羅楚亮

（北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京100875）

一、引 言

隨著中國經濟體制總體上從計劃向市場轉型，相關的政策措施也在發(fā)生改變，其中包括城鎮(zhèn)住房分配體制改革。盡管城鎮(zhèn)住房分配體制改革的初衷或許主要在于回收住房建設資金、促進住房投資，從而改善城鎮(zhèn)居民居住條件，但經過10余年的變遷，城鎮(zhèn)住房體制改革對中國社會所產生的影響可能遠不止于此（金儉，2004；陳釗等，2008）。城鎮(zhèn)住房分配體制從實物分配向貨幣分配、從福利型分配到市場化分配的轉變使城鎮(zhèn)居民住房條件大幅改善，但同時也加速了城鎮(zhèn)住房的私有化過程，促進了住房投資增長以及房地產市場形成。隨著房地產交易市場的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民所獲得的住房有了流動和變現的可能，房地產價格持續(xù)暴漲，使房產價值也上漲，房產在居民資產結構中占有越來越高的份額，對居民財產分布的不均等產生了重要影響（李實等，2005；陳彥斌和邱哲圣，2011）。存量公有住房私有化不僅僅對人們特定時期的行為和福利產生暫時性沖擊，更重要的是對居民住房條件、住房資產以及居民財產不均等可能具有持續(xù)性影響。

為了推動公有住房的銷售，城鎮(zhèn)住房分配體制改革的重要內容之一是以各種優(yōu)惠價格出售公有住房。從相關文件上看，曾經采取過兩類價格，一是標準價，參照當地中低收入人群支付能力制訂；二是按照安居成本核算的成本價。在此基礎上，根據住房使用年限、購買者工齡等特征進行相應折扣。實踐中的優(yōu)惠價格通常是比較低的。呂福新（1992）指出各種優(yōu)惠房價低于房屋本身的建筑造價。因此，相關住房出售價格自然也就會大大低于市場價格，盡管當時的房地產市場并不發(fā)達。按照當地規(guī)定，2002年北京和上海住房成本價分別為每建筑平方米1 560元和1 295元，而這兩個地方商品住房平均銷售單價分別為4 467元和4 007元，可見，這兩個城市住房成本價大體上只是當年商品房銷售價格的1／3。這種低價格推動了公有住房的銷售。陳學斌（2010）指出，到1998年全國80%左右的公有住房已經出售?？傮w上說，20世紀90年代，在低于市場價格的銷售方式刺激下，公有住房的出售是比較快速的。

公有住房以低價格大規(guī)模銷售，必然形成巨大補貼。這種住房分配體制改革方式還促使部分城鎮(zhèn)居民獲得了住房資產，隨后房地產價格的上漲使這部分資產快速溢價。汪利娜和魏眾（1999）基于中國居民收入分配課題組1995年城鎮(zhèn)住戶調查數據描述了“住房福利”的分布狀況。此外，在現有文獻中，關注這種補貼在不同人群中的分布特征及其對居民收入分布特征的影響仍不多，盡管一些學者討論了城鎮(zhèn)住房制度改革對不同人群可能造成的利益分配差異，如李斌（2002）討論了城鎮(zhèn)住房制度改革的“社會排斥性”，使社會弱勢人群在被勞動力市場排擠之后進一步被排除在“住房福利”分配體系之外，但總體而言，有關城鎮(zhèn)住房制度改革可能產生的分配效應仍缺乏實證描述。

本文試圖基于2002年城鎮(zhèn)住戶調查數據，討論公有住房以優(yōu)惠價出售這種城鎮(zhèn)住房分配體制改革方式產生的分配效應。具體而言，本文試圖討論兩個方面的問題，一是哪些人獲取了公有住房優(yōu)惠出售的收益，二是公有住房優(yōu)惠出售所形成的住房補貼具有怎樣的分布特征。

