曾子成

（武漢理工大學政治與行政學院 湖北 武漢 430063）

一、問題的提出

改革開放30多年來，我國社會經(jīng)濟各方面都得到了迅猛發(fā)展，城鎮(zhèn)社會經(jīng)濟的進步則首先反映在城鎮(zhèn)居民居住條件的不斷改善。起步于上世紀80年代的國家住房制度改革，根本上打破了政府對城鎮(zhèn)住房分配管理的主導，迫使住房資源接受市場經(jīng)濟的調(diào)配。城鎮(zhèn)低收入家庭住房難已成為市場經(jīng)濟發(fā)展的客觀事實，實物配租廉租房作為我國住房制度的重要組成部分，對于黨和國家有效解決城鎮(zhèn)低收入群體居住問題，維護廣大勞動人民根本利益，進而實現(xiàn)和諧社會理念建設，具有重要的意義。

針對實物配租廉租房的理論研究，國內(nèi)學術界主要集中在兩個領域：一是對實物配租廉租房制度建設現(xiàn)狀的分析，例如學者白友濤等實證抽樣了南京市鼓樓區(qū)56戶實物配租家庭，總結提出我國實物配租制度存在保障對象界定不清等問題；二是對實物配租和貨幣補貼保障方式的對比，例如學者高峰詳細論述了兩者的利弊，認為具體補貼形式的選擇必須結合地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展實際。目前國內(nèi)相關成果多以定性方法得出，研究范圍有待于進一步擴寬。本文以廉租戶自身因素為切入點，借助Logistic模型深入剖析廉租戶住房滿意度，試圖評估實物配租廉租房制度建設成效，為我國住房改革提供一定的參考和借鑒。

二、研究設計

1、模型選取。本文在描述實物配租廉租戶住房滿意度基礎上，探討廉租房制度實施效果的影響因素及其作用機理。欲達到變量因子解釋的實證目的，本文將廉租戶住房滿意度嚴格界定于“滿意”與“不滿意”之間，并定義“滿意 =1”，“不滿意 =0”。因變量滿意度是二分類變量，一般的線性計量模型無法解釋自變量的影響維度，采用經(jīng)典二元Logistic回歸模型正好滿足了研究需要。模型回歸公式為：

該模型由計算機SPSS17.0軟件專門運行，模型回歸過程及延伸推廣已被王濟川等學者證明。其中Y為因變量“滿意度”，Xn為影響因子，βn為對應因子的回歸系數(shù)，α為常量。

2、理論假設。本文基于廉租戶個體因素分析其住房滿意度，綜合目前國內(nèi)外已有的典型成果，將廉租戶性別、年齡、婚姻狀況、文化水平和月均收入共5個影響因子納入模型（自變量賦值詳見表1），并提出以下理論假設：假設1：男性居民住房滿意度較高。假設2：年齡越大，住房滿意度越高。假設3：喪偶居民住房滿意度較高。假設4：文化水平越高，住房滿意度越高。假設5：月均收入越高，住房滿意度越高。

表1 自變量賦值

三、調(diào)研區(qū)域概況及數(shù)據(jù)來源

1、調(diào)研區(qū)域概況。作為湖北省的省會城市以及我國中部六省的中心城市，自1998年中央下發(fā)《關于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設的通知》以來，武漢市根據(jù)本市實際進行了政策摸索，成立以市房管局牽頭、相關單位配合協(xié)同的廉租房管理創(chuàng)新平臺，適時修增《廉租住房管理辦法》，逐步形成了獨具特色的廉租房制度建設體系。截至2011年底，武漢市政府累計投入10多億元人民幣集中興建了大批實物配租廉租房，解決了本市10萬余戶低保家庭住房難題，有力推動了武漢市廉租房制度改革和社會經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。

2、數(shù)據(jù)來源。本次調(diào)研以問卷填答和實地訪談為主要形式，項目組于2012年8月下旬對武漢市江岸區(qū)、青山區(qū)和新洲區(qū)3個城區(qū)的實物配租廉租戶進行了隨機抽樣，發(fā)放問卷200份，實際回收198份，剔除4份信息嚴重缺失的問卷，得到有效問卷194份，問卷有效回收率達到97%（抽樣區(qū)域分布詳見表2）。項目組成員還實地走訪了武漢市房管局和青山區(qū)廉租房相關監(jiān)管部門，搜集了大量武漢市實物配租廉租房整體建設資料。將問卷數(shù)據(jù)錄入計算機VFP6.0統(tǒng)計軟件，隨后導入SPSS17.0軟件分析得到廉租戶基本信息。調(diào)查對象中女性居民所占比例為51.55%，男性居民為48.45%；已婚居民所占比例為61.86%，未婚居民為21.13%，喪偶居民為17.01%。

表2 問卷抽樣區(qū)域分布

四、模型回歸分析

Logistic回歸模型運行前要對其進行擬合優(yōu)度系數(shù)計算，以此檢驗本文假設的影響因子是否具有統(tǒng)計學意義以及選取的樣本能否代表廉租戶整體。自變量中包含連續(xù)性因子，故應選用Hosmer Lemeshow和Model Chi-square指標。表3模型擬合優(yōu)度的Sig.系數(shù)均在5%顯著性水平之下，說明設計的5個影響因子存在顯著性差異，即該模型的擬合優(yōu)度較理想。

