袁 誠 何西龍 涂 悅

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住房自有率、房價變化與社會保障支出

袁 誠 何西龍 涂 悅

（北京大學經(jīng)濟學院 北京 100871）

本文從住房自有率和房價變化的視角入手，研究了住房市場對財政社會保障支出的替代擠出效應。本文構建的理論模型發(fā)現(xiàn)當房價上漲時，房屋自有率越高，政府更傾向于減少社會保障支出，當房價下降時，房屋自有率越高，政府更傾向于增加社會保障支出。本文接下來選取了我國35個大中城市1998-2012年間的面板數(shù)據(jù)，通過構造“未考慮房價”和“考慮房價”兩種基準模型，實證分析表明，住房自有率本身對社會保障支出沒有影響，房價通過住房自有率對社會保障支出產生顯著的影響：在現(xiàn)有住房自有率82.15%的平均水平上，房價下降1%將導致人均生活保障支出增加1.15元。

住房自有率 房價 社會保障支出 替代擠出

一、引 言

住房具有提供居住場所和耐用消費品的雙重性質，對大多數(shù)人而言，它不僅僅是個人的安身立命之所，還是家庭或個人財富的主要組成部分。由于住房的財富性質，購房之前個人不得不長期積累儲蓄，減少部分消費需求；購房之后房產所有人通過房屋升值增加了家庭財富水平，或者通過不動產抵押弱化借貸約束，進而刺激個人消費需求。由此可知，住房有助于個人在一生重新配置資源和平滑消費。與之類似，社會保障也具有重新配置資源的功能。它在個人工作時實施強制儲蓄，在個人退休時發(fā)放養(yǎng)老金，使得資產在個人工作和退休兩期進行分配。住房和社會保障都對家庭和個人的儲蓄及消費行為產生重要影響，在預算約束一定的前提下，兩者之間存在著怎樣的互動關系？這成為在理論和實踐中值得關注的一個問題。

本文旨在探究自有住房和社會保障二者之間的內在聯(lián)系，在這一新的視角下，為當前社會焦點“住房市場改革”和“社會保障制度改革”提出政策建議。關于自有住房和社會保障之間的理論研究最早由Kemeny（1978，1981）提出。他認為，擁有自有住房的老年人口可以獲得住房提供的隱形收入，住房資產可被視為一種類似養(yǎng)老基金的財富，對養(yǎng)老金的收入產生替代。Kemeny（2005）再次指出，住房最大的特點在于購買住房使得家庭的收入在整個生命周期進行再分配，自有住房和社會保障由于二者功能的相似，因而購房的支出會對養(yǎng)老金這種強制儲蓄的保障形式構成較大的擠出。Kemeny雖然提出了自有住房對社會保障的擠出效應，但并沒有提供嚴格的理論支持。而后，有不少學者利用理論模型探究了住房產權對家庭消費儲蓄行為的影響。Yang（2008）研究了納入房屋消費的生命周期消費行為，重點利用模型探討了消費者在買房和租房之間的選擇差異，說明了住房自有率在不同的年齡階層存在差異。Chen（2009）研究了納入房屋的社會保障體系，所設理論模型也限于家庭的住房選擇行為方面。這些理論模型都沒有從社會計劃者角度出發(fā)推導出自有住房對社會保障的擠出效用。本文將彌補這一不足之處，在已有家庭住房選擇模型的基礎上，借鑒Asell（2013）的社會福利政策模型，構建有房者和無房者的社會福利政策模型，對自有住房在房價作用下對社會保障的擠出效應進行推導。

