柴化敏 李 晶

(華東師范大學公共管理學院/公共政策研究中心，上海，200062)

一、研究背景和文獻綜述

(一)研究背景

黨的十九大報告明確提出，在幼有所育、學有所教、勞有所得、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)、住有所居、弱有所扶上不斷取得新進展。2017年，我國流動人口規(guī)模達到2.44億[1]。根據(jù)2018年末各主要城市的《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，北京、上海、廣州、深圳四個城市外來常住人口超過500萬，天津、南京、杭州、寧波、蘇州、廈門等經(jīng)濟發(fā)達城市超過100萬。這些外來常住人口較為集中的城市長期存在房價過高及中低收入群體購房難的問題。住房公積金屬于政策性個人住房儲蓄，住房價格的高漲使其在支持個人解決住房需求方面的作用有所削弱，住房公積金制度“存廢”的爭論由此產(chǎn)生。

住房公積金作用減弱的一個重要原因就是房價過高。但是，從另一個側(cè)面也可以將其理解為，只要房價適中，住房公積金的作用依然可以充分發(fā)揮。城市住房價格一般由房屋的地理位置、建設時間、使用情況、居住面積、政策補助等決定，即使在同一座城市，單套住房的價格差距也可能很大。此外，住房市場的過濾模型證實了經(jīng)市場過濾的住房會一層一層地被不同收入水平的家庭所占有，繼而各種住房需求得以實現(xiàn)[2]。因而是否基于合理價位決定住房公積金能否有效發(fā)揮作用。研究住房公積金對擁有相對穩(wěn)定工作的流動人口的住房需求的影響，具有很強的現(xiàn)實意義。

根據(jù)《關于住房公積金管理若干具體問題的指導意見》(建金管〔2005〕5號)和《國務院關于解決農(nóng)民工問題的若干意見》(國發(fā)〔2006〕5號)，自2005年開始，國務院和各部委提出將“城鎮(zhèn)單位聘用的進城務工人員、城鎮(zhèn)個體工商戶、自由職業(yè)人員”和“勞動關系穩(wěn)定的農(nóng)民工”納入住房公積金體系，以解決流動人口的住房困難,改善他們的居住條件。2019年4月,國家發(fā)展和改革委員會發(fā)布《2019年新型城鎮(zhèn)化建設重點任務》，明確取消或放開落戶條件，推動已在城鎮(zhèn)就業(yè)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶，使流動人口在教育、就業(yè)、醫(yī)療、住房等方面享有基本公共服務。市民化轉(zhuǎn)變中的流動就業(yè)人口需要更多解決住房需求的途徑，在經(jīng)濟下行壓力增大、政府財政收入減少的現(xiàn)實情況下，積極發(fā)揮住房公積金的市場促進作用顯得尤為重要。

(二)文獻回顧

已有文獻對住房公積金政策效果的研究更側(cè)重于住房福利方面，但結(jié)論尚不統(tǒng)一。部分研究表明，住房公積金提高了居民住房消費并促進了住房投資[3-5]。還有研究發(fā)現(xiàn)，住房公積金制度對居民住房需求和住房消費的作用不大[6-7]。一些學者進一步研究制度的公平性，認為住房公積金制度導致參與這一制度的居民受益和未參與這一制度的居民受損[8]，但卻緩和了參與者之間的住房不平等[9]。上述研究主要是針對城鎮(zhèn)職工身份的城市居民展開分析，缺乏對流動人口的分析。

近年來學術界逐漸關注住房公積金和流動人口的關系，主要側(cè)重研究流動人口的市民化和城市定居意愿等方面[10-13]，且研究結(jié)論基本一致，即住房公積金能夠顯著提升流動人口尤其是農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的市民化意愿和長期居留意愿。但是，研究住房公積金對購房需求的直接影響的文獻并不多。劉衛(wèi)民和鄧郁松通過定性分析發(fā)現(xiàn)，流動人口住房公積金參與率較低，因而應拓寬公積金的使用范圍，完善公積金制度對解決流動人口的住房問題意義重大[14]。李君甫和孫嫣源的研究表明，住房公積金顯著提高(全體)流動人口的購房意愿[15]。王先柱等對農(nóng)民工的消費水平和城市房價的地區(qū)差異進一步展開研究，發(fā)現(xiàn)住房公積金對農(nóng)民工群體購房的影響呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異，即對一線城市購房產(chǎn)生顯著的負向影響，對二線城市的影響卻不顯著，但對三四線城市具有明顯的促進作用，建議在住房公積金制度改革過程中“因城施策”[16]。上述研究是針對全體流動人口展開的，但都沒有分析由就業(yè)身份不同產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。

