馬秀蓮 韓君實(shí)

一、導(dǎo)言

離巢獨(dú)立居住，是青年走向成年的關(guān)鍵一步。但是，在今天全球住房金融化不斷推進(jìn)、世代不平等程度日益加劇的背景下，全世界的青年都面臨著前所未有的住房問(wèn)題(Forrest &Yip，2012；Green，2017)，“離巢難”“租房世代”(McKee，2012)等成為普遍現(xiàn)象。對(duì)住房問(wèn)題的不滿，已經(jīng)引發(fā)了從特拉維夫的“帳篷革命”(Kershne，2011)，到都柏林的“raise the roof”(可譯作“怒發(fā)沖冠”)運(yùn)動(dòng)(Byrne，2018)，再到荷蘭街頭的抗議(Peoples Dispatch，2021)。各國(guó)紛紛出臺(tái)專(zhuān)門(mén)針對(duì)青年的住房計(jì)劃(Yu，2019)。

在中國(guó)，青年住房問(wèn)題直到最近才成為一個(gè)顯著的公共政策議題。2021年，政府工作報(bào)告首次將“青年人”列為住房政策群體。隨后，《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于加快發(fā)展保障性租賃住房的意見(jiàn)》(國(guó)辦發(fā)〔2021〕22號(hào))正式推出了保障性租賃住房這一新形式，專(zhuān)門(mén)用于“解決符合條件的新市民、青年人等群體的住房困難問(wèn)題”。在現(xiàn)實(shí)中，關(guān)于買(mǎi)房難甚至租房難的討論、三孩政策的遇冷等，均在一定程度上折射出高房?jī)r(jià)面前青年人的困境。

但是，對(duì)于中國(guó)城市青年住房目前究竟處于什么狀況，學(xué)界看法并不一致。一方面，我國(guó)從1978年開(kāi)始實(shí)行住房市場(chǎng)化改革，不但逐步確立了市場(chǎng)在住房分配中的主導(dǎo)地位，還在此基礎(chǔ)上形成了政府只扮演拾遺補(bǔ)缺作用的自由主義住房福利模式(朱亞鵬，2008a)。隨著住房商品化和住房金融化程度的不斷加深、住房?jī)r(jià)格的持續(xù)上漲，中國(guó)城市青年住房趨同于全球趨勢(shì)而陷入困境似乎在所難免。另一方面，我國(guó)從金融危機(jī)前后就開(kāi)始大規(guī)模的保障房建設(shè)及其體系重構(gòu)——學(xué)者們正是據(jù)此指出，自由主義的住房福利模式已經(jīng)發(fā)生轉(zhuǎn)向(如Zhou &Ronald，2017)。黨的十九大后，住房體系目標(biāo)又進(jìn)一步調(diào)整到“房住不炒、住有所居”上來(lái)，房?jī)r(jià)調(diào)控、租購(gòu)并舉、保障房建設(shè)等措施多管齊下。由于這些再分配措施的強(qiáng)化，再加上住房福利的再家庭化——儒家文化強(qiáng)大的家庭傳統(tǒng)被高房?jī)r(jià)調(diào)動(dòng)了起來(lái)，“六個(gè)荷包買(mǎi)房”成為普遍現(xiàn)象——青年住房狀況不會(huì)太差。

只有系統(tǒng)的實(shí)證研究才能回答上述問(wèn)題，本文正擬填補(bǔ)這一空缺。本文將圍繞以下兩個(gè)問(wèn)題展開(kāi)。一是中國(guó)城市青年住房狀況及其變化趨勢(shì)，即青年住房是否居于劣勢(shì)，且有差距不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)？在過(guò)去20年里，我國(guó)城鎮(zhèn)住房條件得到持續(xù)改善，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，人均建筑面積在2010—2019年間已經(jīng)從31.6平米上升到39.8平米。因此，關(guān)注青年相對(duì)于父輩(非青年)住房狀況的改善抑或差距擴(kuò)大更具現(xiàn)實(shí)意義。二是市場(chǎng)、家庭和再分配的作用，即它們是有效遏制還是擴(kuò)大了這種差距？

文章余下部分結(jié)構(gòu)如下。第二部分是文獻(xiàn)綜述。在初步界定“青年住房問(wèn)題”的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國(guó)住房福利模式變遷探討了市場(chǎng)、家庭和再分配的作用，并引出相關(guān)假設(shè)。第三部分是數(shù)據(jù)和方法。即使用既有的中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)(2011—2019年)，主要采用逐步回歸方法，分析了中國(guó)城市青年住房狀況、變化趨勢(shì)，以及市場(chǎng)、家庭和再分配在其中發(fā)揮的作用。第四部分匯報(bào)相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)。第五部分是結(jié)論和討論。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)青年住房問(wèn)題

在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，住房問(wèn)題首先表現(xiàn)為窮人支付能力與昂貴的房?jī)r(jià)/租金之間的鴻溝所造成的住房負(fù)擔(dān)問(wèn)題，以及人們?yōu)榱藴p輕這一負(fù)擔(dān)，選擇穩(wěn)定性更差的住房保有形式，或降低對(duì)住房質(zhì)量(及其公共服務(wù))的要求而導(dǎo)致的住房穩(wěn)定保有和住房條件問(wèn)題。