二、描述性說明

本文使用的數據主要來自中國居民收入分配課題組（CHIP）于1995年和2002年所做的城鎮(zhèn)住戶調查。1995年調查覆蓋11個省份的6 931戶，21 694人；2002年調查覆蓋12個省份①的6 835戶，20 632人。之所以選擇這兩個年份的數據，主要出于如下考慮：首先，公有住房優(yōu)惠出售的住房分配體制改革主要發(fā)生在20世紀90年代中后期，大部分公有住房出售都發(fā)生在這一時期。其次，2002年以后，城鎮(zhèn)房地產市場發(fā)展速度加快，住房交易日益活躍，并且以各種優(yōu)惠價格所獲取的房改房也逐漸開始上市交易。最后，本次調查包含家庭住房更為詳細的信息。

由表1可見，租賃公房比重快速下降。從CHIP數據看，1995－2002年，租賃公房的比重從56.75%下降到15.57%；而根據推算，房改私房的比重從27.96%上升到61.43%；商品房的比重也有一定幅度的上升，從1.23%上升到6.89%；其他類型住房結構變化相對不明顯。租賃公房的比重下降了41.18個百分點，而房改私房和商品房的比重則分別上升了33.47個和5.66個百分點。從這一變化大體可以推斷，房改私房戶主要來自原來的租賃公房戶。NBS數據所顯示的住房產權結構變化特征與上述CHIP數據的最明顯差別在于，房改私房的比重從2002年的60.87%下降到了2009年的44.18%，下降了近17個百分點；由于福利分房被取消，租賃公房的比重也在下降，這一期間下降了7個百分點；而商品房的比重則大幅上升，從2002年的9.07%上升到了2009年的35.6%，上升了26.53個百分點。從圖1中也可以看出，以優(yōu)惠價格出售公有住房主要發(fā)生在1995－2002年。

表1 住房產權結構變化 單位：%

圖1 購買房改房的年份分布

表1和圖1一方面描述了城鎮(zhèn)公有住房分配體制的改革過程，另一方面也表明本文選擇2002年數據作為討論的基礎是合適的。特別是許多地方在2003年出臺了已購公有住房上市交易的相關規(guī)定，推動了已購公房進入房地產市場流通交易。在這種情形下，選擇后續(xù)相關年份的調查數據會在較大程度上低估公有住房低價銷售產生的分配效應。

公有住房出售過程中存在房改房與商品房之間的價格差，這種價格差在不同年份和不同省份上的變化分別見圖2和圖3。其中，房改房價格是在住戶層面根據購房總金額除以住房面積得到。商品房價格通過兩種途徑獲得：一是根據《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，各年份或2002年各省的商品房銷售額除以銷售面積得到；二是根據住戶調查數據，按照計算房改房價格的方式推算得到?？梢?，在房改房和商品房之間存在較大的價格差距，房改房的價格嚴重低于商品房。從跨時期的變化看，房改房與商品房之間的價格差距無論是絕對量上還是相對比率上都在不斷擴大。根據宏觀數據推算，房改房與商品房的價格比率從1987年的63%持續(xù)下降至2002年的16%。即便是按照住戶調查中的推算結果，這一價格比率總體上也呈非常明顯的下降趨勢。分省份看，不同省份的房改房與商品房之間都存在明顯的價格差，房改房價格嚴重低于商品房。從圖3中還可以直觀地發(fā)現，省份之間房改房的價格差異要低于商品房；在商品房價格越高的省份，房改房與商品房的價格比率卻相對較低，表明這些省份房改房中的補貼較高。

圖2 不同年份購買房改房與商品房的價格比較

圖3 不同省份房改房與商品房的價格比較

三、哪些人購買了公有住房

（一）住戶層面。把以優(yōu)惠價購買公有住房的住戶記為1，其他住戶記為0，利用Probit模型，各變量對住戶是否以優(yōu)惠價購買公有住房的邊際效應見表2。在表2中，解釋變量包括戶主和配偶的個人特征，這不僅是因為購房決策通常是在家庭層面上做出的，而且在公有住房出售過程中，夫妻雙方的工作年限等特征都將影響獲得公有住房的機會和價格。但對年齡和就業(yè)特征，表2中只采用了戶主的信息。就年齡而言，夫妻年齡通常存在較強的相關性；在控制了戶主就業(yè)特征的情形下，加入的配偶就業(yè)特征通常不顯著，所以在表2的結果中沒有再列入這些變量。

