易成栋 , 夏西 , 郑亮 | 全面的住房改革能促进住房平等吗？——来自贵阳市自然实验的证据 | 自由微信

自1998年开始实施的以住房分配货币化为导向的中国住房制度改革取得了很大成绩，同时还有一些经验教训需要总结。此次房改实施了两种不同的具体方案：一种是在全国绝大部分地区推行的渐进方式的房改方案；另一种是在贵州省试点的全面方式的房改方案。两者的主要差别在于是否进行公房存量资产的货币化重新分配。贵州省贵阳市的房改实践为研究两种不同房改方案对住房平等的影响提供了独特的自然实验证据。利用1989—2011年中国健康与营养调查（CHNS）数据和相关城市统计年鉴数据，采用PSM-DID模型等检验不同房改方案对住房平等的影响差异的结果表明，与渐进方式相比，全面方式的房改方案更能提高住房消费水平，促进房地产投资，使得房价相对稳定，使得住房面积不平等和住房财富不平等程度更低；全面方式的房改方案还对贵阳市内公有制部门和非公有制部门的职工带来了不同的影响，他们之间存在着存量补贴的差异，但两者之间住房不平等程度的差异较小。上述结论为我国进一步的住房制度改革提供了重要启迪：一是应处理好政府和市场的关系，要发挥市场的效率及其在资源配置中的基础性作用，而政府的政策要坚持公平导向；二是应鼓励地方积极试点，促进多种模式相互竞争，从而选取更有利于全国推广的房改模式。

关键词：住房改革；房改方案；住房平等；贵阳市

作者简介：夏西, 中央财经大学管理科学与工程学院博士研究生; 郑亮, 中央财经大学管理科学与工程学院副教授

通信作者：易成栋, 通讯作者, 中央财经大学管理科学与工程学院教授, 博士生导师

基金项目：国家社科基金一般项目“供求协同演化视角的老龄化、生育政策调整对中国房地产业的作用机制和效应研究”（项目编号：16BRK023）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“城市更新下居住用地再开发的时空演化机理与社会经济效应”（项目编号：QL18011）

原文载于《华东师范大学学报（哲社版）》2020年第三期

一、引言

二、理论分析及假设提出

三、实证研究

四、结论与政策建议

一、引言

从新中国成立初期到1978年，经过“三大改造”之后，我国实行高度集中的计划经济，并在城镇实行与职位、工龄等相联系的包括住房在内的实物福利分配制度。为了解决城镇住房短缺，理顺政府、单位和个人的住房关系，从1978年开始我国进行了住房制度改革(下文简称“房改”)，在诸多挑战和障碍中不断探索前行。这使中国从计划经济时期的实物福利分房时代逐渐进入到住房商品化时代，城镇家庭的住房状况得到了极大的改善，城市居民人均居住面积从1978年的3.8平方米，上升到了1997年的8.8平方米(朱亚鹏，2007：5)。

1998年7月3日，国务院颁布《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》，明确从当年下半年开始停止住房实物分配，实行住房分配货币化。在这一次房改进程中，对于其具体方案出现了两种不同的改革思路。一种是由国家经济体制改革委员会提出的全盘性的改革战略，通常称之为全面方式；另一种是由建设部提出的渐进式的、较为保守的改革战略，一般称之为渐进方式(冀文海等，2001)。两者的主要分歧存在于对公房存量资产的分配上。全面方式认为应该将原有公房存量资产根据职工的工龄、职级、工资等因素进行全面的货币化重新分配，从而将公房的租金和售价都即时提高到市场水平，以实现全面的货币化、市场化(郭树清，2000)。而渐进方式的支持者虽然承认全面方式的合理性，但基于现实条件的约束，强调全面方式的住房改革在实施上将会面临巨大挑战，因此提出了“老房老规矩，新房新政策”的替代方案，将改革的目标限定为增量住房，而尽量不调整公房存量资产的分配。这样，渐进方式更容易推进(曹金彪，1998)。该方案希望避免由全面方式的住房改革可能带来的财政压力和社会震动。经过长达3年的讨论，中央最终采纳了渐进方式的改革思路，在全国绝大多数城市执行了渐进方式的住房制度改革方案。但全面方式也没有被完全排除，贵州省独一无二地进行了全面方式的住房制度改革试点，并在实践中根据该省实际情况，进行了政策创新。