但是，今天的住房問(wèn)題已經(jīng)顯著地轉(zhuǎn)移到了青年人身上。它不再是一個(gè)單純的收入問(wèn)題，還是一個(gè)源自于子輩和父輩之間住房機(jī)會(huì)不平等的世代問(wèn)題。在全球化影響日漸加深的背景下，與幸運(yùn)的嬰兒潮世代(1946—1964年)或X世代(1965—1980年)相比，更年輕的Y世代(1980—1996年，即千禧一代)和Z世代在工作的穩(wěn)定性、教育投資回報(bào)、福利國(guó)家政策覆蓋、家庭資產(chǎn)積累等方面的機(jī)會(huì)全面下降(Green，2017)。住房在其中具有舉足輕重的地位。父輩一代在房?jī)r(jià)尚低時(shí)早早買(mǎi)了房，然后在20世紀(jì)70年代(導(dǎo)致債務(wù)大幅縮水的)通貨膨脹中輕松還清了貸款。那些沒(méi)有能力在市場(chǎng)上買(mǎi)房的，也在20世紀(jì)80年代的新自由主義改革中購(gòu)買(mǎi)了折價(jià)出售的公房。20世紀(jì)90年代以來(lái)，他們都在由住房商品化、金融化推動(dòng)的房?jī)r(jià)快速上漲中積累了可觀的住房財(cái)富，并以此為抵押進(jìn)一步借貸以增加投資、消費(fèi)支出。但是，正是這為父輩帶來(lái)巨大財(cái)富積累的高房?jī)r(jià)，成為青年一代產(chǎn)權(quán)自有難以逾越的鴻溝。英國(guó)一位25—34歲的年輕人，1989年住房自有的概率為51%，到2006和2016年已經(jīng)分別下降到了39%和25%——正好分別對(duì)應(yīng)嬰兒潮、X和Y世代(Corlett &Odamtten，2021)。

這對(duì)青年人的居住安排產(chǎn)生重要影響。年輕人走向成年的一個(gè)顯著性標(biāo)志，是離開(kāi)父母的巢窠獨(dú)立居住(Jones，1995)，以往這通常依循“離巢—獨(dú)自租房—買(mǎi)房”的住房階梯展開(kāi)。但是今天這一住房階梯不再清晰。首先是“離巢難”。青年離家的年齡已經(jīng)從20歲出頭延遲到了30歲左右；離巢的過(guò)程也不再清晰、線性，而是在不斷的“離巢”“回巢”往復(fù)中，年輕人成為“回力棒(boomerang)青年”(Beer et al.，2011)。這里固然有青年人求學(xué)時(shí)間延長(zhǎng)、自主性增強(qiáng)等文化、制度變遷因素的影響(Forrest &Yip，2012)，但是住房可負(fù)擔(dān)性的下降是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)。中國(guó)香港地區(qū)60%的大齡青年(30—35歲)棲居父母檐下(Li，2014)，究其原因，多數(shù)因?yàn)闆](méi)有其他負(fù)擔(dān)得起的選項(xiàng)(Forrest &Xian，2018)。其次是合住比例的上升。年輕人即便離家，也多未婚同居，或者與其他非家庭成員(親戚、朋友或者陌生人)合住。針對(duì)歐洲的研究發(fā)現(xiàn)，租賃住房的可負(fù)擔(dān)性越低，青年合住的比例就越高，合住成為青年人在保持部分自主性的同時(shí)，持續(xù)獲得社會(huì)支持的一種重要居住安排(Arundel &Ronald，2016)。最后是“租房世代”的出現(xiàn)。住房自有率的下降、社會(huì)住房機(jī)會(huì)的減少，使得私人市場(chǎng)租賃成為僅剩的選擇。但是私人租賃在保有的穩(wěn)定性、住房的可負(fù)擔(dān)性以及住房條件等方面都更差。如英國(guó)中位居住時(shí)間，自有住房7.1年，社會(huì)租賃7.8年，私人租賃1.7年(Dorling，2014)。倫敦租戶每星期要將收入的40%交給私人房東，支出比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于貸款買(mǎi)房者的22%和社會(huì)住房租戶的30%(MHCLG，2020)。在住房條件方面，英格蘭45%的私人租賃住房不符合“體面的家”的標(biāo)準(zhǔn)(DCLG，2009)。這些深陷于私人租賃的青年人被稱(chēng)為“租房世代”(McKee，2012)。

(二)市場(chǎng)、家庭和再分配

1.市場(chǎng)與高房?jī)r(jià)

世紀(jì)之交以來(lái)，中國(guó)住房?jī)r(jià)格持續(xù)上漲。以2006年第一、二季度為基準(zhǔn)，2016年主要城市住房同質(zhì)價(jià)格指數(shù)分別為：深圳736%，上海526%，北京520%，天津431%，武漢362%，成都247%，西安247%，大連233%(1)該價(jià)格指數(shù)由北京大學(xué)-林肯研究院城市發(fā)展與土地政策研究中心和清華大學(xué)恒隆房地產(chǎn)研究中心共同編制，具體可參見(jiàn)網(wǎng)址：https://plc.pku.edu.cn/eninfo1175/1876.htm.。高房?jī)r(jià)對(duì)年輕人的支付能力造成很大壓力(Zhu，2012)。隨著“蟻?zhàn)濉?廉思，2009)、“鼠族”、蝸居、群租等現(xiàn)象的出現(xiàn)，“城市青年住房問(wèn)題及其相關(guān)現(xiàn)象在新世紀(jì)的第一個(gè)十年中引起社會(huì)的廣泛關(guān)注”(風(fēng)笑天，2011)。今天，大城市青年住房困難進(jìn)一步加劇。由此得出假設(shè)1：市場(chǎng)價(jià)格上漲因素導(dǎo)致青年住房劣勢(shì)加深、代際差距擴(kuò)大。

2.“啃老”與福利家庭化

但是，有限的實(shí)證研究顯示，這一階段的青年住房狀況不但沒(méi)有變差，反而有所改善。方長(zhǎng)春(2018)對(duì)比了2013年和2003年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)：已婚、未婚青年住房自有率均呈上升趨勢(shì)，居住父母房子的比例基本持平，租借其他住房的比例下降，與國(guó)外趨勢(shì)均相反。此外，已婚青年的人均住房面積從23.9平米上升到了29.1平米 ，未婚青年從26平米上升到了37.9平米，與我國(guó)城市住房條件改善的整體狀況一致。