由于長期以來住房公積金的主要繳存對象是城鎮(zhèn)職工，個體戶、靈活就業(yè)人員的公積金持有比例很低(1)在本文使用的“2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)”中，這三類繳存對象所占比例依次為19%、3%和1.5%。。在當前制度框架下，本文研究住房公積金對流動人口住房需求的影響，也相應以“簽訂勞動合同的雇員”身份的流動人口作為研究對象。因為通常相比沒有簽訂勞動合同的流動人口，簽訂勞動合同的流動人口享受的勞動權益和勞動保障更多，勞動關系更穩(wěn)定。但已有研究都忽略了這一點，將包括靈活就業(yè)和個體戶等的全體流動人口都放入模型中研究，導致公積金的作用可能被高估。相比已有研究，本文可能的貢獻有以下三點。一是確定以“簽訂勞動合同的雇員”身份的流動人口作為研究對象，檢驗住房公積金覆蓋面擴展到“勞動關系穩(wěn)定”的流動人口的政策有效性。二是針對模型可能存在的內(nèi)生性，采用傾向得分匹配模型構造反事實框架，以糾正潛在的樣本選擇偏誤，并采用Biprobit模型和工具變量模型(IVprobit)剔除變量的內(nèi)生性，使估計結(jié)果更加穩(wěn)健。一般而言，購房意愿越高的流動人口在尋找工作時越傾向選擇提供公積金的職業(yè)或崗位，即購房意愿也會反向影響是否選擇參加住房公積金，同時參加公積金的流動人口與沒有參加公積金的流動人口還可能存在樣本選擇偏誤。而已有研究大多忽略了住房公積金變量的內(nèi)生性，得到的估計結(jié)果可能有偏。三是流動人口的住房需求不僅受個體微觀因素的影響，還受一系列城市宏觀因素的影響，因此，本文搜集樣本城市的人均GDP指標、第三產(chǎn)業(yè)占比、房價水平、城市落戶門檻等宏觀數(shù)據(jù)，并將它們與微觀數(shù)據(jù)相匹配，進一步控制所在城市的宏觀變量，使回歸模型更加科學。而已有研究大多遺漏了這些因素或者采用簡單的虛擬變量表示，可能導致估計結(jié)果有偏。本文通過嚴謹?shù)膶嵶C模型分析住房公積金制度對勞動關系穩(wěn)定的流動人口住房需求的影響，其結(jié)論為公積金制度改革和完善提供數(shù)據(jù)支持，具有一定的政策意義。

二、數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計分析

(一)數(shù)據(jù)來源和變量定義

本文使用的數(shù)據(jù)來自前國家衛(wèi)計委2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫先在流動人口較為集中的流入地區(qū)隨機抽取樣本點，以31個省(區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設兵團2015年全員流動人口年報數(shù)據(jù)為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣。調(diào)查對象是在流入地居住一個月及以上非本區(qū)(縣、市)戶口的15周歲及以上流入人口。2016年調(diào)查的總樣本量約為16.9萬人，涉及流動人口家庭成員共計約45萬人。個人問卷主要包括六項內(nèi)容，分別是家庭成員基本情況、流動趨勢和居留意愿、就業(yè)特征、基本公共衛(wèi)生服務利用、婚育情況與計劃生育服務管理、健康素養(yǎng)。社區(qū)問卷主要包括人口基本狀況、社區(qū)公共衛(wèi)生和計劃生育服務管理等內(nèi)容。

此外，本文還引入相關城市宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，將其與2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)進行匹配，得到樣本量88000人。保留僅簽訂勞動合同的雇員樣本，剔除缺失值后，得到的最終樣本量為30692人。樣本的城市分布如圖1所示(2)根據(jù)《第一財經(jīng)》發(fā)布的2016年“中國城市分級榜單”標準，本文中樣本的城市分布情況如下：一線城市為北京、上海、廣州、深圳，樣本量共8993人；二線城市包括南京、廈門、大連、天津、寧波、成都、杭州、武漢、沈陽、蘇州、西安、重慶、長沙和青島，樣本量共12430人；三線城市包括烏魯木齊、南寧、南昌、合肥、哈爾濱、太原、昆明、濟南、?？?、石家莊、福州、貴陽、鄭州和長春，樣本量共7759人；四線及以下城市包括蘭州、呼和浩特、西寧和銀川4個城市，樣本量共1510人。。

圖1 各城市的樣本分布情況

1.被解釋變量——是否打算在當前工作地購房。

調(diào)查對“住房公積金”和“實際已經(jīng)購房”分別進行提問，這里涉及數(shù)據(jù)匹配問題?！皩嶋H是否已經(jīng)購房”是過去的行為，而“是否有公積金”是被訪者當前的狀態(tài)，無法確認“已經(jīng)購房”是否使用了公積金。由于數(shù)據(jù)限制，本文認為衡量“住房需求”的指標不適合采用“實際是否已經(jīng)購房”，更適合采用“是否打算在當前工作地購房”(即購房意愿)，這一指標可被視為未來的住房需求，已有文獻也采取類似的做法[17-18]。因此，根據(jù)問卷中的“您家打算在哪些地方購買住房？”，將被解釋變量設定為“是否打算在當前工作地購房”。問卷答案分為“本地”“戶籍地——區(qū)縣政府所在地”“戶籍地——鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地”“戶籍地——村、其他地方”。本文將回答“本地”的視為“打算在當前工作地購房”，賦值為1，其余回答賦值為0。