住房制度改革对住房平等状况将产生什么影响，且通过什么途径产生影响呢？这些问题在1998年房改实施后一段时期内引起了学者们的广泛关注(朱亚鹏，2006)。Logan(1999)等基于广东中山市20世纪90年代房改的案例研究发现，房改并没有显著改善居民的住房支付能力，并且由于房改的受益者通常是在原制度中处于优势地位的群体，使得房改反而强化了住房分配的不平等问题。持类似观点的还有Zhang(2000)和Wang(2000)等学者。其中Zhang(2000)主要使用了国家统计局20世纪90年代的统计年鉴数据，而Wang(2000)则使用了北京、上海等地20世纪90年代的统计年鉴数据。Lee(2000)总结了诸多学者的相关研究，也认为房改在改善城市居民居住条件上取得了较大成就，但同样认为住房制度改革加剧了住房的不平等。不难看出，这些研究均是针对渐进式房改对住房平等的影响，缺少关于全面方式房改对住房平等影响的关注。仅有少数学者研究了贵阳市的房改对该市当时住房平等的影响(朱亚鹏，2006)，但缺乏更长时间维度的全面方式房改对后期住房平等的影响效果测度和机制分析，并且缺少对两种房改方式对住房平等影响的定量比较。

为了弥补现有研究的不足，本文将贵州省贵阳市的住房制度改革作为一个独特的自然实验，利用1989—2011年中国健康与营养调查(CHNS)数据及相关城市统计年鉴数据，采用PSM-DID模型等方法来检验受不同房改方案影响的群体在房改前后的人均住房面积和人均住房财富(绝对值和标准化离差)的差异，比较不同房改方式对住房平等的影响。这将为国际上对两种改革方式的争论从住房方面提供实证检验。

党的十九大报告提出，要通过加快建立多主体供给、多渠道保障、租购并举的住房制度来进一步推动我国住房制度改革。在学术界，甚至有研究提出了“二次房改”的观点。因此，我国住房制度还有待进一步的改革和完善。而1998年开始实施的住房分配货币化改革积累了较多的经验教训，对此值得深入挖掘，从而为我国深化住房制度改革提供借鉴，并更好地制定住房政策。

二、理论分析及假设提出

(一) 对两种房改方案的简要剖析

1998年国务院颁发《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》后，全国绝大部分城市采取的是渐进的改革方式，实行“老房老规矩，新房新政策”的房改方案。对于公房存量资产，该通知规定，职工可以在给定的折扣下按照成本价或者标准价购买并拥有所承租公房的全部或部分产权，而且在房屋产权定价时并不区分不同区位的级差，无论住房条件的优劣，均按统一的价格乘以面积计算。因此，对于原本就获得了公房使用权，并且有权以优惠价格购买公房存量资产的群体来说，相当于再次获得了一笔数额较大的一次性补贴，特别是对于那些居住条件较好的承租公房的住户来说，其获益更高。而对原住房分配制度下没有获得公房使用权的群体来说，只能得到按月发放的住房补贴或住房公积金，并不得不以更高的价格从市场上购买或租赁住房。因此，渐进方式的房改方案对符合“老规矩”的“老人”有较大的补贴，却没有充分照顾到只能在“新政策”下购买“新房”的群体。这种房改方案从增量住房入手先进行改革，而不涉及公房存量资产的重新分配，改革的阻力因此会相对小一些(李培，2008)。随着增量住房的逐渐增多，新体制下的商品房会最终占主导地位，而旧体制下的公房会逐渐上市，从而实现整个住房体制的市场化。然而，它也因此造成了多数文献中指出的住房制度改革加剧住房不平等的问题。