方長(zhǎng)春推斷這一現(xiàn)象可能是“啃老”的結(jié)果。青年個(gè)人支付能力與市場(chǎng)價(jià)格之間缺口的日益擴(kuò)大，將家庭的福利功能調(diào)動(dòng)起來(lái)，使之成為重要、靈活的福利來(lái)源之一(Izuhara &Forrest，2012)。隨著住房供給方式從國(guó)家再分配向市場(chǎng)轉(zhuǎn)型，家庭成為青年獲取住房所有權(quán)的重要支撐(吳開(kāi)澤、魏萬(wàn)青，2018；Cui et al.，2021)，“六個(gè)荷包買(mǎi)房”即為其突出形式。相比之下，英國(guó)父母支持買(mǎi)房的比例只有12%(Pickvance &Pickvance，1995)，所以允許“晚離巢”可能是他們更主要的支持方式。不僅如此，中國(guó)青年住房產(chǎn)權(quán)的獲取越來(lái)越依賴(lài)父母的經(jīng)濟(jì)資源而非自身經(jīng)濟(jì)狀況，這一點(diǎn)早已為先賦后致的分層研究所發(fā)現(xiàn)(杜本峰、黃劍焜，2014；王先柱、王敏，2018)。研究發(fā)現(xiàn)，有父母經(jīng)濟(jì)支持的青年獲取住房所有權(quán)的概率是沒(méi)有該支持的青年的三倍(Yu，2021)。

但是家庭支持功能不可能隨市場(chǎng)房?jī)r(jià)無(wú)限擴(kuò)張，它終將遭遇“天花板”而趨向一個(gè)常量。因此，得出假設(shè)2：家庭支持有助于改善青年住房條件，有效遏制代際差距擴(kuò)大，但是會(huì)遭遇“天花板”效應(yīng)。

3.再分配的平抑作用

更大的平抑機(jī)制可能來(lái)自再分配。2007年，國(guó)務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于解決城市低收入家庭住房困難的若干意見(jiàn)》，開(kāi)始大規(guī)模的保障房建設(shè)及其制度重構(gòu)，如在廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房之外設(shè)立覆蓋范圍更廣的公租房制度，“十二五”期間開(kāi)工建設(shè)3600萬(wàn)套保障房，等等。學(xué)者們正是據(jù)此認(rèn)為：自由主義模式已經(jīng)向社會(huì)民主模式轉(zhuǎn)向(Zhou &Ronald，2017)；生產(chǎn)主義已經(jīng)向發(fā)展主義轉(zhuǎn)向(Chen et al.，2014)。后兩者的區(qū)別是，生產(chǎn)主義強(qiáng)調(diào)社會(huì)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的從屬性，發(fā)展主義強(qiáng)調(diào)兩者的兼容性(Midgley &Tang，2001)。但是，亦有學(xué)者從一開(kāi)始就質(zhì)疑：中央、地方政府的激勵(lì)機(jī)制并未根本改變，何來(lái)轉(zhuǎn)向(Huang，2012)？對(duì)3600萬(wàn)套保障房政策的出臺(tái)背景、執(zhí)行過(guò)程及其實(shí)施結(jié)果進(jìn)行深入分析后發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)主義原則始終發(fā)揮著作用(馬秀蓮，2017)。對(duì)40個(gè)大城市公租房準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)的分析顯示，(基于社會(huì)權(quán)利的)本地人的大眾化和(基于生產(chǎn)主義的)外地人的剩余化模式并存，中國(guó)總體上仍是自由主義福利模式(馬秀蓮、范翻，2020)。

有必要指出的是，住房再分配不應(yīng)僅僅局限于傳統(tǒng)的保障房，而應(yīng)將福利公房、保障房、規(guī)劃安置房、自建房/小產(chǎn)權(quán)房等一系列帶有再分配性質(zhì)的住房形式均納入進(jìn)來(lái)(馬秀蓮、韓君實(shí)，2022)。1998年以前，我國(guó)實(shí)行福利公房制度，這是一種基于政治資本的住房再分配形式。1998年停止實(shí)物分房后，我國(guó)陸續(xù)建立了廉租房(1998年)、經(jīng)濟(jì)適用房(2003年)、公租房(2010年)等保障房形式，它們均屬于對(duì)市場(chǎng)失利者進(jìn)行救濟(jì)式補(bǔ)償?shù)母＠麌?guó)家再分配形式。此外，政府還廣泛介入城市空間的擴(kuò)張、改造過(guò)程，包括在城市外部采用征地拆遷、舊村改造等增量改造形式，在城市內(nèi)部采用旨在消除其破敗空間的棚改、舊改等存量更新形式。這些不乏市場(chǎng)機(jī)制的擴(kuò)張、改造過(guò)程產(chǎn)生了一系列與政府的規(guī)劃、安置權(quán)力密切相關(guān)的住房提供，可以統(tǒng)稱(chēng)為“規(guī)劃安置房”。它們后來(lái)被納入了棚改范疇，與保障房一起被稱(chēng)為“保障性安居工程”。2008—2018年大規(guī)模實(shí)施保障性安居工程以來(lái)，全國(guó)累計(jì)開(kāi)工建設(shè)7000多萬(wàn)套保障性住房，其中棚改占65%；而在1994—2007年間建設(shè)的1000多萬(wàn)套保障性住房中，棚改只占15%(祝君壁，2019)。此外，基于國(guó)有/集體土地雙軌制的小產(chǎn)權(quán)房以及大量(與商品房開(kāi)發(fā)模式迥異的)居民自建房，也可視作為與再分配制度密切相關(guān)的住房提供，它們?cè)跒檗r(nóng)村戶籍人口提供廉價(jià)居所方面扮演了重要作用(馬秀蓮、韓君實(shí)，2022)。

