本節(jié)利用“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”（簡(jiǎn)稱CHNS）2000～2009年四次微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，借鑒居民收入差距的基尼系數(shù)測(cè)度原理以及群組分解和來源分解理論，對(duì)城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富差距的基尼系數(shù)進(jìn)行測(cè)度，然后分析了不同家庭特征對(duì)住房財(cái)富差距的影響程度，以及投資性房產(chǎn)對(duì)住房財(cái)富差距的貢獻(xiàn)程度。

（一）“靜態(tài)”測(cè)度與群組分解方法

基尼系數(shù)是國際上用以衡量收入或財(cái)產(chǎn)分配差距的常用工具，基尼系數(shù)是一個(gè)區(qū)間標(biāo)準(zhǔn)化的指標(biāo)，最小值為0，最大值為1，基尼系數(shù)越大表明收入或財(cái)產(chǎn)的差距越大，不平等程度越高。

在利用基尼系數(shù)進(jìn)行收入或財(cái)產(chǎn)差距研究時(shí)，收入或財(cái)產(chǎn)差距本身是由經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)發(fā)展中多種因素綜合作用的結(jié)果，基尼系數(shù)只能反映這一綜合結(jié)果。什么因素對(duì)收入或財(cái)產(chǎn)差距影響較大？什么因素對(duì)收入或財(cái)產(chǎn)差距影響較小呢？對(duì)影響因素進(jìn)行分析成為學(xué)者們關(guān)注的問題。學(xué)者們一般采用兩種方法對(duì)影響因素進(jìn)行研究，一種是利用回歸模型，對(duì)收入或財(cái)產(chǎn)進(jìn)行回歸；另一種是利用分解方法，對(duì)基尼系數(shù)指標(biāo)進(jìn)行因素分解。與回歸模型相比，分解計(jì)算在方法上固定且統(tǒng)一。分解方法無需像回歸模型那樣，需要考慮變量是否符合線性回歸模型前提假設(shè)、如何設(shè)定回歸形式、如何設(shè)定控制變量、變量的量綱以及變異程度等，因此，分解方法可以較好地進(jìn)行不同因素或變量之間影響程度的比較。正由于分解方法的這些優(yōu)點(diǎn)，它在收入或財(cái)產(chǎn)差距的研究中被越來越廣泛地應(yīng)用。

不平等指標(biāo)的分解可以區(qū)分為群組分解和來源分解。所謂群組分解，指的是將總體按一定標(biāo)準(zhǔn)分為若干個(gè)群組，分別分析各個(gè)群組內(nèi)部不平等及其相互之間的不平等，并計(jì)算它們對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)。比如，將某個(gè)國家總?cè)丝诘氖杖氩黄降劝床煌N族、不同性別或者不同地區(qū)等分解的結(jié)果就是這種形式。所謂來源分解，即將總收入分解為各項(xiàng)收入來源之和，分析每項(xiàng)收入來源的分布對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)，比如將某個(gè)國家居民總收入按來源分為工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入進(jìn)行分解的結(jié)果就是這種形式。

1.群組分解方法

群組分解思想主要來源于統(tǒng)計(jì)分析中的方差分析，即組內(nèi)方差的加權(quán)平均反映了組內(nèi)變異對(duì)總體變異的影響，而以每個(gè)群組算術(shù)平均數(shù)計(jì)算的組間方差反映了組間變異對(duì)總體變異的影響。群組分解的一個(gè)重要作用是，可以計(jì)算組內(nèi)不平等以及組間不平等對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)，從而為有關(guān)政策的制定提供參考價(jià)值。

在收入（或財(cái)產(chǎn)）差距的群組分解中，假設(shè)總樣本可以分為K組，各組的收入均值μj按非減的順序排列：μ1≤μ2≤…≤μK，即平均值越低的群體其位置越靠前，而平均值越高的群體，位置越靠后。每組中的個(gè)體數(shù)為nj，j＝1，2，…，K，總樣本數(shù)為n＝樣本基尼系數(shù)G可以分解為（式4-1）：