關于自有住房和社會保障之間關系比較深入的研究仍在實證研究部分，不同的學者因為研究對象和使用方法的差異得出的實證研究結果也不盡相同。Kemeny（1981）以澳大利亞、英國和瑞典為研究對象，發(fā)現(xiàn)較高的住房自有率導致較低的福利水平，這種效應尤其體現(xiàn)在養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險水平上。Castles（1998）使用17個OECD國家1960-1990年的數(shù)據(jù)，再次證實了住房自有率與社會保障支出之間的負相關關系。Yates and Bradbury（2010）以澳大利亞為例指出，澳大利亞養(yǎng)老金水平較低主要源于較高的住房自有率，自有住房帶來了較低的住房成本。然而，也有學者的實證研究發(fā)現(xiàn)住房自有率對社會保障并不存在擠出效應。Fahry（2003）選取了愛爾蘭作為研究對象，作者從預算約束和需求減弱兩種理論機制上講這種替代關系應該存在，但實證研究發(fā)現(xiàn)，這兩種機制在愛爾蘭都不起作用，可能的解釋是愛爾蘭房屋成本不高，并不能成為預算約束和養(yǎng)老金需求的制約。Dewilde和Raeymaceckers（2008）分別使用歐洲社區(qū)家庭調查面板微觀調查數(shù)據(jù)和宏觀整體數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)住房所有權與養(yǎng)老金水平之間的確在個體層面上存在擠出效應，但從整個社會層面上講，這種關系并不必然存在。通過對已有實證研究文獻的梳理，我們發(fā)現(xiàn)盡管實證研究結果因為對象差異不盡相同，但絕大多數(shù)研究都把重點放在了住房自有率對社會保障的單獨擠出效應，而忽視了房價的變化。Hirayama（2010）就意識到自有住房對社會保障的替代關系將受到來自代際之間與代際內部不平等以及房價下降趨勢的挑戰(zhàn)。事實上考查自有住房對社會保障的影響，探究前者對后者的擠出效應，除了研究是否擁有住房，住房價值的變化也應納入研究范圍。

在上述理論背景和研究背景下，本文以我國35個大中城市1998-2012年的面板數(shù)據(jù)為基礎，考慮房價變化，對我國城鎮(zhèn)家庭住房自有率如何影響政府財政社會保障支出進行了理論模型分析和計量實證分析，并嘗試解釋了其中可能存在的影響機制，結論具有現(xiàn)實的政策意義。本文的理論和實證結論均表明，以中國數(shù)據(jù)為經(jīng)驗的研究也證實了住房自有率和房價對社會保障的確存在替代擠出效應，當房價上升時，住房自有率越高，社會保障支出越少，當房價下降時，住房自有率越高，社會保障支出越多。

本文余下的內容安排如下：第二部分為理論模型。第三部分為典型事實。第四部分為實證分析。第五部分為結論與政策建議。

二、理論模型

（一）模型設定

考慮一個離散時間的世代交疊經(jīng)濟體，有一個無限期存活的政府。政府向年輕人征收勞動收入稅，并向退休人員提供社會保障金。個人存活兩期，分別作如下假定：

第二期年老時候：（1）個人本期沒有工資所得，依靠政府發(fā)放一次性總量養(yǎng)老金；（2）第一期房屋持有者選擇賣出的房產，單位價格為，并轉而買入或租入單位房產，買房價格為，租房價格為，并假設個人在第二期有的可能繼續(xù)成為買房者，1-的可能成為租房者；第一期房屋租房者，依然選擇租入單位房產，價格為；個體對租房的需求不變，因而假定；（3）考慮到遺產動機，第二期個人剩余財產（包括房產及其他資產）可看作消費的一部分。

1、生產技術

2、租房市場

假設有一個兩期存活的金融機構在供給出租房產，在第一期它接受居民存款而買入出租房產，在第二期它以利率償還存款。如果出租房產第一期定價為，第二期金融機構會將其折舊后的出租房產賣給新的金融機構。租房市場的無套利條件決定了出租價格應為：，并且每期租房預期價格相同，。

（二）家庭選擇最優(yōu)化

1、效用偏好

首先考慮期房屋和非耐用消費品的效用函數(shù)為：，其中，表示相對風險厭惡系數(shù)，表示房屋消費對于非耐用消費品的相對偏好。此處表示單位自有房產，其以完整數(shù)量計入房屋消費效用；若此處是租賃房產，其以數(shù)量計入房屋消費效用，。個人一生效用可表示為：，其中表示跨期貼現(xiàn)率。

2、決策：買房或租房？

正如上文假定，個人在第一期決定買房或租房。影響個體買房或租房的因素是，個人第一期期初財產，這代表了買房的準入門檻，只有大到足以支付買房首付款時，個人才有可能成為買房者，即，表示首付比率，表示出售房屋最低單位要求。因此，眾多較小的個體自動淪為租房群體，不涉及買房或租房的決策選擇；我們這里進一步討論面臨買房或租房決策的個體就是較大的個體，即社會中較富有個體，他們在決策買房或租房時，將通過比較買房一生效用和租房一生效用大小來確定自身買房或租房行為。

考慮一個無借貸約束的經(jīng)濟體，分別構造二者的效用最大化模型。對于買房者來說：代表性個體在第一期通過選擇來使個體一生效用最大化，代表第一期借入資產，令表示資產盈余。

.