2.解釋變量

(1)核心解釋變量

本文的核心解釋變量為“是否有住房公積金”，來自問卷中的“您目前參加下列何種社會保障”。若回答包括“住房公積金”，則視為有住房公積金，賦值為1，反之，賦值為0，即沒有住房公積金。

(2)控制變量

參考何欣和路曉蒙、祝仲坤等的研究[19-20]，控制變量主要包括人口社會特征變量、個人工作和經(jīng)濟特征變量、流動特征變量、所在城市宏觀經(jīng)濟變量。其中，個人社會特征變量包括年齡、性別、民族、婚姻狀況。個人工作和經(jīng)濟特征變量包括教育水平、戶籍、職業(yè)類型、當前住房性質(zhì)、工資收入。流動特征變量涉及流動范圍、流動時間(年)、是否與家人一起流動、是否打算長期居住(5年以上)。

此外，個人“是否打算在當前工作地購房”還會受到工作地的經(jīng)濟發(fā)展水平、未來發(fā)展前景、房價水平、城市落戶門檻等城市宏觀經(jīng)濟因素的影響，而已有研究大多都遺漏了這些因素。本文采用“所在城市人均GDP”作為當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標[21]，以“所在城市第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重”表示當?shù)匚磥戆l(fā)展前景[22]，以“所在城市商品住宅價格”代表當?shù)胤績r水平[23]。城市落戶門檻數(shù)據(jù)由于各地城市標準不同，很難統(tǒng)一，本文采用被文獻多次引用的吳開亞、魏東霞、夏怡然等計算的46個城市的“城市落戶門檻指數(shù)”[24-26]。

(二)描述性統(tǒng)計分析

上述解釋變量和被解釋變量的定義以及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。樣本中僅27%的流動人口打算在當前工作地購房，住房公積金持有率較低，僅為33%，這一結(jié)果與其他數(shù)據(jù)的抽樣結(jié)果較為一致[27-28]。相對于樣本中沒有公積金的流動人口，有公積金的流動人口打算在當前工作地購房的比例更高，并且其中多為年輕、男性、已婚、教育水平高、從事專業(yè)技術工作的流動人口。此外，有公積金的流動人口的平均收入水平顯著較高，流動時間更長，長期居住意愿比例也更高。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)表1)

三、實證方法

(一)模型設定

為研究住房公積金制度對流動人口在工作地購房需求的影響，本文設定模型如下：

Y=α0+α1HF+α2X+α3Z+μ

其中，Y為衡量流動人口購房需求的變量，即“是否打算在當前工作地購房”(購房意愿)；HF為“是否有住房公積金”；X為個體一系列外生控制變量，包括人口社會特征變量、個人工作和經(jīng)濟特征變量、流動特征變量；Z為當前城市宏觀經(jīng)濟變量，以控制地區(qū)差異對個體購房需求的影響；μ是不可觀測因素。

由于被解釋變量都是二元變量，所以本文選擇Probit模型作為基準模型估計：

House*=β0+β1HF+β2X+β3Z+μ

這里的House*表示個體在當前工作地購房需求的潛變量，為不可觀測變量，其與個體購房意愿存在以下關系：

House表示購房需求，C為待估參數(shù)。當House*小于或等于C時，個體不打算在當前工作地購房(House=0)；當House*大于C時，個體打算在當前工作地購房(House=1)。當μ服從標準正態(tài)分布時，可以推導出樣本的似然函數(shù)，并得到極大似然估計量，即得到Probit模型。由于Probit模型估計出的系數(shù)只能從顯著性和符號方面給出有限信息，因此，本文報告的回歸結(jié)果都是各解釋變量的邊際效應。

(二)傾向得分匹配(PSM)模型

從表1的T-test檢驗結(jié)果可以看出，參加公積金和沒有參加公積金的這兩類人可能存在顯著差異，這意味著直接回歸有可能存在樣本選擇問題，即流動人口是否參加住房公積金會受到是否有勞動合同、工作單位性質(zhì)、雇主等因素的影響。個人如果傾向更穩(wěn)定的工作保障，在其他條件相同情況下，會更愿意選擇簽訂勞動合同、能夠提供住房公積金的單位或雇主，很可能使參加住房公積金成為個體“自我選擇”的結(jié)果。為減少估計偏誤，控制樣本參加公積金行為的選擇性，進一步采用傾向得分匹配模型進行估計。傾向得分匹配模型(Propensity Score Matching，PSM)為每個參加公積金的個體在控制組中尋找傾向得分(即采用Logistic或Probit模型估計的個體參加公積金的概率擬合值)相似可比對象進行配對分析，從而去除參加公積金行為的非隨機性帶來的選擇性偏誤和混雜偏誤[29]，得到一種接近自然實驗的效果。同時，采用常見的最近鄰匹配方法(nearest neighbors matching)進行匹配，然后對每個處置點的處置效應進行加權平均，得到平均處理效應(ATT，average treatment effect on the treated)。

