从“配给”到“自由选择”——我国住房制度改革与住房需求决定因素的变迁，本文主要内容关键词为：自由选择论文,住房论文,因素论文,需求论文,住房制度改革论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
从1978年邓小平提出住房也可以实行商品化的论点直到1998年停止住房的实物福利分配，我国住房实物福利分配制度向市场化改革经历了整整20年①。从1998年下半年开始至今实行的是住房分配货币化以及逐步建立住房保障制度(国务院，1998)。整整30年的住房制度改革是否提高了住房资源配置的效率和公平程度？目前很少有基于系统的微观数据做出严格的实证分析来评价我国住房制度改革的绩效。本书基于1989年和1997年中国营养调查和2005年全国社会综合调查微观数据的实证分析为此提供了肯定的答案。
新中国成立之初，城市住房被视作一种低工资之外的实物福利，由城市政府或国有企业实行统一管理、统一分配，低租甚至无偿使用。这种住房制度在新中国成立初期满足住房基本需求方面起到一定作用。伴随城镇人口的增长，住房需求持续增加，但低租金甚至满足不了住房存量维护的需要。住房存量的不足与住房需求日益增大的矛盾以及城市政府和国有企业沉重的住房补贴负担，导致了传统住房制度改革终于在1980年启动。
短缺经济条件下低租金甚至实物福利分配住房的制度虽然在保障基本住房需求方面起了积极作用，但这种非市场的住房分配方式造成三个明显的缺陷：
(1)低租金制度类似于房租管制(rent control)，受管制的房租水平远低于市场均衡房租水平，因此刺激了住房需求，压抑了住房供给，进一步造成住房短缺②。
(2)类似于配给的住房分配制度由于分配标准是非价格性的，比如，按职位、工龄、政治面貌等标准，会导致分配上的效率损失。与在住房市场上居民凭货币选票在预算约束下和在给定的市场房租水平下的最优的住房消费量相比，配给制度或者房租管制都会带来消费者效用的损失或者净的社会福利的损失(如果也考虑住房生产者的效率损失的话)。
(3)由于城市居民不能凭自己的收入约束和消费偏好自由选择住房，而是被动地接受政府或就业单位按个人和单位的政治、行政、社会特征来分配，具有同样收入约束和住房消费偏好的居民可能分配到数量和质量迥异的住房，导致了分配中的不平等。
图1直观地表明了与市场经济条件下消费者在预算约束下根据效用最大化原则选择最优的住房消费量相比，传统住房分配制度存在效率(消费者福利)损失。
中国的住房分配从传统的公有住房福利或低租金分配过渡到基本上由居民凭货币选票到住房市场上自由选择，可以说是成功地完成了住房的市场化改革④。但目前很少有运用经济学理论和计量经济学方法来评估我国住房制度改革绩效的研究。本书的创新之处在于用住房制度改革过程中住房潜在需求的变迁来度量住房制度改革的绩效。我们利用1989年、1997年“中国营养调查”(China Health and Nutrition Survey，以下简称CHNS)和2005年“全国社会综合调查”(China General Social Survey，以下简称CGSS)的微观家户和个人数据，分别对中国住房改革过程中不同阶段的三个时间点，即1989年(房改初期)、1997年(住房实物福利分配停止前一年)及2005年(住房分配货币化后)，分别做实证分析，研究中国自1988年全国范围内推广住房改革后，影响居民住房需求的因素以及公有住房居民的“潜在需求”是如何随着改革的推进而变化的。研究发现，我国逐步深入的住房制度改革至少在两个层面上是成功的：(1)决定住房实际需求的因素从“制度性因素”如个人工作性质、就业单位性质等逐步过渡到由家庭收入和市场租金决定的“市场住房需求”，体现房改在促进住房资源分配公平方面的成功；(2)逐步减小的住房潜在需求，印证了房改在满足居民住房需求和提高资源分配效率上的成功。本书的结果可以为评价我国30年来住房制度改革的绩效提供经验证据。当然，住房市场化带来了其他问题，比如中低收入家庭购买力不足、居住区分异(residential segregation)等，但这些问题超出了本文的研究范围。
本文下一节总结住房经济学中影响住房需求的主要因素及关于住房潜在需求估计的相关文献；第三节解释计量模型的设定；第四节介绍数据来源和变量选择；第五节报告实证分析结果；最后总结全文。
