蔣荷新，倪 萌

一、引言

住房資助是一項(xiàng)旨在提升中低收入住房困難家庭或個(gè)人住房消費(fèi)能力的福利政策，按資助形式可以分為貨幣型或?qū)嵨镄唾Y助，按受資助者對(duì)所住住房的所有權(quán)可以分為租賃型或產(chǎn)權(quán)型資助。由于住房產(chǎn)品的特殊性，住房資助有別于其他消費(fèi)型福利補(bǔ)助，其帶有一定的生產(chǎn)性。政府期望通過(guò)緩解受助家庭或個(gè)人的住房困難，使家庭或個(gè)人有更多的精力用于教育培訓(xùn)或工作搜尋等方面，進(jìn)一步提升人力資本積累及就業(yè)積極性，并通過(guò)一定時(shí)期的財(cái)富積累，提升家庭或個(gè)人在住房和其他商品消費(fèi)方面的支付能力，從而實(shí)現(xiàn)家庭或個(gè)人的經(jīng)濟(jì)自立和向上流動(dòng)，即通過(guò)政府的住房資助實(shí)現(xiàn)家庭或個(gè)人的“安居樂(lè)業(yè)”。從現(xiàn)有研究和政策實(shí)踐來(lái)看，住房資助就業(yè)激勵(lì)效應(yīng)的發(fā)揮主要面臨以下兩方面的阻力：一是由于住房資助的發(fā)放有嚴(yán)格的收入準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，部分受助家庭或個(gè)人為了長(zhǎng)期享受住房資助，可能會(huì)人為減少就業(yè)以維持低收入現(xiàn)狀；二是長(zhǎng)期以來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)租金和住房?jī)r(jià)格的增速遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了受助家庭或個(gè)人的就業(yè)和收入增長(zhǎng)速度，這導(dǎo)致受助家庭或個(gè)人即使增加了就業(yè)也無(wú)法在市場(chǎng)上租住或購(gòu)買合適的商品房，所以使受助家庭或個(gè)人產(chǎn)生了長(zhǎng)期依賴政府資助的意愿。因此，探索住房資助對(duì)受助家庭或個(gè)人就業(yè)行為的影響機(jī)制，提出優(yōu)化現(xiàn)有住房資助模式的策略是一項(xiàng)值得研究的課題，本文將以中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查項(xiàng)目(CHARLS)數(shù)據(jù)庫(kù)為例對(duì)此進(jìn)行分析。

二、文獻(xiàn)回顧及研究假說(shuō)

(一)住房資助對(duì)家庭就業(yè)的影響

有關(guān)住房資助就業(yè)效應(yīng)的研究主要集中于租賃型住房資助，其中較有影響力的是基于施羅德(1)Mark Shroder, Does Housing Assistance Perversely Affect self-sufficiency? A Review Essay, Journal of Housing Economics, Vol.11, No.4(2002), pp.381-417.和奧爾森(2)Olsen, Edgar O.Catherine A.Tyler, etc, The Effects of Different Types of Housing Assistance on Earnings and Employment, Cityscape, Vol.8, No.2(2005), pp.163-187.等稱為“新古典主義假說(shuō)”模型的結(jié)論。該模型考察了按收入標(biāo)準(zhǔn)遞減的貨幣型租賃住房資助對(duì)家庭就業(yè)的影響，該研究認(rèn)為，由于住房資助收入對(duì)勞動(dòng)供給的替代效應(yīng)以及住房資助隨收入提高而下降的“收入稅”效應(yīng)，貨幣型租賃資助必然會(huì)導(dǎo)致受助家庭減少勞動(dòng)供給。租賃型住房資助的負(fù)向就業(yè)效應(yīng)在定向安置的公共住房中表現(xiàn)最為明顯：英、美等國(guó)以政府提供社會(huì)住房或公共住房的形式解決移民人口的住房問(wèn)題，隨之而來(lái)的福利依賴現(xiàn)象導(dǎo)致大量貧民窟的出現(xiàn)(3)Turner J.F.C., Housing Patterns, Settlement Patterns, and Urban Development in Modernizing Countries, Journal of the American Planning Association,Vol.34, No.6(1968)．；杜雅丁等人的研究發(fā)現(xiàn)，居住在公共住房的勞動(dòng)者可能會(huì)因較大的通勤成本導(dǎo)致失業(yè)概率增加(4)Duhardin C, Goffette-Nagot F, Does Public Housing Occupancy Increase Unemployment, Journal of Economic Geography, Vol.9, No.6(2009), pp.823-851.；福斯特爾的研究發(fā)現(xiàn)，接受住房資助家庭的收入相較于未接受資助的家庭出現(xiàn)了顯著的減少(5)Forstall, Richard L., Richard P. Greene, James B. Pick, Which Are the Largest? Why Lists of Major Urban Areas Vary So Greatly, Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie,Vol.100, No.3(2009), pp.277-297．。國(guó)內(nèi)學(xué)者朱德開基于合肥市新就業(yè)職工調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，受到住房保障優(yōu)惠政策的新就業(yè)職工普遍存在收入水平低、就業(yè)積極性不高的問(wèn)題(6)朱德開、徐成文：《城市新就業(yè)職工住房保障問(wèn)題實(shí)證研究——基于合肥市新就業(yè)職工的調(diào)查》，《城市發(fā)展研究》2012年第19期。；崔光燦等的研究也證實(shí)了住房資助中存在“福利依賴”現(xiàn)象的結(jié)論。(7)崔光燦、廖雪婷：《產(chǎn)權(quán)支持與租賃補(bǔ)貼：兩種住房保障政策的效果檢驗(yàn)》，《公共行政評(píng)論》2018年第11期。