(三)Biprobit模型和IVprobit工具變量模型

PSM方法主要考慮了基于可觀測因素的樣本選擇性偏誤，如果樣本參加公積金行為的選擇性偏誤來自不可觀測因素，則PSM估計方法可能不再有效。同時，是否參加住房公積金與住房需求可能存在反向因果關系，即不僅住房公積金會影響購房意愿[30-33]，購房意愿也會反向影響是否參加住房公積金。這意味著購房意愿更高的流動人口在尋找工作時更傾向于提供公積金的職業(yè)或崗位，即住房公積金變量存在內(nèi)生性問題。此外，還有可能存在遺漏變量問題，即有其他因素同時影響住房需求和住房公積金，比如個人偏好、社會文化等。因此，本文進一步建立似不相關Biprobit聯(lián)立模型和工具變量模型IVprobit，以剔除可能存在的變量內(nèi)生性問題和無法觀測因素的影響，從而得到更加穩(wěn)健的結(jié)果?！笆欠裼凶》抗e金”和“是否打算在當前工作地購房”都是二元離散變量，而Biprobit模型就是用來估計具有相關性的二元分類變量的聯(lián)立方程，通過該模型可以得到無偏一致估計結(jié)果[34]，這已運用在一些研究中[35-36]。同時，本文也嘗試采用工具變量模型IVprobit來剔除可能存在的內(nèi)生性問題和遺漏變量問題。同樣“是否有住房公積金”屬于二元離散變量，參考已有文獻的做法[37]，使用線性概率模型2SLS進行回歸。

四、估計結(jié)果和分析

(一)基準分析——Probit模型回歸結(jié)果

基準Probit模型回歸結(jié)果如表2所示。列(1)顯示總樣本回歸結(jié)果，有住房公積金會使流動人口的購房意愿顯著提高5.6%。由于樣本包括實際已經(jīng)購房人群，且他們與沒有購房的流動人口可能有較大的異質(zhì)性，所以對實際已經(jīng)購房和沒有購房樣本分別進行回歸，結(jié)果顯示在列(2)和列(3)?？梢园l(fā)現(xiàn)，有住房公積金的影響為正，但對于已經(jīng)購房的流動人口不顯著。這再次表明，這兩大群體住房需求的影響因素存在異質(zhì)性。對于沒有購房的樣本，有住房公積金的回歸系數(shù)變大，意味著公積金在促進沒有購房的流動人口需求方面具有更加顯著的作用。進一步按照戶籍將沒有購房樣本劃分為農(nóng)業(yè)戶籍流動人口和非農(nóng)業(yè)戶籍流動人口，觀察戶籍制度對流動人口住房需求的差異影響。可以看出，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口樣本回歸系數(shù)更大(7.3%)，即住房公積金對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的住房需求能夠起到更大的正向作用。這也驗證了本文的猜測：基于住房市場的過濾模型，住房公積金確實能夠提高擁有相對穩(wěn)定工作的流動人口的住房需求，尤其是對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口支持作用更大。這與已有學者的研究觀點是一致的[38-40]。此外，還可以看到控制變量中，農(nóng)業(yè)戶籍、跨省流動、所在城市商品住宅價格都對購房意愿產(chǎn)生顯著負向影響；而已婚、從事專業(yè)技術工作、收入水平越高、流動時間越長、與家人一起流動、所在城市經(jīng)濟發(fā)展水平越高和發(fā)展前景越好的流動人口，其購房意愿也顯著更高。這一結(jié)果與作者的預期是一致的。

表2 Probit模型的估計結(jié)果(邊際效應)

(續(xù)表2)

圖2 匹配前后實驗組和控制組傾向得分比較

(二)傾向得分匹配估計結(jié)果

圖2為最小鄰近1∶1匹配法中匹配前后實驗組(有住房公積金)和控制組(沒有住房公積金)傾向得分值的概率密度分布(其他的匹配方式結(jié)果相似，不再逐一展示)。很顯然，匹配前兩組樣本差異極為顯著，匹配后兩組樣本的分布基本一致。這表明，傾向得分匹配法較好地降低了實驗組和控制組可觀測特征的差異。附表1給出了匹配前后實驗組和控制組關鍵變量的對比情況(以沒有購房的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口為例)。在進行傾向得分匹配后，幾乎所有變量實驗組和對照組之間的差異在統(tǒng)計上不再顯著。附表2表明，匹配后的數(shù)據(jù)通過了平衡條件的整體檢驗。

