方迎風(fēng) 黃仁豪

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引言

中國(guó)人的傳統(tǒng)觀念是先安居后樂(lè)業(yè)，房子自然成了大眾剛需。房子綁定了婚姻、教育、醫(yī)療、交通、娛樂(lè)等一系列資源，加上房子的保值和升值屬性，因此出現(xiàn)一波又一波買房熱潮。對(duì)于有房的家庭來(lái)說(shuō)，雖不是急切買房的群體，但享受到了房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的資產(chǎn)增值，從旁觀者角度看，其應(yīng)該會(huì)因此而滿足，主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)也會(huì)順勢(shì)提升。那房?jī)r(jià)上漲究竟會(huì)不會(huì)提高居民的主觀地位評(píng)價(jià)呢？

對(duì)于買房的剛需群體來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)提高會(huì)直接影響其消費(fèi)，增加負(fù)擔(dān)。對(duì)于大部分中青年勞動(dòng)力來(lái)說(shuō)，擁有舒適家庭生活的先決條件就是擁有房子，他們?yōu)榇私档拖M(fèi)水平或者主動(dòng)延長(zhǎng)工作時(shí)間，由此帶來(lái)的過(guò)度買房壓力會(huì)降低其社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)。陳斌開等(2013)認(rèn)為，房?jī)r(jià)導(dǎo)致居民不得不為買房而儲(chǔ)存積蓄，從而會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)的下降。即使對(duì)于更普遍的大眾群體，房?jī)r(jià)上升同樣會(huì)降低其幸福感。大多數(shù)家庭樣本只擁有一套住房，他們沒(méi)有從房子升值的過(guò)程中獲得額外的經(jīng)濟(jì)利益，但他們同樣也承擔(dān)著由于房?jī)r(jià)上漲造成的競(jìng)爭(zhēng)壓力和物價(jià)壓力。生活成本的增加會(huì)對(duì)生活質(zhì)量產(chǎn)生影響，進(jìn)而也會(huì)影響社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)。易成棟等(2020)使用省級(jí)房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)會(huì)降低居民的幸福感。不僅如此，吳曉瑜等(2014)指出中國(guó)的高房?jī)r(jià)會(huì)抑制創(chuàng)業(yè)，可能影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。王文春等(2014)認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲越快，相應(yīng)地，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新傾向也就越低。因此，高房?jī)r(jià)不僅會(huì)影響到社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還會(huì)影響居民的就業(yè)、收入和消費(fèi)等，進(jìn)而降低其對(duì)自己社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)。

基于多年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫(kù)，本文構(gòu)建個(gè)體層面的平衡面板數(shù)據(jù)，采用面板有序Probit模型研究房?jī)r(jià)對(duì)于居民主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲會(huì)顯著地降低居民的主觀地位評(píng)價(jià)。不僅如此，房?jī)r(jià)的影響存在異質(zhì)性，負(fù)面效應(yīng)更傾向于男性、農(nóng)戶和城鎮(zhèn)居民，符合其買房的剛需特征。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)會(huì)顯著加劇婚姻市場(chǎng)、居民消費(fèi)的不平等現(xiàn)象。綜上所述，房?jī)r(jià)并不會(huì)提高居民的主觀地位評(píng)價(jià)，相反，房?jī)r(jià)會(huì)對(duì)居民主觀地位評(píng)價(jià)起到消極作用，這是由于房?jī)r(jià)引起的社會(huì)上不平等問(wèn)題導(dǎo)致。本文研究有助于解釋當(dāng)今中產(chǎn)階層焦慮問(wèn)題，也可以為政府穩(wěn)定房?jī)r(jià)、促進(jìn)消費(fèi)、提升國(guó)內(nèi)大循環(huán)等相關(guān)政策的實(shí)施提供依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述和理論模型

(一)文獻(xiàn)綜述

居民如何看待自己的社會(huì)地位？不同的群體對(duì)于社會(huì)地位的定義可能存在差距，差距可能受到地區(qū)效應(yīng)或者居民眼界的影響。互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展開闊了普通人的眼界，使得居民在評(píng)價(jià)社會(huì)地位時(shí)有了更多的考慮，但由于本文最晚的樣本在2016年，彼時(shí)互聯(lián)網(wǎng)并不算非常普及，所以居民的自評(píng)差距不應(yīng)被忽視。懷默霆(2009)的調(diào)查顯示，對(duì)社會(huì)不平等最不滿的人，并不是社會(huì)底層的農(nóng)民，反而是作為市場(chǎng)改革受益者的城市居民，特別是受過(guò)高等教育或住在中部省份的中年人。國(guó)外研究也有類似發(fā)現(xiàn)。Karadja et al.(2017)發(fā)現(xiàn)有70%的瑞典人會(huì)低估自己的社會(huì)排名，只有6%的人會(huì)高估。Gimpelson et al.(2017)發(fā)現(xiàn)大部分受訪者對(duì)于社會(huì)不平等等社會(huì)問(wèn)題存在著誤解。因此，由于信息不對(duì)稱以及理解能力有限等原因，受訪者在主觀評(píng)價(jià)時(shí)可能會(huì)被自身成長(zhǎng)生活環(huán)境左右，此時(shí)使用橫截面數(shù)據(jù)很可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)果產(chǎn)生偏誤，面板數(shù)據(jù)則能衡量個(gè)體主觀地位評(píng)價(jià)的變化，并控制各層變量和地區(qū)固定效應(yīng)，從而減緩遺漏變量對(duì)結(jié)果的影響。

