文嘉毅 鄭斌

摘要：基于CSS2011和CSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，在量化城鎮(zhèn)居民的住房獲得感后，引入有序probit模型定量探究了住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量對(duì)其住房獲得感的影響。結(jié)果表明，擁有住房產(chǎn)權(quán)以及產(chǎn)權(quán)數(shù)量對(duì)居民住房獲得感的提升影響顯著，且租購選擇對(duì)于居民住房獲得感的影響更為顯著，擁有3套房及以上住房產(chǎn)權(quán)對(duì)其住房獲得感的影響不太顯著，2017年相應(yīng)的影響效應(yīng)比2011年有更大彈性。研究結(jié)果揭示了在探索建立長效機(jī)制的城鎮(zhèn)住房制度過程中，保障和鼓勵(lì)居民的住房剛性需求是促進(jìn)實(shí)現(xiàn) “讓人民群眾有更多獲得感”的有效手段。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民;住房;獲得感;Ordered Probit模型

中圖分類號(hào)：F293 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B

文章編號(hào)：1001-9138-（2021）10-0043-51 收稿日期：2021-08-10

1998年我國城鎮(zhèn)住房制度實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化改革以來，我國住房建設(shè)進(jìn)入了真正意義上的飛速發(fā)展，絕大多數(shù)居民的居住條件得到明顯改善，但住房消費(fèi)市場(chǎng)出現(xiàn)的部分城市房地產(chǎn)泡沫和住房可支付性問題，以及住房保障市場(chǎng)出現(xiàn)的資源配置的公平與效率問題等，都對(duì)我國城鎮(zhèn)住房制度長效機(jī)制的探索和改革提出了深刻挑戰(zhàn)和緊迫需求。全面深化改革期間提出的獲得感（Sense of Gain）一詞，可以理解為社會(huì)公眾對(duì)一系列社會(huì)供給所產(chǎn)生的主觀積極的心理體驗(yàn)，發(fā)揮著檢驗(yàn)我國改革發(fā)展成效的試金石（趙玉華，2016）和新標(biāo)桿（邢占軍，2017）的關(guān)鍵作用，而展開獲得感在住房這一民生重點(diǎn)領(lǐng)域的探索研究，是促進(jìn)實(shí)現(xiàn)“讓人民群眾有更多獲得感”的有益探索，與新時(shí)代人民群眾對(duì)美好生活的需要和向往相映成彰。本文基于CSS2011和CSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，在量化居民的住房獲得感后，引入有序probit模型（Ordered Probit Model），探析住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量對(duì)城鎮(zhèn)居民的住房獲得感的影響，以嘗試對(duì)我國城鎮(zhèn)住房制度改革的未來航線探索一二。

1 研究回顧

1.1 住房“獲得感”

學(xué)術(shù)界常把“獲得感”與“主觀幸福感”及“相對(duì)剝奪感”進(jìn)行并列討論。對(duì)主觀幸福感（Subjective Well-being）的研究可以溯源到20世紀(jì)50年代，有學(xué)者認(rèn)為物質(zhì)生活的滿足、個(gè)體自身的精神狀態(tài)和與群體之間的認(rèn)同關(guān)系良好共同促成了較高的主觀幸福感（Shin，D. and Johnson，D.，1978）。與“獲得感”相比，主觀幸福感強(qiáng)調(diào)的更多是個(gè)體的主觀心理感受，容易流于空泛（王恬，2018），且主觀幸福感的概念較為抽象（鮑磊，2019），因此常容易被理解成與財(cái)富收入進(jìn)行正向掛鉤。相對(duì)剝奪感（Relative Deprivation）則是基于社會(huì)比較視域下，指?jìng)€(gè)體或者群體在面對(duì)一個(gè)合理需求時(shí)，有著對(duì)某種資源擁有的欲望但實(shí)際上沒有享有，而他人或其他群體卻擁有所產(chǎn)生的一種相對(duì)剝奪的感覺，所謂資源可以包括社會(huì)福利、稅收減免、薪酬提升等。也即是說，相對(duì)剝奪感表示主體有一種“理應(yīng)享有卻沒有擁有”的失落感，而當(dāng)人們對(duì)社會(huì)公平正義的感受越強(qiáng)烈時(shí)，相對(duì)剝奪感的心理體驗(yàn)則會(huì)被獲得感所減弱（鮑磊，2019）。如此，獲得感（Sense of Gain）區(qū)別于以往的主觀幸福感和相對(duì)剝奪感等指標(biāo)，是人民群眾對(duì)一系列社會(huì)供給狀況產(chǎn)生的主觀的積極的心理體驗(yàn)，強(qiáng)調(diào)在物質(zhì)層面和精神層面實(shí)現(xiàn)雙獲得或雙滿足。研究住房的“獲得感”有利于探析我國城鎮(zhèn)居民的住房消費(fèi)心理狀況，同時(shí)檢驗(yàn)我國城鎮(zhèn)住房供給制度的結(jié)構(gòu)性問題。