二、影响住房需求的主要因素
从严格意义上来分析，对住房的需求要区分开对住房实物资产的需求和对由住房实物所提供的住房服务的需求，前者对应的是住房资产市场，后者对应的是住房租赁市场。由于住房服务是由一定量的住房实物资产所“生产”或“提供”的，因此简化的分析可以直接用对住房实物(居住空间)的需求来分析。本文所指住房需求指对一定质量的住房居住空间的需求，以平方米为单位。
在住房市场上，消费者的住房需求首先表现为产权形式的选择，即租房还是买房的选择(tenure choice)；其次是居住面积的选择⑤。我国传统住房福利制度下没有住房市场，也就没有租买选择问题，因此本文在基本模型估计当中不拟考虑租买房选择问题。单个消费者的住房需求函数通常包括以下主要变量：消费者的金融资产，包括工资和非工资的其他财产收入；住房租金(或价格)水平；其他相关消费品的价格；消费者对住房及其所在区位的偏好；住房市场上潜在的住房消费者的数量等(Pozdena，1988)。此外，住房作为一种特殊的消费品，与家庭规模、消费者婚姻状况及工作选择是密切相关的⑥。
在市场经济中，收入现金流(包括工资和投资收入等)决定了消费者的购房能力和获得住房信贷的能力，而消费者的人力资本以及其他物质财富则决定了对长期收入的预期，影响长期的住房需求。Follain等(1980)较早运用韩国城镇数据，发现住房需求的收入弹性小于1；MacRae and Turner(1981)也发现收入弹性很小；Goodman and Kawai(1986)的研究则表明，住房需求的永久收入弹性近于1。Malpezzi and Mayo(1987a，1987b)研究、总结了关于发展中国家中的住房需求的收入弹性的研究，发现住房需求的收入弹性通常因国别而迥异。在转轨经济国家中，由于转轨前采用“统一配置”的住房分配方式，因此通常认为住房需求的收入弹性很小或无弹性。⑦在我国，随着住房制度改革的深化，住房需求的收入弹性应该是从很小逐渐变大变显著。
许多实证研究表明：住房需求的价格弹性是相对较低的(弹性小于1)(Rosen，1979；Goodman and Kawai，1986)。在我国住房实物福利分配制度下或低租金制下，住房需求对价格(住房租金)应该是不敏感的；当住房分配逐渐货币化以及住房市场逐步建立时，消费者的住房需求应该变得对房租的变动反应更敏感，即住房需求的价格弹性随着住房市场化改革而变大。
住房所在的区位特征是影响住房需求的重要因素。当人口可以在不同区域自由流动时，人们会根据自己的预算约束以及对住房及其所在区位的偏好来选择住房。比如，如果一个社区的学校质量较高，那么对孩子教育非常关心的家庭就会选择到学校质量较高的社区居住。由于对住房以及社区的偏好通常不是能完全观测到的，因此在估计住房需求时会产生选择偏差(sorting bias)。利用微观区位的固定效应及个人的固定效应通常可以很好地解决这个问题。
我国住房制度改革是以双轨制、渐进式改革的模式进行的。研究我国居民的住房需求函数，不仅要考虑包括住房经济学里所列的主要因素，还要考虑到房改过程中不断变化的复杂的住房产权形式、居民所在单位的性质、居民的工作性质、职业地位、政治面貌等与收入预算约束没有直接关系的社会、政治、行政等非市场因素。
在1980年住房改革开始前，中国居民几乎没有租买选择的决策，住房产权几乎是单一的公房产权；但公房补贴出售试点后，尽管租金仍然很低，但租买选择的问题已经出现。但改革过程中，我国居民的居住产权形式选择，不再表现为单一的“租”或“买”，而是首先表现为选择“公有住房”或“私有住房”。公有住房包括国有直管公房和单位公房，通常以远低于市场租金的水平出租给本单位雇员或符合条件的城市居民，或者以优惠价、补贴价或标准价出售给原有住户而给予部分产权(傅十和，2000)；而私有住房包括自建、集资合建以及通过开发市场以市场价购买的商品住宅，私房出租也是以市场房租水平出租的。通常存量公房的改革采用渐进式，如最初的小步提租、补贴售房等；而增量的新建商品房则基本上采用了市场化方式。