房?jī)r(jià)上漲會(huì)影響居民的主觀地位評(píng)價(jià)？蔡禾等(2020)使用CLDS數(shù)據(jù)庫(kù)發(fā)現(xiàn)城市的房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的上漲，會(huì)抑制只擁有一套住房的居民的主觀地位評(píng)價(jià)。唐將偉等(2019)認(rèn)為，隨著國(guó)內(nèi)房?jī)r(jià)特別是大城市房?jī)r(jià)的快速上漲，住房分配不平等現(xiàn)象日益突出，對(duì)主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)的影響變得越來(lái)越明顯。張海東等(2017)發(fā)現(xiàn)，由于住房品質(zhì)和符號(hào)區(qū)隔的差異，形成了區(qū)分較為明顯且穩(wěn)定的主觀階層評(píng)價(jià)。張傳勇等(2020)認(rèn)為住房的消費(fèi)品屬性等對(duì)主觀階層認(rèn)同和階層分化產(chǎn)生了重要影響。也就是說(shuō)，房?jī)r(jià)的提高會(huì)對(duì)居民心理產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)沖擊，導(dǎo)致居民的壓力倍增，在自我地位評(píng)價(jià)時(shí)出現(xiàn)消極的態(tài)勢(shì)，進(jìn)而影響自評(píng)分?jǐn)?shù)。除此之外，房?jī)r(jià)還會(huì)影響社會(huì)信任(劉軍嶺，2017)、主觀幸福(林江 等，2012)、人口流動(dòng)(張黎 等，2017；喬彬 等，2019)、生育決策(胡佩 等，2020；葛玉好 等，2019)、物價(jià)水平(冉珍梅 等，2018)、技術(shù)創(chuàng)新(余泳澤 等，2017)等。

高房?jī)r(jià)如何影響居民的主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)？房?jī)r(jià)上漲加劇了居民消費(fèi)的不平等(何興強(qiáng) 等，2019；孫興杰 等，2019)。顏色等(2013)認(rèn)為，由于現(xiàn)實(shí)中房?jī)r(jià)的上漲具有不可持續(xù)性，居民消費(fèi)受到了明顯抑制，產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”。房?jī)r(jià)的快速增長(zhǎng)助長(zhǎng)了富裕家庭的投資性需求，這會(huì)進(jìn)一步推高房?jī)r(jià)，而想買房的年輕家庭不得不提高儲(chǔ)蓄率，造成居民福利水平的普遍下降(陳彥斌 等，2011；李雪松 等，2015)。居民儲(chǔ)蓄率的提高意味著消費(fèi)水平的下降，而消費(fèi)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，其降低勢(shì)必會(huì)影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)部循環(huán)動(dòng)力。不僅如此，房地產(chǎn)還在掠奪其他產(chǎn)業(yè)特別是劣勢(shì)產(chǎn)業(yè)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)資本，壓制其他產(chǎn)業(yè)的良性發(fā)展。Kong(2016)使用中國(guó)多年省份面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)會(huì)拉大城鎮(zhèn)化差距，而遷移人口消費(fèi)能力增長(zhǎng)的滯后導(dǎo)致了差距的擴(kuò)大。當(dāng)然房?jī)r(jià)的提高并非全是壞事，中國(guó)社科院2010年發(fā)布《國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力藍(lán)皮書》，其中提到中國(guó)2010年前20年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)的膨脹發(fā)展。房?jī)r(jià)的上漲增加當(dāng)?shù)氐呢?cái)政收入(邵朝對(duì) 等，2016；梅冬州 等，2018)，但房?jī)r(jià)過(guò)高會(huì)導(dǎo)致要素市場(chǎng)扭曲，扭曲的要素市場(chǎng)則是制約中國(guó)工業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的因素之一(許家云 等，2020)。雖然房?jī)r(jià)促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但居民杠桿率的持續(xù)升高(1)2019年末中國(guó)全國(guó)住戶部門杠桿率為55.8%。，并不利于居民自身的發(fā)展，從而影響居民對(duì)自己的主觀地位評(píng)價(jià)。