其中，表示資產收益率和貸款利率一致，表示首付比率，表示房屋折舊率。

.

3、對均衡的描述

通過對買房者最優(yōu)化模型的求解，可得均衡結果：①

其中：

（三）社會選擇最優(yōu)化

1、社保體系的設定

考慮一個現(xiàn)收現(xiàn)付制的社會保障體系，當期年輕人支付的社會保障稅總額與當期支付給老年人的養(yǎng)老金總額相等。即：，其中，表示t期年輕人數(shù)量，表示t期老年人數(shù)量，也同時表示t-1期年輕人數(shù)量，表示t期年輕人的勞動收入，表示t期老年人領取的單位養(yǎng)老金。同時假設，人口有的外生增長率，那么；勞動收入有的外生增長率，。那么t＋1期老年人的養(yǎng)老金?？捎嬎愠?，個人繳納社會保障稅的收益率為：

由此，政府要求個體繳納社會保障稅，可以看作是一種強制儲蓄，又可以看作是一種強制資產投資，這種強制投資與個體其他儲蓄投資（自動儲蓄、購買房產、持有資產等）構成了替代關系。當相較于其他資產收益率較小時，個體是有激勵抵制繳納社會社會保障稅的。

2、政府效用偏好

政府是無限期存活，政府決策的目的是通過設定社會保障稅率和一次性總量養(yǎng)老金來使社會福利最大化，即最大化社會所有個體福利加總。假定社會所有個體可以劃分為兩類人群，即買房者1和租房者2，并且假定社會存在固定住房自有率，即買房者1占比，租房者2占比（1-）。那么政府決策的目的就是最大化這兩類人群兩期效用的加總。

社會計劃者最大化兩類群體的兩期效用模型可寫為：

代入效用函數(shù)和約束條件為：

3、均衡的描述

通過對政府決策最優(yōu)化模型求解，最終可以得到如下結論：

（四）模型的進一步說明

1、機制說明：無房者VS有房者

從理論上講，房價變化會影響社會群體對政府社會保障支出的需求。房價上漲時，無房者要將有限的資源更多地用于購房支出或租房成本，必將承擔更多的住房成本，自我保障能力因此減弱，從而對社會保障支出的需求會增加。房價上漲時，有房者則可以獲得財富升值，住房成本降低，因而可以利用較低的社會保障維持生活，因而對社會保障支出的需求會降低。社會群體對政府社會保障支出的需求總體是上升或降低，則取決于是無房者占多數(shù)，還是有房者占多數(shù)。在一個住房自有率偏高（大于50%）的社會，有房者占多數(shù)，當房價上漲時，對政府社會保障支出的需求降低是主要趨勢。

2、機制說明：財稅收入VS個人繳費

同樣，房價變化還會影響政府對社會保障支出的供給。房價上漲時，政府財政收入伴隨著各類房地產稅收的增加必然有所增加，因而政府就更有財力增加社會保障支出的供給，這是最直接的財富效應。此外，房價上漲時，無房者將承擔更多的住房成本，產生預算約束效應，用以繳納社會保障金的資源就會減少。于此同時，有房者也因為住房獲得升值收益，對社會保障需求降低，同樣將支付更少的社會保障。個人繳納又是社會保障體系籌資的一個重要手段，因此政府將減少社會保障支出的供給。政府對社會保障支出的供給總體是下降或降低，則取決于稅收收入支持社會保障占多數(shù)，還是個人繳納支付社會保障占多數(shù)。通常，個人繳納社會保障金的變化對社會保障支出的供給影響更大。因此，當房價上漲時，政府社會保障支出的供給的降低也是主要趨勢。