(二)住房產(chǎn)權(quán)對(duì)家庭就業(yè)的影響

另有學(xué)者研究了住房所有權(quán)對(duì)家庭就業(yè)行為的影響，該研究發(fā)現(xiàn)是否擁有住房也會(huì)對(duì)家庭就業(yè)產(chǎn)生影響。在這一領(lǐng)域影響較廣的是1996年提出的奧斯瓦爾德假說(shuō)(8)Oswald A, A Conjecture on the Explanation for High Unemployment in the Industrialized Nations: Part 1, University of Warwick Economic Research Papers，No.475(1996).，即住房自有率上升會(huì)導(dǎo)致更多失業(yè)，但是在很多實(shí)證文獻(xiàn)中該理論未能得到證實(shí)。相反，很多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，由于面臨更大的經(jīng)濟(jì)壓力，家庭通過(guò)貸款形式擁有了住房產(chǎn)權(quán)會(huì)提高家庭的就業(yè)意愿；戈斯和菲利普斯發(fā)現(xiàn), 由于面臨更大的經(jīng)濟(jì)壓力，有住房按揭貸款的勞動(dòng)者在失業(yè)后會(huì)更積極地尋找工作(9)Goss E P, Phillips J M. ,The Impact of Homeownership on the Duration of Unemployment, Review of Regional Studies,Vol.27, No.1(1997), pp.9-27.；科爾森的研究也表明，住房自有狀況與勞動(dòng)者失業(yè)的可能性呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即擁有住房的勞動(dòng)者往往更不容易失業(yè)(10)Coulson E, Fisher L. ,Housing Tenure and Labor Market Impacts: The Search Goes on, Journal of Urban Economics, Vol.65, No.3(2009),pp.252-264.。陳友華等在借鑒國(guó)外學(xué)者對(duì)“自有住房陷阱”研究的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)大城市自有住房不會(huì)給購(gòu)房者帶來(lái)“鎖定”效應(yīng)，但在有收縮風(fēng)險(xiǎn)的小城市中，自有住房的確會(huì)導(dǎo)致購(gòu)房者和城市發(fā)展陷入“自有住房陷阱”(11)陳友華、呂程：《自有住房陷阱與中國(guó)住房因城施策》，《河海大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2020年第22期。；劉斌等研究發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)通過(guò)房奴效應(yīng)和鎖定效應(yīng)提高了農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性，即農(nóng)民工在打工的城市有住房的話，其就業(yè)穩(wěn)定性更高。(12)劉斌、張翔：《有恒產(chǎn)者的恒心：農(nóng)民工住房狀況與就業(yè)穩(wěn)定性研究》，《西部論壇》2021年第4期。

(三)文獻(xiàn)評(píng)述及本文的研究假說(shuō)