從年齡看，戶主年齡對是否以優(yōu)惠價格購買公有住房具有顯著影響，并且以優(yōu)惠價格購買了公有住房的戶主年齡均值相對更高。由于戶主年齡的一次項和二次項都顯著，并且從系數符號看，以優(yōu)惠價格購買公有住房的概率與年齡之間具有倒U形關系，從估計系數看，戶主在57歲時購房概率最大。戶主工作年限對以優(yōu)惠價格購買公有住房的影響也顯著，這也與住房改革的做法相一致。由估計結果可見，配偶工作年限的邊際效應并不顯著，這主要是因為配偶工作年限與戶主工作年限、戶主年齡之間具有高度的相關性。戶主和配偶的黨員身份對以優(yōu)惠價格購買公有住房都具有顯著的正向邊際效應，黨員身份在這種住房分配方式中具有額外的優(yōu)勢，戶主或配偶的黨員身份使以優(yōu)惠價格購買公有住房的概率分別上升近3個百分點。

戶主和配偶的受教育程度對以優(yōu)惠價格購買公有住房的邊際效應通常都顯著。但值得注意的是，教育程度在以優(yōu)惠價格購買公有住房中的優(yōu)勢并非隨受教育程度的上升而遞增，戶主與配偶受教育程度的邊際效應之間也存在較大的差異性。戶主受教育程度為中?；虮究萍耙陨蠒r，邊際效應較高，分別為0.180和0.197，也就是說，戶主受教育程度為中專或本科及以上時，相對于參照組（小學及以下），以優(yōu)惠價格購買公有住房的概率要高出18個或19.7個百分點。而戶主受教育程度為大專時，邊際效應則略高于戶主受教育程度為初中時的情形。在配偶受教育程度的估計結果中，大專的邊際效應最高，相對于參照組（小學及以下）高出10個百分點；中專和本科及以上則分別高出6.9個和6.2個百分點?？傮w而言，受教育程度對以優(yōu)惠價格購買公有住房具有顯著的正向效應。

表2 以優(yōu)惠價格購買公有住房的影響因素（住戶層面）

從戶主職稱職務看，與技術相關的職稱特征對以優(yōu)惠價格購買公有住房的邊際效應都不顯著。而戶主處級以上職務則會使以優(yōu)惠價格購買公有住房的概率提高14.8個百分點，盡管這類人群在總樣本中所占比重只有1.3%，在以優(yōu)惠價格購買了公有住房的住戶中也只有1.9%，但他們在住房分配體制改革中的獲益優(yōu)勢十分顯見。而在工作單位類型中，戶主工作單位為企業(yè)和事業(yè)單位的具有更高的以優(yōu)惠價格購買公有住房的可能性。

從工作單位的所有制性質看，國有部門中的就業(yè)者在以優(yōu)惠價格購買公有住房方面更有優(yōu)勢，而城鎮(zhèn)集體、私營個體單位中的就業(yè)者則處于相對劣勢地位。從職業(yè)構成看，相對于非技術工人，戶主為專業(yè)技術人員、機關事業(yè)單位負責人、辦事人員和技術工人時通常在以優(yōu)惠價格購買公有住房方面具有顯著的優(yōu)勢。

