家庭住房租購選擇之謎
——基于主客觀社會地位的視角

鄒 靜，鄧曉軍

(1.上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海 200433；2.浙江財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，浙江 杭州 310018)

住房的消費和投資的雙重屬性共同作用于居民的消費決策[1]。對于居住需求者而言，必然會面臨租購選擇問題。20世紀(jì)80年代開始，大量西方經(jīng)濟學(xué)者開展了住房租購選擇的研究。他們主要從微觀視角來探求某一國家(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選擇的影響[3]。國內(nèi)學(xué)者則主要從經(jīng)濟和社會發(fā)展?fàn)顩r、人口結(jié)構(gòu)與家庭特征的變動、住房市場特征和房貸制度的變動、政府政策支持來研究住房租購選擇的影響因素[4][5][6][7]。

通過文獻回顧，我們發(fā)現(xiàn)國內(nèi)學(xué)者對住房租購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體層面，多數(shù)以橫截面數(shù)據(jù)進行靜態(tài)研究。住房租購選擇是一個家庭的群體決策行為，故需從整個家庭的視角來研究。基于此，本文選擇2012年和2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)的家庭面板數(shù)據(jù)進行分析，并運用IV Probit模型，較好地解決了部分內(nèi)生性問題。本文既為理解中國家庭的住房租購選擇的影響因素提供了新的視角和經(jīng)驗證據(jù)，也為政府及相關(guān)部門如何更好地優(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、文獻回顧

租購選擇是家庭住房消費面臨的首要問題。國外研究初期聚焦于家庭及個人特征對住房租購選擇的影響。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，戶主年齡越大，收入越高的家庭，越傾向于購房[9]。Chiuri(2010)則認(rèn)為住房自有率與年齡呈U型關(guān)系。后來，西方國家對住房租購選擇的研究進一步擴展，還綜合了個人偏好、心理和歷史等因素[10]。消費者個人偏好，如消費者預(yù)期擁有房屋的資本利得增加時會選擇購房[11]。心理滿足感和歸屬感也會顯著影響居民的住房租購選擇[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)定性等也對住房自有率有影響[13][14]。

國內(nèi)學(xué)者對家庭住房租購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)濟形勢、對住房的看法或文化，住房市場特征等會影響居民的住房租購選擇。職業(yè)、家庭收入、戶籍、單位性質(zhì)、家庭生命周期等對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的住房自有率的影響較為顯著[5]。戶口、城鄉(xiāng)類別對產(chǎn)權(quán)類型的影響存在差異；年齡對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、對教育的認(rèn)知、職業(yè)類別等影響產(chǎn)權(quán)類型；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)比也會對中國城市的住房需求產(chǎn)生影響[7]。此外，房價收入比越高，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房；受華人傳統(tǒng)文化的影響，美國的華裔居民更傾向于買房；住房租賃市場的不成熟，導(dǎo)致住房租買機制的缺失，也將最終導(dǎo)致居民偏好購房[2]。

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

二、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)來源和變量選擇

數(shù)據(jù)來源于2012年和2014年的CLDS，該調(diào)查聚焦中國勞動力的現(xiàn)狀與變遷，是一項跨學(xué)科的大型追蹤調(diào)查。樣本覆蓋中國29個省(除港澳臺、西藏、海南外)，114個城市，調(diào)查對象為15歲～64歲的家庭勞動力。數(shù)據(jù)采用多階段、分層次與勞動力規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法。2012年家庭數(shù)據(jù)樣本為10612個，2014年成功追蹤4267個家庭。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3881個樣本家庭。

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

解釋變量：一是客觀社會地位。教育、職業(yè)和收入是決定社會經(jīng)濟地位最為關(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]先計算出2012～2014年歷次調(diào)查中每個家庭的年收入與當(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)與教育用于測量客觀社會地位[23]。二是主觀社會地位。參考相關(guān)研究[16]，本文用如下三個問題來測量家庭的主觀社會地位：(1)被訪者認(rèn)為家庭5年前在哪個等級上；(2)被訪者認(rèn)為家庭目前在哪個等級上；(3)被訪者認(rèn)為家庭5年后在哪個等級上。

控制變量：結(jié)合數(shù)據(jù)特點和參考相關(guān)文獻，我們選擇個體特征(戶主性別、年齡、年齡的平方、婚姻狀況、政治面貌、戶主戶口性質(zhì))、家庭特征(家庭類型、家庭人數(shù)、家庭同住人數(shù)、家庭資產(chǎn)狀況)、流動特征(是否跨省流動)、環(huán)境與區(qū)位特征(環(huán)境污染狀況、時間便利性、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