在贵州省实施的全面方式的房改方案，与其他地区的不同之处主要体现在对公房存量资产的货币化分配上。1998年9月，贵州省出台了住房分配货币化改革的指导性文件《贵州省人民政府关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》，贵阳市出台了《贵阳市住房分配货币化改革方案》实施细则。按照相关文件要求，把贵阳市的公房存量资产划分为六级，其中一级和二级地段的经济适用房价为1400元/平方米，三级和四级地段分别为1300元/平方米和1200元/平方米，五级和六级地段分别为1050元/平方米和950元/平方米，并按照相应的地段为所有公房存量资产进行定价。然后，对包括政府部门、事业单位、国有和集体所有制企业的所有职工，按照职级和工龄以货币的形式进行重新分配，以补偿过去职工工资中住房消费的不足。这种补贴被称为存量补贴，仅登记在每个职工的个人账户上，不得在非住房消费的情况下支取。此外，该方案还将国家拨付的和国企缴纳的住房建设资金进行货币化的统筹分配，不再由企业各自分配。这部分资金同样按照职级对在岗职工未来的住房消费给予补贴，并称之为增量补贴。公房的租金，则按照租售比价趋于合理的原则实行政府定价。这样，公有制部门(全民所有制和集体所有制单位)的职工可以凭借存量补贴、增量补贴和住房公积金、工资等以准市场价购买存量或租赁公房，或到市场购买、租赁住房，单位将不再修房建房。更为重要的是，一些在原住房制度下占有了过大住房面积或占有了多处住房的人，在全面方式的住房制度改革方案下，需要按新的更高的价格(如经济适用房价格)购买所占有的房产，或按照新的租金标准支付更高的租金。一些人可能难以或不愿支付过多资金，从而退出了多占的住房。这实际上减少了住房分配上的不正之风和腐败行为，而且盘活了住房资源。据相关资料，仅贵州省直单位就移交给该省住房资金管理中心1000多套空闲的住房，这些住房被重新出租和出售给其他职工(李景勃，2000)。

计划经济时期的城镇实物福利住房分配制度，使得职位高、工龄长的职工优先承租住房，并且获得面积较大的住房。在此制度下，通常职位高、工龄长的职工收入也要高一些。在渐进方式的房改中，按照“老人老规矩”，这些承租公房将按照一定的折扣价格卖给他们；按照“新人新政策”，没有承租公房的“新人”将获得住房补贴和住房公积金到市场去购买或者租赁住房。在贵州省全面方式的住房制度改革中，存量补贴与职级和工龄正相关。存量补贴=现职级年补贴额×1998年前(含1998年)实有工龄。职级越高，职级年补贴额越高。增量补贴采用提高单位住房公积金缴纳比例的办法，行政事业单位职工月增量补贴为该职工上年12月份月工资总额的10%，企业职工月增量补贴按上年平均月工资总额的10%计算。在此房改方案下，职级高、工龄长的职工收入也要高一些，并且获得更多的存量补贴和增量补贴。职工可以用存量补贴和增量补贴、工资等购买或租赁公房，或到市场购买、租赁商品房。而公房资产价格按照经济适用房价格出售，经济适用房价格仅比市场商品房价格低10%左右；公房租金执行新的标准，接近市场租金。

由此可见，无论是在房改前或者房改后，无论是在全面方式还是渐进方式的改革方案下，居民的住房状况与家庭收入水平正相关(朱梦冰、李实，2018)。而贵州的全面方式的房改方案中存量补贴和购买或承租公房是分开的，使得存量房的出售显得更公平，起到了缩小资产差距的作用，而在增量分配方面则维持了原有的收入差距。由于职工购买的房改公房可以上市销售或者出租，因而贵州的全面方式的房改方案使得收入分配更加平等。而它将影响到居民的购房意愿、支付能力、房地产开发投资、房价，从而影响到住房平等状况。

(二) 研究假设的提出

1.全面方式的房改方案更能提高城镇居民的住房支付能力、购买意愿和住房水平。全面方式的房改方案为受房改政策影响的居民提供住房增量补贴和存量补贴，专门用于住房消费而不能用于其他消费。与渐进方式的房改方案比较，在相同的收入水平下，由于全面方式有两种形式的补贴，居民的住房支付能力得到了提升。同时，由于渐进方式的房改方案造成了出售的房改公房和市场商品房价格相差较大，降低了居民购买商品房的意愿；而且在漫长的房改进程中，多次出现的政策反复让部分人寄希望于未来仍有福利公房的分配。因此，本文提出如下假设：

假设一：实施全面方式房改方案下的贵阳市居民，比实施渐进方式房改方案的相同收入和房价水平情况下的其他城市居民，将拥有更高的住房水平。

2.全面方式的房改方案更能刺激房地产开发投资。与渐进方式的房改方案相比，实施全面方式的房改方案将带来住房支付能力和购买意愿的提高，并促进了住房消费的增长，而且这种方案下的市场化改革更加彻底，商品房比经济适用房的房价高10%左右，但是不用缴纳土地出让金等，提升了商品房的吸引力，带动了房地产开发投资。因此，本文提出如下假设：

