四、本章小结
住房作为大部分家庭消费中价值最大的一项耐用消费品,也是家庭财富的主要组成部分。由于住房体制改革的历史以及居民收入分化的现实原因,伴随住房市场化过程中房地产价格的快速上涨,居民拥有住房资产资源上的差距,加剧了收入的不平等,将越来越成为导致社会群体财富差距两极和阶层分化的重要源泉,这个影响将是长期和深远的。这种由于房地产价格上涨导致的居民财富差距的拉大,并非单纯的经济问题,更是严重的社会和政治问题。过分悬殊的收入差距和财富差距不仅会影响人们的社会心理,不利于提高有效消费,而且可能产生畸形的位置消费行为,甚至会因此影响社会的稳定,还可能会使社会成员之间产生种种隔阂、抵触和离心因素,削弱社会的凝聚力和普遍的认同感,从而降低社会的整合力,甚至可能导致社会的分崩离析,引发动荡与不安。
然而,我国城镇居民住房财富差距到底有多大?家庭收入、户主职业、所在单位性质、受教育程度、年龄、性别以及省份等家庭特征因素在其中产生了怎样的影响?除自住房以外的投资性房产在住房财富差距分化中又起多大的作用呢?
本章利用“中国健康与营养调查”(简称CHNS)2000~2009年四次微观家庭调查数据,首创性地对我国城镇居民住房财富差距展开深入细致的量化研究。首先,借鉴居民收入差距的基尼系数测度原理以及群组分解和来源分解理论,对城镇居民住房财富差距的进行“静态”差距分析。然后,分析了不同家庭特征对住房财富差距的影响程度,以及投资性房产对住房财富差距的贡献程度。接下来,借鉴收入流动性测度原理,对城镇居民住房财富差距随着时间推移的流动性进行“动态”测度和分析。
得出的主要结论有:
(1)近十年我国城镇居民住房财产差距不断加大,其基尼系数已达0.78。
(2)城镇居民住房财产的巨大差距中,不同的家庭特征因素对其影响程度不一,贡献度从大至小依次为:省份差异、收入差距、所处单位性质不同、职业不同、受教育程度不同、年龄差距和性别差异。
(3)近十年,收入差距对居民住房财产分布不平等程度的贡献度越来越高,收入因素成为导致住房财产差距的主要因素,住房财产差距与收入不平等之间已形成一种相互强化的作用机制,穷者越穷富者越富的马太效应显著存在。
(4)投资性房产在城镇居民住房财产中占的比重越来越高,是城镇居民住房财产不平等的显著促增因素,对住房财产不平等的贡献度已高达80.75%。
(5)房改后的2000~2006年与房改前的1989~1997年相比,由于房地产价格的高速上涨,城镇住房财富的水平流动性虽然增长了,但是位置流动性明显低于房改前住房资源的位置流动性,特别是反映福利水平的King指标明显下降,表明房改后给特定人群带来的社会福利改进却是降低的。
(6)从房改后2000~2004年和2004~2006年这两个时期住房财富流动性结构来看,住房财富地域分化和收入分化越来越明显,考虑住房财富流动性,住房财富分配的差距问题有所加剧。
由于住房体制改革的历史以及居民收入分化的现实原因,伴随住房市场化过程中房地产价格的快速上涨,居民拥有住房财产的差距,加剧了收入的不平等,形成了住房财产差距和收入不平等的自我强化机制,将越来越成为导致社会群体财富差距两极和阶层分化的重要源泉,这个影响将是长期和深远的。对于政策当局来说,在继续坚持住房市场化方向的同时,政府应当积极实施防止投机的住房政策以及面向住房困难群体的扶持政策,减轻住房不平等状况、改善低收入群体住房条件等问题。
【注释】
[1]位置消费(Positional consumption),就是追求对经济地位或名次的消费,是指人们对包括相对收入(relative income)、相对效用(relative utility)和相对炫耀性消费(relative conspicuous consumption)等在内的相对经济地位(relative economic standing)或名次的消费,其中相对收入、相对效用和相对炫耀性消费分别是指人们之间绝对收入、绝对效用和用于显示消费额的比值,这种比值实际上是人们之间的相对名次。
[2]按照王晋斌(2008)采用的假定对城镇住宅财富进行粗略地估计,具体方法为:各年度城镇住宅价值=当年新建住宅市场价值+当年原有住宅市场价值=当年新建住宅面积×当年住宅价格+(当年城市住宅面积-当年新建住宅面积)×当年商品住宅价格×0.8,再对各年度城镇住宅价值人均化即得到“城镇居民人均住宅财富”。
[3]值得说明的是,CHNS的问卷中直接调查了家庭“现在”所住的房屋价值,而对于家庭投资性的房产(第2套及以上房产)价值没有进行直接的调查,但调查了家庭出租房屋的收入。因此,本书利用家庭出租房屋的收入以及所在社区平均租金可以推算出家庭所拥有的投资性房产的价值。
[4]在国外相关文献中,关于家庭住房财富有净值和总值两个概念,住房财富净值即为住房财富总值减去住房贷款或负债。从理论上来说,利用净值比总值更加合理。但CHNS在2009年的问卷调查中,虽然针对家庭购置房产时“是否贷款”以及“每月还款额度”进行了调查,但仅依据这两个指标还是无法测算出户主还需偿还的贷款总额的大小,无法推算出净值。因此,由于数据原因,本书测算的是家庭住房财富总额,而非净值,这在国内极度缺乏家庭住房资产微观数据的现实中也是一种可以接受的选择。
[5]CHNS的历年问卷调查中,调查的是家庭“去年”的收入情况。
[6]具体地,针对历次调查数据,把总样本划分为n个家庭,令mi表示第i个家庭的人均收入或人均财产(i=1,2,…,n),各家庭按mi单调递增排列,m1≤m2≤…≤mi≤…≤mn。令pi和wi分别表示家庭i在总样本中的人口和收入(财产)所占的比重,基尼系数计算公式:。其中,
m为总样本人均收入的均值,
表示从第1个家庭至第i个家庭的累积收入(或累积财产)的比例。
[7]由于视角的不同,经济学家对收入流动性(Income Mobility)的定义方式往往各不相同,目前学术界公认的定义方式有两种:相对意义上的收入流动性和绝对意义上的收入流动性。前者认为,收入流动性是指同一个人或同一组人不同时期的收入在同一群体收入分配中位置的变化,而后者则坚持只要有收入变动就存在收入流动。故收入流动性就是指同一个人或同一组人在不同时期收入的定向变动(Directional Income Movement)或非定向变动(Non-Directional Income Movement)。
[8]当然,Schumpeter的比喻隐含了其特定的假定,即他假定了房间质量的恒定不变就意味着在经济体中不存在任何住房资源或财富的增长(无论是正的增长还是负的增长)。
[9]式(4-4)并不是严格意义上的chi-square值。统计学上的chi-square值要求P的每个元素至少大于5。这里仅是为了度量一个实际的变动与完全变动的距离,或比较两个变动之间程度的大小。如果两个变动的样本数量N一致,可以用p乘以N代替p。