正是這一系列顯著低于市場(chǎng)價(jià)格的住房再分配形式，有效減輕了市場(chǎng)對(duì)個(gè)人和家庭所造成的壓力。由此得出假設(shè)3：再分配作用的持續(xù)擴(kuò)大將有效改善青年住房條件，縮小代際差距。

三、數(shù)據(jù)和方法

(一)數(shù)據(jù)

本研究使用中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)現(xiàn)有的五次數(shù)據(jù)(2011年、2013年、2015年、2017年和2019年)。這是一項(xiàng)專(zhuān)注于家庭金融情況的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，到2017年已經(jīng)覆蓋全國(guó)172個(gè)城市的355個(gè)縣(區(qū))、4萬(wàn)戶家庭、12萬(wàn)人，并且在抽樣上整體偏向發(fā)達(dá)地區(qū)的城市家庭(中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心，2013)，從而為本研究提供了豐富的全國(guó)性城市樣本。

本研究的關(guān)鍵因變量是城市居民的人均住房面積，由CHFS數(shù)據(jù)中自購(gòu)或租賃住房的實(shí)際居住面積除以一起居住的家庭人口數(shù)得出。選擇該指標(biāo)主要基于三點(diǎn)考慮。首先，住房面積、住房產(chǎn)權(quán)、建筑質(zhì)量和住房?jī)r(jià)格都是度量住房水平和住房分層的常用指標(biāo)(如邊燕杰、劉勇利，2005；吳開(kāi)澤，2019；方長(zhǎng)春，2020等)。其中，住房?jī)r(jià)格是本文測(cè)量市場(chǎng)因素的重要自變量。余下三個(gè)指標(biāo)中，住房面積和建筑質(zhì)量均衡量“實(shí)際居住水平”，比住房產(chǎn)權(quán)更加回歸住房的居住屬性；而住房面積與建筑質(zhì)量比起來(lái)，又更具普遍性，因此成為首選。其次，如果參照適足住房權(quán)的定義，它包含保有的穩(wěn)定性、住房條件(涵蓋住房面積和建筑質(zhì)量)和可負(fù)擔(dān)性三個(gè)維度中(UN Habitat，2010)，對(duì)此，住房面積也是較好的衡量指標(biāo)。因?yàn)樗粌H是住房條件的關(guān)鍵向度，而且能夠在一定程度上穿透另外兩個(gè)維度，比如為了減輕住房負(fù)擔(dān)而租賃面積更小的房子。最后，青年居住安排涉及離巢難、合住比例上升、“租房世代”等一系列現(xiàn)象，最后也都會(huì)在住房面積上有所反映。

住房條件的其他方面，包括設(shè)施(是否有獨(dú)立衛(wèi)生間、獨(dú)立廚房)、住房地段(城區(qū)/郊區(qū))等，因?yàn)闇y(cè)量年份不全，未能加以控制。但是本文加入了地級(jí)市層面的城市固定效應(yīng)，以控制城市整體房?jī)r(jià)和住房水平對(duì)住房面積的影響，從而將解釋限定在同一城市的可比范圍之內(nèi)。此外，模型還控制了房屋來(lái)源(自有房屋、租住或免費(fèi)居住)這一特征。

本研究的關(guān)鍵自變量為“是否為18—34歲青年人”這一虛擬變量。從調(diào)查時(shí)間看，這些青年出生于1977—2001年間，基本上屬于千禧一代，所以自變量相當(dāng)于考察千禧一代和之前世代在人均住房面積上的差距。本文還控制了受訪者的戶籍狀態(tài)(城市戶籍/農(nóng)村戶籍、本地戶籍/外地戶籍)。市場(chǎng)因素通過(guò)是否有工作、個(gè)人收入、購(gòu)買(mǎi)時(shí)房?jī)r(jià)、購(gòu)房年份等四個(gè)變量加以衡量。對(duì)于租賃住房的城市居民，其住房成本是租金，因此使用其所在城市的平均租售比來(lái)折算成購(gòu)房?jī)r(jià)格。家庭的補(bǔ)償作用通過(guò)家庭非住房資產(chǎn)加以衡量。CHFS問(wèn)卷按是否與受訪者有經(jīng)濟(jì)聯(lián)系來(lái)定義家庭成員的范圍：“如果外出讀書(shū)、外出打工、結(jié)婚后搬出去住……等七類(lèi)人與家里有經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，他們應(yīng)該包括在家庭成員里?！彼赃@里的“家庭非住房資產(chǎn)”是提供福利支持的整個(gè)家庭的資產(chǎn)。再分配因素通過(guò)住房類(lèi)型(商品房、福利和集資房、保障房、規(guī)劃安置房、自建擴(kuò)建和小產(chǎn)權(quán)房)加以衡量。如前所述，后四類(lèi)住房都具有再分配性質(zhì)。刪去因變量(人均住房面積)缺失、18歲以下、農(nóng)村地區(qū)樣本之后，本文共保留了來(lái)自五次CHFS的近20萬(wàn)個(gè)樣本，其描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)方法

首先，本文針對(duì)五輪CHFS數(shù)據(jù)，通過(guò)添加不同變量的OLS回歸，來(lái)描述青年和非青年在人均住房面積上的差距。該回歸模型如下所示：

Yi=α+βYouthi+γXi+i

(1)

式(1)中，因變量Yi是人均居住面積，Youthi是代表青年/非青年的虛擬變量?？刂谱兞縓i包括戶籍、房屋來(lái)源、地級(jí)市層面固定效應(yīng)等一系列虛擬變量。系數(shù)β描述在控制一定變量后，青年和非青年在人均住房面積上的均值之差。