1.2 住房產(chǎn)權(quán)、產(chǎn)權(quán)數(shù)量與住房“獲得感”

大量研究關(guān)注住房產(chǎn)權(quán)、產(chǎn)權(quán)數(shù)量與主觀幸福感或相對(duì)剝奪感的關(guān)系，研究表明，住房產(chǎn)權(quán)的獲得和產(chǎn)權(quán)數(shù)量的增加與城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感之間存在高度的正相關(guān)（Kingston和Fries，1994;Rossi-Hansberg，2010;林江，2012;楊巧，2018;王敏，2019），但這種正相關(guān)只顯著存在于大產(chǎn)權(quán)住房，與小產(chǎn)權(quán)住房及其產(chǎn)權(quán)數(shù)量則沒有太多的互動(dòng)關(guān)系（李濤，2011）。那么對(duì)于住房狀況與幸福感之間的正向傳導(dǎo)機(jī)制，張翔等人（2015）認(rèn)為住房的居住屬性是單套住房者產(chǎn)生幸福感的主要原因，而無論是住房的居住屬性或是投資屬性都對(duì)多套住房者的幸福感沒有顯著的傳導(dǎo)作用，同時(shí)住房制度改革歷程及其帶來的居民住房初始價(jià)值差異，也會(huì)使得擁有不同產(chǎn)權(quán)和不同入市時(shí)間住房的居民主觀幸福感產(chǎn)生顯著差異（孫偉增，2013）。進(jìn)一步地，住房狀況差異導(dǎo)致的住房不平等現(xiàn)狀會(huì)加劇社會(huì)階層固化，利益獲得者通過階層認(rèn)同的加強(qiáng)對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生促進(jìn)作用（王敏，2019;易成棟，2020），同時(shí)利益受損者會(huì)在經(jīng)濟(jì)、權(quán)力、文化等資源的占有劣勢(shì)中淪入相對(duì)剝奪地位（劉欣，2002），從而進(jìn)一步降低其階層認(rèn)同感（胡榮，2021）。在少數(shù)著眼于住房獲得感的研究視角里，有的將住房置于公共服務(wù)水平的大框架里探討社會(huì)供給對(duì)居民獲得感的定量影響（王恬，2018;梅正午，2019），有的定性評(píng)述了實(shí)現(xiàn)和提升住房獲得感的路徑（李頻，2017;朱華鵬，2019），對(duì)住房獲得感的直接研究和定量研究頗為匱乏，給本文帶來了研究啟發(fā)。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)選自2011年和2017年中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查（Chinese Social Survey，簡(jiǎn)稱CSS），CSS是由中國社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究所發(fā)起的一項(xiàng)全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目，調(diào)查覆蓋到受訪者的工作狀況、家庭生產(chǎn)生活、生活質(zhì)量、社會(huì)保障、社會(huì)互動(dòng)、社會(huì)公平等多方面的情況和內(nèi)容，數(shù)據(jù)資料詳盡豐富，便于本文的研究展開。CSS2011的問卷樣本總量7026個(gè)，剔除掉無效樣本（受訪者拒答、回答模糊和系統(tǒng)缺失的情況）后，剩余總計(jì)城鎮(zhèn)樣本量2812個(gè)，鄉(xiāng)村樣本量1287個(gè)，因研究需要，筆者選取其城鎮(zhèn)樣本2812個(gè);同理，CSS2017的問卷樣本總量10143個(gè)，剔除掉無效樣本后，剩余總計(jì)城鎮(zhèn)樣本量3295個(gè)，鄉(xiāng)村樣本量2518個(gè)，筆者選取其城鎮(zhèn)樣本3295個(gè)。

2.2 變量與描述統(tǒng)計(jì)

