我国城镇居民住房财富分配不平等及贡献率分解研究，本文主要内容关键词为：分解论文,不平等论文,城镇居民论文,贡献率论文,住房论文，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。
经济增长与分配公平是衡量经济发展质量的两个最重要的指示器。对于分配公平，人们关注较多的是收入分配，而对更为重要的财富分配则关注较少。收入分配固然重要，但在以财富分配为核心的贫富差距中并不起决定性作用。一方面，收入分配是指分配流量，而财富分配是指分配存量，居民的财富持有量在很大程度上是收入分配累积的结果，因此财富分配比收入分配更能够反映分配不平等的程度；另一方面，在我国近年经济社会发展的过程中，直接获取各种资产、资产增值等远比收入分配所造成的贫富差距要大①。近年来，我国财富分配差距迅速扩大的现实逐渐得到一些学者的重视，他们指出，财富差距的研究要比收入差距的研究更有价值，财产分配不平等对个人消费与投资决策以及经济发展都有着更加深刻的影响（李实等2000；陈彦斌，2008；梁运文等，2010）[1-3]。
住房作为一种重要的财富形式，在我国居民家庭财富中的比重最大，因此其分配的不平等程度在很大程度上决定了总体财富分配的不平等程度。而在近年来住房价格持续快速上涨的背景下，住房财产价值的飙升以及与住房财富相关的财产性收入差距极度放大，成为推动我国贫富差距进一步扩大的重要因素。据李实等（2005）[1]、梁运文等（2010）[3]的估算，2007年我国住房财富分配的基尼系数已高达0.72，住房分配不平等对总财富分配不平等的贡献率也达到60%左右；而据西南财经大学和中国人民银行于2012年5月共同发布的《中国家庭金融调查报告》，2011年我国城市拥有两套以上住房的家庭接近20%，城镇居民购买第一套住房的平均收益率高达340.3%，第二套和第三套也分别高达143.3%和96.7%，住房收益对城镇居民收入及贫富差距的影响之大由此可见一斑②。但遗憾的是，目前专门对住房财富分配问题的研究还非常少见，这与近年来我国住房资产的高速积累和显著分化、并已成为财富分配不平等程度扩大最大源泉的现实形成极大反差。
二、现有研究评述
（一）国外学者对财富和住房分配不平等问题的研究
Lampman（1962）[4]最早指出财富分配不平等是社会问题重要根源，他运用房地产税和房地产乘数法进行研究，发现在1922～1953年期间，美国1%最富有的家庭平均占有了全部家庭财富的30%。Averey（1984）[5]、Lisa等（2000）[6]基于消费者金融调查相关数据，分别对美国财富分配的不平等状况进行了考察，发现美国财富分配的不平等程度远远高于收入分配的不平等程度，而且还在继续上升。Andrew Henley（1998）[7]对1985～1991年期间英国居民住房分配不平等状况的考察发现，住房财富分配的不平等程度明显增加，期间住房价格上涨带来的资本收益中有相当大的部分流入了住房所有者手中。
（二）国内学者对我国财富及住房分配不平等问题的研究
在现有对我国居民分配不平等问题的研究中，相对于对收入分配问题的研究，由于经济社会发展的特定背景以及家庭财富微观数据可得性等方面的原因，目前对财富分配不平等问题的研究还比较少见，而专门对住房财富分配不平等的研究更是屈指可数。
1.对国内财产或住房分配不平等状况的考察。
基于中国社会科学院的相关住户调查数据，李实等（2000，2005）[1][8]最早对我国居民的财产分布及其不平等状况进行了考察，发现1995～2002年期间我国居民的财产分配差距出现了快速扩大的趋势，基尼系数从0.40上升到0.55，上升幅度近40%。在分项财产中，房产和金融资产的集中率最高，而城镇公有住房的私有化是所考察时期全国居民财产分配差距扩大最重要的推动因素，其对1995年城镇居民总财产不均等的贡献率超过60%。