（二）個人層面。下面我們討論究竟是哪些人通過購買公有住房獲取了由優(yōu)惠價格所造成的補貼。在2002年住戶調查數據中，要求房改房和租賃公房的住戶確認該房屋是以哪位家庭成員的名義獲得的。由此，我們在個人層面上討論以優(yōu)惠價格購買公有住房的決定因素。顯然，全部人群可以按照是否以優(yōu)惠價格購買公有住房分為兩種類型。但對于購買公有住房的資格條件，我們并沒有搜尋到全國范圍內的限制性規(guī)章。因此在個人層面上，我們并不能明確地確定以優(yōu)惠價格購買公有住房的對照組。為此，我們采取兩種方式：一是將全部樣本限定在居住在公有住房的人群組，包括獲得了房改房和租賃公房這兩種類型；二是將全部樣本限定在16歲以上非在校學生。利用Probit模型，“以優(yōu)惠價格購買公有住房”時因變量被設定為1，否則為0。個人是否購買公有住房既取決于個人特征，也與工作單位狀況相關。因為工作單位會影響公有住房的可供給性以及價格的優(yōu)惠程度，個人特征在一定程度上也與其對住房產權的偏好以及支付能力相關。此外，我們還以兩個變量來度量房改政策本身的影響，一是所在城市以優(yōu)惠價格購買公有住房的住戶在全部住戶中的比重，二是當地平均的房改單價。在兩種估計方式中，我們都控制了省份變量，顯然省份之間的經濟發(fā)展程度差異以及房改政策措施差異都可能會影響人們的選擇（見表3）。

表3 以優(yōu)惠價格購買公有住房的影響因素（個人層面）

不難理解，年齡對以優(yōu)惠價格購買公有住房的可能性具有顯著影響，總體而言，年齡越高，以優(yōu)惠價格購買公有住房的可能性越高。從公有住房出售過程中可以看到，工作年限是一個重要的折價因素。在福利分房體制下，當可供分配的住房短缺時，工作年限在實踐中也是一個非常重要的排隊指標。即使在控制年齡因素的情形下，工作年限對居住在公有住房人群組中以優(yōu)惠價格購買公有住房也具有顯著影響，工作年限越長的個人越有可能獲得優(yōu)惠購買的公有住房。這一特征與出售公有住房過程中對工齡的折價方式不無關聯。從不同人群年齡和工作年限的均值比較中可以看到，居住在公有住房中的人群以及具有以優(yōu)惠價格購買公有住房資格的人群通常年齡更大一些、工作年限也更長一些。這體現出房改試圖對以往低工資分配體制進行補償的特征。

一些研究表明黨員身份在獲得高收入等方面具有優(yōu)勢，盡管一些研究對這種優(yōu)勢的來源有不同的看法。由表3結果也可以看到，黨員身份對以優(yōu)惠價格購買公有住房的邊際效應在兩個估計結果中都顯著。在已經居住在公有住房的人群中，具有黨員身份者以優(yōu)惠價格購買公有住房的概率高出3個百分點；而在全部人群中，這一概率高出6.9個百分點。這間接表明，具有黨員身份對獲取公有住房，無論是租賃還是以優(yōu)惠價格購買都具有顯著的正效應。比較不同人群組不難發(fā)現，在全部人群組中，具有黨員身份者的比例為27%；而在居住在公有住房的人群組中，具有黨員身份者的比例高達41%；在以優(yōu)惠價購買了公有住房的人群組中，黨員身份者的比重又進一步上升，達44%。

在兩個估計結果中，教育的邊際效應都顯著。總體而言，受教育程度較高者以優(yōu)惠價格購買公有住房的可能性更高一些。但教育變量的邊際效應并沒有隨著受教育程度的提高而逐漸擴大。在以居住在公有住房的人群組為討論對象的估計1中，初中和高中受教育程度的邊際效應比較接近，而其他三個層次教育變量的邊際效應則比較接近。而在估計2中，各教育變量的邊際效應盡管都顯著，但并沒有隨著受教育程度的上升而表現出一致性的變動關系。在以全部人群組為基礎的估計結果中，受教育程度在本科及以上的人群獲得以優(yōu)惠價格購買公有住房的可能性要顯著高一些，比小學及以下人群（參照組）要高出近20個百分點。

從職稱和職務級別可見，相對于整個人群組，職稱和職務級別越高者越有可能獲得以優(yōu)惠價格購買公有住房的資格，并且其邊際效應隨著職稱和職務級別的上升而逐漸增高。但在居住在公有住房的人群中，這些變量的邊際效應通常不顯著。之所以如此，一方面，職稱和職務級別等特征與年齡、工作年限和受教育程度等變量之間具有非常強的相關性；另一方面，在已經以租賃或購買的形式獲取公有住房的人群中，職稱或職務級別高者在一定時期內可能對住房改革的預期并不明確，對能繼續(xù)享有原體制下的福利分房利益可能過度自信。