2.2.1 住房獲得感

本文引用董洪杰等人（2019）的研究成果，使用獲得感的五維量表結(jié)構(gòu)——獲得體驗(yàn)、獲得環(huán)境、獲得內(nèi)容、獲得途徑和獲得分享，對(duì)住房獲得感進(jìn)行解構(gòu)，問卷題目來源與賦值情況見表1。在對(duì)各維度的取值類型進(jìn)行編碼處理后，加總得住房獲得感的評(píng)價(jià)得分，同時(shí)為了便于后續(xù)的回歸和分析，將獲得感指標(biāo)的取值范圍進(jìn)行統(tǒng)一性處理，住房獲得感指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

2.2.2 住房產(chǎn)權(quán)

住房產(chǎn)權(quán)的數(shù)據(jù)來源于問卷題目“您目前所居住的住房性質(zhì)是？”，將租住廉租房/親友房/私人房和集體宿舍的選項(xiàng)歸于租住類型，賦值為0;將自有住房歸為自有類型，賦值為1。

2.2.3 產(chǎn)權(quán)數(shù)量

產(chǎn)權(quán)數(shù)量根據(jù)問卷題目“您家目前有幾套自有住房”，對(duì)回答3套及3以上的樣本統(tǒng)一編碼為3，其他回答為0套，1套和2套的樣本數(shù)據(jù)保留不動(dòng)，最終得到城鎮(zhèn)居民住房的產(chǎn)權(quán)數(shù)量分類分布情況。

2.2.4 其他變量

為了更加全面的了解住房“獲得感”，且保證模型的可靠性，本文將人均住房面積、性別、婚姻狀況、年齡、教育程度、政治面貌作為控制變量納入模型中。從樣本情況來看，受訪者的性別比例在2011年和2017年基本持平，較好地避免了因男女性別數(shù)量差異帶來的客觀影響;受訪者平均年齡在44歲或45歲，近八成處于已婚有配偶狀態(tài)，從生命歷程的角度來說符合中年購房活動(dòng)較活躍、經(jīng)濟(jì)實(shí)力較好的階段;此外，受訪者的教育程度較集中地分布在初中到中專水平，超70%的受訪者的政治面貌是群眾，以上均與當(dāng)時(shí)社會(huì)發(fā)展的階段符合?？傮w來看，本研究的樣本分布比較合理。主要變量及描述統(tǒng)計(jì)信息見表3所示。

2.3 模型構(gòu)建

考慮到離散被解釋變量的特點(diǎn)，通常不宜用OLS進(jìn)行回歸，本文采用有序probit模型（Ordered Probit Model）來實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的相關(guān)量化研究。Probit模型是多元概率比回歸模型，εi服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，有如下表達(dá)式，

由此，為了探究2011年和2017年城鎮(zhèn)居民住房獲得感與住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量之間的關(guān)系，建立模型1，其中Sen為離散變量住房獲得感，Own為離散變量（住房產(chǎn)權(quán)），Num為離散變量（產(chǎn)權(quán)數(shù)量），表達(dá)式為，

（模型1）

然后加入控制變量X （人均住房面積、性別、年齡、婚姻狀況、教育程度和政治面貌）建立模型2，表達(dá)式為，

（模型2）

最后，驗(yàn)證年份效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的影響及交互效應(yīng)，設(shè)置虛擬變量Year，0表示2011年，1表示2017年，設(shè)立交互項(xiàng)Year*Z納入模型中，建立模型3，表達(dá)式為，