赵人伟（2007）[9]、陈彦斌（2008）[2]和梁运文等（2010）[3]分别基于中国社会科学院和奥尔多投资研究中心的家庭调查数据，考察了我国城乡居民的财产分配状况，研究结果均表明我国城乡居民财产分配的不平等程度已经非常严重。赵人伟（2007）[9]的测算表明，2002年全国总财产分布的基尼系数达到0.55，其中房产和金融资产对总财产分布的不平等起着关键的作用，上述两项财产的集中率均为0.63，超过总财产的基尼系数，对总财产的分布不均等的贡献率分别高达66.3%和24.9%。陈彦斌（2008）[2]对2007年我国城乡居民财富分配状况的统计分析表明，城镇居民的资产主要集中于自有房屋、银行存款和自有生产性固定资产三大类，但该研究只是在十等分组法的基础上进行了统计分析，并没有给出我国城乡居民财富分配的基尼系数。根据梁运文等（2010）[3]的计算，2005年和2007年我国城镇居民财产分布的基尼系数分别达到0.56和0.58，职业、受教育程度以及党员身份对居民财产积累的影响显著，与李实（2005）[8]的研究结果相近，其研究结果显示，与金融类资产和自有房屋估计价值两项资产相应的不平等也是净财产分布不平等的主要来源，与2005年相比，2007年城镇居民住房财富分配的不平等程度明显加剧，基尼系数达到0.72，对总财产分配不平等的贡献率也高达60%左右。
在现有文献中，宁光杰（2009）[10]和胡蓉（2012）[11]是仅有的两项专门对我国住房财富分配不平等进行定量考察的研究。宁光杰（2009）[10]基于中国健康与营养调查（CHNS）的相关数据，通过考察不同产权形式住房对房屋价值和财产性收入的影响，对我国住房制度的改革对居民收入差距的影响进行了实证分析，研究指出，在住房改革过程中，住房的分配存在较大的不公平，如获得住房的产权形式不同，住房的价值也存在较大差异，这都会影响居民的收入分配结构，而改革后房价的过快上涨又进一步扩大了这种差距。但该研究的不足在于并没有考察住房财富分配的不平等状况，另外，在考察住房对家庭收入的影响时，由于没有找到合适的家庭收入数据，文中将家庭消费作为收入的替代变量，这显然是有问题的。胡蓉（2012）[11]基于中国人民大学社会学系2006年CGSS调查的数据，运用多层线性模型考察了我国住房市场化改革对住房分配的影响。其研究结果表明，从地区层面看，住房的市场化改革切实提高了居民的居住水平，但也在很大程度上拉大了住房分配的贫富差距，地区市场化水平与住房不平等程度之间存在倒“U”型曲线关系；从个体层面来看，体制内和体制外职工的住房差异并不显著。该研究运用定量方法考察了我国的住房市场化改革对住房财富分配的影响，而且将分析深入到地区和个体层面，对理解我国居民住房财富分配状况有较大的参考价值，但缺陷在于，其所考察的指标并不是居民持有住房财富的价值，而是居住面积，虽然家庭住房面积大小与住房价值高低直接相关，但对于衡量整个社会住房财富的分配状况而言，住房面积与住房价值完全是一个问题的两个方面。另外，该研究计算的国内28个省（市）的住房不平等结果（基尼系数）显示，2006年住房不平等程度最低的是重庆，基尼系数约为0.12；最高的是河北，基尼系数也只有0.35，与已有研究和人们的直观感受都有较大差别。
2.对国内外财产或住房分配不平等状况的国际比较。
对国内与一些典型发达国家的比较是考察我国财富分配不平等严重程度的重要方面。李实等（2000）[1]、赵人伟（2007）[9]，以及罗楚亮等（2009）[12]对国内外居民财产分配状况进行了国际比较，虽然所用的数据和比较的年份并不相同，但得出的结论基本一致，即与大部分市场经济国家相比，虽然我国城镇居民财产分配的差距并不大，但已经超过了收入分配差距，而且财产分配的不均等仍然呈现出迅速扩张的趋势。更为值得深思的是，发达国家个人财产的积累已经经历了数百年的时间，而我国从上世纪80年代初算起，也只经历了大约20多年的时间，这种个人财产积累和分化的速度和势头都是超常的（赵人伟，2007）[9]。我国城镇居民的财产分配存在一些不同于其他国家的特点，由于经济发展和体制转轨的双重影响，我国居民家庭的财产在较短时间内以较高的速度增长，不平等程度也迅速加剧，但这并非全是经济市场化过程的结果，经济体制转轨过程中财产“化公为私”的转移不但加速了居民财产的积累，而且该过程中存在的分配不公成为导致居民财产差距进一步扩大的重要原因，这在城镇居民住房体制改革过程中体现得尤为显著（李实等，2000，罗楚亮等，2009）[1，12]。