綜上分析，房?jī)r(jià)帶來(lái)的物價(jià)上漲和不平等程度加劇，導(dǎo)致居民的相對(duì)消費(fèi)降低，消費(fèi)差距會(huì)進(jìn)一步影響居民的心態(tài)，從而引起居民主觀地位評(píng)價(jià)的降低。本文的邊際貢獻(xiàn)有：(1)從理論模型的視角，反映出房?jī)r(jià)對(duì)于消費(fèi)不平等和居民效用的作用，豐富了影響居民主觀地位評(píng)價(jià)的機(jī)制分析。(2)以往研究大多使用橫截面數(shù)據(jù)，可能存在不可觀測(cè)的個(gè)體差異。本文使用平衡面板數(shù)據(jù)，有助于提高估計(jì)的精確度。(3)通過(guò)對(duì)群體異質(zhì)性和中介機(jī)制的深入探討，可以更清晰地了解房?jī)r(jià)的影響范圍和途徑。

(二)理論模型

本文理論模型選擇柯布-道格拉斯效用函數(shù)，使用效用水平衡量居民的主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)，并考慮包含兩期生命的跨期消費(fèi)。這里選擇家庭當(dāng)期其他消費(fèi)數(shù)量和下期消費(fèi)作為影響效用的兩個(gè)因素。

(1)

s.t.(1+r)w1h1+(1+r)p1c1+p2c2=(1+r)W1+W2+(1+r)δw1H1+δW2(H1+h1)

(2)

式(1)是本文的效用最大化問(wèn)題，式(2)是本文的約束條件。其中，p1和p2分別是消費(fèi)品的當(dāng)期和下期的平均市價(jià)，δ是整年租金占房子總價(jià)的固定比例，w1和w2是當(dāng)期和下期的每平方米的平均房?jī)r(jià)并且w2=(1+e)w1，h1指的是當(dāng)期新購(gòu)入住房面積(h1≥0)，H1是居民家庭當(dāng)期擁有的住房出租面積或居民租住房子的面積(2)面積H1取正為出租，取負(fù)為租住。，W1和W2分別是家庭當(dāng)期和下期的其他總收入。

第一個(gè)時(shí)期，儲(chǔ)蓄(或者借貸)等于收入減去消費(fèi)：

S=W1+δw1H1-p1c1-w1h1

(3)

每個(gè)家庭可在當(dāng)期選擇是否購(gòu)買新房(面積為h1)，并根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)能力選擇是否借貸。假設(shè)每個(gè)家庭會(huì)考慮在自己償還債務(wù)能力內(nèi)借貸，且借貸利率和儲(chǔ)蓄利率相同。

一階條件可以得到最優(yōu)解為：

(4)

(5)

其中，Θ=(1+r)W1+W2+(1+r)δw1H1+δw2(H1+h1)-(1+r)w1h1。效用函數(shù)可以表示為：

(6)

(7)

(8)

對(duì)于剛需家庭(家庭房產(chǎn)一套及以下)：H1≤0，因此式(8)恒成立，所以剛需家庭的居民主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)隨房?jī)r(jià)的上漲而降低。

對(duì)于多房家庭(家庭房產(chǎn)超過(guò)一套)：H1>0，當(dāng)新購(gòu)住房面積h1超過(guò)函數(shù)f(H1)的值時(shí)才會(huì)呈現(xiàn)出房?jī)r(jià)的負(fù)面效應(yīng)，這說(shuō)明家庭房產(chǎn)的總面積會(huì)提供給家庭成員一個(gè)主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)的閾值，在閾值之下購(gòu)入新房可以獲得主觀評(píng)價(jià)的正向提升，而超過(guò)閾值則同樣會(huì)帶來(lái)負(fù)面效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)和估計(jì)方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源和變量定義

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，該數(shù)據(jù)庫(kù)由北京大學(xué)主導(dǎo)搜集，是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)通過(guò)追蹤包括個(gè)體、家庭在內(nèi)的多層次微觀數(shù)據(jù)，系統(tǒng)反映了中國(guó)社會(huì)現(xiàn)狀、經(jīng)濟(jì)形式、人力資本等的變遷。本文使用2010、2012、2014、2016年數(shù)據(jù)庫(kù)(3)2018年數(shù)據(jù)庫(kù)在本文寫作時(shí)仍未公開區(qū)縣代碼，所以未考慮。，構(gòu)建個(gè)人層面的4年平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理過(guò)程中剔除了缺失值和異常值，并只保留20～60歲樣本?？紤]到發(fā)生過(guò)遷移的樣本可能和房?jī)r(jià)之間存在著互為因果問(wèn)題，所以剔除2010—2016年發(fā)生過(guò)遷移的樣本。最后做平衡性處理，得到的面板數(shù)據(jù)的總樣本量為32912個(gè)，共涉及8228位本地人口(4)后文使用了包含遷移樣本的并且非平衡的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。