（模型3）

3 實(shí)證

3.1 獲得感基本現(xiàn)狀

本文希望了解城鎮(zhèn)居民的住房產(chǎn)權(quán)或產(chǎn)權(quán)數(shù)量之間的差異所帶來的住房獲得感的差異，結(jié)果見表4和表5所示。統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，2011年和2017年的樣本數(shù)據(jù)表現(xiàn)出以下特點(diǎn)：（1）“有住房產(chǎn)權(quán)”城鎮(zhèn)居民樣本的住房獲得感均值比“無住房產(chǎn)權(quán)”城鎮(zhèn)居民樣本的住房獲得感均值顯著偏高;（2）城鎮(zhèn)居民的住房獲得感隨著產(chǎn)權(quán)數(shù)量的增加，其均值呈現(xiàn)穩(wěn)步上升趨勢(shì)，0套和1套之間的住房獲得感均值差異最為顯著，3套及3套以上的住房獲得感均值較2套住房產(chǎn)權(quán)的城鎮(zhèn)居民樣本的住房獲得感均值而言沒有明顯增加（2017年），甚至出現(xiàn)降低現(xiàn)象（2011年）;（3）盡管無住房產(chǎn)權(quán)或產(chǎn)權(quán)數(shù)量為0的樣本群體的住房獲得感水平普遍比其他樣本群體略低，但內(nèi)部依然大體表現(xiàn)出近90%的樣本群體的住房獲得感“一般”“較高”或者“高”。經(jīng)過初步分析，發(fā)現(xiàn)不同的住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量帶來的城鎮(zhèn)居民住房獲得感的分布有著明顯的差異指向，這種差異趨勢(shì)引證了城鎮(zhèn)居民的住房消費(fèi)選擇會(huì)對(duì)其心理體驗(yàn)產(chǎn)生一定影響，但有待后續(xù)回歸驗(yàn)證。同時(shí)統(tǒng)計(jì)顯示2011年到2017年的城鎮(zhèn)居民住房獲得感沒有在住房產(chǎn)權(quán)或者產(chǎn)權(quán)數(shù)量上表現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì)，可能原因是隨著社會(huì)主要矛盾的逐漸轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)居民的需求從之前的“物質(zhì)文化需要”逐漸過渡到了“日益增長的美好生活需要”，其住房需求趨于層次化和品質(zhì)化，加上市場(chǎng)環(huán)境的深刻復(fù)雜變化帶來的城鎮(zhèn)居民個(gè)人及社會(huì)屬性的連鎖反應(yīng)，城鎮(zhèn)居民對(duì)其住房獲得感的評(píng)價(jià)打分轉(zhuǎn)為保守所致。

3.2 實(shí)證回歸

基于CSS2011和CSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文從住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量切入，利用Stata14.0軟件采用有序probit模型（Ordered Probit Model）對(duì)城鎮(zhèn)居民的住房獲得感進(jìn)行探析。表6和表7分別體現(xiàn)了2011年和2017年樣本基于有序Probit模型的回歸結(jié)果及其各個(gè)解釋變量在樣本均值處的邊際效應(yīng)（Marginal effect at mean），其中，模型1關(guān)注的是未加控制變量時(shí)住房獲得感與核心變量之間的關(guān)系，模型2關(guān)注的是加入了控制變量后住房獲得感與核心變量之間的關(guān)系。表8是模型3的回歸結(jié)果，在全變量參與回歸的基礎(chǔ)上驗(yàn)證年份效應(yīng)對(duì)于城鎮(zhèn)居民住房獲得感的交互影響。

回歸模型可以得出以下結(jié)論：

第一，2011年城鎮(zhèn)居民擁有住房產(chǎn)權(quán)1套或2套時(shí)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著影響其住房獲得感。

無論是否控制變量，相比起租住住房，城鎮(zhèn)居民擁有住房產(chǎn)權(quán)1套或2套對(duì)城鎮(zhèn)居民的住房獲得感的提升都有著顯著的正向影響，如果2011年城鎮(zhèn)居民購買住房，那么相對(duì)于租住住房而言，城鎮(zhèn)居民感到住房獲得感較低或一般的概率會(huì)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著下降1.20%或5.12%，而同樣在1%的顯著水平上提升其2.21%的感受住房獲得感較高或者4.11%的感受住房獲得感高的概率。

第二，2017年城鎮(zhèn)居民擁有住房產(chǎn)權(quán)2套時(shí)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著影響其住房獲得感。

相比起租住住房和擁有單套住房，2017年的城鎮(zhèn)居民住房獲得感的提高更有賴于雙套產(chǎn)權(quán)的獲得，從邊際效應(yīng)的角度出發(fā)，如果2017年城鎮(zhèn)居民購買2套住房，那么將會(huì)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上影響城鎮(zhèn)居民“獲得感較低”“獲得感一般”“獲得感較高”和“獲得感高”的概率分別降低2.07%，降低8.85%，上升3.69%和上升7.23%，且這種影響是顯著的。