3.住房财富与不平等之间关系的理论研究。
除上述研究外，也有学者从理论角度研究了住房财富与不平等之间的关系。陈彦斌和邱哲圣（2011）[13]通过构建包含房价高速增长、住房需求内生和生命周期特征的Bewley模型，研究了高房价对我国城镇居民储蓄率和财产不平等的影响，研究结果表明，高房价是解释我国城镇居民储蓄率和财产分布异于常态的关键因素，持续快速上涨的房价不但使得城镇家庭住房不平等程度增加，并通过对居民储蓄、投资行为的扭曲使得城镇居民的福利水平普遍下降，其中中低收入阶层下降最多。刘维奇（2011）[14]对城市化过程中住房价格与财富分配效应之间的相互影响机制进行了论述，指出住房价格上涨和价值增值的实现过程伴随着双重财富分配效应，价格持续上涨不但转移了无房人群的当期财富，而且转移了未来财富，同时具有持久性。
（三）现有研究的不足
从文献回顾来看，现有对我国财富分配相关问题的研究还存在以下不足：
第一，在现有为数不多的对财富分配不平等状况的研究中，虽然已有研究涉及了对住房财富分配状况的考察，但都是粗略地计算了全国住房财富分配的不平等系数，没有深入到地区层面，而且由于所用数据和指标选择等方面存在的问题，其研究结论也存在很大的局限性。
第二，现有对收入和财富不平等指标的测算都没有考虑测算结果的可信度问题。现有研究在计算不平等指数时几乎都没有给出相应的置信区间，这不但很不严谨，而且是不够全面的。
鉴于上述现实，本文将选取相关微观数据，对我国城镇居民住房财产分配的不平等状况进行深入细致的考察，并给出相应计算结果的置信区间。在此基础上，从家庭住房财产积累的主要影响因素出发，按照所属地区和家庭成员户籍、收入、教育、所属行业收入水平等方面特征对城镇居民家庭进行多维度分组，然后对城镇居民住房财产分配的基尼系数进行贡献率分解，由此实现对城镇居民住房财富分配状况及其影响因素的考察，以期在一定程度上弥补现有研究的不足。
三、我国城镇居民住房财富分配的不平等状况考察
（一）数据样本及统计性描述
本文所用数据全部来源于中国人民大学数据与调查中心（CSSOD）③。在住房方面，该数据提供了我国城乡居民家庭持有或租住各类住房的数量，以及所持有的所有产权住房的总价值（该价值源自所有者根据住房所在地住房市场状况的估计），这为研究我国城镇居民的住房财富持有及分配状况提供了直接可用的微观数据④。
在所考察的三个年份中，有自有住房城镇家庭的比重依次为69.2%、67.2%和57.5%，有两套或两套以上自有住房家庭的比重依次为12.3%、9.6%和9.1%。上述各比例均低于《中国家庭金融调查报告》中给出的2011年的数据。
（二）指标选取
对于数据指标，本文选取各年份有效调查样本数据（用于计算各省市人口的权重）和自有住房总价值数据；对于分析指标，在现有常用表征不平等的指标中，我们选取了基尼系数（Gini Coeffcient）和阿特金森指数（Atkinson Index）两个度量指标，而没有使用泰尔指数（Theil Index），这是因为，有相当一部分家庭所持有的住房财富值为0，而泰尔指数的计算均要求样本值均为大于0的数。
（三）测算方案
为考察我国城镇居民住房财富分配的不平等状况，本文分别测算了2003年、2005年以及2006年全国及分地区城镇居民住房财富分配的不平等指数（具体包括基尼系数和阿特金森指数两类不平等指数）。
另外，如前所述，在现有研究中，几乎所有研究在测算收入或财富分配不平等指数时都没有给出相应计算结果的置信区间。在基于样本微观数据测算收入或财产分配不平等系数时，仅仅给出指数计算结果而不同时给出相应置信区间的做法，不但很不严谨，而且不够全面。由此，本文在计算我国城镇居民住房分配的不平等指标时，同时采用Bootstrap方法（也称为自助法）计算了相应指标的置信区间，具体计算过程如下（以某年份全国基尼系数置信区间的计算为例）：
（1）从全国样本数据中进行重抽样，得到一个Bootstrap样本（此过程允许重复抽样）；