表3 模型擬合優(yōu)度檢驗

模型擬合優(yōu)度檢驗通過后，在計算機SPSS17.0軟件界面中點擊“二元Logistic回歸”選項得到模型的回歸結果詳見表4。表中B為回歸系數(shù)，符號代表作用方向，絕對值代表作用大?。籗ig.為顯著性水平，表示相應因子對于因變量的顯著性差異；S.E.為抽樣誤差，Wald 為統(tǒng)計量，df為自由度，EXP（B）為對數(shù)發(fā)生比。下面結合模型回歸數(shù)據(jù)對自變量理論假設作逐一解釋。

表4 模型回歸結果

假設1不成立。性別的顯著性水平Sig.＞0.05，說明性別因子在5%的顯著性水平上未能通過模型檢驗，即在廉租戶其他條件相同的前提下，性別因素對住房滿意度不存在顯著性影響。課題組前期對實物配租廉租戶的實地調(diào)查統(tǒng)計顯示，選填“滿意”的男女居民比例接近1:1，模型研究結果與之相吻合。這種現(xiàn)象的出現(xiàn)是由實物配租保障對象的特殊性決定的，就城鎮(zhèn)低收入群體而言，男性居民和女性居民都是廉租家庭的一員，他們對待廉租房制度建設的看法和態(tài)度趨于一致。

假設2成立。年齡的顯著性水平Sig.＜0.05，說明年齡因子在5%的顯著性水平上能夠通過模型檢驗，即廉租戶年齡因素對住房滿意度存在顯著性影響。年齡因子的回歸系數(shù)B為正數(shù)，證明年齡因素與住房滿意度呈正相關，也就是說，隨著年齡的增大，居民對實物配租廉租房制度的認可度逐漸增強。這種現(xiàn)象很容易理解，青壯年居民具備一定的勞動能力，他們迫切希望通過自己的努力改善生活水平，對目前廉住房居住條件普遍不滿。老年居民由于健康狀況而對廉租房產(chǎn)生很大的依賴性，他們對國家提供的廉租房較為滿意。

假設3成立。婚姻狀況的顯著性水平Sig.＜0.05，即廉租戶的婚姻狀況對住房滿意度存在顯著性影響。回歸系數(shù)B達到0.658，說明婚姻因素與住房滿意度存在較強的正向關系。已婚居民的家庭人口規(guī)模偏大，造成居住環(huán)境緊張，狹窄的生活空間無法滿足基本生存意愿，對此他們普遍表示出不滿。孤寡居民對廉租房制度的高度認可，再次說明實物配租廉租房為保障困難群體的住房權益起到了重要作用。

假設4不成立。文化水平的顯著性水平Sig.＜0.05，回歸系數(shù)為-0.727，說明文化水平因素對廉租戶住房滿意度存在很強的負向顯著性影響。對數(shù)發(fā)生比EXP（B）達到0.794，意味著廉租戶文化水平每上升一個層次，住房滿意就降低20.6%。一般情況下，文化水平較高的居民勞動技能較強，租住廉租房只是暫時的選擇，一段時間內(nèi)他們會考慮騰退廉租房。另一方面，具有高中（中專）以上文化水平的樣本占到10.31%的比例，可能對研究結果產(chǎn)生了略微影響。

假設5不成立。同理可知，月均收入對廉租戶住房滿意度存在正向的顯著性影響，月均收入每增加一個等級，住房滿意度就降低35.3%。收入較高的居民往往是廉租家庭主要的經(jīng)濟來源，這使他們精神上承受了很大壓力，因此對當前的居住條件較為不滿。

五、結論

本文以武漢市194份調(diào)研問卷為數(shù)據(jù)分析樣本，利用二元Logistic計量模型實證揭示了實物配租廉租戶個體因素對住房滿意度的影響機制，并得出了重要結論。研究認為，實物配租廉租房制度建設的推進不僅應與地方社會經(jīng)濟發(fā)展相適應，同時必須充分兼顧廉租戶年齡、婚姻狀況、文化水平、月均收入等個體條件，針對保障對象的特殊性具體開展廉租工作。

進一步把握廉租房制度實施建設規(guī)律，本文就理論界的后續(xù)研究提出兩點展望：本文僅僅討論了實物配租廉租戶個體因素對住房滿意度的影響，研究成果的豐富完善還需結合廉租戶外部因素加以考慮；廉租房三種補貼方式各具優(yōu)勢，貨幣補貼廉租戶和租金核減廉租戶的住房滿意度及其影響因素的研究同樣值得關注。

[1]白友濤、李艷：廉租房補貼方式的問題分析——以南京市鼓樓區(qū)為例[J].中國房地產(chǎn)，2010（2）.

[2]高峰：對我國廉租住房保障方式的若干思考[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2010（2）.

[3]王濟川、郭志剛：Logistic回歸模型——方法與應用[M].高等教育出版社，2001.