表3展示了采用最小近鄰匹配的估計結(jié)果。例如，以近鄰匹配(1∶3)為例，總樣本、沒有購房樣本、非農(nóng)業(yè)戶籍樣本和農(nóng)業(yè)戶籍樣本的ATT估計結(jié)果分別為2.3%、5.1%、4%和5.1%，對應的T值分別為2.55、4.9、1.86和4.65。根據(jù)經(jīng)驗，一般來說T的絕對值大于1.96，則顯著性水平在5%以下，可見，除了沒有購房的城鎮(zhèn)流動人口，公積金對其余樣本流動人口的住房需求的影響都是顯著的。這與Probit模型估計結(jié)果基本一致。同時，本文采用其他最小近鄰匹配個數(shù)，估計結(jié)果的符號和顯著程度幾乎不變，系數(shù)大小都較為接近。

表3 傾向得分匹配的估計結(jié)果

(三)Biprobit回歸結(jié)果

以上分析初步表明，住房公積金對沒有購房流動人口的住房需求有顯著正向效應。但鑒于“是否有住房公積金”和“是否打算在當前工作地購房”都是二元離散變量，為考察變量潛在的內(nèi)生性問題，本文采用Biprobit再次進行回歸。借鑒已有文獻[41-42]，使用參保城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(以下簡稱“城職保”)作為住房公積金的工具變量。一方面，個人是否參保城職保與個人是否有住房公積金高度相關；另一方面，是否有城職保不會直接影響流動個體的住房需求，所以參保城職保滿足工具變量的相關性和外生性條件。

表4報告的結(jié)果顯示，除了“已經(jīng)購房樣本”，其他樣本的Biprobit回歸結(jié)果與基準Probit模型回歸結(jié)果在符號和顯著性上完全一致(3)篇幅所限，這里只列出主要變量(有住房公積金)的回歸結(jié)果，其他變量的符號和顯著性與Probit模型基本一致。。對全樣本來說，有住房公積金將提高8.6%的購房意愿；但有住房公積金對已經(jīng)購房樣本和沒有購房樣本的影響差異顯著，這再次表明，這兩個群體可能存在較大的異質(zhì)性。對于沒有購房的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口和非農(nóng)業(yè)戶籍流動人口來說，有住房公積金的影響更大，分別將住房需求顯著提高21%和18%，系數(shù)較Probit回歸結(jié)果更大。此外，除了已經(jīng)購房的樣本，當?shù)胤績r對流動人口購房意愿產(chǎn)生顯著的負向影響(4)表4中沒有顯示相應的回歸結(jié)果，如有需求請向作者索取。。

表4 Biprobit模型的估計結(jié)果(邊際效應)

(四)IVprobit模型估計結(jié)果

表5的IVprobit模型估計結(jié)果表明：在控制了相關人口社會和工作經(jīng)濟特征變量、流動特征變量和所在城市宏觀經(jīng)濟特征變量后，除了已經(jīng)購房樣本，公積金對其他類型樣本住房需求的影響顯著為正，這與Biprobit模型回歸結(jié)果高度一致，與Probit模型結(jié)果也大體是一致的。因而，本文的模型設定和估計結(jié)果都是穩(wěn)健的。

表5 IVProbit模型的估計結(jié)果

(五)住房公積金對住房需求影響的異質(zhì)性分析

以上結(jié)果表明，住房公積金對流動人口住房需求有顯著的積極影響。但該結(jié)論只反映樣本的平均效應，并未考慮流動個體購房意愿的異質(zhì)性。下面以農(nóng)業(yè)戶籍流動人口樣本為例，從年齡、技能水平、工資收入水平、流動時間、流動方式(是否家庭化流動)和城市級別六個方面分組，采用Probit模型進行估計(邊際效應)，分析公積金對住房需求的異質(zhì)性影響。

1.年齡

表6報告的結(jié)果顯示，住房公積金對80后、90后農(nóng)業(yè)戶籍流動人口產(chǎn)生非常顯著的影響(對90后的影響程度最大)，而對70后和60后及以前群體影響的顯著性程度相對較低。這表明，住房公積金對90后和80后這一批“新生代”住房需求起到了更加積極的作用，而對70后和60后及年齡更大的一代人住房需求的影響程度相對更低。當前流動人口年輕化趨勢增強[43]，年輕的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口普遍缺乏基本的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術和經(jīng)驗，對自身在城市的發(fā)展、未來的生活以及子女的教育等有較高的期望，更希望能夠獲得與城市戶籍人口相同的教育、就醫(yī)、養(yǎng)老等基本公共服務，因而長期居住意愿更高，購房意愿也更高。這表明，住房公積金對年輕一代的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的購房需求起到了顯著積極的作用。