從以上文獻(xiàn)回顧可以看到，不同類型住房資助對(duì)受助家庭的就業(yè)影響不盡相同?？傮w來(lái)說(shuō)，由于租賃型住房資助側(cè)重于緩解家庭短期住房消費(fèi)壓力，因而其較易誘發(fā)受助家庭的福利依賴，從而使住房資助表現(xiàn)出負(fù)向的就業(yè)抑制效應(yīng)；而產(chǎn)權(quán)型住房資助側(cè)重于提升家庭長(zhǎng)期住房獲取能力，因而較易提高受助家庭的就業(yè)積極性，使住房資助表現(xiàn)出正向的就業(yè)激勵(lì)效應(yīng)。以較為典型的產(chǎn)權(quán)型住房資助共有產(chǎn)權(quán)房為例，由于大部分接受住房資助的家庭收入較低且他們的收入主要來(lái)源于就業(yè)，家庭收入的積累往往難以跟上住房?jī)r(jià)格的增速，因此，他們即使借助銀行貸款也很難在市場(chǎng)購(gòu)買產(chǎn)權(quán)住房。而政府提供的共有產(chǎn)權(quán)保障房與受助家庭共同擁有產(chǎn)權(quán)的形式不僅幫助家庭實(shí)現(xiàn)住房夢(mèng)，而且可對(duì)其產(chǎn)生長(zhǎng)期的就業(yè)激勵(lì)，鼓勵(lì)家庭在未來(lái)通過(guò)就業(yè)從政府手中購(gòu)買更高比例的住房產(chǎn)權(quán)。

總之，租賃型住房資助(以下簡(jiǎn)稱“租賃資助”)可能會(huì)對(duì)家庭就業(yè)產(chǎn)生一定的抑制作用，而產(chǎn)權(quán)型住房資助(以下簡(jiǎn)稱“產(chǎn)權(quán)資助”)則會(huì)對(duì)家庭就業(yè)產(chǎn)生正向的激勵(lì)作用，并且由于具備較高的就業(yè)增長(zhǎng)潛力和收入增長(zhǎng)預(yù)期，“產(chǎn)權(quán)資助”對(duì)就業(yè)的正向激勵(lì)效應(yīng)在較高教育程度的勞動(dòng)者中表現(xiàn)得更為明顯。據(jù)此本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：由于存在收入替代和就業(yè)稅效應(yīng)，“租賃資助”可能降低受助者的就業(yè)意愿；

假說(shuō)2：由于提升了家庭的長(zhǎng)期住房獲得能力，“產(chǎn)權(quán)資助”可能提升受助者的就業(yè)意愿；

假說(shuō)3：由于存在更高的就業(yè)和收入增長(zhǎng)預(yù)期，“產(chǎn)權(quán)資助”對(duì)較高教育程度勞動(dòng)者就業(yè)的正向激勵(lì)更為明顯。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選取

本文的實(shí)證數(shù)據(jù)選擇了中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查項(xiàng)目(CHARLS)數(shù)據(jù)庫(kù)，該項(xiàng)目為代表中國(guó)45歲及以上中老年家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。本文選擇該項(xiàng)目作為數(shù)據(jù)來(lái)源的理由如下：首先，我國(guó)早期的住房資助以家庭為單位開展，微觀家庭數(shù)據(jù)比宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)更能準(zhǔn)確地反映各變量間的關(guān)系；其次，CHARLS項(xiàng)目調(diào)查對(duì)象為中老年人，這一群體的就業(yè)偏好基本已經(jīng)穩(wěn)定，各類臨時(shí)或偶發(fā)因素對(duì)其就業(yè)的影響較小，而住房資助是一項(xiàng)持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)的資助，較有可能對(duì)其就業(yè)產(chǎn)生影響，因此也較易從中尋找兩者間的相關(guān)性；最后，CHARLS數(shù)據(jù)樣本覆蓋面更廣，樣本選擇更具代表性，據(jù)此得到的研究結(jié)論也更具有說(shuō)服力。

由于住房資助主要面向城鎮(zhèn)勞動(dòng)者，因此本文在CHARLS(2015年)數(shù)據(jù)庫(kù)的3.1萬(wàn)個(gè)受訪者樣本中選取了數(shù)據(jù)信息完整的3236個(gè)城鎮(zhèn)戶籍樣本開展研究，研究所選用的數(shù)據(jù)信息包括家庭的住房自有狀況、接受住房和其他福利資助的狀況以及個(gè)人的就業(yè)、年齡、性別、受教育程度、婚姻、健康狀況等。