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

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

(1)

U表示個體或群體做出決策的效用，M代表影響個體決策的各個因素，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房還是租房，當(dāng)Ua>Ub時，則家庭選擇購房；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)

若家庭面臨兩個決策選擇，則將(2)設(shè)置為Logit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

家庭的住房租購選擇存在選擇性偏差，且與主觀社會地位可能互為因果，這將導(dǎo)致內(nèi)生性問題。故本文使用IV Probit模型，并運用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地位與健康相關(guān)性很強，而與客觀經(jīng)濟指示變量卻獨立[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地位[24]。由于數(shù)據(jù)中并無母親的受教育數(shù)據(jù)，故本文選擇父親的受教育程度、被訪者的健康狀況作為工具變量，它們會影響家庭的主觀社會地位但不會影響家庭住房的租購選擇。如果檢驗結(jié)果表明存在內(nèi)生性問題，則使用IV Probit模型，否則使用普通的Probit模型。

三、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計結(jié)果

表1可看出，中國家庭的住房自有率高達94.53%。從樣本的家庭特征來看，家庭永久性收入為28119.73元。大部分家庭戶主的受教育程度偏低，戶主以男性為主，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)戶口的戶主占到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，擁有摩托車的比重遠(yuǎn)高于擁有汽車與房地產(chǎn)的比重，而擁有金融資產(chǎn)的比重最低，僅為2.29%，可看出中國居民家庭的投資方式相對保守，主要投資于房地產(chǎn)領(lǐng)域。在流動特征上，主要以非跨省流動為主，占比高達97.76%。從環(huán)境與區(qū)位特征來看，居民主要考慮環(huán)境污染相對不嚴(yán)重的地區(qū)，空間便利性在3公里左右，時間便利性在15分鐘左右的區(qū)域進行租購選擇的決策。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年代國務(wù)院規(guī)定的8 m2的人均住房水平并無太大差異。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間、家到最近醫(yī)療點所需最短時間、家到最近學(xué)校所需最短時間、家到最近商業(yè)中心所需最短時間加權(quán)而成。

另外，從圖1可直觀看出，主觀社會地位與住房租購選擇呈正相關(guān)關(guān)系。而圖2中，客觀社會地位與住房自有率的關(guān)系并不易看出，需進一步實證。

(二)家庭主觀社會地位的變化及影響因素

圖3顯示，家庭主觀社會地位的均值為3.95，表明我國的家庭主觀社會地位總體偏低。從分布特征來看，呈“倒V型結(jié)構(gòu)”。同時，圖3還顯示了家庭主觀社會地位在不同時期的分布情況：(1)家庭主觀社會地位的均值不斷上升，5年前的家庭主觀社會地位均值是3.40，5年后達到4.88；(2)家庭主觀社會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地位不斷降低，6分及以上的家庭主觀社會地位不斷上升。這說明近年來中國居民對家庭主觀社會地位發(fā)展持樂觀態(tài)度。

圖1 主觀社會地位與家庭的住房租購選擇的關(guān)系圖

圖2 客觀社會地位與家庭的住房租購選擇的關(guān)系圖

圖3 家庭主觀社會地位三個時期的分布狀況

為考察家庭主觀社會地位的影響因素，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地位變量的主效應(yīng)模型(表2)。可看出家庭主觀社會地位主要受家庭資產(chǎn)狀況的影響，而不是家庭客觀社會地位的影響。這說明家庭主觀社會地位與客觀社會地位并不總是表現(xiàn)出一致性。