雖然OLS回歸結(jié)果能夠描述青年/非青年住房差距的變化趨勢(shì)，但是無(wú)法解釋這一差距的來(lái)源，因此本文對(duì)模型(1)采用了逐步回歸方法，以分析市場(chǎng)和再分配在青年/非青年住房差異及其歷史演變中的作用，進(jìn)而檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)3是否成立。藉由逐步回歸方法可以觀察加入房?jī)r(jià)和再分配因素前后青年虛擬變量估計(jì)系數(shù)的變化情況：變化的方向反映了新加入模型的因素對(duì)于青年/非青年住房差距的影響方向，變化的幅度反映了該因素對(duì)青年/非青年住房差距的解釋力。一個(gè)直觀的例子是，如果在加入房?jī)r(jià)因素之前，青年虛擬變量的系數(shù)估計(jì)值為0，但是在加入房?jī)r(jià)因素后這一系數(shù)上升為2，那么說(shuō)明房?jī)r(jià)因素對(duì)青年不利。溫忠麟等(2004)將這種通過(guò)逐步添加控制變量并觀察系數(shù)變化的方法稱(chēng)為系數(shù)差異檢驗(yàn)法，并討論了該方法在中介效應(yīng)分析中的應(yīng)用及潛在缺陷。

對(duì)于假設(shè)2，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了家庭非住房資產(chǎn)及其與房?jī)r(jià)的交互項(xiàng)，形成了模型(2)：

Yi=α+βYouthi+δAsseti+φPricei*Asseti+γXi+i

(2)

式(2)中，Asseti是家庭非住房資產(chǎn)(萬(wàn)元)，其系數(shù)δ體現(xiàn)了假定房?jī)r(jià)為0時(shí)家庭資產(chǎn)對(duì)于住房面積Yi的補(bǔ)償作用；Pricei*Asseti是房?jī)r(jià)與家庭非住房資產(chǎn)的交互項(xiàng)，其系數(shù)φ體現(xiàn)了房?jī)r(jià)對(duì)家庭資產(chǎn)補(bǔ)償作用的異質(zhì)性影響。具體而言，在房?jī)r(jià)為Pricei的情況下，每1單位家庭資產(chǎn)的補(bǔ)償作用為δ+φPricei。如果δ+φPricei>0，說(shuō)明家庭背景有顯著的補(bǔ)償作用；如果φ<0，則說(shuō)明家庭資產(chǎn)背景的補(bǔ)償作用隨著房?jī)r(jià)上升而遞減，也即假設(shè)2成立。

四、研究發(fā)現(xiàn)

(一)不斷擴(kuò)大的代際差距

表2顯示，青年人均住房面積不但低于非青年，而且隨著時(shí)間的推移，該差距進(jìn)一步擴(kuò)大。在被調(diào)查的10年之內(nèi)(2011—2019年)，非青年人均住房面積從33.15平米上升到42.21平米；同期，青年從31.46平米上升到36.28平米，不僅起點(diǎn)更低，而且上升速度更慢。這樣，青年/非青年代際差距就從1.69擴(kuò)大到5.93，擴(kuò)大了4.2平米。這一結(jié)果與表3A第1列正好相符。該表匯報(bào)了模型(1)的回歸結(jié)果，其中第1—5行分別對(duì)應(yīng)五個(gè)年份，第1列正是在不添加任何控制變量情況下的模型結(jié)果。青年/非青年人均住房面積比也因此從95%下降到86%。在控制了戶籍、房屋來(lái)源及城市固定效應(yīng)的情況下(表3A第3列)，青年/非青年代際差距從2.03擴(kuò)大到6.53，擴(kuò)大了4.5平米。

表2 青年和非青年人均住房面積及差值(平米)

代際差距擴(kuò)大的趨勢(shì)在大齡青年組(28—34歲)更為顯著。當(dāng)非青年的人均住房面積從33.15平米上升到42.21平米時(shí)，大齡青年僅僅從29.21平米上升到33.8平米，不僅起點(diǎn)進(jìn)一步降低，增速也更慢。這樣，大齡青年/非青年代際差距就從3.94擴(kuò)大到8.41，擴(kuò)大了4.5平米。這正好對(duì)應(yīng)表3B第1列，即在不添加任何控制變量情況下的回歸結(jié)果。由此，大齡青年/非青年人均住房面積比從88%下降到了80%。在控制了戶籍、房屋來(lái)源及城市固定效應(yīng)的情況下(見(jiàn)表3B第3列)，大齡青年/非青年代際差距從2.93擴(kuò)大到9.01，擴(kuò)大了6平米之多。

與此同時(shí)，低齡青年組(18—27歲)的住房面積劣勢(shì)也開(kāi)始顯現(xiàn)。與非青年相比，2011年低齡青年尚余0.22平米的面積優(yōu)勢(shì)(33.37 vs.33.15)，到2017年已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)?.2平米的面積劣勢(shì)(34.71 vs.34.91)，并且該劣勢(shì)在2019年迅速擴(kuò)大到3.3平米。這樣，低齡青年/非青年人均住房面積比就從101%下降到92%。模型結(jié)果顯示，低齡青年/非青年之間從不存在顯著的面積差距(2011和2017年的系數(shù)均接近于0，且不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性)，到2019年出現(xiàn)3.3平米的顯著劣勢(shì)(見(jiàn)表3C第1列)。在控制了戶籍、房屋來(lái)源、城市固定效應(yīng)的情況下(見(jiàn)表3C第3列)，低齡青年/非青年之間從不存在顯著的面積差距，到2019年出現(xiàn)3.5平米的面積劣勢(shì)。