以上兩個機制分別說明了，當房價上漲時，政府社會保障支出需求和供給均降低，最終將會導致均衡時的政府社會保障支出的降低，這與我們理論模型的結論保持一致。

三、我國的住房市場與社會保障背景

（一）住房產權現(xiàn)狀與特點

我國住房改革自1978年改革開放以來大致經(jīng)歷了三個發(fā)展階段。第一階段，1978-1988年，為試點探索階段；第二階段，1988-1998年，為總體推進階段，政府著手對城市公共住房進行商業(yè)化或市場化，鼓勵私人擁有住房，因此大量公共租賃住房以極低價格出售給工作單位的職工，還允許私營部門參與住房開發(fā)；第三階段，1998年以后，為市場主導階段，1998年結束了福利住房分配，建立起了市場主導的住房供應制度。

住房改革的實質就是住房產權私有化的過程。1988年的改革，很多存量公共租賃房以低廉價格出售給國企員工，家庭對住房的權利由租賃使用權變?yōu)樗袡啵嘤俗》克接谢?998年的改革，福利分房時代結束，開始進入市場供給住房階段，則進一步促進了住房私有化的發(fā)展。1998年后，伴隨著商品房放開，房地產市場興起，城鎮(zhèn)化進程日益加快，住房剛性需求增加，并且投機需求大量存在，導致我國商品住宅銷售面積和銷售價格全面攀升。

圖1 1998-2012年全國商品住宅銷售情況

資料來源：《2013年中國統(tǒng)計年鑒》

上圖展示了1998-2012年全國商品住宅的銷售情況。從圖中可以看出，在這十五年期間，我國商品住宅的銷售額、銷售面積和銷售價格除2008年（金融危機的影響）有所下降外，均呈穩(wěn)定上升趨勢，這充分地說明我國住房制度改革實現(xiàn)了住房的商品化。

衡量住房產權私有最重要的一個指標是住房自有率。住房自有率指擁有自有住宅的家庭在全社會家庭總數(shù)中的比例，反映自有住宅普及程度，是度量住房所有權比重或地區(qū)的經(jīng)濟水平、民族傳統(tǒng)、人口分布和住房政策等多方面因素的影響要指標。我國目前并沒有專門在全國范圍內對住房自有率進行統(tǒng)計調查的數(shù)據(jù)，2006年，建設部公布了《2005年全國城鎮(zhèn)房屋概況統(tǒng)計公報》，其提供的數(shù)據(jù)顯示，全國城鎮(zhèn)住宅私有率為81.62%，東中西部分別為82.58%，79.69%和81.93%，可見這一指標的地域差異并不大。在國際比較中，我國的住房自有率無疑是很高的，對城市政府來說，住房自有率的提高，可能是利弊并存。

本文對住房自有率的計算方式是根據(jù)各城市統(tǒng)計年鑒城鎮(zhèn)居民住房產權各項比例整理所得。通過對比本文所選取的樣本城市1998年和2012年住房產權平均構成情況，可以發(fā)現(xiàn)以市場化、社會化為目標的中國城鎮(zhèn)住房制度改革，極大地發(fā)揮了市場的作用，推進了城鎮(zhèn)住房的發(fā)展，快速提高了城鎮(zhèn)居民的住房自有率。

（二）社會保障支出現(xiàn)狀及特點

根據(jù)現(xiàn)行的財政支出統(tǒng)計口徑，社會保障支出主要分為財政社會保障支出和社會保險基金支出。財政社會保障支出，是列入各級政府財政預算的社會保障資金，主要由中央政府對地方政府專項轉移支付和地方政府的配套資金組成，主要包括社會撫恤和福利救濟費、社會保障補助支出和行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費三部分。社會保險基金支出是養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷與生育保險的五項社會保險基金支出的總和，主要用于支付各項社會保險項目參保者的保險金支出，這部分資金具有?？顚Ｓ玫男再|。

我國關于財政社會保障支出的統(tǒng)計口徑指標缺乏連貫性，相關統(tǒng)計年鑒在1985年-1997年財政社會保障支出僅包括撫恤和社會福利救濟費；1998-2006年則在此基礎上，將社會保障補助支出與行政事業(yè)單位離退休經(jīng)費納入統(tǒng)計范圍；而2007年至今，我國實行新政府收支分類科目，將以上三類支出的主要內容及其他一些支出合并為“社會保障和就業(yè)支出”。

我國2009年財政社會保障支出為6.5%，2012年增至8.26%，提升了約1.8個百分點，但這一水平尚不足2000年美國（所列舉國家中最低水平）這一比重的一半，更遠遠低于OECD國家2012年的平均水平。與發(fā)達國家的比較有力地說明了我國政府的社會保障水平還有進一步提升的必要和可能。