假设二：实施全面方式房改方案下的贵阳市，与实施渐进方式房改方案下的同类城市相比，前者房地产投资增长更快。

3.全面方式的房改方案下房价更稳定。在全面方式的房改方案下，居民收入分配比在渐进方式房改方案下更加均匀。现有研究发现，收入基尼系数上涨1%会导致房价收入比上涨0.026(Zhang，et.al，2015)。因此，本文提出如下假设：

假设三：实施全面方式房改方案下的贵阳市，与实施渐进方式房改方案下的同类城市相比，前者房价更稳定。

4.全面方式房改方案下住房不平等的程度更低。市场转型是否会导致资源分配的平等曾引起极大的争论。Nee(1989)提出的市场转型理论认为，在市场转型过程中，市场逐渐取代权力的再分配成为主导资源配置的主导力量，这将有利于直接生产者，剔除再分配部门的垄断，因而市场会促进资源分配更加平等。然而该理论受到了很多的质疑，如Bian和Logan(1996)认为权力依然持续发生作用，Rona-Tas(1994)认为权力会转换为市场能力。Walder(1996)则认为市场化对于资源不平等的影响取决于市场形成的模式，而该模式受到诸如处置资产权力的分配、不同企业进入市场的可能性、瓦解计划经济的政治安排、不同经济部门的增长率、价格水平的影响以及与以上所有诸项相关的国家政策等因素的影响。在实行渐进方式房改方案的城市，一些有权力的单位干部可以优先以较优惠的折扣价购买承租公房或者集资建房，从而加剧了住房消费和住房财富占有的不平等。而在实施全面方式的房改方案下，贵阳市通过将不同单位的住房资产集中起来，由房管部门统一管理，从而削弱了单位干部对住房的直接控制能力，这样减少了以权谋房的腐败。而且，贵阳市通过对存量住房资产进行再分配，发放存量补贴，减少了住房资产分配的不平等(朱亚鹏，2006)。可见，从起点来看，实施全面方式房改方案下的贵阳市与实施渐进方式房改方案下的同类城市相比，前者住房不平等程度更低。而房改之后，实施全面方式房改方案下的贵阳市居民的购房意愿和支付能力提高，房地产开发投资增加，房价更加稳定，使得市场化进程中住房分配更加平等。这样导致房改后的最终结果是，实施全面方式房改方案下的贵阳市与实施渐进方式房改方案下的同类城市相比，前者住房不平等程度更低。因此，本文提出如下假设：

假设四：实施全面方式房改方案下的贵阳市，与实施渐进方式房改方案下的同类城市相比，前者住房不平等程度更低。

此外，《贵阳市住房分配货币化改革方案》实施细则规定：“对经劳动、人事部门认可，1998年12月31日前在全民所有制和集体所有制单位就业的在册职工(含离退休职工)，按照工龄和现任职级计算存量补贴”。其他类型的单位(例如民营和外资企业)职工则没有存量补贴。这样，在全面方式的房改方案下，公有制部门职工和非公有制部门职工之间存在着一定的差异，前者能获得存量补贴，能购买或租赁公房，比后者更容易获得住房，存在起点的住房不平等。随着中国的政府机构改革和国有企事业单位改革，以及非公有经济逐步壮大，如果市场转型理论正确的话，则市场发展更有利于非公有制部门，因此可以预期，公有制部门职工和非公有制部门职工之间住房不平等的差异可能会缩小，尽管两者在后期依然会存在一定的差异。

三、实证研究

从城市可比的角度，本文选取了与贵阳市在建成区面积、人口、人均GDP水平相近的实施渐进方式房改方案的省会城市南宁、银川、海口作为对照组，开展实证研究。

(一) 房改方案对住房消费影响的实证

分析房改方案对住房消费的影响，需要比较两种方案实施前后住房消费水平和购买力的变化。前者通常用人均住房面积来表示，后者通常用房价收入比来表示。由于数据的有限性，经查找相关城市的统计年鉴，我们仅获得1998年到2003年的各城市的居民人均可支配收入、人均住房使用面积、居民居住自有住房消费价格指数，并没有获得房价数据。不过，从住房购买力来看，它与收入正相关，与收入用来购买住房的比例正相关，并最终体现为人均住房面积；居民居住自有住房消费价格指数反映了住房商品的价格波动，类似于CPI，收入用其平减后相当于消除了不同城市房价波动对收入的影响。因此，本文在此设计了一个指标——购买力住房获得力，用以综合反映住房购买力和住房消费水平，衡量在相同购买力下城镇居民实际获得的住房面积情况。