本文的關(guān)鍵變量是主觀社會(huì)地位評(píng)價(jià)，該變量根據(jù)CFPS調(diào)查問(wèn)卷中“您在本地的社會(huì)地位”問(wèn)題的回答結(jié)果設(shè)定，取值為1～5。多年的主觀地位評(píng)價(jià)面板數(shù)據(jù)可以衡量本地人內(nèi)心對(duì)于自己的社會(huì)主觀地位評(píng)價(jià)感的變化。核心解釋變量為區(qū)縣平均房?jī)r(jià)，根據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)中“您家的住房面積”和“您家現(xiàn)住房的市值”計(jì)算現(xiàn)住房的每平方米單價(jià)，并按每個(gè)區(qū)縣計(jì)算戶均房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)(5)為了均值計(jì)算的準(zhǔn)確性，剔除區(qū)縣內(nèi)樣本量小于10的區(qū)縣數(shù)據(jù)。?？紤]到房?jī)r(jià)和主觀地位評(píng)價(jià)之間可能存在著遺漏變量的問(wèn)題，所以本文選擇省級(jí)上一年度國(guó)有建設(shè)用地人均出讓面積作為工具變量(陳斌開 等，2013；陸銘 等，2015；劉軍嶺，2017)?？紤]到居民收入往往會(huì)直接沖擊居民的主觀地位評(píng)價(jià)，所以控制了個(gè)體層面的收入層級(jí)數(shù)據(jù)。其余的控制變量包括個(gè)體層面的教育、年齡、健康、性別、婚姻、民族、自住房、戶口、居住地，家庭層面的父親教育、母親教育、家庭規(guī)模、家庭房數(shù)和社區(qū)層面的平均消費(fèi)、平均健康、平均收入。由于房?jī)r(jià)往往存在地區(qū)效應(yīng)和年份效應(yīng)，所以本文固定了區(qū)域變量(6)區(qū)域分為東部、西部、中部和東北地區(qū)，參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2011年定制的大陸經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)。和年份變量。變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)模型

本文模型的因變量主觀地位評(píng)價(jià)為排序變量，使用的又是平衡面板數(shù)據(jù)，因此本文采用面板有序Probit模型，相關(guān)模型設(shè)定為：

statusist=β0+β1lmhousest+β2wageist+β3Xist+β4Yist+β5Zst+εist

(9)

其中：因變量statusist表示調(diào)查年份t時(shí)生活在區(qū)縣s的個(gè)體i的社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)，是分布1～5的排序變量；自變量lmhousest為調(diào)查年份t時(shí)區(qū)縣s的戶均房?jī)r(jià)對(duì)數(shù)，這是本文的核心變量；wageist為個(gè)體的收入變量，考慮到財(cái)富常常是影響主觀地位評(píng)價(jià)的直接原因，因此引入收入作為財(cái)富的代理變量；Xist為一組影響主觀地位評(píng)價(jià)的個(gè)體層面的控制變量；Yist為一組家庭層面的控制變量；Zst為一組區(qū)縣層面的控制變量；εist則為整個(gè)模型的擾動(dòng)項(xiàng)。

本文后文中會(huì)使用工具變量法解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，但是目前并不存在直接對(duì)面板有序Probit模型做工具變量(IV)估計(jì)的程序，因此本文采用STATA軟件里的CMP(conditional mixed process)命令對(duì)有序Probit模型進(jìn)行IV估計(jì)，并將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到個(gè)體層面，以實(shí)現(xiàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)的估計(jì)。Roodman(2011)介紹了CMP命令的使用方法，使用工具變量法處理內(nèi)生性時(shí)，將兩階段回歸進(jìn)行混合估計(jì)，可以減少分階段回歸造成的誤差。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)主回歸分析結(jié)果

采用基準(zhǔn)模型式(9)進(jìn)行主回歸分析，表2報(bào)告了面板有序Probit模型的逐步回歸結(jié)果。

表2 主回歸分析結(jié)果

出于穩(wěn)健性考慮，本文使用聚類至個(gè)體層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。表2列(1)僅控制了個(gè)體層面變量，結(jié)果顯示房?jī)r(jià)的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)；列(2)、(3)逐步控制了固定效應(yīng)和家庭層面變量，房?jī)r(jià)的系數(shù)符號(hào)和顯著性沒(méi)有變化；列(4)又控制了區(qū)縣層面變量后，系數(shù)依舊顯著為負(fù)。因此，列(1)～(4)共同說(shuō)明，不論是否控制家庭區(qū)縣變量和區(qū)域年份固定效應(yīng)，房?jī)r(jià)的提高都會(huì)對(duì)個(gè)體的主觀地位評(píng)價(jià)產(chǎn)生顯著為負(fù)的影響。個(gè)體層面的收入、教育、年齡、健康、婚姻等變量都會(huì)產(chǎn)生顯著為正的影響，這也與常識(shí)相符。性別、戶口、居住地的系數(shù)則顯著為負(fù)，這可能說(shuō)明這些群體之間對(duì)主觀地位評(píng)價(jià)的感知存在著異質(zhì)性，或者受到房?jī)r(jià)的沖擊存在異質(zhì)性，后續(xù)會(huì)對(duì)其做異質(zhì)性分析。