(一)模型設(shè)定

本文實(shí)證分析的目的是驗(yàn)證住房資助對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)的影響，因此被解釋變量為受訪者的就業(yè)狀態(tài)，解釋變量為政府住房資助。為了區(qū)分不同類型住房資助對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)影響的差異，本文按前述標(biāo)準(zhǔn)將住房資助細(xì)分為“租賃資助”和“產(chǎn)權(quán)資助”，前者包括享受了政府租金補(bǔ)貼或租住租金優(yōu)惠的政府保障性住房等的受訪者，后者包括接受了政府征地或者拆遷補(bǔ)償?shù)氖茉L者。由于解釋變量“租賃資助”與就業(yè)之間可能存在內(nèi)生相關(guān)性，即影響勞動(dòng)者是否接受“租賃資助”的未觀察到的因素也可能會(huì)影響勞動(dòng)者的就業(yè)，反之亦然；但“產(chǎn)權(quán)資助”與就業(yè)之間的關(guān)系是單向的，獲得征地或者拆遷補(bǔ)償可能會(huì)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)產(chǎn)生影響，而勞動(dòng)者是否就業(yè)與能否獲得拆遷或征地補(bǔ)償不存在因果關(guān)系。因此本文將“租賃資助”設(shè)定為內(nèi)生解釋變量，在運(yùn)用probit模型比較“租賃資助”和“產(chǎn)權(quán)資助”對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)影響差異的基礎(chǔ)上，使用biprobit聯(lián)立方程來(lái)處理“租賃資助”的內(nèi)生性問(wèn)題。

關(guān)于聯(lián)合方程中的就業(yè)方程，被解釋變量為勞動(dòng)者就業(yè)概率，控制變量為影響勞動(dòng)者就業(yè)的個(gè)體特征變量，包括年齡、性別、教育程度、婚姻狀況等，考慮到受助勞動(dòng)者的收入中可能還包括一些福利補(bǔ)助，因此我們將其是否獲得城鎮(zhèn)“低保補(bǔ)助”作為控制變量加入方程，最后將內(nèi)生解釋變量“租賃資助”加入方程，以此來(lái)檢驗(yàn)我們的核心假設(shè)。關(guān)于“租賃資助”方程，勞動(dòng)者是否接受政府“租賃資助”，主要與其收入水平相關(guān)，大部分勞動(dòng)者的收入來(lái)源于就業(yè)，因此影響勞動(dòng)者就業(yè)的因素同樣可能對(duì)其是否接受“租賃資助”產(chǎn)生影響，所以我們將影響就業(yè)的個(gè)體特征變量全部加入“租賃資助”方程中，同時(shí)選擇合適的工具變量，將影響“租賃資助”而不影響就業(yè)的因素予以控制。最后，本文參照Dujardin & Goffette-Nagot(2009)(13)Dujardin C, Goffette-Nagot F.,Does Public Housing Occupancy Increase Unemployment, Journal of Economic Geography,vol.9,No.6(2009),pp.823-851.構(gòu)建了如下biprobit聯(lián)立方程模型，以聯(lián)合分析影響就業(yè)和租賃資助的因素。

令y1和y2分別代表可觀測(cè)的勞動(dòng)者就業(yè)以及“租賃資助”狀態(tài)并定義如下：

(1)

(2)

其中，y*1表示影響勞動(dòng)者就業(yè)概率的潛變量，y*2表示影響勞動(dòng)者接受“租賃資助”概率的潛變量。潛變量的系統(tǒng)方程如下：

(3)

其中，X代表包括常數(shù)項(xiàng)在內(nèi)的所有外生變量向量；Z代表本文用于解決解釋變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題所選用的工具變量向量；α測(cè)定“租賃資助”對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)概率影響的系數(shù)估計(jì)值；β1、β2是用極大似然估計(jì)的系數(shù)；ε1和ε2代表兩個(gè)方程的殘差項(xiàng)。

如果我們假設(shè)勞動(dòng)者接受租賃資助可能受到同時(shí)影響失業(yè)和“租賃資助”的未觀察到的因素的影響，那么就業(yè)和“租賃資助”兩個(gè)概率方程的殘差(ε1和ε2)之間的相關(guān)性應(yīng)該是非零的，兩者的相關(guān)系數(shù)等于ρ12。此時(shí)內(nèi)生性檢驗(yàn)就等同于檢驗(yàn)兩個(gè)方程殘差的顯著性。似然函數(shù)可表示為：

P(yi1,yi2)=Φ[qi1(β1Xi+αyi2),qi2(β2Xi+γZi),qi1qi2ρ12]

(4)

其中，qij=2yij-1，當(dāng)yij=1時(shí)，當(dāng)qij=1；當(dāng)yij=0時(shí)，當(dāng)qij=-1。下標(biāo)i代表個(gè)體i，j=1,2，Φ2為二元正態(tài)累積分布函數(shù)。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.變量選取

(1)被解釋變量和解釋變量

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2015年CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)，我們選擇勞動(dòng)者是否“就業(yè)”作為被解釋變量，用來(lái)表示其就業(yè)狀態(tài)；解釋變量“租賃資助”的取值來(lái)源于受訪者對(duì)“是否用租金補(bǔ)貼支付房租”以及“所住住房是否屬于政府保障房”等問(wèn)題的回答；解釋變量“產(chǎn)權(quán)資助”的取值來(lái)源于受訪者對(duì)“有沒(méi)有收到征地、拆遷補(bǔ)償金”等問(wèn)題的回答。

