馬秀蓮 韓君實

一、導(dǎo)言

離巢獨立居住，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、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題(Forrest &Yip，2012；Green，2017)，“離巢難”“租房世代”(McKee，2012)等成為普遍現(xiàn)象。對住房問題的不滿，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”)運動(Byrne，2018)，再到荷蘭街頭的抗議(Peoples Dispatch，2021)。各國紛紛出臺專門針對青年的住房計劃(Yu，2019)。

在中國，青年住房問題直到最近才成為一個顯著的公共政策議題。2021年，政府工作報告首次將“青年人”列為住房政策群體。隨后，《國務(wù)院辦公廳關(guān)于加快發(fā)展保障性租賃住房的意見》(國辦發(fā)〔2021〕22號)正式推出了保障性租賃住房這一新形式，專門用于“解決符合條件的新市民、青年人等群體的住房困難問題”。在現(xiàn)實中，關(guān)于買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價面前青年人的困境。

但是，對于中國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，我國從1978年開始實行住房市場化改革，不但逐步確立了市場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、住房價格的持續(xù)上漲，中國城市青年住房趨同于全球趨勢而陷入困境似乎在所難免。另一方面，我國從金融危機前后就開始大規(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)又進一步調(diào)整到“房住不炒、住有所居”上來，房價調(diào)控、租購并舉、保障房建設(shè)等措施多管齊下。由于這些再分配措施的強化，再加上住房福利的再家庭化——儒家文化強大的家庭傳統(tǒng)被高房價調(diào)動了起來，“六個荷包買房”成為普遍現(xiàn)象——青年住房狀況不會太差。

只有系統(tǒng)的實證研究才能回答上述問題，本文正擬填補這一空缺。本文將圍繞以下兩個問題展開。一是中國城市青年住房狀況及其變化趨勢，即青年住房是否居于劣勢，且有差距不斷擴大的趨勢？在過去20年里，我國城鎮(zhèn)住房條件得到持續(xù)改善，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(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)注青年相對于父輩(非青年)住房狀況的改善抑或差距擴大更具現(xiàn)實意義。二是市場、家庭和再分配的作用，即它們是有效遏制還是擴大了這種差距？

文章余下部分結(jié)構(gòu)如下。第二部分是文獻綜述。在初步界定“青年住房問題”的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國住房福利模式變遷探討了市場、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，分析了中國城市青年住房狀況、變化趨勢，以及市場、家庭和再分配在其中發(fā)揮的作用。第四部分匯報相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)。第五部分是結(jié)論和討論。

二、文獻綜述

(一)青年住房問題

在市場經(jīng)濟條件下，住房問題首先表現(xiàn)為窮人支付能力與昂貴的房價/租金之間的鴻溝所造成的住房負(fù)擔(dān)問題，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題。

但是，今天的住房問題已經(jīng)顯著地轉(zhuǎn)移到了青年人身上。它不再是一個單純的收入問題，還是一個源自于子輩和父輩之間住房機會不平等的世代問題。在全球化影響日漸加深的背景下，與幸運的嬰兒潮世代(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、福利國家政策覆蓋、家庭資產(chǎn)積累等方面的機會全面下降(Green，2017)。住房在其中具有舉足輕重的地位。父輩一代在房價尚低時早早買了房，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。那些沒有能力在市場上買房的，也在20世紀(jì)80年代的新自由主義改革中購買了折價出售的公房。20世紀(jì)90年代以來，他們都在由住房商品化、金融化推動的房價快速上漲中積累了可觀的住房財富，并以此為抵押進一步借貸以增加投資、消費支出。但是，正是這為父輩帶來巨大財富積累的高房價，成為青年一代產(chǎn)權(quán)自有難以逾越的鴻溝。英國一位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%——正好分別對應(yīng)嬰兒潮、X和Y世代(Corlett &Odamtten，2021)。

這對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顯著性標(biāo)志，是離開父母的巢窠獨立居住(Jones，1995)，以往這通常依循“離巢—獨自租房—買房”的住房階梯展開。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)時間延長、自主性增強等文化、制度變遷因素的影響(Forrest &Yip，2012)，但是住房可負(fù)擔(dān)性的下降是一個不爭的事實。中國香港地區(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)因為沒有其他負(fù)擔(dān)得起的選項(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，持續(xù)獲得社會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、社會住房機會的減少，使得私人市場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。如英國中位居住時間，自有住房7.1年，社會租賃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，支出比例遠遠高于貸款買房者的22%和社會住房租戶的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為“租房世代”(McKee，2012)。

(二)市場、家庭和再分配

1.市場與高房價

世紀(jì)之交以來，中國住房價格持續(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，具體可參見網(wǎng)址：https://plc.pku.edu.cn/eninfo1175/1876.htm.。高房價對年輕人的支付能力造成很大壓力(Zhu，2012)。隨著“蟻族”(廉思，2009)、“鼠族”、蝸居、群租等現(xiàn)象的出現(xiàn)，“城市青年住房問題及其相關(guān)現(xiàn)象在新世紀(jì)的第一個十年中引起社會的廣泛關(guān)注”(風(fēng)笑天，2011)。今天，大城市青年住房困難進一步加劇。由此得出假設(shè)1：市場價格上漲因素導(dǎo)致青年住房劣勢加深、代際差距擴大。

2.“啃老”與福利家庭化

但是，有限的實證研究顯示，這一階段的青年住房狀況不但沒有變差，反而有所改善。方長春(2018)對比了2013年和2003年的中國綜合社會調(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，居住父母房子的比例基本持平，租借其他住房的比例下降，與國外趨勢均相反。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，與我國城市住房條件改善的整體狀況一致。