(二)異質(zhì)性分析

由于性別、戶口和居住地變量存在著明顯的異質(zhì)性，這里對(duì)這三類群體進(jìn)行分樣本回歸。異質(zhì)性分析結(jié)果如表3所示。

表3 異質(zhì)性分析結(jié)果

表3中，列(1)、(2)的結(jié)果表明，房?jī)r(jià)對(duì)于男性和女性的主觀地位評(píng)價(jià)影響是不一樣的，雖然房?jī)r(jià)會(huì)顯著降低雙方的主觀地位評(píng)價(jià)，但對(duì)女性的影響顯著性較弱，這可能是因?yàn)橹袊?guó)的買房結(jié)婚的傳統(tǒng)習(xí)俗，買房主要是男方家庭的事，而女性則較少考慮房貸的問(wèn)題。列(3)、(4)的結(jié)果則說(shuō)明農(nóng)村戶口的人容易受到房?jī)r(jià)上漲的影響，這可能是因?yàn)榉寝r(nóng)戶口的個(gè)體在本地往往有自住房，而房?jī)r(jià)的提高會(huì)更進(jìn)一步剝削本地農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體，比如農(nóng)民在縣城里買房的剛需更大，高房?jī)r(jià)會(huì)掠奪他們的家庭財(cái)富，使他們很難甚至失去留在城鎮(zhèn)里的機(jī)會(huì)，因此會(huì)降低主觀地位評(píng)價(jià)。列(5)、(6)的結(jié)果則顯示房?jī)r(jià)提高更容易影響城市人口的主觀地位評(píng)價(jià)，過(guò)去房?jī)r(jià)的上漲多集中于城鎮(zhèn)，農(nóng)村一般都有自己的宅基地，所以農(nóng)村房?jī)r(jià)的變化主要取決于用工建材費(fèi)，不包括地價(jià)，所以城鎮(zhèn)的房?jī)r(jià)漲幅也就相對(duì)更高，城鎮(zhèn)居民承擔(dān)的房?jī)r(jià)壓力也就更大。另外，列(6)的結(jié)果也可以說(shuō)明，即使是對(duì)于大多都有宅基地、自建房的農(nóng)村居民群體，房?jī)r(jià)依舊起到顯著降低居民主觀地位評(píng)價(jià)的作用，這意味著本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

通過(guò)以上分析知道，城鎮(zhèn)、農(nóng)戶、男性是房?jī)r(jià)上漲的主要承擔(dān)者，他們或許是為了在城鎮(zhèn)安家，需要購(gòu)買住房以滿足結(jié)婚、教育、醫(yī)療等需要，又或許想要獨(dú)立出家庭父輩之外，尋求自己的獨(dú)居。房?jī)r(jià)的上漲意味著他們的為買房而保留的積蓄相對(duì)貶值，同時(shí)伴隨著物價(jià)上漲，購(gòu)房壓力和生存壓力都隨之加大，他們的主觀地位評(píng)價(jià)也就隨著降低。表3中所有列的房?jī)r(jià)的系數(shù)都是負(fù)的，也說(shuō)明對(duì)于不同人群，房?jī)r(jià)上漲都會(huì)產(chǎn)生一些負(fù)面影響。

另外，根據(jù)理論模型分析可知，房?jī)r(jià)上漲對(duì)于剛需家庭和多房家庭的影響也存在著差異。列(7)、(8)分別為剛需家庭和多房家庭樣本的回歸結(jié)果，房?jī)r(jià)的系數(shù)依然為負(fù)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)主觀地位評(píng)價(jià)仍然存在消極影響，但是只有列(7)剛需家庭樣本的系數(shù)顯著，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲的負(fù)面影響主要集中在以房子為剛需的群體，而非多房家庭群體。