(2)工具變量

根據(jù)前文分析，解釋變量“租賃資助”與被解釋變量“就業(yè)”之間可能存在內(nèi)生相關(guān)性，我們直接進(jìn)行probit分析可能會(huì)使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此需要選擇合適的工具變量來(lái)予以補(bǔ)充。尋找工具變量的關(guān)鍵是所找變量要與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，但與被解釋變量不直接相關(guān)。我們需要根據(jù)經(jīng)驗(yàn)直覺(jué)和前人研究成果來(lái)尋找可能的工具變量，然后通過(guò)適當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)來(lái)判斷所選的工具變量是否合理。在參考相關(guān)文獻(xiàn)和所用數(shù)據(jù)庫(kù)的特點(diǎn)后，本文采用個(gè)體水平的工具變量。首先，考慮到“租賃資助”面向的是中低收入住房困難的家庭或個(gè)人，并且資助期限一般持續(xù)二年以上，本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2015年的CHARLS調(diào)查數(shù)據(jù)，上一輪調(diào)查時(shí)間點(diǎn)是2013年，時(shí)間跨度恰好為二年。因而上期接受“租賃資助”的家庭在本期繼續(xù)獲得資助的可能性較大，而上期獲得資助對(duì)勞動(dòng)者本期的就業(yè)則不存在確定的影響，因此本文將受訪者上期是否接受“租賃資助”(簡(jiǎn)稱“上期資助”)作為“租賃資助”的第一個(gè)工具變量。其次，政府提供“租賃資助”的對(duì)象主要是沒(méi)有產(chǎn)權(quán)住房的家庭或個(gè)人，因此還可以從與住房狀態(tài)相關(guān)的視角選擇工具變量?？紤]到我國(guó)家庭或個(gè)人購(gòu)買住房時(shí)需要滿足一定的條件，如擁有當(dāng)?shù)貞艏诋?dāng)?shù)毓ぷ鞑⒂幸欢ㄆ谙薜纳绫Ｓ涗浀龋谶w入現(xiàn)居住地的勞動(dòng)者大多只能以租房形式解決住房問(wèn)題；同時(shí)，出于吸引人才促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的需要，各地政府已經(jīng)將住房保障政策覆蓋至這一群體，如很多地區(qū)公共租賃房的主要保障對(duì)象就是新增就業(yè)人口。這意味著近期遷入現(xiàn)居住地的勞動(dòng)者更易獲得政府提供的“租賃資助”，但在勞動(dòng)力市場(chǎng)上則沒(méi)有此類政策傾斜。因此本文將近期遷入現(xiàn)居住地的新增勞動(dòng)人口(以下簡(jiǎn)稱“新增勞動(dòng)”)作為代表“租賃資助”的另一個(gè)工具變量。由于沒(méi)有找到更適合的其他工具變量，本文最終選擇了“上期資助”和“新增勞動(dòng)”兩個(gè)工具變量，并預(yù)期兩者與“租賃資助”的相關(guān)系數(shù)均為正值。

“新增勞動(dòng)”變量取值來(lái)自受訪者對(duì)于“您什么時(shí)候第一次搬來(lái)常住地”的回答，本文將在本地居住期限小于兩年的受訪者定義為“新增勞動(dòng)=1”，其余為“新增勞動(dòng)=0”；“上期資助”的數(shù)據(jù)來(lái)源于受訪者在2013年接受調(diào)查時(shí)的相關(guān)回答，本文將回答“使用租金補(bǔ)貼支付房租”以及“所住住房為政府保障房”的受訪者定義為“上期資助=1”，否定或未做回答者定義為“上期資助=0”。

(3)控制變量

本文選取了被受訪者的收入狀況、個(gè)體特征、健康狀況等因素作為控制變量，具體包括：是否接受低保補(bǔ)助、年齡、教育程度、性別、婚姻狀況、健康狀況、是否退休等，其中教育程度從低到高分為四類，其余變量的取值分為“是=1”或“否=0”兩類。變量具體定義見表1。

表 1 主要變量定義

(續(xù)表)