第一項(xiàng)GB稱為組間不平等程度，表示不同群組收入的差距對(duì)總體收入差距的影響。GB只與各群體的平均收入水平μj和分組數(shù)目K有關(guān)，而獨(dú)立于各群組內(nèi)部的收入分配狀況。GB是衡量當(dāng)各組的個(gè)體收入都等于均值μj時(shí)，整個(gè)樣本的收入不平等程度，即根據(jù)各個(gè)組的平均收入計(jì)算出的跨組的基尼系數(shù)。因此，當(dāng)所有組的平均收入相同時(shí)，則GB＝0。

第二項(xiàng)GW稱為組內(nèi)不平等程度，其中Gj是第j組的基尼系數(shù)，權(quán)重aj等于第j組個(gè)體數(shù)占整個(gè)樣本的比例與第j組收入或財(cái)產(chǎn)占整個(gè)樣本的比例的乘積。如果在所有組內(nèi)沒有收入不平等，即各組內(nèi)的所有家庭的人均收入相等時(shí)，則GW＝0。

第三項(xiàng)R是層迭項(xiàng)。層迭項(xiàng)R衡量的也是各組之間的不平等程度，但它卻是由組內(nèi)的不平等引起的，也就是說，若不存在組內(nèi)的不平等，就不會(huì)有殘余項(xiàng)R。因此，R是組內(nèi)、組間共同作用的結(jié)果，表示不同組收入分布的重疊程度。當(dāng)不同群組收入類聚程度越高，即不同群組間個(gè)體收入發(fā)生交叉的情況越少，層迭項(xiàng)R越??；不同群組收入類聚程度越低，即不同群組間個(gè)體收入發(fā)生交叉的情況越多，交叉項(xiàng)R越大。R是各個(gè)群體內(nèi)部收入分布fi的函數(shù)R（fi），其大小取決于各群體之間收入分布的重疊程度，當(dāng)各個(gè)組之間收入分布完全不重疊時(shí)，R（fi）＝0。

組間不平等程度GB、組內(nèi)不平等程度GW和層迭項(xiàng)R占總樣本基尼系數(shù)G的比例，我們稱之為貢獻(xiàn)度，即（式4-2）：

其中，gB、gw、r分別表示組間貢獻(xiàn)度、組內(nèi)貢獻(xiàn)度以及層迭項(xiàng)貢獻(xiàn)度。

2.來源分解方法

Lerman ＆Yitzhaki（1985）對(duì)不平等指標(biāo)的來源分解進(jìn)行了推演，假設(shè)個(gè)體收入（或財(cái)產(chǎn)）由K項(xiàng)分項(xiàng)來源構(gòu)成，而不平等以基尼系數(shù)作為測(cè)量指標(biāo)，則（式4-3、式4-4）：

其中，Ck表示該分項(xiàng)收入對(duì)基尼系數(shù)的絕對(duì)貢獻(xiàn)，ck則表示相對(duì)貢獻(xiàn)率；Sk表示該分項(xiàng)收入占總收入的比重，Gk表示該分項(xiàng)收入本身的基尼系數(shù)，Rk表示分項(xiàng)收入與總收入的基尼相關(guān)系數(shù)。珚Gk表示分項(xiàng)收入的集中率，也稱為擬基尼系數(shù)，是Rk與Gk的乘積；在實(shí)證中若分項(xiàng)收入的集中率大于基尼系數(shù)，則該分項(xiàng)收入對(duì)收入不平等起促增作用，反之則起促減作用。

接下來，借鑒上述基尼系數(shù)及其分解理論，利用CHNS微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。首先，計(jì)算我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富的基尼系數(shù)，以測(cè)度我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富的差距大?。蝗缓?，根據(jù)家庭特征（收入水平、戶主年齡、性別、所有單位性質(zhì)、職業(yè)、受教育程度、省份等）對(duì)住房財(cái)富基尼系數(shù)進(jìn)行群組分解，以分析不同家庭特征因素對(duì)住房財(cái)富差距的影響大??；最后，把住房財(cái)富分解為“自住房產(chǎn)”和“投資性房產(chǎn)”兩項(xiàng)來源，對(duì)城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富基尼系數(shù)進(jìn)行來源分解，以分析投資性房產(chǎn)對(duì)住房財(cái)富差距的貢獻(xiàn)程度。