购买力住房获得力i=当年城镇居民人均住房使用面积(平方米)i×当年城市居民人均可支配收入i(元/年)/居民居住自有住房消费价格指数i

其中，下标i代表对应的年份。如某一城市的这一指标较高，则说明在相同购买力(平减居民居住自有住房消费价格指数后的收入)的条件下，该城市的居民实际获得了相对较高的住房水平；该指标较低，则说明在相同购买力的条件下，居民实际获得了更低的住房水平。分析结果见图 1。

从图 1可以看出，从1998年到2003年，各城市的购买力住房获得力相对比较稳定(和自身比)，波动幅度不大。贵阳市的购买力住房获得力大部分时间的趋势波动也不大，仅在2001年出现了比较明显的短暂上升，随后又下降，恢复了正常的趋势。从1998年下半年开始启动房改并在1999年正式实施，到2000年和2001年正是贵阳市存量补贴集中兑现的年份，因而在此期间出现了住房购买能力提高。不过，这种现象是暂时的，在存量补贴集中完成兑现后，房改带来的影响迅速消失，住房购买能力随即下降。这说明，在收入、房价相近的情况下，实施全面方式房改方案的贵阳市得到了人均住房面积的短期提高，比对照组城市增长快，因此，部分支持了本文提出的假设一。

(二) 房改方案对房地产投资影响的实证

接下来比较这4个城市的房地产开发投资额的变化。从图 2可以看出，在1998年房改政策出台后，贵阳市房地产开发投资额出现了先于对照组城市的快速上升。

这里采用简单的DID模型来检验房改方案对房地产投资的影响，模型方程式如下：

其中，Y代表房地产开发投资额；T=1代表贵阳市，T=0代表对照组；D=1代表政策生效的1999年及以后的年份，而D=0代表政策生效之前的1998年及以前的年份。选取上述4个城市1995年到2003年的数据建立DID回归模型，其实证结果见表 1。表 1中，交互项的系数在1%的水平下显著为正，说明全面方式的房改方案显著增加了贵阳市的房地产开发投资额，1999—2003年，每年平均比对照组城市多增加19亿元。这一结果支持了本文提出的假设二。

(三) 房改方案对房价影响的实证

为了考察房改方案对房价的影响，我们比较了贵阳市和对照组城市的房价变化(见表 2)，发现贵阳市在2000年以后的4年间，在房地产开发投资额出现更高增长的同时，其房价总体上相对稳定。对照组城市的房价在此期间也变动不大。

我们再次采用简单的DID模型来检验房改方案对房价的影响，模型方程式如下：

其中，Y代表房价指数；T=1代表贵阳市，T=0代表其他城市；D=1代表政策生效以后的年份，而D=0代表政策生效之前的年份。从表 3回归结果可以看出，交互项系数在10%统计水平下显著为负，也就是说，全面方式的房改方案使得贵阳的房价指数相对其他城市有所下降。尽管这一系数仅为0.076，且显著性水平并不高，但它的符号与我们的预期相一致，也即部分支持了本文提出的假设三。

(四) 房改方案对住房平等状况影响的实证

1.模型与估计方法

住房平等的含义很广。有从住房消费的平等，例如人均住房面积、人均住房间数、住房质量来分析；也有从住房财富的平等，例如住房自有率和人均住房财富角度来比较。而从具体的测度指标来看，有的使用基尼系数、泰尔系数等指标来度量住房平等的程度，有的则使用标准差、离差等方式来度量(胡蓉，2012；罗楚亮，2013；Yi & Huang，2014；Tan, et al., 2016)。由于基尼系数只能反映组内的分布特征，不是微观指标，无法反映个体样本在政策实施前后的变化，因此，在度量住房平等程度时，我们采用了标准化的家庭人均住房面积绝对离差和标准化的家庭人均住房财富绝对离差，并以此作为被解释变量。即使用组内家庭人均住房面积(或家庭人均住房财富)绝对离差除以组内标准差的方法，度量个体样本偏离组内均值有几个标准差。使用这种方法，可以避免由于人均住房面积、人均住房财富普遍上升情况对离散程度度量产生的影响。在度量住房的绝对水平的时候，我们仍然使用家庭人均住房面积和家庭人均住房财富作为被解释变量。