2.數(shù)據(jù)說(shuō)明

我國(guó)法定退休年齡為男性60歲和女性50歲(女工人)及55歲(女干部)，但是受訪者中超過(guò)法定退休年齡再就業(yè)的比例很高，在本文所選樣本中，60—70歲勞動(dòng)者的就業(yè)率達(dá)到了45%，65—70歲的就業(yè)率仍然高達(dá)40%，因此本文將樣本年齡區(qū)間的上限設(shè)為70歲。另外CHARLS調(diào)查以家庭戶主為單位進(jìn)行，被調(diào)查者的配偶也被要求填寫問(wèn)卷，因而存在少量年齡在45歲以下的樣本，本文對(duì)其進(jìn)行了剔除處理，最終選擇的樣本年齡區(qū)間為45歲到70歲，樣本總量為3236人。

為了更細(xì)致地分析住房資助對(duì)不同類型勞動(dòng)者就業(yè)的影響，我們按教育程度對(duì)樣本進(jìn)行分組并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)(見表2)。我們按“教育程度”分組的依據(jù)是，早期的住房資助主要面向最低收入住房困難家庭，其中主要為較低教育程度的勞動(dòng)者，而隨著住房資助政策的持續(xù)開展，政策的覆蓋面已向更高教育程度的群體延伸。因此有必要通過(guò)對(duì)不同教育程度樣本的分類研究，分析其對(duì)住房資助政策的就業(yè)反應(yīng)，為后續(xù)政策的制定和完善提供實(shí)證支持。

從表2主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)中可以看到，全樣本的“就業(yè)”均值為0.596，即59.6%的受訪者處于就業(yè)狀態(tài)；分組樣本中，中、高教育程度樣本組的就業(yè)率最高，未接受正規(guī)教育樣本組次之，最低的是初等教育程度樣本組，其就業(yè)率分別為62.8%、61%和56%。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

從“租賃資助”均值來(lái)看，初等教育程度樣本組接受“租賃資助”的比例最高，中、高教育程度樣本組的比例最低。工具變量“上期資助”的均值也反映了同樣的特點(diǎn)，初等教育程度樣本最高，中、高教育程度樣本最低，這體現(xiàn)了“租賃資助”的延續(xù)性。從“產(chǎn)權(quán)資助”的均值來(lái)看，接受“產(chǎn)權(quán)資助”比例最高的是初等教育程度樣本組，最低的是中、高教育程度樣本組。

再看其他變量，接受“低保補(bǔ)助”比例最高的是初等教育程度樣本組，最低的是中、高教育程度樣本組，這與接受“租賃資助”和“產(chǎn)權(quán)資助”的特點(diǎn)一致。中、高教育程度樣本組的“新增勞動(dòng)”比例明顯高于整體平均水平，同時(shí)這一樣本組的平均年齡明顯低于整體水平。

根據(jù)表2數(shù)據(jù)，我們可以得到一個(gè)初步的判斷，初等教育程度勞動(dòng)者是各類資助的主要受益者，而中、高教育程度勞動(dòng)者接受各類資助的比例最低。本文的樣本選擇較好地體現(xiàn)了住房資助主要面向城鎮(zhèn)中低收入住房困難家庭的資助準(zhǔn)則，這也意味著本文實(shí)證分析的結(jié)論將有一定的實(shí)用價(jià)值。另一個(gè)比較有意義的發(fā)現(xiàn)是中、高等教育程度樣本中“新增勞動(dòng)”比例遠(yuǎn)高于整體平均水平，這表明中、高等教育程度勞動(dòng)者的流動(dòng)性較強(qiáng)，近兩年內(nèi)遷入現(xiàn)居住地的比例較高，并且其平均年齡和退休比例也顯著低于平均水平，這意味著這一群體具有較大的就業(yè)潛力，政府未來(lái)的住房資助政策可以對(duì)這一群體給予一定的傾斜。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)住房資助對(duì)就業(yè)影響的probit模型分析

針對(duì)不同樣本組的勞動(dòng)者就業(yè)及影響因素進(jìn)行的probit分析結(jié)果見表3。各種情形下“租賃資助”的邊際效應(yīng)系數(shù)均為負(fù)值，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這意味著接受“租賃資助”降低了受助者的就業(yè)概率(為方便表述，以下邊際效應(yīng)系數(shù)比較時(shí)均以絕對(duì)值后的數(shù)值進(jìn)行)。其中未接受正規(guī)教育組的邊際效應(yīng)系數(shù)大于中、高教育程度組，但初等教育程度樣本組的系數(shù)不顯著，這意味著“租賃資助”對(duì)較低教育程度勞動(dòng)者的負(fù)面影響較大。

表3 就業(yè)與住房資助：probit模型估計(jì)結(jié)果(邊際效應(yīng))

