陳 偉，任蘭杰

（1.北京郵電大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，北京 100876；2.北京郵電大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100876）

一、引言

近十多年來，我國居民基尼系數(shù)均在0.45 以上，超過了國際通行的收入差距警戒線。為了解決中低收入群體的住房問題，我國政府不斷加大住房保障體系的建設(shè)力度。“十二五”末，全國城鎮(zhèn)保障性住房覆蓋率已經(jīng)達到了20%以上。

作為社會保障制度在住房領(lǐng)域的一種延伸，住房保障能夠減輕保障對象的住房支出，增加保障對象的實際收入，發(fā)揮縮小居民收入差距的作用，但是作用效果受到制度設(shè)計和制度運行的直接制約。

北京市是我國的政治、文化中心，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，居民收入來源多樣。同時，北京市的住房價格長期居于高位，政府的住房保障責(zé)任重大，推行過多項住房保障試點政策。選擇北京市作為研究對象，考察其住房保障水平和居民收入分配的作用關(guān)系，在國內(nèi)具有典型意義。

二、文獻綜述

（一）住房保障調(diào)節(jié)收入分配的理論依據(jù)

19 世紀中葉以后，西方國家的市場經(jīng)濟從自由競爭階段走向壟斷階段，社會收入差距拉大，城市住房短缺嚴重。越來越多的人士意識到自由放任的市場缺陷，主張強化政府干預(yù)，積極發(fā)揮包括住房保障在內(nèi)的收入再分配政策作用。馬克思和恩格斯提出了“第一需要理論”，認為應(yīng)從國民收入分配和再分配領(lǐng)域滿足人的居住需要，形成了住房保障的理論源頭。以庇古為代表的福利經(jīng)濟學(xué)家，根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，認為國家應(yīng)該通過各種社會保障制度將收入轉(zhuǎn)移給窮人，從而增加全社會的福利水平。以瓦格納和施穆勒為代表的德國新歷史學(xué)派，建議政府把稅收作為財政再分配工具，通過實行社會保障政策來緩解社會矛盾。凱恩斯強調(diào)社會保障是改善國民收入分配狀況和解決有效需求不足的重要手段，具有“自動穩(wěn)定器”功能，為住房保障制度的推廣進行了宏觀經(jīng)濟論證。

（二）住房保障調(diào)節(jié)收入分配的作用途徑

住房保障制度在滿足居民基本住房需求的同時，可以對社會收入分配發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。具體途徑為：第一，對國民收入初次分配的調(diào)節(jié)。以住房公積金為代表的住房保障資金籌集機制，通過稅前扣除和企業(yè)繳費的形式，增加了勞動者的總體收入，對收入分配進行了直接顯形調(diào)節(jié)；政府的住房保障投入增加了社會的勞動機會，獲得住房保障增加了勞動者的安全感和就業(yè)競爭能力，是對收入分配的間接隱性調(diào)節(jié)。第二，對國民收入二次分配的調(diào)節(jié)。在名義收入不變的情況下，政府通過對保障對象提供多種形式的住房補貼，降低了其住房支出，使這一群體出現(xiàn)收支總量和結(jié)構(gòu)的變化。第三，對居民財產(chǎn)性收入的影響。經(jīng)驗研究表明，居民財產(chǎn)性收入的主要來源是房產(chǎn)，財產(chǎn)性收入差異的主要原因是住房情況的不同。在我國，2002 年居民的財產(chǎn)性收入差距就已大于總體的收入差距。2017 年，城市家庭總資產(chǎn)的房產(chǎn)占比達77.7%。住房保障體系一方面可以使保障對象有條件獲得住房產(chǎn)權(quán)，一定程度上彌補財產(chǎn)性收入差距；另一方面有助于住房市場的供需平衡，緩解住房價格上漲沖動，抑制財產(chǎn)性收入差距繼續(xù)擴大[1]。

（三）住房保障調(diào)節(jié)收入分配的方式選擇

住房保障分為供給方補貼和需求方補貼兩種方式。在住房保障制度建立較早的西方國家，前期均以供給方補貼為主，后期逐漸轉(zhuǎn)向需求方補貼。兩種住房保障方式對改善收入分配均有重要作用，但政策緣由和實施效果又有明顯不同。供給方補貼適用于社會住房普遍短缺的情況，政府有必要新建公共住房提供給保障對象居住；需求方補貼適用于住房市場穩(wěn)定的情形，政府的補貼可以使保障對象自主選擇住房，避免了連片居住形成“貧困集中”現(xiàn)象。供給方補貼能夠在短期內(nèi)改變保障對象的居住條件，但是在收入水平提高后，很少會主動搬離公共住房，容易導(dǎo)致代際不公問題；需求方補貼的操作相對簡單，當保障對象不符合保障標準時，補貼政策可以及時退出，從長期看，對于改善社會收入分配狀況更加公平有效。