度量房改政策本身的兩個變量的邊際效應估計結果與預期非常一致。所在區(qū)縣房改房比例越高，則越可能以優(yōu)惠價格購買公有住房。這既可能體現了房改政策實施的影響，也可能是由人們對住房私有產權的示范效應和攀比效應所致。當地房改房的價格對人們是否購買公有住房具有負效應，即價格越高則購房的意愿越弱。但這種價格效應在全部人群中不顯著，表明對整個人群而言，是否能獲得房改房顯然不是由價格機制來調節(jié)的，而是由諸多社會經濟上的分割因素所致。

四、補貼規(guī)模及其分配

對以優(yōu)惠價格購買公有住房所形成的補貼，最理想的推算方法是，比較具有相同特征的住房優(yōu)惠價與市場價之間的差異。然而，完全意義上的“反事實”推算方式存在一些實踐上的困難。最典型的是，通常不容易找到合適的“反事實”類型。為此，本文采取兩種方式來估計以優(yōu)惠價格出售公有住房所產生的補貼規(guī)模及其分布特征。

第一種方式是，可以根據按照市場價格購買的住房的特征與價格支付之間的關系構造回歸方程，作為市場價格的決定機制，以此估計以優(yōu)惠價格購買的公有住房的市場價格，由此得到的估計值與實際支付的購房金額之差即可視為購房補貼的市場價值。表4的估計1和估計4給出了按市場價格支付的購房金額與部分住房特征之間關系的回歸結果。從中可以發(fā)現，估計4對數模型結果的調整R2較高，因此從預測住房價格的角度出發(fā)，我們選擇估計4的結果來估計以優(yōu)惠價格購買的公有住房的市場價格。根據伍德里奇（2010）的做法，利用對數模型估計結果獲得預測值時按以下方式調整：

表4 購房金額的回歸結果

其中，pay＿real為購房的實際支付。

表5 以優(yōu)惠價格購房所形成補貼的基本分布特征

按照上述方式獲得的以優(yōu)惠價格購買公有住房所形成的補貼及其分布狀況見表5。在全部住戶人群中，這種價格優(yōu)惠所形成的補貼戶均為12 234元，相當于2002年城鎮(zhèn)人均收入的1.61倍。如果把這一補貼與2002年收入合并計為實際所獲得的福利，則（補貼＋收入）的基尼系數會上升到0.4073，比城鎮(zhèn)收入的基尼系數要高出近9個百分點。從整體看，以優(yōu)惠價格購房所形成的補貼擴大了城鎮(zhèn)居民的收入差距。從補貼相對于家庭人均收入的集中率看，以優(yōu)惠價格購房所形成的補貼具有較明顯的向高收入人群集中的傾向。

在以優(yōu)惠價格購買公有住房以及補貼大于0的住戶中，獲得的補貼均值有大幅上升，補貼與相應住戶人均收入的比率分別為2.83和3.09，遠遠高于2002年的住戶收入水平。但在這兩類住戶中，補貼分布的均等性有較大增強，并且相對于家庭人均收入的集中率也有較大程度的下降。特別是在補貼大于0的住戶中，補貼相對于家庭人均收入的集中率比全部樣本中下降了10個百分點，基尼系數也下降了30個百分點。可見，在擁有補貼的住戶中，以優(yōu)惠價格購房所形成的補貼又具有一定程度的均等性。也就是說，房改的分配效應主要是由能否享受房改政策的人群之間的差異所造成的。

住房價格通常是由住房特定特征所能提供的功能價值決定的。如果市場是完善的，則住房價格將由住房特征決定，而與購房者特征無關。因此，購房者特征的影響可以看作是房價決定過程中所受到的扭曲。這就是本文關于住房補貼估算的第二種方式，即在住房價格回歸中加入購房者（戶主）的基本特征，結果見表4。