“產(chǎn)權(quán)資助”的邊際效應(yīng)系數(shù)為正，其中，中、高教育程度組的邊際效應(yīng)系數(shù)大于初等教育程度組，但未接受正規(guī)教育分組的系數(shù)不顯著，這意味著“產(chǎn)權(quán)資助”對(duì)較高教育程度勞動(dòng)者就業(yè)的積極影響高于較低教育程度者。

在控制變量中，“低保補(bǔ)助”的邊際效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，但在多個(gè)分組中不顯著，這意味著人們是否接受“低保補(bǔ)助”對(duì)其就業(yè)的影響并不顯著；此外，男性、已婚有配偶、更健康的身體等因素將提高勞動(dòng)者的就業(yè)概率，而更高年齡、更高教育程度、已辦理退休手續(xù)等因素將降低勞動(dòng)者的就業(yè)概率。

(續(xù)表)

(二)住房資助對(duì)就業(yè)影響的biprobit模型分析

1.工具變量的合理性檢驗(yàn)

由于解釋變量“租賃資助”與勞動(dòng)者就業(yè)之間可能存在內(nèi)生性，簡(jiǎn)單probit模型的結(jié)果可能存在偏差，因此本文將運(yùn)用biprobit聯(lián)立方程對(duì)兩者之間的相關(guān)性展開進(jìn)一步分析。根據(jù)前文所述，本文引進(jìn)了“上期資助”和“新增勞動(dòng)”兩個(gè)工具變量用來(lái)替代內(nèi)生變量，按照使用工具變量的要求，我們?cè)趯?shí)證分析之前需要對(duì)其合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。合理有效的工具變量應(yīng)滿足兩個(gè)條件：第一，在控制其他解釋變量的情況下與內(nèi)生解釋變量偏相關(guān)；第二，與模型誤差項(xiàng)不相關(guān)。為了驗(yàn)證工具變量的合理性，本文利用GMM估計(jì)結(jié)果進(jìn)行弱工具變量和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4?！吧掀谫Y助”和“新增勞動(dòng)”兩個(gè)變量均在1%的置信水平下顯著，表明這兩個(gè)變量與內(nèi)生解釋變量“租賃資助”存在顯著偏相關(guān)；工具變量組合的F檢驗(yàn)值大于10，它能夠拒絕所有工具變量都為0的原假設(shè)，通過(guò)了弱工具變量的檢驗(yàn)，符合工具變量合理性的第一個(gè)條件。在過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)中，工具變量組合的p值遠(yuǎn)大于選定的顯著性水平0.05，因此在5%的置信水平下接受原假設(shè)，即工具變量與就業(yè)方程的誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)，符合工具變量合理性的第二個(gè)條件，由此表明本文的工具變量選擇是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

表4 工具變量檢驗(yàn)(GMM方法)

(續(xù)表)

2.住房資助對(duì)就業(yè)影響的biprobit估計(jì)結(jié)果

表5列出全樣本和各分組樣本的biprobit聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果，對(duì)于就業(yè)方程，在所有樣本組情形下，工具變量“上期資助”和“新增勞動(dòng)”的邊際效應(yīng)系數(shù)均為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與前文假設(shè)相一致，即上期接受“租賃資助”的勞動(dòng)者的概率在本期有所提高，因此“租賃資助”中存在“福利依賴”的可能性；而隨著我國(guó)住房保障政策覆蓋范圍的擴(kuò)大，新增勞動(dòng)人口更易獲得政府的租賃型住房資助。

表5 就業(yè)與租賃資助biprobit模型估計(jì)結(jié)果(邊際效應(yīng))

在控制了解釋變量的內(nèi)生性后，“租賃資助”與“就業(yè)”的邊際效應(yīng)系數(shù)依然為負(fù)，相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值有所放大，且在三個(gè)分組中均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這表明“租賃資助”的確會(huì)對(duì)勞動(dòng)者就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，并且在受教育程度越低的分組中其負(fù)向效應(yīng)越明顯。

再來(lái)看就業(yè)方程中各控制變量的系數(shù)，與probit模型結(jié)果基本一致，“低保補(bǔ)助”的邊際效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，但在三個(gè)分組中系數(shù)均不顯著；更高年齡、更高教育程度和已辦理退休手續(xù)等因素將降低勞動(dòng)者的就業(yè)概率，男性和更好的健康狀況等因素將提高勞動(dòng)者的就業(yè)概率，但已婚有配偶對(duì)就業(yè)的影響并不顯著。