为了比较实施全面房改方案的贵阳市中不同群体受房改政策的影响，我们设定模型1。在模型1中，贵阳市的公有制部门职工的样本作为处理组，以T=1表示；贵阳市非公有制部门职工的样本作为控制组，以T=0表示。D=0代表房改政策实施之前的年份；D=1代表房改政策实施之后的年份。相应地，将DID方法的基准回归模型(即模型1)设定如下：

其中，i和t分别代表个体与时间；Yit表示被解释变量，包括家庭人均住房面积、家庭人均住房财富、标准化的家庭人均住房面积绝对离差和标准化的家庭人均住房财富绝对离差；Xit代表一系列的控制变量；μi代表不随时间变动的不可观测的个体特征；εit代表随机扰动项。

为了比较实施全面方式房改方案的贵阳市和实施渐进方式房改方案的对照组城市受房改政策的影响，我们设定模型2。在模型2中，T=1代表贵阳市的居民，T=0代表对照组城市的居民；D=0代表住房改革政策实施之前的年份，D=1代表住房改革政策实施之后的年份。相应地，将DID方法的基准回归模型(即模型2)设定为以下形式：

其中，i和t分别代表个体与时间；Y′ it表示被解释变量，包括家庭人均住房面积、家庭人均住房财富、标准化的家庭人均住房面积绝对离差和标准化的家庭人均住房财富绝对离差；Xit代表一系列的控制变量；μi代表不随时间变动的不可观测的个体特征；εit代表随机扰动项。

但是若要直接利用DID方法进行研究，首先要满足政策实施年份之前处理组和控制组的时间趋势相同的假设。也就是说，假如没有房改，处理组和控制组的住房水平、住房平等程度的变化趋势是相同的，不存在系统性差异。但从经验和现有数据特征来看，这个假设无法满足。更重要的是，个人能否进入公有制部门工作很有可能与个人的能力相关，因此也会与住房水平相关，这使得个人是否受政策影响变得并不随机，从而产生样本选择偏差的问题。为了解决这一问题，我们采用倾向得分匹配(propensity score matching，PSM)和双重差分的方法。PSM-DID的基本思路是，在不受全面方式房改方案影响的控制组中找到某个样本j，使得j与受全面方式房改方案影响的处理组中样本i的可观测变量尽可能相近，即Xi≈Xj，使得样本j和i除了是否受政策影响之外，几乎没有差别，进而可以比较。在对处理组和控制组中的个体进行匹配时，我们分别采用卡尺内最近邻方法和局部线性匹配方法。

2.数据来源及处理

为了研究房改方案对住房平等状况的影响，微观数据应包括实施全面方式房改方案的贵阳市和实施渐进方式房改方案的对照组城市，且时间跨度必须包括房改政策开始实施的1998年。本文选择中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey，简称CHNS)数据来研究。CHNS是由美国北卡罗来纳大学人口中心与中国预防科学医学院联合进行的大规模的社会健康调查。CHNS数据库在时间和空间单元方面符合我们的要求，并且有人均住房面积、住房财富等信息。而其他类似的公开数据库，如中国家庭收入项目调查(CHIP)并不包含贵州省的数据，中国家庭金融调查(CHFS)的数据则开始于2011年，均不符合研究需要。在实证研究中，我们将1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年的调查数据根据调查样本的编号进行匹配，形成非平衡面板数据，并剔除了住房面积小于0、住房财富小于0的异常样本，保留了符合要求的38439个观察值。除此之外，我们在模型中还控制了家庭层面的控制变量，包括家庭人口数、家庭总收入；住房层面的控制变量则包括卫生间的类型、除卫生间外的房间数；此外，还包括工作单位变量，即是否在公有制部门工作。变量的解释见表 4。

表 5按年份报告了模型1和模型2中控制组和处理组的样本数量以及总体样本数量，其中模型1中的处理组为贵阳市公有制部门职工，控制组为贵阳市非公有制部门职工；模型2中，处理组为贵阳市居民，控制组为对照组城市居民。各变量的描述性统计结果见表 6。

3.房改方案对住房平等状况的影响：回归结果

由于OLS回归模型只能判断受到政策影响的各被解释变量的变动趋势，不能分离出处理效应，更无法克服遗漏变量偏差和选择偏差等问题，因此，我们采用双重差分倾向得分匹配方法对模型进行了估计。表 7报告了估计结果。其中，模型1报告了贵阳市公有制部门居民与非公有制部门居民受全面方式房改方案影响的差异；模型2报告了贵阳市居民与对照组城市居民受不同房改方案影响的差异。表 7中，模型的总体部分涵盖1989—2011年；同时，又针对房改政策实施后的2000年、2004年、2006年、2009年以及2011年的情况进行分别回归。

