDP的增長(zhǎng)有助于提高擁有單套自有住房的概率，但在人均GDP較高的城市，人均居住面積較小。初始人口密度越大的城市，家庭住房等級(jí)也越高。

五、住房不平等影響因素的分解

（一）基于夏普利值分解考察住房不平等各影響因素的貢獻(xiàn)度

夏普利值（Shapley value）分解法將回歸方程與夏普利值相結(jié)合，可量化分解出各影響因素對(duì)住房不平等的貢獻(xiàn)。首先基于回歸方程計(jì)算住房水平的差異程度，然后計(jì)算夏普利值得出各影響因素對(duì)住房不平等的貢獻(xiàn)度。在表3中，模型4、模型5分別基于有序Logit模型（模型1）對(duì)虛擬R2、基于多元線性回歸模型（模型3）對(duì)R2進(jìn)行夏普利值分解，得出各類(lèi)變量對(duì)住房等級(jí)不平等、住房面積不平等的貢獻(xiàn)度。

夏普利值分解結(jié)果顯示城市家庭住房不平等的影響因素貢獻(xiàn)度從高到低依次是戶籍、人口學(xué)特征、城市特征、“努力”因素。戶籍是導(dǎo)致住房不平等的最重要因素，是否外地戶口、是否農(nóng)業(yè)戶口對(duì)住房等級(jí)不平等的貢獻(xiàn)達(dá)54.2%。盡管戶籍對(duì)住房面積不平等的直接貢獻(xiàn)率為13.8%，但是否自有住房的類(lèi)型對(duì)住房面積不平等的貢獻(xiàn)率達(dá)33.4%，而作為住房等級(jí)的構(gòu)成，是否自有住房也隱含戶籍引致的住房不平等因素，考慮到這個(gè)間接影響，戶籍對(duì)住房面積不平等的實(shí)際貢獻(xiàn)比13.8%要大。與家庭生命周期相關(guān)的人口學(xué)特征是影響住房不平等的第二重要因素，其對(duì)住房等級(jí)、住房面積不平等的貢獻(xiàn)分別為27.1%，18.7%。城市特征是影響家庭住房不平等的第三重要因素，其對(duì)住房等級(jí)、住房面積不平等的貢獻(xiàn)分別為11.3%、14.4%。而教育人力資本和家庭收入這兩個(gè)“努力”因素對(duì)住房不平等的直接影響較小，其對(duì)住房等級(jí)、住房面積不平等的貢獻(xiàn)分別為6.9%、9.0%。

（二）基于Oaxaca-Blinder分解考察住房不平等是由于戶籍歧視還是稟賦特征

盡管上述實(shí)證結(jié)果顯示不同戶籍居民的住房水平存在較大差距，但這種住房不平等并不能全部歸咎于戶籍歧視，而是還隱含不同戶籍居民稟賦特征的系統(tǒng)性差異所造成的不平等，需要對(duì)這兩者進(jìn)一步區(qū)分。Oaxaca[32]和Blinder[33]提出一種針對(duì)線性回歸方程的分解法，將兩組樣本因變量的差異分解為變量解釋部分和系數(shù)解釋部分：變量解釋部分由可觀察的稟賦特征差異造成;系數(shù)解釋部分由不可觀察的因素造成，后者被識(shí)別為“歧視”。基于線性回歸方程 Yig=Xigβg+εig，g∈（A， B），A、B表示兩組不同樣本，分解如（2）式。其中，（XA-XB ）β*表示變量解釋部分;[X〖TX-〗A（βA-β*）+X〖TX-〗B（β*-βB）]表示系數(shù)解釋部分;β*=WβA+（I-W）βB，W是權(quán)重矩陣，I是單位陣。

為區(qū)分住房不平等影響因素中的戶籍歧視效應(yīng)和稟賦特征效應(yīng)，擬劃分外地與本地戶口樣本、農(nóng)業(yè)與非農(nóng)戶口樣本，分別對(duì)住房等級(jí)不平等、住房面積不平等進(jìn)行Oaxaca-Blinder分解。對(duì)于住房等級(jí)不平等的分解，由于廣義有序Logit模型是非線性方程，需將分解變量轉(zhuǎn)化為線性化的對(duì)數(shù)發(fā)生比，以住房等級(jí)1為參照①? ①由于篇幅有限，以住房等級(jí)2、等級(jí)3的分解結(jié)果未在此列示，有需要的讀者可向作者索要。。一次分解可將不同戶籍樣本之間的住房不平等分解為變量解釋部分即稟賦效應(yīng)，與系數(shù)解釋部分即系數(shù)效應(yīng);二次分解進(jìn)一步得出人力資本、家庭收入、人口學(xué)特征、城市特征、時(shí)間變量這五類(lèi)自變量的變量解釋部分和系數(shù)解釋部分，分解結(jié)果如表4。稟賦效應(yīng)表示當(dāng)居民面對(duì)相同的戶籍制度環(huán)境時(shí)，其稟賦特征差異導(dǎo)致住房水平差距;系數(shù)效應(yīng)表示由戶籍制度環(huán)境不同所導(dǎo)致的具有類(lèi)似稟賦特征的居民的住房水平差距。