四、實證分析：雙向固定效應面板模型估計

我國當前的住房自有率很高，但是相應的財政社會保障支出水平卻很低。高的住房自有率是不是對低的社會保障支出產生了替代擠出效應，這種替代擠出效應又是通過怎樣的機制進行的呢？為考察住房自有率和房價對財政社會保障支出是否存在擠出效應，本文選取中國35個大中城市1998-2012年15年的面板數(shù)據(jù)，并采用了控制了年份效應和城市個體效應的固定效應模型進行實證分析。

（一）模型與數(shù)據(jù)

1、模型設定

借鑒以往的研究，本文重點在考察住房自有率和房價對財政社會保障支出的影響，因此考慮建立基準模型如下。

（1）未考慮房價的基準模型：

其中，代表政府財政社會保障支出，代表住房自有率，代表一系列控制變量；和分別代表面板數(shù)據(jù)的兩個維度（橫截面和時間），其中，＝1,2,3…35；＝1,2,3…15；為一組年份虛擬變量，用以控制年份效應，為城市個體固定效應，是隨機擾動項，是回歸系數(shù)。該模型直接考察了住房自有率對財政社會保障支出的影響，目的是驗證住房自有率單獨作用是否能對財政社會保障支出產生擠出效用。通過年份與城市的雙向固定效應的控制，很大程度上減少了由于不可觀測的城市個體特征以及年度的宏觀（房產與社會保障）政策變量的缺失，所可能導致的估計偏差。

（2）考慮房價的基準模型：

如前文所述，房價上漲會同時影響財政社會保障支出的需求和供給，一個社會的住房自有率的高低又將決定房價對財政社會保障支出需求和供給的影響是上升還是下降。因此，房價和房價與住房自有率的交互項也可能是影響財政社會保障支出的重要因素?；诖?，建立新的基準模型如下：

其中，代表住房價格，表示住房自有率與增長房價率交叉項。

2、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取35個城市從1998-2012年15年的數(shù)據(jù)進行回歸分析。對于城市的選擇，主要是參考國家統(tǒng)計局公布的35個大中城市，但是由于部分城市的住房自有率數(shù)據(jù)缺失比較嚴重，因此將部分數(shù)據(jù)缺失較多的城市替換為經(jīng)濟發(fā)展水平相近的其他數(shù)據(jù)相對完善的城市。且本文所選城市均為地級市及以上城市，使用其市轄區(qū)層面的數(shù)據(jù)。對于時間的選取，主要是考慮到1998年我國住房商品化改革正式開始，對住房自有率和房價有較大的影響；同時1998年起各城市統(tǒng)計年鑒的社會保障支出的相關數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑有所更新，并且之后的數(shù)據(jù)也相對比較齊全；更為重要的是1998年是我國社會保障改革進程中一個特別重要且取得重大的實質性進展的年份。

本文采用人均社會保障支出作為被解釋變量。由于2007年統(tǒng)計局對我國財政的各項社會保障支出進行項目歸總，僅單列一項“社會保障和就業(yè)支出”，不再分項列置，統(tǒng)計口徑發(fā)生了改變。為了前后統(tǒng)計口徑保持一致，本文將1998-2006年城市統(tǒng)計年鑒中公布的“撫恤和社會福利救濟費”，“行政單位退休費用”，“社會保障補助支出”三項加總得到財政社會保障總支出，數(shù)據(jù)來自各城市歷年統(tǒng)計年鑒；2007-2012年數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)提供的各城市市轄區(qū)“社會保障和就業(yè)支出”，部分缺失數(shù)據(jù)由各城市統(tǒng)計年鑒補齊。需要說明的是，由于本文的主要研究目的是探究政府行為，所以并沒有包含企業(yè)和個人共同繳納的“社會保險基金支出”。并且，由于2007年政府收支科目改革，為了保證數(shù)據(jù)前后口徑盡可能一致，將2007年后財政社會保障支出進行調整。調整所使用的公式為：財政社會保障支出≥2007＝財政社會保障支出≥2007*[1-（行政管理費/地方財政一般預算支出）＝2006]。