從“租賃資助”方程來(lái)看，所有樣本組中“低保補(bǔ)助”與“租賃資助”的相關(guān)系數(shù)均為正且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這意味著接受“低保補(bǔ)助”會(huì)提高勞動(dòng)者接受“租賃資助”的概率，因此這再一次驗(yàn)證了低收入住房困難家庭更易獲得“租賃資助”的政策。而其余大部分控制變量的邊際效應(yīng)系數(shù)不顯著，因此從統(tǒng)計(jì)學(xué)意義來(lái)看，這些因素對(duì)勞動(dòng)者獲得“租賃資助”的概率不產(chǎn)生影響。

(續(xù)表)

五、結(jié)論與建議

(一)基本結(jié)論

本文研究表明，住房資助對(duì)勞動(dòng)者的就業(yè)行為存在顯著影響，但租賃型和產(chǎn)權(quán)型住房資助政策的就業(yè)效應(yīng)方向相反，并且它們?cè)诓煌逃潭葎趧?dòng)者中的表現(xiàn)存在差異，上述結(jié)論很好地驗(yàn)證了前文的三個(gè)假說(shuō)：

第一，租賃型資助會(huì)降低受助者的就業(yè)概率，并且勞動(dòng)者上期接受“租賃資助”會(huì)提高勞動(dòng)者本期接受“租賃資助”的概率。這一結(jié)論驗(yàn)證了“由于存在收入替代和就業(yè)稅效應(yīng)，‘租賃資助’可能降低受助者的就業(yè)意愿”的假說(shuō)。

第二，產(chǎn)權(quán)型資助可以提高受助者的就業(yè)概率。這一結(jié)論驗(yàn)證了“由于提升了家庭的長(zhǎng)期住房獲得能力，‘產(chǎn)權(quán)資助’將提升受助者的就業(yè)意愿”的假說(shuō)，在住房自有的預(yù)期下，勞動(dòng)者為了提高對(duì)自有住房的支付能力而努力工作、增加收入。

第三，按教育程度分組的實(shí)證結(jié)果表明，租賃型資助對(duì)低教育程度勞動(dòng)者就業(yè)的負(fù)面影響較大，而對(duì)高教育程度勞動(dòng)者就業(yè)的負(fù)面影響較小，產(chǎn)權(quán)型資助則正好相反。考慮到高教育程度分組樣本的年齡均值較低，這一結(jié)論驗(yàn)證了前文假說(shuō)3“由于存在更高的就業(yè)增長(zhǎng)潛力和住房自有預(yù)期，‘產(chǎn)權(quán)資助’對(duì)年齡較低及教育程度較高勞動(dòng)者就業(yè)的正向激勵(lì)更為明顯”。

(二)政策建議

第一，將住房資助的重點(diǎn)放在提升受助者住房資產(chǎn)的獲取能力方面而不是日常住房的消費(fèi)能力方面。政府可以通過(guò)創(chuàng)新產(chǎn)權(quán)型住房資助政策，幫助家庭和個(gè)人以多種形式獲得全部或部分住房產(chǎn)權(quán)，這不僅可以避免該類家庭出現(xiàn)福利依賴行為，還可以在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)通過(guò)住房產(chǎn)權(quán)激勵(lì)提高勞動(dòng)者的就業(yè)意愿。

第二，將租賃型住房資助與職業(yè)培訓(xùn)等政策相結(jié)合。“租賃資助”對(duì)低教育程度勞動(dòng)者就業(yè)的負(fù)面影響大于中、高教育程度勞動(dòng)者，這意味著提高受助者整體教育程度可以降低“租賃資助”對(duì)受助者整體就業(yè)的負(fù)面影響，將住房資助與職業(yè)培訓(xùn)等政策捆綁實(shí)施可以實(shí)現(xiàn)相關(guān)目標(biāo)，這也是英美等國(guó)較為常見的政策。

第三，產(chǎn)權(quán)型住房資助政策可以首先在中、高教育程度勞動(dòng)者中推廣實(shí)施。產(chǎn)權(quán)型住房資助涉及大量的財(cái)政投入，因此其大規(guī)模推廣的可行性還受到財(cái)政預(yù)算的約束。考慮到中、高教育程度勞動(dòng)者在就業(yè)增長(zhǎng)潛力和住房支付能力方面存在一定優(yōu)勢(shì)，因此，在財(cái)政資源有限的情況下可以首先在中、高教育程度勞動(dòng)者中推廣產(chǎn)權(quán)型資助，在形成良好的進(jìn)入、退出機(jī)制后再擴(kuò)大至更多受助對(duì)象。目前部分地區(qū)實(shí)行的共有產(chǎn)權(quán)保障房的實(shí)踐可以較好體現(xiàn)這一理念。