表4中以住房等級(jí)1為參照，“總差距”顯示本地居民處于等級(jí)3、等級(jí)4相對(duì)于等級(jí)1的概率均值、住房面積均值大于外地居民，非農(nóng)戶口居民大于農(nóng)業(yè)戶口居民;而對(duì)于等級(jí)2相對(duì)于等級(jí)1的發(fā)生比，外地居民高于本地居民，農(nóng)業(yè)戶口居民高于非農(nóng)戶口居民。若以住房等級(jí)3為參照，“總差距”顯示本地居民處于等級(jí)4相對(duì)于等級(jí)3的概率均值小于外地居民。這反映外地居民比本地居民的平均住房水平低，這主要體現(xiàn)在外地居民在現(xiàn)住地獲取首套自有住房和居住面積劣勢(shì)上，而非在從單套住房向多套住房提升方面。

對(duì)于住房等級(jí)不平等，本地與外地居民處于住房等級(jí)3的概率差距的32.8%歸結(jié)為稟賦效應(yīng)，67.2%歸結(jié)為系數(shù)效應(yīng)，前者反映當(dāng)外地居民擁有本地居民類(lèi)似的稟賦特征時(shí)可獲得住房等級(jí)概率的提升幅度占比，后者反映當(dāng)將外地居民作為本地居民看待時(shí)可獲得住房等級(jí)概率的提升幅度占比;本地與外地居民處于住房等級(jí)4的概率差距僅有8.4%歸結(jié)為稟賦效應(yīng)，而91.6%歸結(jié)為系數(shù)效應(yīng);可見(jiàn)，在住房等級(jí)不平等中對(duì)外地戶籍的歧視因素占主導(dǎo)。對(duì)于非農(nóng)和農(nóng)業(yè)戶口居民的分解結(jié)果也顯示在住房等級(jí)不平等中對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍的歧視因素占主導(dǎo)，其對(duì)應(yīng)住房等級(jí)3、等級(jí)4的系數(shù)效應(yīng)占比分別為67.9%、74.6%。

對(duì)于住房面積不平等，本地與外地居民住房面積差距的稟賦效應(yīng)占59.8%，系數(shù)效應(yīng)占40.2%。非農(nóng)與農(nóng)業(yè)戶口居民住房面積差距的稟賦效應(yīng)占比大于1，系數(shù)效應(yīng)占比為負(fù)值;這意味著農(nóng)業(yè)戶口居民住房面積小于非農(nóng)戶口居民，并非因?yàn)閷?duì)農(nóng)業(yè)戶籍的歧視，而是由于農(nóng)業(yè)戶口居民的稟賦水平太低，不足以支持其住房面積的提升;如果剔除稟賦因素，農(nóng)業(yè)戶籍身份本身反而使其住房面積比非農(nóng)戶口居民還要大。可見(jiàn)，無(wú)論對(duì)于本地與外地居民還是非農(nóng)與農(nóng)業(yè)戶口居民，稟賦效應(yīng)在住房面積不平等中都占主導(dǎo)。

從各類(lèi)自變量的細(xì)分稟賦效應(yīng)看出，對(duì)于本地與外地居民處于住房等級(jí)3、等級(jí)4的概率以及住房面積的差距分解，人力資本、家庭收入變量的稟賦效應(yīng)都為負(fù)值，這意味著外地居民的人力資本、家庭收入這兩個(gè)“努力”因素的水平其實(shí)比本地居民要高，外地居民憑這兩個(gè)稟賦特征本應(yīng)獲得更高住房水平，但現(xiàn)實(shí)中外地居民平均住房水平比本地居民要低，這是由外地居民的家庭人口學(xué)特征、所處的城市特征以及戶籍歧視等“環(huán)境”因素造成，而非由于外地居民不夠“努力”。而對(duì)于非農(nóng)與農(nóng)業(yè)戶口居民，人力資本、家庭收入變量的稟賦效應(yīng)都為正值，這意味著農(nóng)業(yè)戶口居民的人力資本、家庭收入水平比非農(nóng)戶口居民要低，自然造成農(nóng)業(yè)戶口居民住房水平較低。除“努力”因素外，農(nóng)業(yè)戶口居民的家庭人口學(xué)特征、所處的城市特征以及戶籍歧視等“環(huán)境”因素也加劇其與非農(nóng)戶口居民之間的住房等級(jí)不平等。

六、結(jié)論與啟示

本文使用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）的微觀家庭與宏觀城市的復(fù)合數(shù)據(jù)，運(yùn)用廣義有序Logit模型、夏普利值分解、Oaxaca-Blinder分解等方法，探討戶籍、家庭稟賦特征和城市特征三類(lèi)因素對(duì)中國(guó)城市家庭住房不平等的影響機(jī)制與效應(yīng)，主要結(jié)論如下：