（四）住房保障調(diào)節(jié)收入分配的效果評價

多數(shù)研究認為，保障房供給能夠縮小收入差距[2]，可以將收入和財富從一部分人重新分配到另一部分人[3]。LUI 的研究顯示，香港的公共住房政策使基尼系數(shù)從0.378 降低到0.319[4]。Borger在比利時調(diào)查發(fā)現(xiàn)，租住政府保障房群體的住房支出比未租住者要少34%以上[5]。Frick 等學(xué)者的研究覆蓋了德、英、意等歐洲五國，雖然各國的住房保障政策有異，但是都緩解了收入不均狀況[6]。Robinson 發(fā)現(xiàn)，在英國，相比財政對收入分配的調(diào)整，保障性住房能夠更明顯地降低住房不平等性[7]。Marial 等學(xué)者在18 個OECD 國家都驗證了政府的住房支出可以縮小居民收入差距[8]。陳立中和蔡瀟瀟的測算表明，住房保障可以貢獻5%的居民收入增長作用和20%的基尼系數(shù)下降作用[9]。但是，也有學(xué)者提出，政府的住房保障項目容易導(dǎo)致資源錯配，對收入分配的調(diào)節(jié)作用微乎其微[10]。

綜上所述，學(xué)者們對住房保障調(diào)節(jié)居民收入的理論邏輯、作用機制、方式選擇能夠形成較大共識，但是，對于住房保障調(diào)節(jié)居民收入的實際效果，仍然存在明顯分歧，說明兩者之間的作用關(guān)系需要進一步清晰化。

三、實證分析

（一）指標選取

1.住房保障水平。一定時期社會成員享受住房保障待遇的高低程度，可以用住房保障水平來反映。在微觀層面，體現(xiàn)為住房保障覆蓋人口、保障對象收入線標準和住房補貼提供方式等；在宏觀層面，主要指政府的住房保障支出與國民經(jīng)濟發(fā)展程度的關(guān)系。在既有統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，保障房完成投資額能夠大體反映一個地區(qū)的住房保障供給水平。在資金投入既定的情況下，不同地區(qū)的住房建設(shè)成本和建設(shè)周期存在差異，保障房竣工面積可以更加直觀地反映一個地區(qū)的保障房供給總量。因此，本文選取保障房完成投資額和保障房竣工面積這兩項指標，衡量特定地區(qū)的住房保障水平。

2.收入差距。目前，我國的住房保障制度主要面向城鎮(zhèn)居民，統(tǒng)計部門公布的基尼系數(shù)，反映的是城鄉(xiāng)居民的收入差距情況，不能直接為本研究所用。官方統(tǒng)計年鑒中的五等分城鎮(zhèn)居民可支配收入數(shù)據(jù)，直接適應(yīng)了歐希瑪指數(shù)的計算方式，本文用其衡量特定地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入差距。歐?，斨笖?shù)的計算方法是用一個地區(qū)最高20%家庭的收入份額，除以最低20%家庭的收入份額,其最低值為1，說明收入完全均等；倍數(shù)越高，說明收入差距越嚴重。

（二）數(shù)據(jù)來源

2003 年，國發(fā)[2003]18 號文件要求“加快建立和完善適合我國國情的住房保障制度”，此后，政府對中低收入群體的住房保障責(zé)任日益明確。因此，本文相關(guān)數(shù)據(jù)選自2004—2017 年《北京統(tǒng)計年鑒》，或由其中的數(shù)據(jù)計算而得?？紤]數(shù)據(jù)異方差的可能性，取各變量的對數(shù)形式用于模型運算。

（三）模型設(shè)定

本文假設(shè)住房保障對收入分配具有調(diào)節(jié)作用，以歐?，斨笖?shù)作為因變量（用O 表示），以保障房竣工面積（用M 表示）和保障房完成投資額（用F 表示）作為自變量，采用向量自回歸模型（簡稱VAR 模型）來檢驗和解釋各變量之間的動態(tài)關(guān)系，使用的統(tǒng)計軟件為Eviews10.0。

（四）統(tǒng)計描述

1.北京市住房保障水平。經(jīng)過多年努力，北京市在保障房供給類型方面，從經(jīng)濟適用房為主，發(fā)展出廉租房、限價房、公租房、自住房、棚改安置房、共有產(chǎn)權(quán)房等多種類型；在住房保障方式上，從以實物保障為主，轉(zhuǎn)向?qū)嵨锱c貨幣補貼并舉；在實物補貼形式上，從新建出售住房為主，發(fā)展為租售并舉、以租為主；在籌建保障房數(shù)量方面，從“十一五”的48.5 萬套，到“十二五”的100.9萬套，再到“十三五”的預(yù)計20 萬套。粗略計算，當前北京市的保障房總量已達約200 萬套，占全市存量住房809 萬套的比例，已經(jīng)接近25%。官方數(shù)據(jù)也顯示，截至2017 年底，已有21.1%的城鎮(zhèn)居民家庭居住在各類保障房中。