（二）數(shù)據(jù)來源與處理

1.樣本來源

本書使用的數(shù)據(jù)來自“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”（簡(jiǎn)稱CHNS），該數(shù)據(jù)庫是由美國北卡羅來那大學(xué)和中國預(yù)防科學(xué)醫(yī)學(xué)院聯(lián)合調(diào)查和創(chuàng)建的。它涵蓋了遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州9個(gè)省份，以及1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年以及2009年共8次調(diào)查，每次調(diào)查大約訪問200個(gè)左右的城鄉(xiāng)社區(qū)（包括城市的街道居委會(huì)和農(nóng)村村委會(huì)），每個(gè)社區(qū)大約訪問20個(gè)家庭，共4 000戶左右的家庭，城鄉(xiāng)比為1∶2。CHNS數(shù)據(jù)庫包含了翔實(shí)的家庭人口學(xué)信息、收入信息、家庭醫(yī)療和健康信息以及家庭住房信息，是國內(nèi)一個(gè)極為難得的大型縱向微觀數(shù)據(jù)。目前該數(shù)據(jù)庫主要用于對(duì)我國城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療、健康、勞動(dòng)、收入等方面的研究，黃靜和屠梅曾（2009）首創(chuàng)性地利用該庫的家庭住房信息進(jìn)行了住房財(cái)富效應(yīng)的研究，本書利用該庫中的住房信息進(jìn)行城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富差距的微觀研究。

在CHNS的問卷調(diào)查表中，專門針對(duì)家庭住房來源、面積、價(jià)值、租金、房齡、房型、建筑材料以及房產(chǎn)出租收入等項(xiàng)目的詳細(xì)調(diào)查。本書中，利用調(diào)查中的“住房價(jià)值”指標(biāo)作為家庭“自住房”財(cái)產(chǎn)價(jià)值，對(duì)于“住房來源”為“租來的”家庭，其住房財(cái)富價(jià)值設(shè)置為零。利用CHNS問卷中“家庭房屋出租年收入”指標(biāo)，推算出每戶家庭除“自住房”以外的其他房產(chǎn)的價(jià)值（本書稱為“投資性房產(chǎn)”）^[3]；“自住房”價(jià)值與“投資性房產(chǎn)”價(jià)值之和，便構(gòu)成了家庭總的住房財(cái)富值^[4]。

CHNS對(duì)家庭和個(gè)人的收入進(jìn)行了詳盡的調(diào)查，本書利用問卷中的相關(guān)項(xiàng)目測(cè)算出“去年”^[5]家庭實(shí)際收入，具體的收入來源項(xiàng)目包括：家庭果菜園、農(nóng)業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、漁業(yè)、小手工業(yè)、小商業(yè)、政府補(bǔ)助、退休金、工資、房租以及其他來源。同時(shí)，CHNS對(duì)家庭戶主和主要成員的人口學(xué)特征也進(jìn)行了調(diào)查，包括年齡、教育程度、工作單位性質(zhì)、職業(yè)等，為本書進(jìn)行住房財(cái)富差距的家庭特征群組分解提供了條件。

鑒于本書的研究目的，我們選取了1998年房改之后，即CHNS在2000年、2004年、2006年和2009年四次調(diào)查中城鎮(zhèn)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)。未響應(yīng)樣本剔除后，得到總樣本數(shù)為4 489個(gè)。

2.數(shù)據(jù)描述

為了使各年度、各省份的收入和住房財(cái)富數(shù)據(jù)具有可比性，我們以2009年各省份的城鎮(zhèn)物價(jià)指數(shù)為基數(shù)，分別計(jì)算了各年各省份的城鎮(zhèn)通貨膨脹率，以此來對(duì)各年各省份城鎮(zhèn)居民的家庭收入和住房財(cái)富進(jìn)行平減，其中物價(jià)指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒各期的“各地區(qū)全社會(huì)零售物價(jià)總指數(shù)”。