2.技能水平

參考魏東霞等的做法，本文使用受教育水平衡量流動人口技能水平[44]。表7報告的是不同技能水平農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的分組回歸結(jié)果，可以看到，住房公積金的影響具有較強的規(guī)律性，即勞動技能水平越高，公積金的影響越大：大學及以上學歷打算購房的概率是小學及以下的約6倍，住房公積金對小學及以下的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的影響不顯著?？赡艿慕忉屖?，流動人口當前工作地的經(jīng)濟發(fā)展水平一般高于戶籍地，特別是北上廣深一線大城市和二線城市，無論是城市落戶政策還是購房政策都有較強的技能偏向性，使高技能流動人口有較高的落戶和購房預期，大大降低了低技能流動人口獲得城市戶口和購房的打算。因此住房公積金對高技能流動人口住房需求的影響更大，即住房公積金制度具有明顯的技能偏向性。

表7 住房公積金對不同技能水平農(nóng)業(yè)戶籍流動人口住房需求的影響

3.工資收入水平

為分析住房公積金對不同工資收入水平流動人口的異質(zhì)性影響，本文將農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的工資收入分成三組：低收入、中等收入和高收入。表8的回歸結(jié)果顯示，相對于高收入農(nóng)業(yè)戶籍流動人口，住房公積金更加促進低收入和中等收入農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的住房需求。這表明，住房公積金緩解了不同收入水平農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的住房不平等，該結(jié)論與何欣和路曉蒙的研究結(jié)論是一致的[45]。

表8 住房公積金對不同工資收入水平農(nóng)業(yè)戶籍流動人口住房需求的影響

4.流動時間

表1描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，有穩(wěn)定工作的流動人口平均流動時間為5年，且有住房公積金的流動人口平均流動時間顯著高于沒有公積金的流動人口，因此，以5年為限將流動時間劃分為短期流動和長期流動。表9的回歸結(jié)果表明，住房公積金對長期流動的農(nóng)業(yè)戶籍人口購房意愿的影響小于短期流動的農(nóng)業(yè)戶籍人口(5)本文嘗試采用3年或者4年標準劃分，回歸結(jié)果是類似的，都表明住房公積金對于長期流動人口的影響較小。。結(jié)合表2的基準回歸結(jié)果(流動時間每增加1年，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口購房概率會顯著提高0.9%)可以發(fā)現(xiàn)，住房公積金對于長期流動的農(nóng)業(yè)戶籍人口的購房意愿發(fā)揮的作用有限?？赡艿慕忉屖牵啾榷唐诹鲃拥霓r(nóng)業(yè)戶籍人口，已經(jīng)有長期工作和生活經(jīng)歷的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口在當?shù)氐慕逃?、生育、醫(yī)療和養(yǎng)老需求不斷提高，長期居住意愿和購房意愿隨之提高，相比住房公積金，收入水平、房價等可能才是他們是否打算在當?shù)刭彿扛又匾挠绊懸蛩亍?/p>

表9 住房公積金對不同流動時間的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口住房需求的影響

5.流動方式(是否家庭化流動)

研究住房公積金對家庭化遷移人口住房需求的影響的文獻很少。本文將流動方式分為獨自流動和與家人一起流動(與配偶和子女一起流動)。表10的回歸結(jié)果表明，住房公積金對與家人一起流動的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口購房需求的影響小于獨自流動的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口。對于與家人一起流動的個體，相比住房公積金，可能有其他更重要的因素影響他們在當?shù)氐馁彿繘Q策。

表10 住房公積金對不同流動方式農(nóng)業(yè)戶籍流動人口住房需求的影響

6.城市等級

不同等級城市的房價有很大差異，很可能對流動人口的購房意愿和住房消費能力產(chǎn)生重要影響。因此，住房公積金對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口購房的影響也可能呈現(xiàn)相應的城市地區(qū)差異。表11的回歸結(jié)果顯示：從回歸系數(shù)大小來看，住房公積金對二線城市的影響最大，對三線城市、一線城市也有較為顯著的影響，但對四線及以下城市的影響不顯著。結(jié)合2016年前后不同等級城市制定的發(fā)展政策，可以發(fā)現(xiàn)，一線城市為控制人口規(guī)模，落戶、購房等政策持續(xù)收緊，蘇州、武漢、重慶等二線城市為吸引人才紛紛放寬戶籍和購房政策，因而二線城市相比一線、三線和四線及以下城市更具吸引力，住房公積金發(fā)揮的作用也就更大。此外，和一線城市極高的落戶和購房門檻以及高房價相比，三線城市盡管競爭力相對較弱，但政府通過降低落戶門檻甚至實行“零門檻”落戶來吸引流動人口就業(yè)，從而使三線城市的住房公積金效應大于一線城市。