本文還根據(jù)不同的出生年代做了分樣本回歸，考察不同年齡樣本之間的異質(zhì)性，結(jié)果如表4所示。1980年代出生的群體(在2010年時(shí)集中分布在20～30歲)，房?jī)r(jià)上漲沖擊對(duì)其主觀地位評(píng)價(jià)并無(wú)顯著的影響，而且系數(shù)為正，這或許是因?yàn)?0后在房?jī)r(jià)大漲之前已經(jīng)背負(fù)上了房貸，房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲并不會(huì)影響他們還房貸的數(shù)額，反而會(huì)給予他們提前買房的寬慰。對(duì)于70后和60后來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)上漲會(huì)呈現(xiàn)顯著為負(fù)的影響，這可能是因?yàn)檫@兩類群體需要考慮孩子的學(xué)區(qū)房以及為孩子提前準(zhǔn)備婚房，所以房?jī)r(jià)的上漲會(huì)降低他們未來(lái)買房的預(yù)期，導(dǎo)致其主觀地位評(píng)價(jià)的下降。50后群體已經(jīng)到了退休后年紀(jì)，他們的孩子已經(jīng)開始承擔(dān)贍養(yǎng)家庭責(zé)任，所以房?jī)r(jià)上漲對(duì)老年人的主觀地位評(píng)價(jià)影響不大。由此觀之，房?jī)r(jià)上漲的負(fù)面影響主要由30～50歲的中年群體承受。這項(xiàng)結(jié)論可能存在著時(shí)間局限性。由于本文時(shí)間跨度內(nèi)房?jī)r(jià)開始瘋狂上漲，而大眾對(duì)于房?jī)r(jià)上漲的認(rèn)知和態(tài)度存在著滯后性，也許當(dāng)今房?jī)r(jià)上漲已經(jīng)對(duì)青年人產(chǎn)生了負(fù)面影響。

表4 分年代回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

(一)內(nèi)生性處理

本文使用的樣本為剔除遷移樣本的平衡面板數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中已盡可能降低了內(nèi)生性問(wèn)題，不過(guò)房?jī)r(jià)和主觀地位評(píng)價(jià)之間依舊可能存在遺漏變量的現(xiàn)象。出于穩(wěn)健的考慮，本文選擇省級(jí)上一年度國(guó)有建設(shè)用地人均出讓面積(簡(jiǎn)稱“出讓地”)作為工具變量，上一年度的出讓地增加可以緩解當(dāng)年的房市壓力，對(duì)平穩(wěn)房?jī)r(jià)起到幫助，并且減少互為因果的影響，也可以減緩地區(qū)之間的內(nèi)生關(guān)系，因此具有很強(qiáng)的外生性。

運(yùn)用STATA中的CMP命令進(jìn)行IV估計(jì)，并將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類至個(gè)體層面以實(shí)現(xiàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)的估計(jì)。表5顯示，人均出讓地對(duì)房?jī)r(jià)存在著顯著負(fù)面的影響，而使用工具變量后的房?jī)r(jià)變量依舊顯著為負(fù)，說(shuō)明房?jī)r(jià)確實(shí)會(huì)對(duì)居民的主觀地位評(píng)價(jià)產(chǎn)生消極影響。各類樣本回歸的房?jī)r(jià)系數(shù)的F值都高于弱工具變量檢驗(yàn)值10，并且系數(shù)的絕對(duì)值變化顯著，說(shuō)明工具變量是有效的。結(jié)果說(shuō)明，在考慮潛在內(nèi)生性問(wèn)題后，房?jī)r(jià)上漲依舊會(huì)降低居民的主觀地位評(píng)價(jià)。另外，分別對(duì)男性、農(nóng)戶、城鎮(zhèn)樣本做工具變量回歸，結(jié)果顯示系數(shù)的顯著性和符號(hào)與表3也無(wú)差異，證明前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 工具變量法結(jié)果

(二)房?jī)r(jià)的作用渠道

那么房?jī)r(jià)又是通過(guò)什么影響了主觀地位評(píng)價(jià)呢？本文考慮了兩個(gè)中介指標(biāo)：婚姻匹配和相對(duì)消費(fèi)。由于傳統(tǒng)觀念和社會(huì)現(xiàn)實(shí)的共同原因，男方擁有房子成為了結(jié)婚的普遍條件。房?jī)r(jià)的提高可能導(dǎo)致家庭內(nèi)部的適婚青年無(wú)法購(gòu)得自己的婚房，或者需要掏空父母的錢包付首付，因此，父母的主觀地位評(píng)價(jià)會(huì)降低。房?jī)r(jià)同樣也會(huì)影響消費(fèi)市場(chǎng)，根據(jù)式(4)得出，房?jī)r(jià)會(huì)對(duì)多房家庭、單房家庭和無(wú)房家庭的消費(fèi)水平產(chǎn)生異質(zhì)性的影響，由此會(huì)擴(kuò)大不同群體之間的消費(fèi)差距，而消費(fèi)的不平等會(huì)進(jìn)一步加劇居民主觀地位評(píng)價(jià)的降低。房?jī)r(jià)的升高帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)開發(fā)的同時(shí)，也會(huì)提高當(dāng)?shù)氐纳畛杀荆瑹o(wú)法適應(yīng)快速發(fā)展變化的居民，將會(huì)體會(huì)到自己收入相對(duì)消費(fèi)品價(jià)格的快速貶值，增加生活的心理負(fù)擔(dān)。