CHNS四次調(diào)查中，“去年”家庭年收入和家庭住房財(cái)富描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4.1所示?？梢钥闯?，自2000年以來，城鎮(zhèn)居民家庭年收入水平和住房財(cái)富積累呈逐年增長趨勢(shì)，而且增長速度越來越快。從各個(gè)指標(biāo)的平均值來看，2009年與2000年相比，住房財(cái)富總值增長了4.33倍，其中自住房價(jià)值增加了2.7倍，投資性房產(chǎn)價(jià)值增加了近6倍，家庭年收入增長了1.76倍。可見家庭住房財(cái)富平均增長的速度遠(yuǎn)快于收入增長速度。從百分位數(shù)來看，90%分位點(diǎn)與10%分位點(diǎn)的比值，家庭住房財(cái)富指標(biāo)達(dá)65.7倍，家庭年收入指標(biāo)為13.9倍，可以直觀地看出，家庭住房財(cái)富分布的不平等程度遠(yuǎn)高于收入水平。

CHNS對(duì)家庭住房來源進(jìn)行了詳細(xì)調(diào)查，主要有6種：國家的、單位的、租私人的、自己的、免費(fèi)居住的和部分產(chǎn)權(quán)，其中前三類住房需繳納房租，第四類住戶對(duì)住房擁有完全產(chǎn)權(quán)，一般是直接從市場(chǎng)購買或是房改中購買的公房。第五類免費(fèi)居住可能是免費(fèi)居住父母或親戚的房子。第六類部分產(chǎn)權(quán)主要是房改中以較低價(jià)格購買的單位或國家的住房，不同于完全私有產(chǎn)權(quán)，這部分住房的市場(chǎng)交易受到一定的限制。表4.2描述了不同年度住戶調(diào)查中各種住房來源所占的比例，“完全自有產(chǎn)權(quán)”在2000年達(dá)72%，2006年達(dá)87%。包括部分產(chǎn)權(quán)在內(nèi)的“自有產(chǎn)權(quán)”（表4.2第二行）所占比例較大，基本上在80%以上。在租房群體中，“租私人住房”（表4.2第三行）比例較低，在5%左右。這一數(shù)據(jù)與其他學(xué)者的研究結(jié)果也基本一致，據(jù)Meng（2007）的分析，城鎮(zhèn)居民租住公房的比例由1995年的63.3%下降至2002年的22.4%，而擁有私有住房的比例相應(yīng)由36.7%上升至77.6%，這個(gè)比例在世界范圍內(nèi)也算是較高的。

表4.2　住房來源比例（%）

注：CHNS在2009年的問卷表中對(duì)住房產(chǎn)權(quán)沒有再區(qū)分完全產(chǎn)權(quán)和部分產(chǎn)權(quán)。

2009年的1 250個(gè)住戶調(diào)查資料顯示，在高達(dá)89.20%住房自有的住戶中，其中有73.1%是自己花錢購買，26.9%并不是自己購買。中國父母歷來有幫助兒女“成家”和“安家”的傳統(tǒng)習(xí)俗，有經(jīng)濟(jì)條件的父母在子女結(jié)婚時(shí)都會(huì)為其購置婚房，這可能是近三分之一的住房不是自己購置的主要原因。

CHNS調(diào)查樣本中住房自有率高以及非自己購置比例較高，與我國住房現(xiàn)實(shí)情況是相符的。在1990年代房改之前，城市居民中擁有自有住房的較少，基本都是租用公家的房屋，但在幾輪房改之后，公房不再以租用形式提供給居民，基本都以全價(jià)或折價(jià)轉(zhuǎn)售給個(gè)人。另外，中國人“根”的思想根深蒂固，擁有一套住房是家庭的根本所在，租房只是臨時(shí)性的、過渡性的權(quán)宜之計(jì)。由于沒有發(fā)達(dá)的租房市場(chǎng)，在國內(nèi)租房子的人群主要以剛畢業(yè)的大學(xué)生和移居到城市的人口為主，定居人口租房的很少，租借私人房子的比例并不算很高（黃靜等，2009）。

3.按家庭特征的數(shù)據(jù)分組處理

為了了解不同家庭特征因素對(duì)居民住房財(cái)富差距產(chǎn)生的影響，按不同家庭特征對(duì)住房財(cái)富差距進(jìn)行群組分解是非常有必要的。在分組之前，要弄清楚到底哪些家庭特征因素對(duì)居民住房消費(fèi)選擇會(huì)產(chǎn)生影響呢。