估計2和估計5在估計1和估計4的基礎上增加了以優(yōu)惠價格購買公有住房的住戶，并以虛擬變量標識，變量“以優(yōu)惠價格購買”的估計系數即度量了這類人群在購房中的受益程度。從相應的估計結果看，在其他住房特征相同的情形下，以優(yōu)惠價格購買會使實際的購房支出平均下降24 704元或41.76%。也就是說，相對于房價的市場決定機制，以優(yōu)惠價格購買者每套房平均獲益24 704元。這一絕對數量與上述預測推斷的結果比較接近。優(yōu)惠價格比市場價格通常要低41.76%。估計3和估計6進一步將“以優(yōu)惠價格購買”這一變量與相關戶主特征交叉相乘，以獲得在控制其他條件不變的情形下，相應人群的獲益程度。從工作年限看，每增加一年工作經驗，在優(yōu)惠價格購房過程中可能少支付347元，相對優(yōu)惠幅度為0.83%。從受教育程度與“以優(yōu)惠價格購買”的交叉項看，受教育程度較高者從購房中所獲得的優(yōu)惠程度也更高一些，特別是戶主受教育程度為高中和本科及以上。從戶主工作單位性質看，戶主在黨政機關和事業(yè)單位所獲得的價格優(yōu)惠程度要顯著高一些。

五、總 結

本文基于2002年城鎮(zhèn)住戶調查數據，討論了20世紀90年代中后期的公有住房私有化改革的分配效應。本文著重討論了兩個問題，一是以優(yōu)惠價格購買了公有住房的人群的基本特征，二是以優(yōu)惠價格購買公有住房所形成的補貼規(guī)模及其分布狀況。研究結果表明，工作年限對購房行為具有顯著影響，這既與房改過程中相關折價規(guī)定與工作年限之間存在密切關聯有關，即工作年限越長則價格折扣越多，也與住房分配體制改革中的“排隊”現象有關，即工作年限較長者通常具有優(yōu)先購買權。此外，黨員身份、受教育程度、工作單位和職位性質等都會影響以優(yōu)惠價格購買公有住房的行為。而住房價格對購房行為卻只有非常有限的影響。顯然，對大多數人而言，能以優(yōu)惠價格購買公有住房是一種難得的福利。相對于價格優(yōu)惠程度，購房價格本身所產生的成本效應并不能阻礙購房行為。我們還討論了以優(yōu)惠價格購買公有住房所形成的補貼規(guī)模及其分布特征。不難理解，由此所形成的購房補貼即便在當時也不少，遠遠高于當年的居民收入水平。但這種補貼也在相當程度上加劇了居民之間的福利差異。如果把這種補貼和當年收入合并，則由此所產生的不均等程度要遠遠高于當年收入。值得注意的是，這種補貼也是在不太長的時期內所形成的類似于收入的流量。當然，這種購房補貼分布的不均等在相當大程度上體現在已經獲取和不能獲取這兩個人群之間。在已經獲取了住房補貼的人群中，其分布的不均等程度要低得多。這也驗證了一些學者所指出的房改政策所具有的社會排斥性。以優(yōu)惠價格購買公有住房以及相關住房補貼的分布特征也表明，從社會公平角度看，合理與不合理的影響因素交織存在。一些基于既往生產性貢獻特征如工作年限、受教育程度等的住房分配優(yōu)勢與社會普遍的公平觀念具有更強的相容性，而基于非生產貢獻特征的分配優(yōu)勢則常常成為人們質疑其改革合理性的重要原因。

注釋：

①這12個省份包括北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、河南、湖北、廣東、重慶、四川、云南和甘肅。

[1]陳學斌.90年代中期住房改革制度回顧[J].百年潮，2010，（7）：26－34.

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[3]金儉.中國住宅私有化進程及其社會影響[J].南京大學學報（哲學人文科學社會科學版），2004，（3）：107－112.

[4]李斌.社會排斥理論與中國城市住房改革制度[J].社會科學研究，2002，（3）：106－110.

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