總之，由于青年(尤其大齡青年)人均住房面積起點(diǎn)低、增長(zhǎng)慢，2011—2019年間，(大齡)青年/非青年代際差距顯著擴(kuò)大。

表3 青年/非青年群體住房差異：逐步回歸結(jié)果

(二)福利三角的作用

1.市場(chǎng)：高房?jī)r(jià)的不利影響

模型結(jié)果顯示，市場(chǎng)因素對(duì)青年不利。在模型(1)已有三組控制變量(戶籍身份、房屋來(lái)源和城市固定效應(yīng))的基礎(chǔ)上，繼續(xù)加入房屋購(gòu)買(mǎi)時(shí)的價(jià)格、工作和青年個(gè)人的收入變量，重新計(jì)算青年/非青年人均住房面積差異。

2011—2017年，青年從與非青年之間不存在顯著的面積差別(見(jiàn)表3A第4列，青年虛擬變量的系數(shù)接近于0，且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性)，到在市場(chǎng)的作用下出現(xiàn)2—3平米的面積劣勢(shì)(見(jiàn)表3A第3列)，再到2019年，青年面積劣勢(shì)由4.38擴(kuò)大到6.53，擴(kuò)大了2.2平米。換句話說(shuō)，(由于工作這一變量并不顯著)房?jī)r(jià)和收入使青年/非青年代際差距擴(kuò)大了大約2—3平米。

分組回歸顯示，市場(chǎng)的作用隨著大齡青年劣勢(shì)地位的加深越發(fā)顯著。在市場(chǎng)作用下，2011年，大齡青年/非青年代際差距從2.80擴(kuò)大到2.93(擴(kuò)大了0.13平米、4.6%)，2019年從5.65擴(kuò)大到9.01(擴(kuò)大了3.36平米、59.5%)(比較表3B第4列和第3列)。而對(duì)于低齡青年，市場(chǎng)的不利影響2017年開(kāi)始顯著，到2019年已經(jīng)使低齡青年/非青年代際差距從2.49擴(kuò)大到了3.52，擴(kuò)大了1平米左右(比較表3C第4列和第3列)。

購(gòu)房年份也在一定程度上擴(kuò)大了代際差距。為了說(shuō)明房?jī)r(jià)逐年上漲對(duì)后買(mǎi)房的青年造成的整體不利影響，研究進(jìn)一步控制了當(dāng)前居住房屋的購(gòu)買(mǎi)年份(見(jiàn)表3第5列)。從整體上看，青年整體和低齡青年虛擬變量的系數(shù)都沒(méi)有顯著變化，但是大齡青年的住房面積劣勢(shì)在一定程度上增強(qiáng)，如2017年從2.64擴(kuò)大到2.77平米(比較表3B的第5列和第4列)。

綜上，“房?jī)r(jià)增速高于收入增速”是導(dǎo)致作為后買(mǎi)房者的青年、特別是大齡青年與非青年之間代際差距進(jìn)一步擴(kuò)大的重要原因。假設(shè)1“市場(chǎng)作用導(dǎo)致青年住房劣勢(shì)加深、代際差距擴(kuò)大”在大齡青年群體內(nèi)部成立，在低齡青年群體內(nèi)部也開(kāi)始顯著。

2.再分配：有一定的抑制作用

再分配形式的持續(xù)擴(kuò)大，總體上具有縮小代際差距的作用。在表3第5列的基礎(chǔ)上，本文加入了住房類(lèi)型固定效應(yīng)(即與五種住房類(lèi)型相對(duì)應(yīng)的四個(gè)虛擬變量，用來(lái)衡量再分配因素的作用，見(jiàn)表3第6列)。從青年整體來(lái)看，再分配因素的作用2019年才正式確立，表現(xiàn)為將青年的住房面積劣勢(shì)收縮了1.2平米(從5.54到4.36，比較表3A第6列和第5列)。分群組來(lái)看，再分配對(duì)大齡青年的作用從一開(kāi)始就存在，且隨著代際差距的擴(kuò)大有所加大。在再分配作用下，2011年、2017年、2019年，大齡青年的面積劣勢(shì)分別從2.61下降到2.42、從3.30下降到2.64、從6.85下降到5.56，依次下降了0.2平米(7.2%)、0.66平米(19.8%)和1.3平米(18.8%)(比較表3B的第6列和第5列)。對(duì)于低齡青年，再分配的作用2017年開(kāi)始顯著，但卻是將其面積優(yōu)勢(shì)從1.88平米擴(kuò)大到2.66平米。只有到了2019年，當(dāng)?shù)妄g青年的面積劣勢(shì)開(kāi)始顯著時(shí)，再分配才將該劣勢(shì)從3.40收縮到2.46，收縮了約1平米。

值得注意的是，不同住房再分配類(lèi)型對(duì)于青年/非青年代際差異的影響亦有不同。由于年齡和時(shí)代背景限制，青年在安置房、福利房和集資房中并不占優(yōu)勢(shì)。他們主要從自建、擴(kuò)建和小產(chǎn)權(quán)房這一再分配形式中獲益。特別地，在2011—2015年間，青年幾乎無(wú)法從保障房中獲益。而從2017年開(kāi)始，保障房縮小了青年/非青年的代際差異，到2019年，保障房的作用進(jìn)一步擴(kuò)大(2)限于篇幅，相關(guān)數(shù)據(jù)表格略去匯報(bào)。有興趣的讀者可以向作者索取。。從實(shí)踐來(lái)看，“十二五”期間我國(guó)開(kāi)工建設(shè)了3600萬(wàn)套保障房，2015—2017年又進(jìn)行了1800萬(wàn)套棚改，到2017年左右，政策效果開(kāi)始顯現(xiàn)。住房再分配(尤其是保障房)政策效應(yīng)開(kāi)始顯著地惠及青年群體。對(duì)于大齡青年，再分配的抑制作用隨著代際差距的擴(kuò)大進(jìn)一步提升；對(duì)于面積劣勢(shì)剛剛開(kāi)始顯現(xiàn)的低齡青年，可能由于同期房?jī)r(jià)快速上漲(與棚改的貨幣化安置有關(guān))，再分配的作用很快從擴(kuò)張其面積優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)變?yōu)槭湛s其面積劣勢(shì)。