機(jī)制分析的回歸結(jié)果如表6所示。列(1)、(2)說(shuō)明房?jī)r(jià)顯著降低了擁有配偶的概率，而婚姻則是提高主觀地位評(píng)價(jià)的一個(gè)因素，所以房?jī)r(jià)可以通過(guò)影響婚姻的方式進(jìn)而影響主觀地位評(píng)價(jià)。相對(duì)消費(fèi)衡量了個(gè)體在本地受到的不平等程度，列(3)、(4)說(shuō)明房?jī)r(jià)可以降低居民家庭的相對(duì)消費(fèi)指標(biāo)，而控制相對(duì)消費(fèi)后，房?jī)r(jià)的顯著性減弱，這說(shuō)明相對(duì)消費(fèi)是一個(gè)解釋力較強(qiáng)的中介變量，居民主要是對(duì)于家庭消費(fèi)水平相對(duì)于平均水平的差距感到壓力，因此導(dǎo)致在評(píng)價(jià)社會(huì)階層的時(shí)候存在負(fù)面情緒，造成主觀地位評(píng)價(jià)的下降。

綜上所述，房?jī)r(jià)上漲會(huì)加劇當(dāng)?shù)氐牟黄降痊F(xiàn)狀，比如婚姻、消費(fèi)不平等，而區(qū)縣內(nèi)的不平等程度又會(huì)反映在居民的自我評(píng)價(jià)身上。基于此結(jié)論，穩(wěn)定房?jī)r(jià)可以減少對(duì)居民生活產(chǎn)生的惡劣影響，提高居民的主觀地位評(píng)價(jià)。

表6 機(jī)制分析結(jié)果

(三)相對(duì)消費(fèi)支出分解

房?jī)r(jià)會(huì)帶來(lái)相對(duì)消費(fèi)的不平等，那么具體體現(xiàn)在哪些方面呢？CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中提供了食品、衣著、文教娛樂(lè)、交通通訊、建房購(gòu)房、醫(yī)療保健、家庭設(shè)備等各類支出數(shù)據(jù)，本文認(rèn)為食品、衣著和文娛屬于居民家庭每年必要的消費(fèi)需求，而其他支出存在樣本自選擇問(wèn)題，比如看病支出只會(huì)在生病的時(shí)候發(fā)生。因此本文以居民家庭必要的消費(fèi)支出進(jìn)行更進(jìn)一步的渠道分解。

回歸結(jié)果在表7中顯示。結(jié)果表明，房?jī)r(jià)的上漲會(huì)顯著降低居民家庭的食品、衣著的相對(duì)消費(fèi)能力，一方面，居民為了買房只能增加儲(chǔ)蓄，盡可能減少消費(fèi)；另一方面，房?jī)r(jià)上漲也會(huì)帶動(dòng)房租的上漲，提高生存成本和物價(jià)水平。食品和衣著的相對(duì)消費(fèi)水平又是提高居民主觀地位評(píng)價(jià)的顯著因素，在控制二者后，房?jī)r(jià)的顯著性都有所下降，體現(xiàn)出部分中介的作用。另外，房?jī)r(jià)對(duì)文娛相對(duì)消費(fèi)水平的影響為負(fù)但不顯著，這可能和居民家庭對(duì)待休閑娛樂(lè)的態(tài)度有關(guān)。

衣食住行是人類生活的基本內(nèi)容，而“住”成本的上漲會(huì)擠壓“衣食”的消費(fèi)需求，也因此會(huì)帶來(lái)居民主觀地位評(píng)價(jià)的負(fù)面變動(dòng)。由此考慮穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)、降低居民生存成本，就能夠減少不必要支出對(duì)居民生活質(zhì)量的沖擊，有助于提高居民的主觀地位評(píng)價(jià)。