表11 住房公積金對不同級別城市住房需求的影響

(六)影響機制檢驗

本文進一步探討住房公積金對流動人口購房需求的影響機制。已有文獻表明，長期居住意愿越高的流動人口，購房意愿也越高[46-47]。有住房公積金往往意味著有穩(wěn)定的工作和較高的長期居住意愿，進而在當?shù)刭彿康囊庠负托枨笠蚕鄳^高。為驗證這一機制，本文采用Baron和Kenny提出的檢驗中介效應的逐步法(causal steps approach)[48]，以“打算長期居住(5年及以上)”變量表示長期居住意愿，并將其作為中介變量構建中介效應回歸方程，進而估計中介效應和直接效應。由于篇幅限制，本文以流動人口總樣本、沒有購房流動人口樣本和沒有購房的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口樣本為例進行說明(6)已經(jīng)購房流動人口樣本和沒有購房的非農(nóng)業(yè)戶籍流動人口樣本的回歸結(jié)果沒有列出，如有需要請向作者索取。，回歸結(jié)果見表12?？倶颖局?，列(2)顯示有住房公積金會使流動人口的長期居住意愿顯著提高4.2個百分點，比較列(1)和列(3)，控制長期居住意愿變量后，住房公積金影響的顯著性沒變但系數(shù)變小，這符合“部分中介效應”的要求[49]。

表12 住房公積金對住房需求的影響機制

(續(xù)表12)

(七)穩(wěn)健性檢驗

以上分析的是流動人口中“簽訂勞動合同的雇員”(占比37%，共計5萬人)的行為，“未簽訂合同的雇員”“雇主”“自營勞動者或其他”沒有包括在樣本中，它們分別占流動勞動人口的21%、9%和34%(7)這部分流動人口持有公積金比例很低：“未簽訂合同的雇員”有397人，占比1%；“雇主”有419人，占比2%；“自營勞動者或其他” 有719人，占比2%。。為檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，將樣本擴大到未簽訂合同的雇員、非雇員身份(包括本調(diào)查數(shù)據(jù)中的雇主、自營勞動者及其他)的流動人口，運用Probit模型和IVprobit模型重新進行回歸(已控制“就業(yè)身份”變量)。如表13所示，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均支持前文的模型結(jié)果，系數(shù)符號和顯著性大部分都保持高度一致，只是大小有所不同?？傮w而言，住房公積金對流動人口購房意愿具有顯著的正向效應，其中，對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的影響更大。

表13 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果——樣本擴大到所有流動勞動人口

五、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文運用2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)和代表性城市的宏觀經(jīng)濟指標的匹配數(shù)據(jù)，研究住房公積金和流動人口住房需求之間的關系。第一，采用Probit模型的基準回歸結(jié)果表明，住房公積金對滿足“勞動關系穩(wěn)定”的流動人口的住房需求有顯著的積極作用，提升該群體購房意愿5.6～7.3個百分點。第二，為糾正可能存在的樣本選擇偏誤和內(nèi)生性問題，采用傾向得分匹配模型、Biprobit模型和工具變量模型進行檢驗，結(jié)果顯示，核心解釋變量估計系數(shù)的方向和顯著性與基準回歸結(jié)果基本一致。第三，針對農(nóng)業(yè)戶籍流動人口，進一步分析住房公積金的異質(zhì)性影響，結(jié)果表明：公積金顯著提升了“新生代”(80后和90后)、中低收入、勞動技能水平高、二線城市的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的購房需求；但對于長期流動、舉家遷移的農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的購房需求，住房公積金的作用卻相對較弱。第四，本文還考察了公積金對流動人口購房需求的影響機制。結(jié)果表明，住房公積金通過提高流動人口長期居住意愿進而提高住房需求。此外，當把樣本量擴大到包括“未簽訂合同的雇員”“雇主”“自營勞動者或其他”在內(nèi)的全體流動勞動人口之后，上述研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

(二)政策啟示

1.加速政策調(diào)整，提升市場應變能力

在我國住房制度改革初期，為培育和發(fā)展住房市場確立的住房公積金制度為眾多城市職工提高住房購買能力、獲得自有產(chǎn)權住房、改善住房條件和居住環(huán)境提供了政策支持。但是隨著城市經(jīng)濟的發(fā)展以及勞動力人口在城市間流動的加速，外來勞動人口成為許多城市住房市場主要的剛性需求者，但住房公積金政策并未及時調(diào)整政策對象和內(nèi)容，將提升外來勞動人口住房購買能力作為政策的重心。政策調(diào)整的滯后抑制了住房剛性需求的有效釋放，因此需要對公積金制度進行改革。