第一，外地和農(nóng)業(yè)戶籍對(duì)城市家庭住房水平有負(fù)向影響，戶籍可解釋住房等級(jí)不平等的54.2%，解釋住房面積不平等的13.8%。在其他因素既定情況下，城市地區(qū)外地戶口、農(nóng)業(yè)戶口居民的住房等級(jí)都趨低，且更多地體現(xiàn)在其獲取本地首套自有住房處于劣勢(shì)方面。第二，個(gè)體人力資本、家庭收入這類(lèi)“努力”因素對(duì)提高住房等級(jí)和住房面積起正向作用，“努力”因素可解釋住房等級(jí)不平等的6.9%，解釋住房面積不平等的9.0%。第三，在戶籍間的住房等級(jí)不平等中，對(duì)外地戶口和農(nóng)業(yè)戶口居民的戶籍歧視效應(yīng)占主導(dǎo);而在戶籍間的住房面積不平等中，外地戶口和農(nóng)業(yè)戶口居民的稟賦效應(yīng)占主導(dǎo)。外地戶口居民的住房水平較低并非由于其人力資本、家庭收入這類(lèi)“努力”因素不夠高，而是由戶籍、家庭人口學(xué)特征、所處城市特征等“環(huán)境”因素趨弱造成;而農(nóng)業(yè)戶口居民的住房水平較低是由“努力”因素和“環(huán)境”因素都趨弱疊加造成。第四，城市特征可解釋住房等級(jí)不平等的11.3%，解釋住房面積不平等14.4%。相對(duì)于生產(chǎn)率效應(yīng)，城市規(guī)模與人口流動(dòng)對(duì)住房水平影響的生活成本效應(yīng)占主導(dǎo)，城市常住人口規(guī)模越大，居民住房等級(jí)趨低;城市流動(dòng)人口占比越大，居民住房等級(jí)和住房面積都趨低。城市土地供給的增長(zhǎng)有助于提升居民住房等級(jí)和住房面積，而房地產(chǎn)限購(gòu)政策并不利于居民住房等級(jí)的提升。

由此得到如下啟示： 第一，對(duì)于包括戶籍在內(nèi)的“環(huán)境”因素所造成的住房不平等應(yīng)該實(shí)行“補(bǔ)償原則”?？s小城市家庭住房不平等需進(jìn)一步消除戶籍制度障礙，讓進(jìn)城的外地居民、農(nóng)業(yè)戶口居民在購(gòu)房、申請(qǐng)保障性住房、與住房相關(guān)的基本公共服務(wù)等方面享受與本地居民同等待遇。第二，人口往城市集聚、城市人口規(guī)模擴(kuò)張是必然趨勢(shì)。全面增進(jìn)居民住房福利和改善城市人居環(huán)境的著力點(diǎn)不是限制城市規(guī)模，而是實(shí)施“人地掛鉤”政策，讓城市建設(shè)用地增加規(guī)模同城市常住人口擴(kuò)張規(guī)模相匹配，提高城市綜合承載力，實(shí)現(xiàn)人口與土地資源的空間合理配置。第三，對(duì)于“努力”因素造成的住房不平等應(yīng)該實(shí)行“回報(bào)原則”。應(yīng)尊重市場(chǎng)機(jī)制作用，讓包括外地居民、農(nóng)業(yè)戶口居民在內(nèi)的全體城市居民可憑借自身人力資本和收入水平獲得改善居住狀況所應(yīng)有的回報(bào)，實(shí)現(xiàn)人人住有所居。

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The Determinants of Housing Inequality in Urban Households： Hukou， Endowment or Urban Characteristic？

- Based on Generalized Ordered Model and Oaxaca-Blinder Decomposition

PAN Jing1，YANG Yang2

（1.Foshan University， Foshan， Guangdong 528000， China;2.Sun Yat-sen University， Guangzhou， Guangdong 510275， China）

Abstract：

Using the data from China Labor-force Dynamics Survey （CLDS）， and based on generalized ordered Logit model， this paper analyzes the influence of Hukou， endowment and urban characteristic on housing inequality empirically. Based on Shapley value decomposition and Oaxaca-Blinder decomposition， we distinguish the share between effort and circumstance causes， and the share between discrimination due to Hukou and endowment. We draw several conclusions. First， Hukou can explain 54.2% share of housing inequality. Second， effort cause acts positive effect on housing level. Third， discrimination effect of Hukou dominates in housing grade inequality， while endowment effect dominates in housing space inequality. The low housing level of migrants is due to inferior circumstance cause， while that of residents with agricultural Hukou is due to inferior effort and circumstance causes. Fourth， because of the domination of living cost effect， housing grade declines as city size and migrant proportion expanse. More urban land supply can enhance housing level.

Key words：

housing inequality; Hukou; endowment; urban characteristic; generalized ordered Logit model; Oaxaca-Blinder decomposition

責(zé)任編輯：張?領(lǐng)