在公有和私有不同的居住产权形式下，对居住面积的大小有着不同的决定机制。承租私有住房或者通过自建或市场价格购买而获得私有住房的消费者(以下简称选择私有住房者)，基本上是根据自己的偏好在预算约束条件下做出最大化效用的决策，因此，根据图1的分析，他们的实际住房消费量应该与偏好的或潜在的需求量基本相同。承租公房的人或者以原有住户身份通过非市场价格购买公房的消费者(以下简称选择公有住房者)，由于其“承租权”或“购买权”不但取决于消费者的收入水平，而且还主要取决于消费者与原公房产权单位的雇佣关系、职业类别及职位、所在单位属性、个人政治面貌等社会、政治、行政因素。也就是说，选择公有住房者对居住面积的需求的决定因素与选择私房者对居住面积的需求的决定因素是不相同的。如果我们要分析居住面积需求的决定因素，需要对公房和私房分别估计。此外，消费者在选择公房和私房之间并不是随机的，而是根据自己的特征及偏好来选择的，比如，人力资本存量高或社会网络关系强的人更有可能进入效益好的国有企业，从而可以获得面积较大的公房；具有创业精神的人更有可能建立私营企业，从而更有可能自建或直接以市场价购买商品住宅。这些影响公房或私房选择的因素可能间接影响住房居住面积的需求，比如，社会网络关系强的人进入效益好的国有企业后，更有可能对该企业的住房分配部门施加影响以获得更多的住房面积。由于有些特征和偏好是观测不到的(至少数据里是没有的)，因此，忽略这些观测不到的特征或偏好会对住房需求的估计造成选择性偏差(selection bias)。换从计量经济学的角度来说，公私房选择方程中的随机扰动项可能与居住面积需求方程中的随机扰动项相关，单独估计公房或私房居住面积需求会产生选择性偏差。
Zax(1997)正是基于上述的分析通过建立一个内生机制转换模型(endogenous switching regression model)来分析影响租住公房者和自建私房者居住面积需求的决定因素以及估计选择公有住房者的潜在需求。他利用1989年中国住房市场的微观调查数据发现在劳动力市场上更成功(以劳动收入来衡量)的人、具有更高社会和政治地位的人(如党员、教育程度较高等)更有可能选择公有住房。自建房者和选择公房者居住面积需求的决定因素也很不相同，比如，家庭人口每增加1人，对于自建房者来说，居住面积会增加12平方米，但对选择公房者，仅增加4平方米；又如，对于自建房者来说，家庭收入对居住面积需求量的影响是正的且统计上显著，对于选择公房者来说则不显著。他还发现，选择公有住房者的潜在需求也很可观：如果可以允许选择公房者自建房的话，他们自建的住房面积平均来说会比原来使用的公房面积增加2/3⑧。
本文主要运用Zax(1997)的内生机制转换模型来研究影响选择公房者和选择私房者住房需求的决定因素以及估计选择公房者的潜在需求。与Zax(1997)不同的是，我们不但采用了新的系统的微观家户调查数据，更主要的是分别对中国住房改革过程中不同阶段的三个时间点，即1989年(房改早期)、1997年(停止福利分房前一年)及2005年(货币化分房后)，来分析我国自1988年全国范围内推广住房改革后，影响居民住房需求的因素以及居民的住房潜在需求是如何随着改革的推进而变迁的。下两节主要介绍计量模型、数据来源和变量选择。
三、计量模型
我们的计量模型需要估计三个问题：什么因素决定居民选择使用公房或私房？对于选择公房者，其经济、社会和家庭特征对其住房面积需求量有何影响？同样，对于选择私房者，其经济、社会和家庭特征对其住房面积需求量有何影响？此外，由于观测不到的居民特征或住房消费偏好会影响居民选择公房或私房的决策，同时也可能会影响住房需求，从而对住房需求决定因素系数的估计造成偏差，我们还需要解决这种观测不到的居民特征所造成的估计上的样本选择偏差。Zax(1997)认为虽然传统的Heckman两步法(Heckman，1979)可以解决单个模型的内生样本选择误差问题，但是由于两类不可观测因素之间存在相关性(即住房需求方程中的随机扰动项与公私房选择方程中的随机扰动项存在相关性)以及Heckman纠正可能带来异方差，更合适的方法应该是内生机制转化模型(endogenous switching regression model)⑨。