本文的主要解釋變量為住房自有率和房價。住房自有率是指城鎮(zhèn)居民產權自有住房占全部住房的比例，反映了居民的住房產權情況。本文根據(jù)各城市歷年統(tǒng)計年鑒提供的城鎮(zhèn)居民調查中“居住情況”里住房產權一項進行計算得到各城市住房自有率的估計值。具體計算方式是，將“原有私房”、“部分產權自有房”和“商品房”三項所占的比例相加得到住房自有率。房價用“商品房住宅平均銷售價格”衡量，數(shù)據(jù)來自各城市歷年統(tǒng)計年鑒。

本文選取的控制變量包括，（1）經(jīng)濟發(fā)展類：人均GDP、第三產業(yè)就業(yè)比重、第三產業(yè)占GDP比重、職工平均工資、城市化率；（2）家庭結構類：家庭總支出、家庭居住支出、家庭人口就業(yè)比率（家庭平均就業(yè)人口數(shù)/家庭平均人口數(shù)*100）（3）財政收支類：地方財政自給率（一般預算內收入/一般預算內支出*100）。以上數(shù)據(jù)的基礎來源主要有：各?。▍^(qū)、市）統(tǒng)計年鑒（1998-2012）、中國財政經(jīng)濟出版社《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》（1998-2012）、《中國城市統(tǒng)計年鑒》（1998-2012）、中經(jīng)網(wǎng)地級市市轄區(qū)數(shù)據(jù)。所有的以貨幣價值度量的變量都以當?shù)?998年為基期的價格指數(shù)進行了調整。

3、變量與描述統(tǒng)計

本文構建的主要被解釋變量是“人均社會保障支出”，它衡量了地區(qū)社會保障支出水平。影響地區(qū)社會保障支出水平的因素有很多，本文主要想探討住房自有率和房價對社會保障支出水平的影響，因而選取的主要解釋變量是“住房自有率”和“平均房價”。影響社會保障支出還有一個重要的因素是居民的收入水平，可選取“人均GDP”和“職工平均工資”作為最重要的兩個控制變量。圖2給出了“人均社會保障支出”、“住房自有率”、“平均房價”、“人均GDP”和“職工平均工資”5個變量從1998年到2012年的變化趨勢，可以看到，這5個變量均呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。值得說明的有兩點，一是“人均社會保障支出”與其余四個變量呈現(xiàn)出正相關的關系，可猜測相應的回歸系數(shù)符號為正；二是2002年以后中國的“住房自有率”基本維持在80%以上，說明了我國“住房自有率”偏高，而且這一水平在國際上也是很高的。

圖2 人均社會保障支出與主要解釋變量

本文所涉及到的主要被解釋變量和解釋變量描述統(tǒng)計如下表1所示。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計 （單位：元、%）

續(xù)表1

變量樣本觀測數(shù)均值標準差最小值最大值 家庭人口就業(yè)比例%52551.986.0236.6274.92 第三產業(yè)就業(yè)比重%52549.5010.9419.676.77 第三產業(yè)占GDP比重%52449.7510.0220.676.86 城市化率%525741814100

（二）回歸結果與分析

在回歸模型中，因變量為人均社會保障支出，出于量綱匹配的考慮，模型中其他控制變量均為人均變量。需要說明的是，雖然我們采用了控制了年份效應和城市個體效應的雙向固定效應模型進行實證分析，很大程度上消除了組內序列相關問題，但是Wooldridge檢驗結果表明，即使在雙向固定效應的設定下，隨機擾動項仍然存在一階自相關，對此我們進行了自相關調整的Newey-West標準差估計。

1、未考慮房價的基準回歸

本節(jié)將住房自有率作為關鍵解釋變量直接納入研究，進行基準回歸分析，目的是驗證住房自有率單獨作用是否能對財政社會保障支出產生擠出效用。這里使用人均財政社會保障支出作為被解釋變量，模型（1）-（6）使用了不同的控制變量，模型（7）則剔除了3個直轄市單獨進行了回歸?；貧w結果如下表2。

表2 未考慮房價的基準回歸

續(xù)表2

（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7） 人均社會保障支出 家庭總支出0.035***（0.012） 樣本數(shù)521524523523520520476 市本級數(shù)35353535353532 調整R20.6270.6350.6430.6530.6270.6300.641

注：*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1，括號內為回歸系數(shù)Newey-West標準差。