表2 CLDS(2012)主觀社會地位的OLS結(jié)果

注：*** 、** 、*表示在1%、5%、10%水平上顯著。下同。

(三)主客觀社會地位對家庭住房租購選擇的影響

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，見表3。當(dāng)前主觀社會地位每增加一個等級，家庭的住房自有率提高0.5%；而預(yù)期的主觀社會地位每增加一個等級，家庭的住房自有率提高0.3%。可知當(dāng)前和預(yù)期的主觀社會地位都能顯著提高家庭的住房自有率。當(dāng)前和預(yù)期的主觀社會地位越高的家庭具有更為積極樂觀的心態(tài)，會為住房消費集聚更多的經(jīng)濟與其他資源而努力，故住房自有率會進一步提升。而客觀社會地位中，中學(xué)學(xué)歷戶主的家庭住房自有率較低，普通職業(yè)者相對于管理類職業(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業(yè)精英再到管理精英依次遞增。出現(xiàn)這種反經(jīng)濟直覺的現(xiàn)象，原因可能有兩點：一是與目前的高房價收入比有關(guān)。一般來說，學(xué)歷越高的家庭或者戶主職業(yè)為管理層的家庭，對居住質(zhì)量和面積有更高的要求與預(yù)期，而目前的房價收入比特別是一、二線城市高得離譜，使得此類家庭仍難以支付高額的房價費用，故住房自有率反而更低。二是當(dāng)家庭購買了一套住房用于消費的同時，通常也進行了相同面積的住房投資，這時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會成本[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)房價增長時，多套房家庭的住房擠出效應(yīng)相比單套房更大一些，會進一步減少其在住房上的消費，故住房自有率更低。

2.IV Probit模型的估計結(jié)果

考慮到模型存在內(nèi)生性問題，本文還采用了IV Probit模型，選擇父親的受教育程度、被訪者的健康狀況作為工具變量，結(jié)果見表4。可以看出Wald檢驗的結(jié)果不顯著，說明不存在內(nèi)生性問題，可直接運用前文的Probit模型進行實證分析。

表4 IV Probit模型結(jié)果

續(xù)表

變量(1)(2)(3)職業(yè)類型(以管理型為參照)專業(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

主觀社會地位在問卷中是連續(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

一是將家庭的消費與投資需求分開，劃分為一套房與多套房家庭，回歸結(jié)果見表6。可以看出，多套房家庭住房的租購選擇既不受主觀社會地位，也不受客觀社會地位的影響；對一套房家庭而言，當(dāng)前主觀社會地位越高，家庭的住房自有率越高；而中學(xué)學(xué)歷的戶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)果見表7。可以看出，東部家庭的住房租購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選擇則主要受主觀社會地位、教育水平和職業(yè)的影響。具體而言，對于東部地區(qū)家庭，中學(xué)學(xué)歷的戶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。對于中西部地區(qū)家庭，主觀社會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)類型(以管理型為參照)專業(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)戶主個體特征√√√√√√家庭特征√√√√√√流動特征√√√√√√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

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

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

四、結(jié) 論

居住是關(guān)系民生問題的核心所在。基于2012年和2014年CLDS的家庭微觀面板數(shù)據(jù)，本文運用Probit、IV Probit模型研究了主客觀社會地位對家庭住房租購選擇的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)家庭主觀社會地位主要受家庭資產(chǎn)狀況的影響，而不是受戶主客觀社會地位的影響，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)戶口家庭和一套房家庭中。(3)客觀社會地位中教育、職業(yè)、家庭永久性收入對家庭住房租購選擇的影響不一，中學(xué)學(xué)歷的戶主家庭住房自有率較低，普通職業(yè)者相對于管理類職業(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)戶口家庭住房自有率更高。相比較而言，農(nóng)業(yè)戶口家庭、中西部家庭和住房消費需求強烈的家庭對主觀社會地位的獲得感更為強烈，一方面是即使社會地位并不直接進入效用函數(shù)，更高社會地位的群體能夠享有更多的不在市場中進行分配的資源，這導(dǎo)致人們會最終關(guān)心社會地位[25]，如俱樂部效應(yīng)，帶來一些特權(quán)，更容易受到重視和認(rèn)同等[26]。窮人并沒有因為收入差距過大，需要積累的財富過多而放棄追求社會地位[27]。另一方面是在城市化進程中，城鄉(xiāng)資源分布不均、戶籍制度等的限制以及社會不平等，城市精英主導(dǎo)全社會資源的分配，使得上述群體對社會的這種不公平感更為強烈，更注重主觀社會地位的尋求。但結(jié)果中顯示主觀社會地位與客觀社會地位并非保持一致性，可以看出社會居民特別是相對貧困居民的心理與現(xiàn)實狀況不匹配，這需要引起國家的高度重視。據(jù)此提出如下政策與建議：

一是任何社會都不可避免地存在社會等級的劃分，不同社會等級的人們所面臨的機會和享受的資源不同。逐步消除各個社會等級之間的差距，提高居民家庭的主觀社會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，應(yīng)逐步消除城鄉(xiāng)戶口方面的政策差異，如建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民社會保障體系，實行租購?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爭較大，高層次的教育并未相應(yīng)地提升家庭的住房自有率，應(yīng)該對此類人群實行人才住房優(yōu)惠政策，減緩其壓力。