考虑一个代表性居民i，其住房需求首先表现为居住形式的选择：是选择住公房(承租或分配到国有公房或单位住房)还是住私房(自己从租赁市场上承租、购买商品房或自建住房)；然后是住房居住面积大小的选择。上节的分析表明，在选择私有住房形式下，居民所实际选择的住房面积基本反映了居民在预算约束下最大化效用所需的居住面积，是居民居住面积有效需求的反映，因此在私有住房市场上，私有住房面积的需求量应该主要由居民预算约束和家庭规模大小决定的。然而，如果居民选择国家或单位住房，住房面积是被分配的，具有一定的强制性质和计划色彩，尤其在中国住房实物分配早期存在很强的“人为操作性”(Kim，1987；Song，1992)，因此居民的工作性质、个人政治行政特征以及工作单位性质等会影响公有住房选择下的面积。
我们首先用以下Probit模型来分析代表性居民i的居住形式选择问题：
在住房实物福利分配或低租金制度下，居民获得公房的方式基本上是“配给”制而非自由选择。如果现在住公房的居民其不可观测到特征降到促使他们选择私有住房的话，由于在市场上选择私有住房是自愿和自由的(在给定的预算约束条件下)，因此他们所选择的私房面积可能会增加，增加的部分就是所谓的被抑制的潜在需求(Zax，1997)，即：
通过估计公有住房居民的潜在需求的变化，就可以评估住房制度改革的绩效。
四、数据及变量选择
本文数据来源于1989年、1997年“中国营养调查”(以下简称CHNS)微观数据和2005年“全国社会综合调查”(以下简称CGSS)微观数据。
CHNS数据是由北卡罗纳大学人口研究中心和世界食品与营养安全组织共同合作调查的。该数据包括了全国9个具有代表性的省份，在每个省份随机抽取4个县及省会城市调查。从1989-2006年共有7次调查数据(1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006)，样本包括4 400个家庭和19 000个个人。我们这里主要利用1989年和1997年调查中的“家庭问卷”和“成人问卷”中相关数据进行分析。1989年和1997年数据可在网站www.cpc.unc.edu上免费下载。之所以只选取1989年和1997年CHNS数据，主要有两个原因：
(1)由于代表住房需求的关键变量“居住面积”，除1989年和1997年两年外，在其余各年份样本中其观测值存在大量缺失，所以，我们仅采用1989年和1997年的数据进行模型估计⑩。
(2)考虑到我国住房制度改革推进的历程，1989年时房改已经基本全面推开，而1998年福利分房全面停止，因此1989年和1997年分别代表了房改具有关键意义的两个不同阶段。不妨定义1989年为“房改初期”，1997年为“房改中期”。
为了检验房改后期住房需求的影响因素，我们采用了2005年的CGSS数据(不妨定义2005年为“房改后期”)。CGSS数据是由中国人民大学和香港科技大学合作的一项社会调查。2005年度的调查包括城镇及农村共涉及了125个县级单位、559个居委会、5 900名被访者。数据包括详尽的个人经济社会特征及住房状况。我们只选取了就业单位提供住房或住房补贴的个人样本，因为只有这些个人面临有公房或私房的选择；其他人只能选择私房(11)。2005年数据可在网站www.cgss.org上免费下载。
在变量选取上，根据住房经济学理论和相关经验检验文献(Pozdena，1988；Zax，1997；Huang and Clark，2002)，我们选取的影响居民居住选择和住房面积需求的主要因素包括个人经济、社会、家庭结构特征及地区(省)哑变量。表1列出了各个变量的名称和定义。在模型中，我们需要估计三个方程：公有住房面积需求决定方程、私有住房面积需求决定方程及居住形式选择方程。表1第三列指出了每个变量所在的方程。此外，由于居民的居住形式选择具有“内生性”，为识别选择方程，我们需要至少一个工具变量。本书选择“配偶在公共部门”及“父亲在公共部门”作为识别选择变量(12)。
附录表A1则给出了各个变量在不同年份及在选择公房者样本和选择私房者样本中的描述性统计量。可以看出随着房改的推进，住房面积在选择公房者和选择私房者之间的差异先增大后减少(见附表A1中“住房面积”变量)。此外，选择公房者和选择私房者在公共部门就职的比例以及具有官员和管理人员职位的比例差异逐渐缩小。我们下面的实证分析结果与这些描述性统计分析是一致的。
五、结果分析