（2）以上抽出的样本为新样本，利用原有方法重新对基尼系数进行估计；
（3）重复上述过程N次（本文中取1000次），得到N个该年份全国基尼系数的估计值；
（4）以上述N个估计值为样本，计算与全国基尼系数相应的置信区间。
（四）测算结果
本文对我国城镇居民住房分配不平等系数的测算以及后文中对基尼系数的分解均在Matlab软件中实现。
1.全国城镇居民住房财富分配的不平等状况。
城镇居民住房财富分配不平等指数的计算结果呈现出三个显著特点：首先，所有年份两种指数计算结果的置信区间均“比较窄”，而且两种指数的计算结果基本表现出一致变动的趋势，说明计算结果的可信度较高；其次，两个指数在所有年份的指数值均较高；第三，两种指数的指数值均呈逐年升高的趋势。上述三个方面的特征说明，目前我国城镇居民的住房财富分配不平等已经达到了非常高的程度，而且这种不平等程度还在进一步加剧。
2.分地区城镇居民住房财富分配的不平等状况⑤。
表1中分地区城镇居民住房财富分配的不平等指数显示：首先，置信区间的计算结果显示所有计算结果均有较高的可靠性；其次，从指数值的大小看，阿特金森指数几乎都在0.4以上，而基尼系数则都超过了0.6，较高的东部和东北地区甚至接近0.7，说明我国城镇居民住房财富分配的不平等程度已经非常高；第三，从不同地区指数值的比较看，虽然各年份不同地区之间并没有呈现比较一致的趋势，但除少数年份外，基本是东部和东北地区较高，而中部和西北地区较低；最后，从地区不平等的变化趋势看，除东北地区外，其他三个地区在所考察年份的两种指数的计算结果都呈现出逐步提高的趋势。
四、我国城镇居民住房财富基尼系数的贡献率分解
（一）分解指标选择及分解思路
对于收入或财富分配不平等指标的分解，目前常用的有三大类分解方法，即按人群分解、按要素收入分解和按解释变量分解，其中，按解释变量分解实质上是对收入和财富分配影响因素的考察，并不是严格意义上的分解。由于住房财富不同于收入有不同来源的性质，因此比较适当的做法是按照家庭的类型来进行分解。
对于分解指标的选择，考虑到基尼系数有比较明显的经济含义，而且已被广泛应用于收入不平等分解问题的研究，因此，本文也将选择与我国城镇居民住房分配相应的基尼系数进行分组分解。
在家庭分组维度的选择方面，本文主要关注影响家庭住房财富积累的主要因素，具体包括家庭成员户籍状况、受教育年限、所在行业的收入水平⑥以及家庭收入水平等四个分组维度。⑦另外，考虑到我国不同地区之间经济和房地产市场发展水平的较大差距，本文也将从地区差别入手进行贡献率分解。由此，通过对住房财富分配基尼系数的多维度分解，实现对城镇居民住房财产分配状况影响因素的考察，以为国家和有关管理部门制定相关政策和措施提供基础依据。
（二）分解方法
在已有文献中，从分组角度对不平等指数进行分解已有一些比较成熟的研究，从较早的组内、组间两部分分解，到后来的组内、组间，以及层迭三部分的分解，比较具有代表性的如Pyatt（1976）[5]。
以财富分配的基尼系数及分解为例，假定将全部家庭分为K个不同的组，其中
表示第i组的平均财富，
代表第i组中家庭数量在家庭总数中的比重。由此，所有家庭的平均财富就可以表示为
，第i组所有家庭的财富在总财富中的比重就是
。
用G表示所有家庭财富分配的基尼系数，则其可以分解为
等式右边的三项分别依次代表组内不平等、组间不平等和层迭项（Overlapped）。其中，各分组组内不平等对总不平等的贡献为各分组内部不平等系数（即基尼系数）的加权平均值，权重为家庭份额和财富份额的乘积，即：
上式中，
为第i组内部财富分配的基尼系数。
组间不平等
即为当各组内成员的财富均为相应组内的平均财富时所计算的总体基尼系数，若所有分组的平均财富无差异，则有=0。假定
为第i组中第h个家庭的财富，且第i组中家庭数为
，而总体中家庭总数
。由此，总体财富分配的基尼系数可以表示为：
对于残差项
，Lambert & Aronson（1993）[16]对其含义做过解释，若按照财富持有数量对所有家庭排序后，再按照财富的高低依次分组，分组后若任何不同分组家庭之间的财富数量没有重合，在这种情况下就有