表7 食品、衣著、文娛相對(duì)消費(fèi)不平等結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文選擇三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方式。首先，本文使用的為平衡面板數(shù)據(jù)，可能會(huì)導(dǎo)致數(shù)據(jù)處理過(guò)程中刪除過(guò)多有用的信息，比如數(shù)據(jù)處理時(shí)剔除了在2010—2016年遷移過(guò)的樣本，但人口遷移可能和房?jī)r(jià)之間存在某種關(guān)聯(lián)，所以這里使用未經(jīng)處理的非平衡面板數(shù)據(jù)，結(jié)果如表8的列(1)所示，在穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下房?jī)r(jià)的系數(shù)依舊在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明結(jié)果穩(wěn)健。然后，又使用剔除曾租住過(guò)非家有(部分)產(chǎn)權(quán)房子居民的平衡面板數(shù)據(jù)，結(jié)果如列(2)所示，系數(shù)依舊在5%的水平下顯著為負(fù)。最后，考慮到家庭自住房的房?jī)r(jià)也會(huì)對(duì)家庭成員產(chǎn)生影響，所以僅保留有自住房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)的樣本，控制自住房?jī)r(jià)格變量(自住房?jī)r(jià)格對(duì)數(shù)值)，結(jié)果如列(3)所示，系數(shù)依舊在5%的水平下顯著為負(fù)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，在樣本的不同處理辦法下，本文的結(jié)論都是穩(wěn)健的，區(qū)縣的平均房?jī)r(jià)對(duì)于居民主觀地位評(píng)價(jià)的負(fù)面影響是顯著存在的。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論和政策建議

本文立足于當(dāng)下熱門的房?jī)r(jià)話題，深入探討了房?jī)r(jià)上漲與本地居民主觀地位評(píng)價(jià)之間的關(guān)系，研究表明：第一，房?jī)r(jià)上漲并不會(huì)提高居民的主觀地位評(píng)價(jià)，相反，房?jī)r(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致居民主觀地位評(píng)價(jià)的顯著下降，即使是居住在本地的有房群體。房?jī)r(jià)的負(fù)面影響主要集中在以房子為剛需的群體身上，對(duì)于多房家庭來(lái)說(shuō)，依然有負(fù)面效應(yīng)，但并不顯著。第二，房?jī)r(jià)上漲的影響存在著異質(zhì)性差異，對(duì)于男性、農(nóng)戶和城鎮(zhèn)居民的主觀地位評(píng)價(jià)有更顯著的負(fù)面作用。男性和農(nóng)戶群體往往對(duì)房子存在著剛性需求，在中國(guó)的傳統(tǒng)觀念下，男性需要擁有自己的住房才能獲得女方父母的同意，而農(nóng)戶群體想離開農(nóng)村也需要在所在地購(gòu)買房子。農(nóng)村地區(qū)的居民大多有自己的宅基地和自建房，相對(duì)而言，城鎮(zhèn)居民受到房?jī)r(jià)上漲的影響更大。第三，房?jī)r(jià)對(duì)個(gè)體主觀地位評(píng)價(jià)的影響存在多條路徑。房?jī)r(jià)的上漲會(huì)加劇婚姻市場(chǎng)的不平等，降低居民擁有婚姻的概率，進(jìn)而降低居民的主觀地位評(píng)價(jià)；房?jī)r(jià)的上漲會(huì)加劇相對(duì)消費(fèi)不平等，尤其是食品、衣著消費(fèi)不平等，這會(huì)對(duì)居民造成心理壓力和生活壓力，因此會(huì)認(rèn)為自己的地位下降。

房?jī)r(jià)的上升造成了居民的不平等感知加劇，影響居民的消費(fèi)以及其他投資，居民對(duì)自己社會(huì)地位的評(píng)價(jià)也就相應(yīng)降低，這不利于推動(dòng)國(guó)內(nèi)循環(huán)的形成以及和諧社會(huì)的建設(shè)。因此，首先，應(yīng)當(dāng)長(zhǎng)期堅(jiān)持“房住不炒”，促使房地產(chǎn)價(jià)格逐漸回歸合理水平，充分利用信貸政策從供求雙方來(lái)調(diào)節(jié)房產(chǎn)市場(chǎng)，完善房產(chǎn)稅制度，限制炒房客的購(gòu)買和流通環(huán)節(jié)，削弱房地產(chǎn)的投資屬性，降低房屋空置率，保障剛需人員的購(gòu)房存量。其次，各地政府要從全局角度進(jìn)行城鄉(xiāng)規(guī)劃，增加國(guó)有建設(shè)用地出讓面積，進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)村土地和戶籍制度改革，加快城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系的融合，引導(dǎo)城鄉(xiāng)人口在空間上有層次合理流動(dòng)，解決房屋供給過(guò)剩和需求短缺在時(shí)間和空間上的錯(cuò)配，從結(jié)構(gòu)上調(diào)節(jié)房?jī)r(jià)，改善居民對(duì)社會(huì)地位的主觀評(píng)價(jià)。最后，提高教育資源、醫(yī)療資源、基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務(wù)的均等化程度，推動(dòng)地區(qū)房?jī)r(jià)的扁平化發(fā)展，緩解教育競(jìng)爭(zhēng)和醫(yī)療擠兌等公共資源錯(cuò)配所推動(dòng)的房?jī)r(jià)上漲，從而降低消費(fèi)成本上升所帶來(lái)的生活壓力，提升居民的主觀地位。