本节根据内生机制转换模型中方程(1)、(2)及(3)得出的极大似然函数，分别利用1989年、1997年、2005年数据进行估计(14)。基本估计结果报告在表2中；表3则加入住房租金和租买形式变量，其中居住面积和收入、租金均为取对数后的值。对于表中每一年的回归结果中，1、2及3列分别对应模型中方程(2)、(3)及(1)，即第一列是私有住房居住面积需求方程的估计结果，第二列是公有住房居住面积需求方程的估计结果，第三列则是居民居住方式选择方程的估计结果。
(一)基本估计结果分析
1.住房改革初期实证结果分析
表2的1989年估计结果表明住房改革初期，居住方式选择和住房面积大小决定因素有明显的“人为操作性”与“非市场性”。就居住形式选择而言，第三列居住选择方程中，“公共部门”系数显著为正，表明户主在国有单位工作的家庭与其他家庭相比，更有可能选择(获得)公有住房。“官员或管理人员”系数也显著为正，表明户主是官员或管理人员的家庭选择公有住房的概率显著高于其他家庭。此外，户主年龄越大，受教育水平越高，选择公有住房的概率也越高。相反，家庭人口数和个人收入对公有住房的可获得性并无影响，反映出改革初期住房分配中较强的行政和计划色彩。
就住房居住面积需求量而言，1989年结果的第二列中，“官员或管理人员”系数为12.424且显著为正，说明在选择公有住房者中，户主是官员或管理人员的家庭居住面积会比一般家庭高出约12.4平方米；此外，户主年龄越大，受教育水平越高，其公有住房的实际使用面积也越大，而家庭规模与个人收入不影响住房面积，这些结果与第三列结果的分析相一致。然而，对于选择私房者，结果则相反：户主是否是官员或管理人员、户主的年龄与教育程度均不影响住房面积的数量，但是大的家庭规模和高的个人收入则显著提高了住房面积的实际需求量，可以推论选择私房者的住房面积选择具有较强的市场化色彩。值得注意的是，“单位规模”、“个人年收入”、“年龄”以及“教育水平”等变量的系数的符号在两个面积方程中均相反，表明选择公房者和选择私房者其住房需求的决定因素有很大差异。
值得注意的是，
的相关系数，其值为0.992，近于1，且统计上非常显著，说明选择公房者其公房居住面积几乎肯定要大于一个随机抽样的居民的公房使用面积。如果不考虑纠正这种选择性偏差的话，选择公房者的住房面积需求量会低估。
2.住房改革中期实证结果分析
随着住房改革的推进，居住方式选择和住房面积大小决定因素的“人为操作性”与“非市场性”明显减弱。就居住形式选择而言，表2的1997年结果中的第三列表明，“公共部门”和“官员或管理人员”变量的系数已经变小很多且统计上不显著，表明就业单位的公有性质以及个人的官员或管理人员职位不再是影响选择公有住房的重要因素了。“家庭人口数”系数显著为负，代表家庭人口数越多的家庭，越愿意到私有市场中选择住房。另外，年龄越大，受教育水平越高的居民依然仍愿意选择公有住房。
就住房面积需求量而言，1997年结果中的第一列表明，影响选择私房者住房面积需求量的因素基本和1989年相同。第二列表明，“官员或管理人员”系数已经减半且已不再显著；“公共部门”变量的系数甚至为负且不显著，表明即使对于选择公房者，行政制度因素也不再是住房面积的主要影响因素了，但家庭人口规模与收入成为了显著影响因素，反映出选择公房者住房面积的主要决定因素开始与选择私房者趋同。
3.住房改革后期实证结果分析
1998年住房福利分配彻底停止之后，居民的居住选择行为和住房需求决定因素会有什么变化？理想的研究选择是继续采用CHNS数据以保持一致性，但2004年和2006年数据的严重缺失使我们转而采用CGSS数据中进行实证分析。
表2的2005年结果中的第三列表明，影响居住方式选择的因素仍有变动。“官员或管理人员”和“公共部门”的系数继续变小且变得更加不显著，说明既定“身份”已经不再是决定居民选择公房的因素了。“教育水平”和“年龄”的系数均从原来的显著为正转变为显著为负，说明住房福利分配停止后，年龄较大的和受教育水平较高的居民，更愿意选择私有住房。