住房作為典型的耐用品，其價(jià)值量大，人們不能完全用當(dāng)前的收入購買這類商品，西方學(xué)者們普遍認(rèn)同收入、特別是持久收入是決定住房需求的主要因素。并且，住房服務(wù)需求將隨著收入的增加而提高，對(duì)住房的消費(fèi)偏好也會(huì)隨著家庭收入預(yù)期變化而發(fā)生變化。因此，收入和持久收入直接影響到家庭的儲(chǔ)蓄能力從而決定了家庭住房財(cái)富和其他財(cái)產(chǎn)的累積速度。

當(dāng)然，收入和持久收入并不是影響家庭住房財(cái)富的唯一因素。住房的租買選擇（權(quán)屬選擇）、購房時(shí)機(jī)選擇、區(qū)位選擇以及住房需求偏好等，還受到家庭其他特征的影響，比如家庭住房財(cái)富的遺傳、社會(huì)風(fēng)氣、家庭規(guī)模、戶主年齡、教育程度、行業(yè)背景等因素的影響（Bajari ＆Kahn，2005）。另外，這些個(gè)人特征、家庭特征也會(huì)影響家庭收入和持久收入，從而間接影響住房需求和住房財(cái)富的積累。例如，Demurger et al.（2009）研究表明，我國城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在著比較嚴(yán)重的行業(yè)分割和所有制分割，并導(dǎo)致了不同所有制和不同行業(yè)間職工工資收入的不平等，主要表現(xiàn)為國有企業(yè)與集體企業(yè)、壟斷部門與競(jìng)爭(zhēng)部門之間職工收入存在巨大差距。因此，戶主所處單位的行業(yè)性質(zhì)影響到家庭收入和福利，從而影響到家庭住房財(cái)富的積累。Modigliani的生命周期假設(shè)認(rèn)為，家庭財(cái)產(chǎn)的積累與戶主年齡呈倒U型關(guān)系?？梢?，戶主年齡也是影響家庭住房財(cái)富累積的因素之一。

據(jù)此，為了探析不同家庭特征對(duì)住房財(cái)富差距的影響，針對(duì)CHNS的歷次調(diào)查數(shù)據(jù)，本書依據(jù)家庭年收入、戶主工作單位性質(zhì)、職業(yè)、年齡、受教育程度等家庭特征對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，以便進(jìn)行住房財(cái)富基尼系數(shù)的家庭特征群組分解。

具體的分組方法為：按家庭年收入從低至高五等分分組，依次劃分為“低收入組”“中等偏低收入組”“中等收入組”“中等偏高收入組”以及“高收入組”五組；按戶主工作單位的性質(zhì)分為“政府和事業(yè)單位”“國企”“集體企業(yè)”“三資企業(yè)”“私營和個(gè)體”“已退休”以及“沒有工作”七組；按戶主就業(yè)狀況把職業(yè)分為“高級(jí)專業(yè)技術(shù)人員或高級(jí)管理者”“一般技術(shù)人員”“服務(wù)人員和其他”“已退休”以及“沒有工作”五組；依據(jù)戶主年齡劃分為“低于30歲”“30～40歲”“40～50歲”“50～60歲”以及“大于60歲”五組；依據(jù)戶主的最高教育程度，劃分“小學(xué)沒畢業(yè)”“小學(xué)畢業(yè)”“初中畢業(yè)”“高中畢業(yè)”“中等技術(shù)學(xué)校畢業(yè)”“大專或大學(xué)畢業(yè)”以及“碩士及以上”七組；依據(jù)戶主的性別劃分為“男”和“女”兩組；依據(jù)樣本來源的行政省份，劃分為“遼寧”“黑龍江”“江蘇”“山東”“河南”“湖北”“湖南”“廣西”和“貴州”九個(gè)組。

（三）“靜態(tài)”測(cè)度與群組分解結(jié)果

1.城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富基尼系數(shù)

依據(jù)基尼系數(shù)的測(cè)度原理，利用CHNS從2000～2009年四次調(diào)查數(shù)據(jù)，依次計(jì)算每次調(diào)查數(shù)據(jù)的家庭住房財(cái)富和家庭年收入的基尼系數(shù)^[6]，結(jié)果如表4.3所示。