2020年全國“兩會”再次掀起有關住房公積金制度“存廢”的大討論。本文認為，為提升制度的市場應變能力，有必要從解決現(xiàn)實問題出發(fā)，積極探討政策的調(diào)整，漸進式地完善制度，而不是替代式的廢舊立新。

2.強化住房公積金的政策性金融地位，推動其向流動勞動人口傾斜

住房公積金制度在創(chuàng)建之初最重要的目的是通過提供優(yōu)惠的政策性貸款來提高城市職工的住房購買能力，促進住房市場的形成和發(fā)展，事實證明這一目的在制度確立之后已很好地實現(xiàn)。但是，一方面，隨著住房市場的快速發(fā)展，一些城市房價漲勢過快，高房價使住房公積金制度的政策性金融地位有所削弱；另一方面，隨著經(jīng)濟周期的變化，民營企業(yè)特別是中小企業(yè)的生存壓力越來越大，其配合政府為員工支付住房公積金的能力和意愿顯著下降，很多城市住房公積金的籌資規(guī)模也沒有隨著流動勞動人口的增加而增長。這不僅導致許多流動勞動人口流離在住房公積金制度之外，還影響了制度政策性金融作用的正常發(fā)揮。與此同時，隨著城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整，靈活就業(yè)人口(流動勞動人口是其中的重要組成部分)加速增長，勞動關系不穩(wěn)定性增加，吸引這類人群繳納住房公積金的難度越來越大，住房公積金制度在資金籌集和消費支持方面均面臨著新的發(fā)展危機。因此，有必要再一次強調(diào)住房公積金的政策性金融定位，強化其對流動勞動人口的政策傾斜。這有助于協(xié)助制度本身走出困局，并可以通過釋放更多剛性的住房需求，引導住房消費實現(xiàn)良性循環(huán)。建議通過提高住房公積金可用于政策性貸款的額度或增加可用于政策性貸款的項目，來提升制度的吸引力、增加制度的參與人數(shù)，擴大公積金籌資規(guī)模。

3.增強政府財政支持力度，提升企業(yè)和勞動者的參與積極性

確保公積金政策性金融作用的發(fā)揮還需要強有力的財政支持。由于中國企業(yè)制度不同于完全市場經(jīng)濟體制國家，因此，在住房公積金制度的政策調(diào)整過程中有必要充分考慮國有企事業(yè)單位與民營企業(yè)在政府財政支持力度上的區(qū)別，適度增加對民營企業(yè)特別是中小企業(yè)承擔的職工公積金繳費的財政支持力度，如將一定比例的民營企業(yè)繳費轉(zhuǎn)由財政分擔。此外，考慮到目前就業(yè)方式的變化，可增設非強制性的繳費政策，通過構建多層級的固定繳費金額，為沒有穩(wěn)定勞動關系的流動人口創(chuàng)造參加住房公積金制度的機會，使其分享政策性住房金融帶來的益處。

4.增設以功能性改善為目的的住房公積金貸款，促進住房市場更加健康有序發(fā)展

公積金貸款主要為消費者提供購房資金的貸款支持，從而提高其購房能力。眾所周知，大多數(shù)流動人口的住房消費能力相對較弱，而且根據(jù)發(fā)達市場經(jīng)濟國家住房市場的發(fā)展經(jīng)驗和國外住房市場研究中的住房過濾模型[50]，住房消費能力較弱的群體，一般更多會選擇購買二手房等價格相對低廉的房屋，其中有些房屋存在基礎功能弱、質(zhì)量差等問題。因此，為促進我國住房市場健康有序的發(fā)展，住房公積金政策有必要在滿足這類人群購房消費的同時，提供用于改善和提升住房功能和質(zhì)量的改善性貸款支持。各地政府可根據(jù)當?shù)亟?jīng)濟社會的發(fā)展需要確定基本的住房功能要求，并按規(guī)定在購房的同時提供修繕類資金的貸款支持。

5.增強住房公積金個人儲蓄功能的發(fā)揮，保障低收入者能夠支付基本的住房消費支出

我國的住房公積金制度除了具有政策性住房金融的功能，還具有個人住房儲蓄的功能。流動人口更多地選擇以租賃方式解決住房需求。收入較低的人群一旦失業(yè)，就面臨在房屋租金等住房消費支出方面的支付困難。2020年初的“新冠”疫情，一定程度上影響了企業(yè)的生產(chǎn)，并波及低收入流動人口的生活。為此，從保障低收入人群居住權利的角度出發(fā)，有必要使住房公積金個人儲蓄功能進一步得到發(fā)揮，為低收入者支付與住房消費有關的租金、物業(yè)管理費、水電費等基本支出提供有效支持。

附表1 傾向得分匹配中平衡條件的主要結(jié)果：實驗組和對照組關鍵變量對比

附表2 傾向得分匹配中平衡條件的整體檢驗