由表 7模型1可见：(1)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房面积比非公有制部门要低13.85平方米，且统计显著；而2000年以后该变量大部分统计不显著；在2011年，贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房面积比非公有制部门要低15.70平方米，且统计显著。这可能与公有制部门职工购买的房改公房面积较小，而非公有制部门职工购买的商品房面积较大有关。(2)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房面积绝对离差(标准化)比非公有制部门低0.2个标准差，且统计显著；而2000年以后该变量不显著。这意味着2000年以后，全面方式房改方案导致的贵阳市公有制部门与非公有制部门居民的住房面积不平等程度的差异是不明显的。(3)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房财富比非公有制部门要低106794元，且统计显著。

2000年以后该变量大部分显著，如2004年、2006年、2009年；而且，这些年份贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房财富比非公有制部门的要高，且统计显著，但呈下降趋势。这可能和公有制部门职工购买的房改公房在2003年以后房价飞涨过程中快速升值有关。(4)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市公有制部门职工的家庭人均住房财富绝对离差(标准化)比非公有制部门低0.37个标准差，且统计显著；而2000年以后该变量大部分统计显著，并由正变负。这意味着2000年以后，全面方式的房改方案导致的贵阳市公有制部门与非公有制部门居民的住房财富不平等程度的差异是下降的。

由表 7模型2可见：(1)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市居民家庭人均住房面积比实施渐进方式房改方案的对照组城市居民家庭人均住房面积要高5.67平方米，且统计显著。而2000年以后该变量大部分统计显著，并为正。这说明，全面方式的房改方案提高了贵阳市居民的住房消费水平，从而支持了本文提出的假设一。(2)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市居民人均住房面积绝对离差(标准化)比对照组城市低0.12个标准差，且统计显著；而2000年以后该变量大部分统计显著，并为负值。这意味着2000年以后，全面方式的房改方案导致的贵阳市居民的住房面积不平等程度比对照组城市要低，从而支持了本文提出的假设四。(3)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致贵阳市居民家庭人均住房财富比对照组要高63402元，且统计显著。而2000年以后该变量大部分不显著，这可能意味着全面方式的房改方案更能推动住房财富升值。(4)总体部分的实证结果表明，全面方式的房改方案导致的贵阳市居民的家庭人均住房财富绝对离差(标准化)比对照组城市低0.04个标准差，且统计显著；而2000年以后该变量大部分统计显著，并为负值。这意味着2000年以后，全面方式的房改方案导致的贵阳居民的住房财富不平等程度比对照组要低，从而支持了本文提出的假设四。

4.稳健性检验

为了验证上述结果的稳健性，我们采用局部线性回归匹配的方法对模型重新进行估计，结果见表 8。从中可以得到和双重差分倾向匹配得分方法高度一致的结果，说明我们的模型结果比较稳健。

四、结论与政策建议

在我国的房改进程中，存在着全面方式和渐进方式两种不同的房改方案，即在贵州省试点了全面方式的房改方案，而在全国其他省份的城市实施了渐进方式的房改方案；两者的主要不同存在于公房存量资产的货币化分配方面。本文基于PSM-DID模型等实证发现，与实施渐进式房改方案的对照组城市相比，在实施全面方式房改方案的贵阳市，这一方案更能提高城镇居民的住房支付能力、购房意愿和住房水平，更能刺激房地产开发投资，使得房价更稳定，使得住房面积不平等和住房财富不平等的程度更低。此外，本文还发现，贵阳市内公有制部门与非公有制部门居民家庭受到的全面房改方案的影响存在着存量补贴的差异，但两者之间住房面积不平等的差异不明显，两者之间住房财富不平等的差异程度是下降的。这些都说明，全面方式的房改方案在起点公平的基础上更能促进城市的住房平等。

值得指出的是，尽管全面方式的房改方案更公平，更有利于市场的发展，且住房不平等程度更低，但这一方案更复杂，需要采取的措施更多，而且它带来的财政压力和政策实施成本是客观存在的，因而还有待于开展进一步的成本收益分析。另外，从起点来看全面方式的房改方案带来了居民住房更平等，从结果来看也是如此。然而，结果的住房平等固然受到了房改方案的影响，但还受到了房改之后的市场、住房调控政策和住房保障等诸多因素的影响。因此，如果更客观地比较两种不同房改方案产生的影响，还需要更深入分析这些因素的作用，并且厘清它们之间的复杂关系。