表4.3　住房財(cái)富及收入基尼系數(shù)

如表4.3所示，依據(jù)CHNS測(cè)算出來的城鎮(zhèn)居民家庭年收入基尼系數(shù)介于0.42～0.46，已超過0.4的國際警戒線，表明我國城鎮(zhèn)居民收入差距較大、不平等程度較高，已達(dá)到國際中等不公平程度。這與相關(guān)專家的研究成果一致，進(jìn)一步證實(shí)了調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的可靠性。Ravallion ＆Chen（2007）認(rèn)為自2000年開始，我國居民收入的基尼系數(shù)越過0.4的警戒線，于2004年達(dá)到0.47，2007年達(dá)到0.48。

從住房財(cái)富的基尼系數(shù)來看，從2000年的0.7逐漸增長至2009年的0.78，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過家庭年收入基尼系數(shù)水平，而且增長趨勢(shì)也而快于收入基尼系數(shù)。可見，我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富存在巨大的差距，而且近十年來呈持續(xù)拉大的趨勢(shì)，應(yīng)當(dāng)引起政策當(dāng)局的關(guān)注。

為了進(jìn)一步探析家庭住房財(cái)富中“自住房”和“投資房”所占的比重，本書分別測(cè)算了歷次調(diào)查數(shù)據(jù)中“自住房”和“投資性房產(chǎn)”的基尼系數(shù)，結(jié)果如表4.4所示。2000～2009年，城鎮(zhèn)居民“自住房”房產(chǎn)基尼系數(shù)介于0.51～0.56，呈現(xiàn)出從高到低再到高的走勢(shì)。這可能與我國房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展程度有關(guān)，2000年房地產(chǎn)市場(chǎng)剛處于起步階段，住房供應(yīng)短缺，自住房的基尼系數(shù)較高。隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民住房條件得以改善，住房擁有率得到提高，自住房的基尼系數(shù)有所降低；但隨著房價(jià)的持續(xù)上漲，不同房產(chǎn)增值程度的不一致，2009年自住房的基尼系數(shù)又呈上升趨勢(shì)。從城鎮(zhèn)居民“投資性”房產(chǎn)的情況來看，其基尼系數(shù)在0.93～0.96，投資性房產(chǎn)分布存在嚴(yán)重的不平等情況。從“投資房”的分布比例也可以得出同樣的結(jié)論，97%的投資性房產(chǎn)被前10%的家庭擁有。

進(jìn)一步地，本書選擇美國消費(fèi)者金融調(diào)查（SCF）從1998～2007年的四次調(diào)查數(shù)據(jù)，測(cè)算出“自住房”和除自住房以外的其他房產(chǎn)（即“投資房”）的基尼系數(shù)，如表4.5所示。在美國家庭“自住房”的基尼系數(shù)處于0.45～0.5，略小于中國的0.51～0.56；“投資房”的基尼系數(shù)為0.71～0.8，遠(yuǎn)小于中國的0.93～0.96。從比例來看，71.6%的投資性房產(chǎn)被前10%的家庭擁有?？梢姡覈擎?zhèn)居民自住房不平等程度與美國居民差距不大，但是投資性房產(chǎn)分布的不平等程度遠(yuǎn)高于美國。

2.按家庭特征群組分解

不同家庭特征因素對(duì)住房財(cái)富差距產(chǎn)生了多大的影響呢？接下來依據(jù)不同家庭特征對(duì)家庭住房財(cái)富基尼系數(shù)進(jìn)行群組分解，結(jié)果如表4.6所示。之所以選擇2000年與2009年進(jìn)行比較，是因?yàn)?000年，住房市場(chǎng)化改革基本完成，住房市場(chǎng)化和資本市場(chǎng)正處于起步階段，把2009年的調(diào)查結(jié)果和2000年相比較，能很好地反映我國房地產(chǎn)市場(chǎng)化改革后近10年的市場(chǎng)變化情況。