綜上，假設(shè)3“再分配作用的持續(xù)擴(kuò)大將有效改善青年住房條件、縮小代際差距”在28—34歲大齡青年群體內(nèi)是一直成立的(雖然作用幅度相較市場(chǎng)來(lái)說(shuō)小很多)；并且隨著政策覆蓋面的持續(xù)擴(kuò)大，弱勢(shì)地位剛剛顯著的低齡青年群體也開(kāi)始從中受益。

3.家庭：重要的補(bǔ)償作用

表4報(bào)告在表3第5列(控制了戶籍、房屋來(lái)源、城市固定效應(yīng)，以及房?jī)r(jià)、工作、收入及購(gòu)房時(shí)間等市場(chǎng)因素)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制家庭非住房資產(chǎn)及其與房?jī)r(jià)的交互項(xiàng)之后，即模型(2)的回歸結(jié)果。其中，房?jī)r(jià)與家庭非住房資產(chǎn)交互項(xiàng)的系數(shù)，直接體現(xiàn)了在不同房?jī)r(jià)水平下家庭資產(chǎn)背景對(duì)于人均住房面積的異質(zhì)性影響。從表4A的全樣本來(lái)看，家庭非住房資產(chǎn)對(duì)于人均住房面積的影響始終顯著為正，說(shuō)明家庭的確起到了補(bǔ)償作用，盡管較為微弱。2011—2019年間，城市家庭非住房資產(chǎn)的均值僅為40萬(wàn)元，對(duì)應(yīng)約0.5平米的人均住房面積改善。同時(shí)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明這一補(bǔ)償作用隨著房?jī)r(jià)上漲而逐漸減弱。以2013和2017年為例，家庭補(bǔ)償作用降低為0的“拐點(diǎn)房?jī)r(jià)”大約分別出現(xiàn)在5.5萬(wàn)元/平米和7萬(wàn)元/平米上。從表4B的大齡青年樣本來(lái)看，家庭非住房資產(chǎn)的回歸系數(shù)基本上都高于全樣本，顯示家庭更傾向于使用既有資產(chǎn)支持大齡青年(而非支持非青年)改善住房。2011—2019年間，大齡青年家庭補(bǔ)償作用降低為0的“拐點(diǎn)房?jī)r(jià)”均高于全樣本，顯示出家庭對(duì)青年住房的支持具有更高“韌性”；并且，拐點(diǎn)房?jī)r(jià)最后都穩(wěn)定在7萬(wàn)元/平米的水平，說(shuō)明家庭補(bǔ)償“天花板”效應(yīng)的出現(xiàn)。

表4 家庭的補(bǔ)償作用及其隨房?jī)r(jià)的變化

圖1按住房獲得年份(2001—2019年)劃分，呈現(xiàn)了青年在每個(gè)年份購(gòu)房時(shí)父母提供部分或全部首付款的比例。以最左端為例，在2001年購(gòu)買(mǎi)了現(xiàn)居住房屋、且2001年屬于18—34歲樣本中的青年，9%的樣本由父母支持首付。這一比例隨時(shí)間的推移不斷上升，到2019年已經(jīng)達(dá)到了53%。說(shuō)明近20年來(lái)，越來(lái)越多的家庭參與到了對(duì)青年住房的補(bǔ)償之中。

圖1 父母為青年購(gòu)房提供首付支持的樣本比例

綜上，目前大部分家庭已經(jīng)參與到了直接或間接的青年住房補(bǔ)償之中，但是家庭補(bǔ)償能夠發(fā)揮的絕對(duì)作用較低，且已趨向常量，從而支持了假設(shè)2：“家庭轉(zhuǎn)移支付有助于改善青年住房條件、有效遏制代際差距的擴(kuò)大，但是會(huì)遭遇‘天花板’效應(yīng)”。

4.影響因素分解

最后，為了理解各種因素在青年/非青年代際差異形成過(guò)程中的作用，本文在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上，對(duì)于三種因素進(jìn)行了重要性分解。重要性分解的基本原理是，標(biāo)準(zhǔn)化之后的回歸系數(shù)(因變量和自變量各自標(biāo)準(zhǔn)化后進(jìn)行線性回歸得到的系數(shù))可以度量各個(gè)自變量對(duì)回歸模型R2的邊際貢獻(xiàn)。因此，我們以青年/非青年人均住房面積的均值差異(對(duì)應(yīng)表3第1列)為因變量，使用表3第6列中的自變量和家庭非住房資產(chǎn)(用以控制家庭的補(bǔ)償作用)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的回歸，從而分解各因素對(duì)青年/非青年代際差異的貢獻(xiàn)。

整體上看，市場(chǎng)因素解釋的代際差異約為60%，其他因素解釋的代際差異約為50%，再分配和家庭因素各自補(bǔ)償了約5%的代際差異(見(jiàn)圖2)。以2011年為例，在1.7平米的代際差異中，市場(chǎng)因素能夠解釋1.04平米(61%)，其他因素解釋0.81平米(47.8%)，再分配和家庭因素分別補(bǔ)償0.056平米(3.3%)和0.094平米(5.5%)。到了2019年，在5.93平米的代際差異中，市場(chǎng)因素能夠解釋3.46平米(58.4%)，比例略有下降；其他因素解釋3.04平米(51.2%)，比例略有上升。與此同時(shí)，再分配因素的補(bǔ)償作用擴(kuò)大到了0.39平米(6.5%)，體現(xiàn)了政策的作用；家庭因素的補(bǔ)償作用下降到了0.18平米(3.1%)，體現(xiàn)了“天花板效應(yīng)”。