第三，2011年和2017年城鎮(zhèn)居民擁有3套或3套以上住房產(chǎn)權(quán)時(shí)對(duì)其住房獲得感的影響不太顯著。

當(dāng)城鎮(zhèn)居民的產(chǎn)權(quán)數(shù)量為3套或者3套以上時(shí)，會(huì)促進(jìn)提升城鎮(zhèn)居民的住房獲得感，但這種影響在2011年樣本中并不顯著，在2017年樣本中以10%的統(tǒng)計(jì)水平顯著，且2011年僅在10%的統(tǒng)計(jì)意義上降低獲得感“較低”的概率1.70%或者提升獲得感“較高”的概率3.33%，而2017年在5%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)城鎮(zhèn)居民的住房獲得感“較低”或“較高”的概率分別下降3.12%和上升5.33%。

第四，住房產(chǎn)權(quán)的獲得減弱了年份對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的負(fù)效應(yīng)。

當(dāng)住房產(chǎn)權(quán)的獲得對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的提升有顯著的提升作用，2017年比2011年對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的提升有顯著負(fù)效應(yīng)時(shí)，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)指出城鎮(zhèn)居民獲得住房產(chǎn)權(quán)可以減弱年份對(duì)于其住房獲得感的影響。

第五，相較2011年，2017年對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的效應(yīng)更為強(qiáng)烈。

回歸結(jié)果顯示，當(dāng)城鎮(zhèn)居民擁有住房產(chǎn)權(quán)的數(shù)量增加時(shí)，2017年減少城鎮(zhèn)居民住房“獲得感較低”“獲得感低”的概率和增加城鎮(zhèn)居民住房“獲得感較高”“獲得感高”的概率基本顯著強(qiáng)于2011年減少和增加相應(yīng)獲得感的概率，也即2017年城鎮(zhèn)居民對(duì)住房產(chǎn)權(quán)的擁有及數(shù)量多少的彈性更大。

4 結(jié)論與政策建議

本文利用CSS2011和CSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過有序probit模型（Ordered Probit Model）定量探析了住房產(chǎn)權(quán)和產(chǎn)權(quán)數(shù)量對(duì)城鎮(zhèn)居民住房獲得感的影響，并探究了2011年和2017年的影響差異。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)及其產(chǎn)權(quán)數(shù)量對(duì)居民住房獲得感的提升影響顯著，其中租購選擇對(duì)于居民住房獲得感的影響更為顯著，擁有3套房及以上住房產(chǎn)權(quán)對(duì)其住房獲得感的影響不太顯著，2017年相應(yīng)的影響效應(yīng)比2011年有更大彈性。

隨著城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，我國城鎮(zhèn)人口增長有著較強(qiáng)的勢(shì)頭，人地矛盾突出，城鎮(zhèn)居民的多層次住房需求亟需得到滿足，一方面，政府應(yīng)充分利用金融手段遏制部分房地產(chǎn)市場(chǎng)過甚炒作、失當(dāng)圖利的行為，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格回歸理性，保障更多居民的住房剛性需求，另一方面，大力推行租購?fù)瑱?quán)政策，尤其是完善人口凈流入的大中城市的住房租賃市場(chǎng)體制，鼓勵(lì)多房源家庭將不必需的存量住房積極投入住房租賃市場(chǎng)建設(shè)，完善住房租賃企業(yè)的資金借貸和金融服務(wù)，以有效改善城鎮(zhèn)居民租賃人群的住房民生現(xiàn)狀。同時(shí)，2017年城鎮(zhèn)居民住房獲得感與2011年相比沒有顯著提升的結(jié)果警示我們，盡管21世紀(jì)以來我國住房制度改革成果斐然，人民生活水平得到明顯提升，居住環(huán)境日益改善，但社會(huì)發(fā)展和社會(huì)建設(shè)的廣度和深度仍然需要探索和調(diào)整從而適應(yīng)城鎮(zhèn)居民日益增長的美好生活需要。因此，提升城鎮(zhèn)居民的住房獲得感，需要從構(gòu)建富強(qiáng)民主文明和諧美麗的社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的多個(gè)方面共同發(fā)力，除了住房市場(chǎng)建設(shè)與完善外，還包括民眾切身關(guān)注的教育、醫(yī)療、就業(yè)等板塊的基礎(chǔ)建設(shè)，如此，方有助于實(shí)現(xiàn)從“住有所居”“住有宜居”到“安居樂業(yè)”的美好圖景，促進(jìn)社會(huì)全面進(jìn)步。

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作者簡(jiǎn)介：文嘉毅，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院碩士生。

鄭斌，華中科技大學(xué)公共管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師。