表4.6　群組分解的結(jié)果

注：貢獻(xiàn)度單位為%。

從收入五分組的分解情況來看，2009年收入組間貢獻(xiàn)度近48%，不同收入階層的居民住房財(cái)富不平等程度差距較大，對(duì)總體住房財(cái)富差距的貢獻(xiàn)度很高。與2000年收入的組間貢獻(xiàn)度28%相比，表明收入差距對(duì)居民住房財(cái)富不平均程度的貢獻(xiàn)度越來越高，收入因素成為導(dǎo)致住房財(cái)富差距的主要因素?？梢?，我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富差距與收入不平等之間已形成一種相互強(qiáng)化的機(jī)制，窮者越窮富者越富的馬太效應(yīng)顯著存在。

從戶主的單位性質(zhì)來看，2009年的組間貢獻(xiàn)度為24.18%，僅次于收入因素的組間貢獻(xiàn)度，然而在2000年卻高達(dá)82.98%，我們可以從我國住房制度分配的歷史中找到原因。在改革開放之前和初期的很長一段時(shí)間里，城鎮(zhèn)居民主要依靠政府或單位提供住房，他們以較少的租金租住公有住房。福利分房被看作是實(shí)物工資的一種，分配的基礎(chǔ)在于職工的職位、學(xué)歷等，各單位因?yàn)榻?jīng)濟(jì)效益及擁有的資源差異導(dǎo)致給員工提供的住房福利存在差距。對(duì)于不在國有或集體單位工作的勞動(dòng)者來說，他們很難獲得福利住房（寧光杰，2009）。1994年開始改革，公房開始出售給原有租戶，原則上是按成本價(jià)，但很多單位都以很低的價(jià)格賣給職工，成為職工的私有住房。因此，在房改接近尾聲的2000年，房地產(chǎn)市場(chǎng)化剛剛起步，城鎮(zhèn)居民所擁有的私有住房的數(shù)據(jù)和質(zhì)量差距，與其所在單位的性質(zhì)密切相關(guān)。陳釗等（2010）研究也發(fā)現(xiàn)，在市場(chǎng)化改革進(jìn)程中，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)的進(jìn)入壁壘和產(chǎn)品市場(chǎng)的行業(yè)壟斷，在城鎮(zhèn)居民收入差距不斷擴(kuò)大的過程中，由行業(yè)間收入不平等造成的收入差距也在擴(kuò)大，主要是由一些具有國有壟斷性質(zhì)的行業(yè)引起的。

從戶主職業(yè)來看，2009年組間貢獻(xiàn)度為19.41%，僅次于收入、單位性質(zhì)，與2000年的結(jié)果相差不大。從戶主的受教育程度七個(gè)分組的分解情況來看，組間貢獻(xiàn)度保持在20%左右，變動(dòng)不大。

從省份群組分解情況來看，2009年組間貢獻(xiàn)達(dá)58.50%，是所有家庭特征因素分組中，組間貢獻(xiàn)度最大的，2000年省份的組間貢獻(xiàn)度也高達(dá)47.51%。經(jīng)驗(yàn)和大量研究都告訴我們，近十年的房價(jià)上漲中，沿海等發(fā)達(dá)地區(qū)和城市房價(jià)上漲幅度遠(yuǎn)高于全國平均水平，比如，在1998年至2005年全國城鎮(zhèn)平均房價(jià)上漲58%，上海房價(jià)則上漲了120%之多（陳杰、郝前進(jìn)，2006）。在我國，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不平衡是導(dǎo)致各大城市房價(jià)過快增長的重要原因，但與此同時(shí)，大城市房價(jià)的持續(xù)高漲增加了地方政府的財(cái)政收入，使地方政府有更多的財(cái)力投入到公共設(shè)施建設(shè)上。這使大城市的公共設(shè)施集中程度進(jìn)一步高于中小城市，進(jìn)一步拉大了大城市與落后地區(qū)、中小城市在環(huán)境、職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)等各方面的差距。也就是說，地區(qū)間發(fā)展水平的差距借助房地產(chǎn)市場(chǎng)而被進(jìn)一步放大，城市居民住房財(cái)富的差距也借助地區(qū)間發(fā)展的不平衡而逐漸拉大。各地區(qū)間居民住房財(cái)富差距的拉大可能會(huì)影響到專業(yè)人才的流動(dòng)格局，高房價(jià)地區(qū)因其高昂的安家成本可能成為阻撓人才流入的原因之一。