总之，总结我国房改的进程及其经验教训，我们可以明确，无论采取哪一种房改方案，都需要兼顾政策的效率和公平，以及社会的接受程度；从实践来看，做好政策方案的设计和广泛宣传，并且精心组织实施，全面方式和渐进方式两种不同房改方案都能推行下去。这无疑为我国进一步的住房制度改革提供了重要启迪：第一，今后我国住房制度改革应当借鉴前期房改的经验和教训，处理好政府和市场的关系，要发挥市场的效率及其在资源配置中的基础性作用，而政府的政策要坚持公平导向。第二，在今后的住房制度改革中应鼓励地方积极试点，促进多种模式相互竞争，从而选取更有利于全国推广的模式，同时，让地方政府拥有一定的自主权，因城施策，选取更因地制宜的特色模式。

参考文献

曹金彪, 1998, 《试论住房分配货币化》, 《住宅与房地产》第11期。

郭树清, 2000, 《住房分配货币化的风险与抉择》, 《经济研究》第9期。

胡蓉, 2012, 《市场化转型下的住房不平等——基于CGSS2006调查数据》, 《社会》第1期。

冀文海、杜登彬, 2001, 《吴敬琏纵论经济热点》, 《中国经济时报》2001年3月10日。

李景勃, 2000, 《住房制度改革与西部大开发——贵阳房改个案研究及启示》, 《贵州财经学院学报》第5期。

李培, 2008, 《中国住房制度改革的政策评析》, 《公共管理学报》第3期。

罗楚亮, 2013, 《城镇居民住房不均等性的变化》, 《中国人口科学》第4期。

朱梦冰、李实, 2018, 《中国城乡居民住房不平等分析》, 《经济与管理研究》第9期。

朱亚鹏, 2006, 《住房货币化改革与社会公平——贵阳房改个案研究》, 《武汉大学学报(哲学社会科学版)》第5期。

朱亚鹏, 2007, 《住房制度改革:政策创新与住房公平》, 广州: 中山大学出版社。

Bian, Y.J. and Logan, J.R., 1996, "Market Transition and the Persistence of Power:The Changing Stratification System in Urban China", American Sociological Review, Vol.61, No.5.

Lee, J., 2000, "From Welfare Housing to Home Ownership:The Dilemma of China's Housing Reform", Housing Studies, Vol.15, No.1.

Logan, J., 1999, "Housing Inequality in Urban China in the 1990s", International Journal of Urban and Regional Research, Vol.31, No.1.

Nee, V., 1989, "A Theory of Market Transition", American Sociological Review, Vol.54, No.5.

Rona-Tas, 1994, "The First shall be Last? Entrepreneurship and Communist Cadres in the Transition from Socialism", American Journal of Sociology, Vol.100, No.1.

Tan, S., Wang, S. and Cheng, C., 2016, "Change of Housing Inequality in Urban China and its Decomposition:1989-2011", Social Indicators Research, Vol.22, No.4.

Walder, A., 1996, "Markets and Inequality in Transitional Economies Toward Testable Theories", University of Chicago Press, Vol.101, No.4.

Wang, Y., 2000, "Housing Reform and its Impacts on the Urban Poor in China", Housing Studies, Vol.15, No.6.

Yi, C. and Huang, Y., 2014, "Housing Consumption and Housing Inequality in Chinese Cities during the First Decade of the Twenty-first Century", Housing Studies, Vol.29, No.2.

Zhang, C. and Jia, S., 2015, "Income Inequality and Access to Housing:Evidence from China", China Economic Review, Vol.36.

Zhang, X., 2000, "Housing Reform and the New Governance of Housing in Urban China", International Journal of Public Sector Management, Vol.13, No.6.

●往期回顾 ●

新刊速递 | 华东师范大学学报（哲社版）2020年第2期目录摘要

特稿

桑兵：思想如何成为历史？

冯契哲学思想研究

李维武 | 冯契中国哲学史研究的思想路径与内涵拓展

刘梁剑 | 成性存存, 自由之门——试论冯契对王夫之的哲学书写

中国史研究

关晓红 | 晚清选官任用之标准及新趋向

刘志 | 方法与实证:近代中国土地分配问题再研究