表2的2005年结果中的第一、二列没有很一致的模式，我们没有很好的办法解释，但仍然可以看出，“官员或管理人员”系数在两种住房选择中进一步减小且变得更不显著。“官员或管理人员”在私有住房面积决定中，从1997年系数31.224减少到2005年4.591；在公有住房居住面积决定方程中从1997年的6.002变成2005年的负值-2.692，说明个人行政职位不再是影响公有住房面积需求的因素了。“个人年收入”在公有住房面积决定中统计上变得更加显著，说明收入影响公有住房面积需求的程度加强了。“公共部门”系数在公房面积决定方程中仍然显著为正，我们并无清楚的解释，一个可能的原因是数据中的公房使用者是以前公房的承租者或购买者。另外，“已婚”系数在私有住房市场中从不显著的负值，变为显著正值8.886，表明在私有住房市场中，已婚的居民会比单身居民住房需求平均增加8.9平方米。这种家庭人口结构变化对住房需求的影响是符合住房经济理论的解释的。
此外，ρ[，1u]的值变得很小(-0.004)且统计上不显著，说明选择公房者其公房居住面积几乎与一个随机抽样的居民的公房使用面积相同，选择性偏差几乎消失。可以推测，这种选择性偏差有可能是由住房福利制度对居民择房动机的影响导致的。
总的说来，表2的结果显示，在决定居民是否选择公房的因素中，随着房改的推进，行政因素、非市场的制度因素逐渐减弱，家庭人口规模、收入等因素的作用逐渐增强。决定住房面积需求量因素的变迁也出现同样趋势，说明了房改减弱了非市场制度在配置住房资源的作用。
(二)住房需求的价格(租金)弹性和收入弹性变化分析
为了进一步分析住房需求的价格(租金)弹性和收入弹性如何随房改深化而变化，我们在基本模型的居住面积决定方程中加入“年租金”和“租买形式”哑变量，并分别对个人年总收入、年租金及住房面积取对数后，重新对修改后的方程(1)、(2)及(3)进行估计。结果报告在表3。
在介绍表3结果之前，有必要先简要解释“年租金”变量的计算。CHNS数据中包含“真实租金”和“估算市场租金”两个变量。1989年CHNS数据中，所有公房居住者的产权形式均为租赁。因此1989年“年租金”变量的估算方法为：对于公房居住者，租金等于其报告的真实租金；对于私房居住者，租金为居民所报告的真实租金；若真实租金确实，则租金采用居民所报告的估算市场租金。
1997年的CHNS数据住房租金观测值缺失较多。此外，大量公房出售使得原公房的产权形式到了1997年变得多样化，不再单一表现为租赁形式，故这时需按产权形式对租金进行估算。我们采用如下办法：如果公房使用者或私房使用者报告了真实租金，租金即采用其所报告的真实租金；如果公房使用者没有报告真实租金，则首先利用公房报告真实租金的样本，把真实租金对住房特征进行回归，然后利用估计的系数估算公房缺失的租金值；对于没有报告真实租金的私房使用者，租金采用其报告的估算市场租金。
2005年的CGGS数据仅包含“真实租金”变量。凡是报告了真实租金的公房或私房，其租金等于其报告的真实租金；对于缺失租金数据的住房，首先利用真实租金样本将真实租金对住房特征进行回归，利用估计的系数对缺失租金的住房进行租金估算(15)。
房租(或房价)是住房市场调节住房资源分配的杠杆。计划经济体制下实行房租管制，住房几乎是实物福利分配，住房需求对租金的变动不敏感甚至没有反应。但在市场经济中，住房需求会对房租的变动作出反应。随着住房市场化改革的加深，住房需求的弹性(绝对值)应该从近于零到大于零。表3的结果提供了一定的证据。注意到“年租金”的系数即为弹性，可以看出在住房改革初期，租金弹性在私有市场是0.107且统计上显著；而公有住房的租金弹性近于零且不显著；到住房改革中期1997年，私有住房需求的租金弹性进一步显著增大为0.117，但公有住房的租金弹性依然不显著；在住房改革后期2005年，需求的租金弹性在两部门均进一步显著增加。值得注意的是，通常住房需求的价格弹性为负，表3中的结果却为正，这可能主要是因为我们采用了截面数据来估计需求方程，如果不同地区房租改革和住房市场化的进程不同，从而释放的住房潜在需求也不同，则有可能观测到房租提高与住房消费面积同时增加的现象。此外，房租很可能是内生的，即房租本身依赖与住房需求和住房供给。由于数据的限制，我们没有办法解决内生性问题，因此，有关房租的结论只能是尝试性的。
在1989年，无论在私有住房还是公有住房，住房需求的收入弹性都不显著，甚至在公有住房中几乎为零，这是因为房改初期，住房分配方式还是以行政配给为主，住房需求的收入弹性很小或不存在。住房改革中期1997年及之后的2005年，住房需求的收入弹性在公有住房市场中开始显著，且开始显著影响居住形式的选择，但公有住房的收入弹性仍然很小。这可能是个人年收入的衡量存在误差，导致收入弹性低估。我们也采用家庭收入变量代替个人收入，结论也基本一致。