從年齡五個(gè)分組分解情況來看，2000年組間貢獻(xiàn)度為6.16%，2009年上升為15.57%。隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)化的深入，房價(jià)上漲速度遠(yuǎn)快于收入水平的增加，直接導(dǎo)致那些沒有父母經(jīng)濟(jì)支持的青年人其首次購房年齡的推遲，處于不同年齡段的家庭對(duì)住房財(cái)富不平等程度的貢獻(xiàn)度逐漸加大。從戶主性別兩分組分解情況來看，組間貢獻(xiàn)度僅2%～3%，是所有家庭特征分組中最低的，并且2000年和2009年變化不大。

3.來源分解

住房具有消費(fèi)和投資雙重屬性，近些年因投資渠道不暢，通貨膨脹率居高不下等因素，在我國房地產(chǎn)成為人們青睞的投資品。接下來，本書借鑒基尼系數(shù)的來源分解原理，把居民住房財(cái)富分解為自住房和投資性住房兩項(xiàng)來源，實(shí)證檢驗(yàn)“自住房”以及“投資房”對(duì)住房財(cái)富基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)程度，分解結(jié)果如表4.7所示。

表4.7　來源分解的結(jié)果

注：貢獻(xiàn)度單位為%。

從表4.7可以看出，2009年投資性房產(chǎn)價(jià)值占總房產(chǎn)價(jià)值的比重高達(dá)67%，與2000年相比增長了23%。從貢獻(xiàn)率來看，2009年投資性房產(chǎn)貢獻(xiàn)率為80.75%，達(dá)自住房貢獻(xiàn)率的四倍之多，與2000年的57.56%貢獻(xiàn)度相比，也上升了23.19%。可見，投資性房產(chǎn)在城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富中所占的比例越來越高，在拉大住房財(cái)富差距中起著絕大部分的貢獻(xiàn)，而且這一貢獻(xiàn)度在逐漸增長。從集中度來看，2000年和2009年投資性房產(chǎn)的集中度都為0.93，遠(yuǎn)超過這兩年的住房財(cái)富基尼系數(shù)，表明“投資房”是我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富不平等的顯著促增因素。

綜述上所，本節(jié)利用CHNS的大型家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，首先，借鑒不平等指標(biāo)基尼系數(shù)的測(cè)度原理，對(duì)房改后近十年我國城鎮(zhèn)居民的住房財(cái)富差距進(jìn)行了“靜態(tài)”測(cè)度。然后，借鑒基尼系數(shù)的群組分解原理，依據(jù)家庭收入、戶主職業(yè)、所在單位性質(zhì)、受教育程度、年齡、性別以及省份等家庭特征因素，對(duì)住房財(cái)富差距進(jìn)行群組分解，以分析不同家庭特征因素對(duì)住房財(cái)富差距的影響程度。最后，借鑒基尼系數(shù)的來源分解原理，研究了除自住房以外的投資性房產(chǎn)對(duì)城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富差距的貢獻(xiàn)程度。得出的主要結(jié)論有：（1）近十年我國城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富差距不斷加大，其基尼系數(shù)已達(dá)0.78。（2）城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富的巨大差距中，不同的家庭特征因素對(duì)其影響程度不一，貢獻(xiàn)度從大至小依次為：省份差異、收入差距、所處單位性質(zhì)不同、職業(yè)不同、受教育程度不同、年齡差距和性別差異。（3）近十年，收入差距對(duì)居民住房財(cái)富分布不平等程度的貢獻(xiàn)度越來越高，收入因素成為導(dǎo)致住房財(cái)富差距的主要因素，住房財(cái)富差距與收入不平等之間已形成一種相互強(qiáng)化的作用機(jī)制，窮者越窮富者越富的馬太效應(yīng)顯著存在。（4）投資性房產(chǎn)在城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富中占的比重越來越高，是城鎮(zhèn)居民住房財(cái)富不平等的顯著促增因素，對(duì)住房財(cái)富不平等的貢獻(xiàn)度已高達(dá)80.75%。