圖2 青年/非青年代際差異的因素重要性分解

五、結(jié)論與討論

在全球住房金融化不斷推進(jìn)、世代不平等程度日益加劇的背景下，本文試圖回答以下兩個(gè)問(wèn)題。第一，中國(guó)城市青年住房狀況是否處于劣勢(shì)？尤其相對(duì)于父輩(非青年)而言，這種代際差距是否有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)？第二，市場(chǎng)、家庭和再分配各自的作用是有效擴(kuò)大還是抑制了這種差距？

對(duì)于第一個(gè)問(wèn)題，即“中國(guó)城市青年住房狀況”，基于CHFS(2011—2019年)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析顯示，青年人均住房面積從一開(kāi)始就低于非青年，且增長(zhǎng)速度更慢。結(jié)果，在所觀察的10年之內(nèi)，青年/非青年代際差距進(jìn)一步擴(kuò)大。在不控制任何變量的情況下，青年/非青年代際差距從1.69擴(kuò)大到5.93，擴(kuò)大了4.24平米；大齡青年尤為顯著，在控制了戶籍、房屋來(lái)源、城市固定效應(yīng)情況下，大齡青年/非青年代際差距從2.93擴(kuò)大到9.01，擴(kuò)大了6平米之多。與此同時(shí)，低齡青年的住房面積劣勢(shì)也開(kāi)始顯現(xiàn)。

對(duì)于第二個(gè)問(wèn)題，即“市場(chǎng)、家庭和再分配各自的作用”，首先，“房?jī)r(jià)增速高于收入增速”是導(dǎo)致后買(mǎi)房者的青年(尤其是大齡青年)住房劣勢(shì)地位加深、與非青年之間代際差距擴(kuò)大的主要原因?？傮w上看，該因素解釋了大約60%的代際差距，所解釋的面積也從1平米上升到了3.5平米。其次，家庭福利化發(fā)揮了積極作用。大部分家庭參與到了直接或間接的青年住房補(bǔ)償之中，支付首付的家庭比例20年間從9%上升到了53%。但是，家庭僅補(bǔ)償了總差距的約5%，且歷時(shí)性看有下降趨勢(shì)，出現(xiàn)了“天花板效應(yīng)”。最后，再分配作用的持續(xù)擴(kuò)大，使其解釋比例從3.3%上升到了6.5%，有效抑制了大齡青年/非青年之間的代際差距。隨著政策覆蓋面的持續(xù)擴(kuò)大，住房弱勢(shì)地位剛剛顯著的低齡青年群體也開(kāi)始從中受益。綜上，由于家庭補(bǔ)償作用遭遇“天花板”效應(yīng)，住房再分配持續(xù)擴(kuò)大但作用有限，無(wú)法有效對(duì)沖“房?jī)r(jià)增速高于收入增速”的市場(chǎng)作用，結(jié)果青年(尤其大齡青年)住房劣勢(shì)持續(xù)擴(kuò)大。

該研究的創(chuàng)新意義有兩點(diǎn)。一是通過(guò)系統(tǒng)的實(shí)證研究，證實(shí)了最近10年內(nèi)，青年(尤其是大齡青年)/非青年代際差距持續(xù)擴(kuò)大；同時(shí)，市場(chǎng)、家庭和再分配制度分別在其中發(fā)揮了抑制或者擴(kuò)大差距的作用。這不僅彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究不足，也為青年住房政策的完善提供了實(shí)證證據(jù)。二是在理論層面，中國(guó)住房福利模式研究以往只關(guān)注保障房(尤其是公租房)，而本文初步確立了包含市場(chǎng)、家庭和再分配的福利三角(Esping-Anderson，1990)和青年住房結(jié)果之間的因果關(guān)系，為進(jìn)一步的“住房福利模式—福利三角—青年住房問(wèn)題”研究打開(kāi)了空間。

未來(lái)至少可從以下四個(gè)方面開(kāi)展研究。一是從依賴(lài)性居住這一青年特有的居住安排角度，對(duì)青年住房狀況進(jìn)行深入分析(Arundel &Ronald，2016)。二是藉由“住房福利模式—福利三角—青年住房問(wèn)題”框架，進(jìn)一步構(gòu)建住房福利模式與青年住房結(jié)果之間的關(guān)系。三是對(duì)因素分解中50%的“其他因素”進(jìn)行解釋。這其中可能包括未能窮盡的家庭支持變量(比如第二套第三套房)的補(bǔ)償作用。此外，本文的補(bǔ)充研究發(fā)現(xiàn)，大齡青年的住房劣勢(shì)很大一部分來(lái)自婚姻和生育行為(雖然不及市場(chǎng)作用大)。由于青年的婚育決策是內(nèi)生的(和住房條件互為因果)，比如只有當(dāng)住房條件達(dá)到一定標(biāo)準(zhǔn)后才決定結(jié)婚或者生育，或是在婚育后搬離父母形成小家庭，導(dǎo)致人均住房面積反而上升。因此，婚育因素不適合放入本文的逐步回歸模型中進(jìn)行分析。但是，有必要在后續(xù)研究中進(jìn)一步探討包括婚育在內(nèi)的生命周期(life cycle)在住房中的作用(Clark et al.，1994)。四是深入研究不同住房再分配類(lèi)型的作用。自建、擴(kuò)建和小產(chǎn)權(quán)房自始至終對(duì)青年有利，而且作用很大；相比之下，保障房后期才逐漸對(duì)青年有利。因此，有必要對(duì)不同住房再分配類(lèi)型對(duì)于的不同人群作用作進(jìn)一步的分析。