2.北京市城鎮(zhèn)居民收入差距。2004—2017 年間，在北京市城鎮(zhèn)居民可支配收入的四項來源中，工資性收入的差距貢獻率不斷縮?。唤?jīng)營性收入和轉(zhuǎn)移性收入的變化不明顯；財產(chǎn)性收入的差距貢獻率有了大幅增長。在財產(chǎn)性收入來源中，與房屋出租相關(guān)的收入占比最大。隨著住房價格的上漲，財產(chǎn)性收入差距勢必推動居民收入差距的繼續(xù)擴大。反映在北京市城鎮(zhèn)居民歐?，斨笖?shù)上，在此年間始終高于3.5，仍處于較高的狀態(tài)。

（五）實證分析

1.單位根檢驗。對變量序列常數(shù)項進行對數(shù)化處理后，首先進行ADF 單位根檢驗。經(jīng)過一階差分或二階差分，所有序列的ADF 臨界值均小于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕有單位根的假設(shè)，說明序列的差分變量是平穩(wěn)的。

表1 單位根檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗。使用Johansen 方法進行協(xié)整檢驗，在1%的顯著性水平下，可以拒絕原假設(shè)，排除了偽回歸現(xiàn)象。依據(jù)Eviews 信息準則判斷標準，確定VAR 模型的最優(yōu)滯后期為1，協(xié)整方程可以表示為：

可以看出，保障房投資額與歐希瑪指數(shù)呈現(xiàn)正向關(guān)系，保障房竣工面積與歐希瑪指數(shù)呈現(xiàn)反向關(guān)系。

3.格蘭杰因果檢驗。利用Granger（格蘭杰）提出的方法，檢驗各變量間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。結(jié)果表明，保障房竣工面積與歐?，斨笖?shù)存在因果關(guān)系，而保障房投資完成額與歐希瑪指數(shù)不存在因果關(guān)系。

表2 Granger 因果檢驗結(jié)果

4.脈沖響應(yīng)分析。對于模型中變量間相互沖擊的動態(tài)影像，可以使用脈沖響應(yīng)函數(shù)來體現(xiàn)。由圖1 可見，歐?，斨笖?shù)對保障房竣工面積的反映呈現(xiàn)波動上升的趨勢，說明兩者之間存在影響。

圖1 變量脈沖響應(yīng)函數(shù)時序圖

四、研究結(jié)論

本文對住房保障與收入分配的相互關(guān)系作了理論回顧，利用2004—2017 年北京市住房保障水平與城鎮(zhèn)居民收入差距的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR 模型進行了實證檢驗，可以得出幾點結(jié)論：

第一，住房保障水平與居民收入狀況存在相關(guān)關(guān)系。實證結(jié)果表明，北京市的保障房竣工面積與居民收入狀況存在因果關(guān)系。政府通過保障房的建設(shè)與分配，解決了相當部分中低收入群體的居住問題，一定程度抑制了商品房市場的價格上漲，住房保障已經(jīng)對居民收入分配產(chǎn)生了影響。

第二，住房保障對縮小居民收入差距的作用尚不明顯。雖然北京市的住房保障投入在持續(xù)增加，但是城鎮(zhèn)居民的收入差距仍居高不下。究其原因，縮小居民收入差距應(yīng)主要依靠調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)來實現(xiàn)，住房保障的收入再分配作用較為有限。實證過程中，保障房完成投資額與歐?，斨笖?shù)之間并未顯現(xiàn)因果關(guān)系。從統(tǒng)計角度分析，可能與原始數(shù)據(jù)的抽樣數(shù)量較少、變量的時間序列較短等原因有關(guān)；從現(xiàn)實角度分析，可能與保障房投資在轉(zhuǎn)化為工程建設(shè)以及住房分配的過程中，存在較長的滯后期有關(guān)。

第三，我國政府應(yīng)該繼續(xù)加強住房保障工作。在住房保障縮小居民收入差距比較明顯的國家和地區(qū)，其住房保障覆蓋率均在30%以上。從經(jīng)驗角度看，這一標準可以視作住房保障調(diào)節(jié)居民收入效果是否明顯的分界線。北京市的住房保障覆蓋率在國內(nèi)已處前列，但距此仍有差距。在實施房地產(chǎn)長效機制的過程中，我國政府應(yīng)該繼續(xù)堅守住房保障責(zé)任，繼續(xù)提高住房保障覆蓋率。同時，要進一步完善制度，加強管理，提高住房保障制度運行效率。