根據(jù)上表回歸結果，可以看出7個模型回歸結果基本具有一致性。地方財政自給率對人均社會保障支出的影響顯著為正。財政保障支出作為政府財政支出一個重要組成部分，這個結論說明地方財政收支狀況越好，地方政府更有能力提供較多的財政社會保障支出。模型（2）～（4），人均GDP對人均社會保障支出的影響顯著為正，模型（1）、（5）～（7），職工平均工資對人均社會保障支出的影響顯著為正。以上結論表明，居民的收入水平越高，會相應提高對社會保障數(shù)量與質量的需求，導致人均財政社會保障支出水平的提高。

模型（1）-（3），（6）-（7），家庭居住支出對人均社會保障支出的影響顯著為正。家庭居住支出衡量的是家庭住房成本，這個結論說明在住房成本偏高時，個體自我保障能力差，從而更傾向更多的社會保障需求。城市化率對人均社會保障支出的影響也基本為正。城市化率的高低將影響城市人群結構、產業(yè)結構等方面的構成，高城市化率水平，意味著越來越多的城市居民、產業(yè)工人納入到城鎮(zhèn)社保體系之中，個體社會保障需求水平以及新增城市人口的新增社會保障總量都會隨之增加，從而導致人均社會保障支出的增加。

家庭人口就業(yè)比例對人均社會保障支出的影響基本為負，可能的解釋是，家庭人口就業(yè)比例越高，收入來源越多，家庭自我保障能力越強，因而對社會保障支出的需求相對較低。在模型（3）～（7）中，第三產業(yè)就業(yè)比重和第三產業(yè)占GDP比重對人均社會保障支出的影響雖然存在一些不一致，但是可以看出正向影響為主要趨勢，可能的解釋是，以服務業(yè)為主的第三產業(yè)吸納了大量比例的社會剩余勞動力，使得越來越多的社會居民納入到城鎮(zhèn)社保體系中，從而對社會保障支出的需求也會隨之增加。

最后，對于關鍵變量“住房自有率”對人均社會保障支出的影響卻呈現(xiàn)出不一致性，而且效果基本不顯著。模型（1）～（4），住房自有率對人均社會保障支出的影響為正，模型（5）～（7），住房自有率對人均社會保障支出的影響卻為負，但在統(tǒng)計上都很不顯著。這說明了住房自有率單獨作用并不對人均社會保障支出產生影響。這與本文想要論證的直覺保持一致，即住房自有率對人均社會保障支出的影響可能還需要通過房價這個機制來達成，房價上漲或下跌，住房自有率對人均社會保障支出的影響應該是相反的。因此，我們有必要進一步探討把房價納入為解釋變量的模型回歸。

2、考慮房價的基準回歸

本節(jié)探討房價和住房自有率同時對財政社會保障支出的影響作用，在基準回歸模型中，納入了“房價”和“住房自有率與增長房價率交叉項”兩個重要解釋變量。這里同樣使用人均財政社會保障支出作為被解釋變量，通過設定不同的控制變量設計了（1）-（7）模型，模型（7）則剔除了3個直轄市單獨進行了回歸?；貧w結果如下表3。

表3 考慮房價的基準回歸

注：*** p<0.01，** p<0.05，* p<0.1，括號內為回歸系數(shù)Newey-West標準差。

根據(jù)上表回歸結果，可以看出7個模型回歸結果相比未納入房價的模型一致性更強。首先，除了模型（4），地方財政自給率對人均社會保障支出的影響顯著為正，這與未考慮房價的基準回歸一致。其次，模型（2）-（4），人均GDP對人均社會保障支出的影響顯著為正，模型（1），（5）-（7）職工平均工資對人均社會保障支出的影響顯著為正，這也與未考慮房價的基準回歸一致。再次，模型（1）-（3），（6）-（7），家庭居住支出對人均社會保障支出的影響顯著為正，這也與未考慮房價的基準回歸一致。然后，城市化率對人均社會保障支出的影響，僅有模型（1），（5）-（7）顯著為正，這與未考慮房價的基準回歸有所差異。同時，家庭人口就業(yè)比重對人均社會保障支出的影響仍然基本為負。第三產業(yè)就業(yè)比重與第三產業(yè)增加值比重對人均社會保障支出的影響除了模型（7）也都為正向影響。