=0，否则就会出现＞0的情形。Lambert和Aronson（1993）[16]的研究表明，就是与分组排列相应的密度曲线与总体洛伦茨曲线之间的面积。
（三）分解结果
在具体分解过程中，我们发现，家庭成员所在行业收入水平的特征与住房财富分配不平等之间并没有表现出明显的关联性⑧，因此，此处仅给出其他四个维度的分解结果。另外，为便于与基尼系数贡献率分解的结果进行对比，以更深入地考察城镇居民住房财富分配的特征，本部分在给出基尼系数贡献率分解结果的同时，也给出了不同分组内部家庭住房财富的平均值。
1.按地区分组。
表2中，从对住房财富基尼系数地区贡献率的分解结果看，2003、2005、2006年东部、中部、西部、东北以及地区间的不平等能够解释总体不平等的比例均在60%以上；从贡献的大小来看，各年份对总体不平等贡献率最大的都是地区间的不平等，贡献率分别达到34.6%、39.1%和32.5%，其次是东部，分别为19.2%、28.8%和23.8%，而中部、西部和东北三个地区的贡献率都比较小，而且差别不大；从不同年份地区不平等贡献的变化看，各类不平等贡献的变化并没有表现出一致的变动趋势，其中，贡献率最大的东部地区内部和地区间贡献率都是先上升后下降，但总体呈上升趋势，中部和西部的贡献率略有下降，而东北地区的贡献率虽有显著上升，但由于其对总体不平等的绝对贡献率较小，因此其变化对总体的影响不大。从不同地区家庭住房财富均值的对比看，东部地区城镇家庭住房财富平均值最高，且远超过其他三个地区，中部和西部次之，东北地区最低。
2.按家庭成员户籍状况分组。
从按家庭成员户籍状况分组对基尼系数贡献率的分解结果看（见表3），各分组内部及不同分组之间的不平等对总不平等的贡献率基本在80%左右，其中夫妻均为城镇户籍家庭分组的贡献率最高，即使最低的2005年其贡献率也高达57.4%，而2006年则甚至接近70%，说明目前我国城镇居民住房不平等主要还是城镇户籍家庭居民内部的不平等。此外，不同户籍分组之间的不平等对总不平等也有不小且逐年提高的贡献，从2003年的不足10%提高到2006年的15.2%，而夫妻最多只有一方为城镇户籍分组的贡献率很低，其内部不平等对总不平等的贡献率在2006年只有2.2%。从两个分组内部家庭住房财富的均值大小来看，两类分组中家庭持有住房财富的均值之间差异显著，2003年和2005年前者的住房财富平均值接近后者的2倍，2006年则更高，达到2.7倍。上述结果与我们的预期高度吻合，家庭成员的户籍状况与家庭住房财产持有之间存在着高度相关关系，户籍在很大程度上决定着城镇居民家庭积累住房财富的能力。
3.按家庭收入分组。
从按收入分组对基尼系数贡献率的分解结果看（见表4），不同收入分组内部及之间住房财富不平等对总不平等的贡献率达到70%左右，其中，贡献率最高的是不同收入分组之间的不平等，其在2003年对总不平等的贡献率最高，达到43.4%，2006年最低，但也超过30%，其次是中等收入组，其内部不平等对总不平等的贡献率在三个年份之间变化不大，基本保持在28%左右，高收入组内部不平等对总不平等的贡献率在三个年份之间变化也较小，基本保持在7%左右，而低收入组内部不平等的贡献率最小，只有约2%。根据不同收入分组家庭住房财富的平均值，分组内部家庭的收入越高，其住房财富的均值也越高，所有年份中，不同收入分组家庭之间的住房财富相差悬殊，高收入分组中家庭的住房财富均值分别超过中等和低收入分组家庭的2倍和3倍。上述结果说明，家庭收入对家庭住房财富的积累有着至关重要的作用，家庭收入水平的高低直接决定了其持有房产财富的多少。
4.按受访者受教育年限分组⑨。
如表5，从按受访者受教育年限对城镇居民住房财富基尼系数的分解结果看，不同受教育分组内部及不同组别之间的不平等能够解释总体不平等的一半左右，除层迭项外，在所考察的三个年份中，低受教育分组内部不平等对总体不平等的贡献率都是最大的，而且都在20%以上，其次是不同受教育程度分组之间，2003和2006年的贡献率相差不大，接近10%，而2005年则高达18%，而中等和高受教育分组的贡献率最低，分别在在10%左右和5%以下。就不同受教育程度分组家庭住房财富的平均值看，所有年份都无一例外地呈现出“受访者教育程度越高，其所在家庭持有的住房财富也越多”的特征。从以上分析看，虽然依受访者教育程度分组中各类不平等对整体不平等总的贡献率相对较低，但教育对城镇居民的住房财富积累有着极为显著的影响。