(三)住房改革过程中“潜在需求”的变迁
方程(4)所定义的住房潜在需求表明了消费者可自由选择时的最优住房需求量和配给制度下的实际住房需求量之间的差距。随着住房制度由计划配给向市场机制转换，潜在需求应该会逐渐缩小直至消失。表4给出了基于表2和表3结果计算出来的选择公有住房居民的住房“潜在需求”的跨时分布。
表4结果表明，这种被抑制的“潜在需求”呈现出先增大后减少的模式。在不控制租金及租买形式的基本模型中，住房改革初期1989年住房潜在需求的均值为42.8平方米，相当于该年选择公房者实际住房面积的平均值(41.8平方米)。也就是说，如果可以允许选择公房者自由选择私房的话，其会选择的私房面积会增加1倍，这个比例比Zax(1997)估计的1989年我国城市居民的住房潜在需求比例为2/3稍大。住房改革中期1997年潜在需求的均值约为74.6平方米，潜在需求没有减少，反而增大。这反映出住房改革初期的住房商品化试点和住房福利分配双轨并存的状态并没有从根本上解决住房需求被抑制的问题(Lim and Lee，1993)。然而1998年彻底停止福利分房以后，到2005年时，“潜在需求”降低到仅约为18.5平方米。这表明住房市场化改革使居民的实际住房消费量更加趋近于在预算约束和消费偏好下理性选择的最优住房消费量，体现了我国住房改革在满足住房消费需求上的有效性。
在加入租金及租买形式控制变量的模型结果中，“潜在需求”的变化更明显地存在先升后降的趋势。在均值上，从1989年的约为23.7平方米，到1997年的34.4平方米，再到2005年的约为仅4平方米，表明住房需求抑制的问题已经得到有效的改善。
此外，从公有住房居民的“潜在需求”的百分位点分布可以看到，对于改革初期和中期，随着住房面积的百分位点升高，潜在需求也越高，这表明对于高居住面积家庭，“潜在需求”更大。大多数百分位点的潜在需求的动态变化与均值变化模式一致。值得注意的是，在改革后期2005年(表4最后一行)，“潜在需求”在低分位点转变为-7.3(即实际公有住房面积大于其转换到私有住房的面积)，表明对于低居住面积家庭，在选择公有住房时，他们可以得到更大面积的房子。这可能说明，对于住房困难家庭(通常也为低收入家庭)，我国在房改后期逐步建立的社会保障性住房方面取得了一定成功。
表4 公有住房居民的“潜在需求”变迁
基于基本模型结果的计算(不控制租金及租买形式)
时间 观测值 均值
10％ 25％ 50％ 75％ 90％
1989 337 42.80 15.2124.7639.7958.0073.93
1997 223 74.56 29.5343.6270.95101.70 120.87
2005 388 18.47 21.3013.6317.5618.9021.35
基于控制租金及租买形式模型结果的 计算
时间 观测值 均值
10％ 25％ 50％ 75％ 90％
1989 314 23.72
4.42 7.9518.4334.9246.46
1997 155 34.36 15.46 6.4417.5544.7676.12
2005 370
3.97 -7.31-7.86 8.6911.0410.12
六、结论
本文利用微观家户调查数据，利用内生机制转化模型估计了住房制度改革过程中影响住房需求的因素的变迁以及选择公房居民被压抑的住房“潜在需求”的变迁。我们的实证研究结果为评估我国的住房制度改革的绩效提供了经验证据。基于本研究的结果，我们认为我国近30年的住房制度改革至少在两个层面上是成功的：(1)逐步减小的潜在需求，印证了房改在满足住房需求和提高住房配置效率上的成功；住房租金和个人(家庭)收入逐渐起到调节住房面积需求的作用；(2)住房分配的公平性得到有效改善，从主要由个人职位行政级别及就业单位性质决定的“制度性住房需求”逐步过渡到由收入和价格决定的“市场住房需求”，体现房改在促进分配公平方面的成功。
本文仅从市场化角度的满足需求和分配公平两个角度进行了分析。然而，中国30年住房政策改革的有效性，是需要多角度评价的。比如，住房本身是大多数家庭的主要财富或主要支出对象，住房分配制度同时也是实际收入分配的重要决定因素。因此，评价房改绩效的另一个角度是研究房改和实际收入不平等的变化(Zax，2008)。此外，持续的城市化以及房地产市场本身带来了其他新问题，比如低收入家庭的住房问题、流动人口住房保障问题、高房价导致的住房可支付性(Affordability)等问题，也需要进一步讨论与研究。