最后，考察兩個關鍵變量“房價”和“住房自有率和增長房價率交叉項”對人均社會保障支出的影響。第一，房價單獨對人均社會保障支出的影響是顯著為正，這表明不考慮住房自有的前提下，房價上漲，個人將承擔更高的住房成本，個人福利遭受損失，自我保障能力下降，因而對財政社會保障支出有更高的需求。第二，若考慮房價與住房自有率同時作用以后，住房所有率與房價變化率的交叉項對人均社會保障支出的影響則是顯著為負的。這與本文想要論證的結論一致，即住房自有率通過房價的變化對社會保障支出或社會保障需求產生影響：當房價上升時，房屋自有率越高，對社會保障支出的需求減少，房價下降時，房屋自有率越高，對社會保障支出的需求增加。模型（7）剔除了3個直轄市以后，使得上述兩個關鍵變量的影響更加顯著。實證分析表明，住房自有率本身對社會保障支出沒有影響，即使在10%的房價平均漲幅下，住房自有率提高1個百分點，導致人均生活保障支出僅僅減少0.14元；但是，在現(xiàn)有住房自有率82.15%的平均水平上，房價下降1%將導致人均生活保障支出增加1.15元。房價對于社會保障支出的影響是顯著的，住房自有率本身對社會保障支出的影響不大，但高住房自有率進一步放大了房價的影響。

五、結論與政策建議

自有住房，因為其居住和耐用的雙重性質，已成為個人越來越重要的財富。本文探討了在我國房價上漲的大背景下，住房自有率以及房價是否會影響政府的社會保障財政支出，其影響機制又是怎樣的。通過構建理論模型和選取35個城市1998-2012年面板數(shù)據(jù)進行實證分析，本文對該問題提供了來自我國的經(jīng)驗證據(jù)，并得出以下研究結論：住房自有率與房價變化的交互影響會導致居民對社會保障的需求的變化，進而影響政府財政在社會保障上的投入。在我國高住房自有率的背景下，房價的上漲會擠出財政社會保障支出，二者存在替代關系；而房價下降則會增加居民對財政社會保障支出的需求，二者存在正向關系。實證分析表明，住房自有率本身對社會保障支出沒有影響，但是住房自有率與房價增長率交互項對社會保障支出的影響卻為負。在10%的房價平均漲幅下，住房自有率提高1個百分點僅導致人均生活保障支出減少0.14元；但是，在現(xiàn)有住房自有率平均水平上，房價上漲1%將導致人均生活保障支出減少1.15元。這個估計結果在各種不同的模型設定下，表現(xiàn)都是穩(wěn)健的。該結論對完善我國住房體系改革和社會保障體系改革均有實際指導意義。

第一，考慮到住房在房價上升時會對社會保障產生替代擠出，各地政府在制定財政社會保障支出計劃時，需要權衡當?shù)鼐用竦淖晕冶Ｕ夏芰腿藗兊膶嶋H需求，結合當?shù)刈》渴袌銮闆r等影響因素，納入財政社保支出計劃的制定范圍，例如，在做實社?；鹳~戶時，可納入更多住房等硬資產，以分享房屋升值收益。

第二，自有住房對社會保障的替代的一個很重要的前提條件是，個體可以在年老時出售房屋分享房屋升值的收益。對此，可考慮進一步完善金融市場的“以房養(yǎng)老”的模式，由地方政府或大型國有金融機構與房屋持有者簽訂協(xié)議，以房屋做抵押，每年支付個人足額養(yǎng)老金，之后房屋收歸政府或金融機構，通過拍賣或再出售重新回到住房市場。

第三，自有住房對社會保障的替代還依賴于穩(wěn)定的房價上漲。但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展變化，我國房價存在下跌風險，如果一味追求高住房自有率，在房價下跌時，可能會加大居民財政社會保障支出的需求和壓力。所以從長遠利益出發(fā)，政府要避免對住房自有率的盲目追求，積極規(guī)避房價下跌風險，應該健全多層次住房保障體系，例如發(fā)展廉租房和公租房等，創(chuàng)新多元住房投資形式，例如發(fā)展房產投資信托REITS、房產抵押ABS、房地產類股票等資產。

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（QJ）

① 關于理論模型求解的具體過程，有興趣的讀者可以向本文作者索取。