五、结论及不足之处
本文对我国城镇居民住房财富分配不平等指数的测算结果表明，本文计算结果的可信度较高，总体而言，我国城镇居民家庭住房财富分配的不平等程度已经达到非常高的水平。以基尼系数为例，本文中几乎所有的计算结果都在0.6以上，更值得关注的是，这种不平等程度还有进一步提高的趋势。就地区层面而言，东部地区和东北地区城镇居民住房分配的不平等程度较高，中部地区和西北地区较低。
对于基尼系数贡献率的分解，地区间和东部地区不平等对城镇和农村住房财富分配不平等的贡献率都是最大的。从其他四个维度看，家庭在户籍状况、收入水平以及受教育状况等方面的差异都是导致我国城镇居民家庭住房财富分配不平等的重要原因，而家庭成员所在行业收入水平的特征与住房财富分配不平等之间并没有表现出明显的关联性。上述研究结论有着明显的政策含义：从长期来看，逐步消除城乡二元差异、努力改善收入分配、提高贫困群体的受教育水平等都是未来缩小居民家庭住房财富分配差距的重要途径。
本文的研究结论为了解我国居民家庭住房财富分配的不平等状况及其原因提供了直接参考，对国家和相关管理部门制定住房财产分配和调节的有关政策和措施，从而对缓解我国严重的住房财产差距有着重要的理论和现实意义。但必须指出的是，由于所用数据未提供与家庭住房相对应的住房贷款数据，数据样本中存在的数据缺失以及可用数据样本的年份过少等问题，本文的研究有一定的局限性。另外，家庭住房财富的分配是一个高度复杂的经济和社会问题，本文通过分组的方法对各类因素对住房财富分配不平等影响的考察实质上都属于单因素分析，没有考虑到这些因素对住房财富分配不平等影响的综合效应，因此同样是有局限性的，这些都需要在以后的研究中进一步改进。
①刘尚希：调整财富分配缩小贫富差距，人民网-人民日报，2012年12月7日，http:/opinion.people.com.cn/n/2012/1207/c1003-19819363.html。
②西南财经大学、中国人民银行，《中国家庭金融调查报告》，2012年5月15日，http://chfs.swufe.edu.cn/NewsDetailsaspx?currpage=News.aspx&pid=xwzx&sid=xwdt&id=154。
③从应用角度来看，由西南财经大学和中国人民银行联合成立的中国家庭金融调查与研究中心的调查数据更适合我们的需求，但由于目前只有一年的数据可用，因此也不够理想。
④需要说明的是，由于CSSOD的数据以家庭为单位，本文的测算和分析也将以家庭为基本单位，后文中不再重复说明。
⑤东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏和新疆；东北地区包括辽宁、吉林和黑龙江。
⑥根据不同行业平均收入水平的高低，将所有行业区分为高收入行业和一般性行业，进而根据家庭成员所在行业收入水平的高低对家庭进行分组。
⑦具体分组方法见本文第四部分。
⑧这一结果可能与本文采用的分组方法有关。由于相同行业内部普遍存在的收入差异，简单地将所有行业分为高收入行业和一般性行业，并按照家庭成员所在行业的收入水平来对家庭进行分组，可能并不能很好地反映家庭的实际收入水平。
⑨由于样本中受访者配偶的受教育状况相关数据存在的问题（2005年和2006年受访者配偶受教育程度的相关数据分别存在大量的异常值和缺失值），此处对家庭的分组未能按照家庭成员受教育状况的总体特征进行（比如受访者本人与其配偶受教育年限的加总），但考虑到现实中夫妻双方受教育程度之间的差距一般不太大，受访者本人的受教育程度应与家庭成员总体受教育程度高度相关，作为一种替代性的处理，此处的分组以受访者本人的受教育年限进行。
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