附录1
附录2
作者感谢西南财经大学学术讨论会以及第9届中国青年经济学者论坛参与者的建设性评论。
注释：
①1978年9月城市住宅建设会议传达了邓小平的一次谈话，其中有邓小平的话：“解决住房问题能不能路子宽些，譬如允许私人建房或者私建公助，分期付款……”。十一届三中全会后，邓小平针对住房问题再一次说：“城镇居民个人可以购买房屋，也可以自己盖，不但新房可以出售，老房子也可以出售，可以一次付款，也可以分期付款，10年、15年付清。住宅出售后，房租恐怕要调整，要联系房价调整房租，使人们考虑到买房合算，对低工资的职工要给予补贴。”1980年6月，中共中央、国务院在批转《全国基本建设工作会议汇报提纲》中提出：“准许私人建房、私人买房，准许私人拥有自己的住房”，开始推行住房商品化政策。关于我国住房制度改革早期的介绍分析，参见杨鲁、王育琨(1992)以及世界银行(1992)。
②关于房租管制的综述，参见Arnott(1995)。
③即使住房配给制度能达到与市场条件下同样的效用水平，即点F处的消费组合，配给制度下仍然存在被抑制的潜在需求H[，2]H[，3]。
④虽然住房货币化分配标志着传统住房制度的终结，但保障性住房政策的建设仍然是未来住房市场化改革的必不可少的重要配套工程。
⑤关于租买选择文献的简要回顾，参见Mills(1990)。影响家庭的租房买房选择的因素主要有经济因素，如家庭收入、资产状况及相关价格等，以及家庭人口特征如家庭人口规模、年龄、婚姻状况等。
⑥关于住房的特殊属性及住房经济学的一个简要介绍，参见Arnott(1997)。
⑦但Alexeev(1988)发现即使前苏联的配给制度下的公房需求也和收入有显著相关性，可能是收入与社会地位高度相关。
⑧其他关于中国居民住房需求的研究主要有：Lim and Lee(1993)研究了社会、政治及经济因素如何影响中国居民住房需求，估计了住房需求的收入弹性并与国外比较，发现仅租金制度改革是无法改变中国住房市场现有的问题；Li and Li(2006)利用广东省微观数据分析了动态研究生命事件是如何影响居民住房选择变迁的，发现结婚是显著影响因素，且单位和国家亦影响居民住房的可获得性。Huang and Clark(2002)通过多层次模型分析发现在有限选择权利下市场机制和制度因素影响居民的租买选择。Fu，et al.(2000)认为存量公房的市场化不足、住房融资的困难以及风险态度等是影响住房选择的主要原因。
⑨关于内生机制转换模型的介绍，参见Maddala(1983)以及Lokshin and Sajaia(2004)。内生机制转换模型在存在样本选择偏差的工资决定和住房租买选择模型中的运用，参见Lee(1978)和Lee and Trost(1978)。
⑩1997年数据中“居住面积”变量也有较多观测值缺失。由于CHNS数据为面板数据，我们采用两种方法扩充样本：(1)如果一个家庭的住房面积在1993年及2000年均相同但在1997年缺失，我们用1993年的住房面积代替1997年的缺失值；(2)如果一个家庭的住房面积在1993年及2000年不同但在1997年缺失，用1993年和2000年的平均住房面积代替1997年的缺失值。这两种方法共扩充了61个观测值。
(11)采用全样本的估计结果大致差不多。
(12)识别选择变量需要和居住形式选择相关但不影响或很少影响居住面积大小。这里我们选择配偶和父亲是否在公共部门作为识别选择变量。一般认为父亲在公共部门，孩子会更容易获得公有住房，而配偶在公共部门也会提高获得公有住房的概率；但可以认为这两个变量都对住房面积大小有较小影响。
(13)租金变量的部分数值是通过回归估算的，具体估算方法参见第五节的第二部分。
(14)我们使用STATA软件，其命令是movestay。
(15)我们有1997年和2005年利用住房特征回归估算租金的STATA程序和结果备索。
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