方長春推斷這一現(xiàn)象可能是“啃老”的結(jié)果。青年個人支付能力與市場價格之間缺口的日益擴大，將家庭的福利功能調(diào)動起來，使之成為重要、靈活的福利來源之一(Izuhara &Forrest，2012)。隨著住房供給方式從國家再分配向市場轉(zhuǎn)型，家庭成為青年獲取住房所有權(quán)的重要支撐(吳開澤、魏萬青，2018；Cui et al.，2021)，“六個荷包買房”即為其突出形式。相比之下，英國父母支持買房的比例只有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，中國青年住房產(chǎn)權(quán)的獲取越來越依賴父母的經(jīng)濟資源而非自身經(jīng)濟狀況，這一點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)濟支持的青年獲取住房所有權(quán)的概率是沒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房價無限擴張，它終將遭遇“天花板”而趨向一個常量。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大，但是會遭遇“天花板”效應(yīng)。

3.再分配的平抑作用

更大的平抑機制可能來自再分配。2007年，國務(wù)院出臺《關(guān)于解決城市低收入家庭住房困難的若干意見》，開始大規(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”期間開工建設(shè)3600萬套保障房，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)主義強調(diào)社會政策對經(jīng)濟發(fā)展的從屬性，發(fā)展主義強調(diào)兩者的兼容性(Midgley &Tang，2001)。但是，亦有學(xué)者從一開始就質(zhì)疑：中央、地方政府的激勵機制并未根本改變，何來轉(zhuǎn)向(Huang，2012)？對3600萬套保障房政策的出臺背景、執(zhí)行過程及其實施結(jié)果進行深入分析后發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)主義原則始終發(fā)揮著作用(馬秀蓮，2017)。對40個大城市公租房準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)的分析顯示，(基于社會權(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來(馬秀蓮、韓君實，2022)。1998年以前，我國實行福利公房制度，這是一種基于政治資本的住房再分配形式。1998年停止實物分房后，我國陸續(xù)建立了廉租房(1998年)、經(jīng)濟適用房(2003年)、公租房(2010年)等保障房形式，它們均屬于對市場失利者進行救濟式補償?shù)母＠麌以俜峙湫问?。此外，政府還廣泛介入城市空間的擴張、改造過程，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。這些不乏市場機制的擴張、改造過程產(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)稱為“規(guī)劃安置房”。它們后來被納入了棚改范疇，與保障房一起被稱為“保障性安居工程”。2008—2018年大規(guī)模實施保障性安居工程以來，全國累計開工建設(shè)7000多萬套保障性住房，其中棚改占65%；而在1994—2007年間建設(shè)的1000多萬套保障性住房中，棚改只占15%(祝君壁，2019)。此外，基于國有/集體土地雙軌制的小產(chǎn)權(quán)房以及大量(與商品房開發(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，它們在為農(nóng)村戶籍人口提供廉價居所方面扮演了重要作用(馬秀蓮、韓君實，2022)。

正是這一系列顯著低于市場價格的住房再分配形式，有效減輕了市場對個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)。這是一項專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172個城市的355個縣(區(qū))、4萬戶家庭、12萬人，并且在抽樣上整體偏向發(fā)達地區(qū)的城市家庭(中國家庭金融調(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)中自購或租賃住房的實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)主要基于三點考慮。首先，住房面積、住房產(chǎn)權(quán)、建筑質(zhì)量和住房價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；吳開澤，2019；方長春，2020等)。其中，住房價格是本文測量市場因素的重要自變量。余下三個指標(biāo)中，住房面積和建筑質(zhì)量均衡量“實際居住水平”，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，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)性三個維度中(UN Habitat，2010)，對此，住房面積也是較好的衡量指標(biāo)。因為它不僅是住房條件的關(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(是否有獨立衛(wèi)生間、獨立廚房)、住房地段(城區(qū)/郊區(qū))等，因為測量年份不全，未能加以控制。但是本文加入了地級市層面的城市固定效應(yīng)，以控制城市整體房價和住房水平對住房面積的影響，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源(自有房屋、租住或免費居住)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)。市場因素通過是否有工作、個人收入、購買時房價、購房年份等四個變量加以衡量。對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折算成購房價格。家庭的補償作用通過家庭非住房資產(chǎn)加以衡量。CHFS問卷按是否與受訪者有經(jīng)濟聯(lián)系來定義家庭成員的范圍：“如果外出讀書、外出打工、結(jié)婚后搬出去住……等七類人與家里有經(jīng)濟聯(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家庭的資產(chǎn)。再分配因素通過住房類型(商品房、福利和集資房、保障房、規(guī)劃安置房、自建擴建和小產(chǎn)權(quán)房)加以衡量。如前所述，后四類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，本文共保留了來自五次CHFS的近20萬個樣本，其描述性統(tǒng)計見表1。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計

(二)方法

首先，本文針對五輪CHFS數(shù)據(jù)，通過添加不同變量的OLS回歸，來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、房屋來源、地級市層面固定效應(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，但是無法解釋這一差距的來源，因此本文對模型(1)采用了逐步回歸方法，以分析市場和再分配在青年/非青年住房差異及其歷史演變中的作用，進而檢驗假設(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價和再分配因素前后青年虛擬變量估計系數(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青年/非青年住房差距的解釋力。一個直觀的例子是，如果在加入房價因素之前，青年虛擬變量的系數(shù)估計值為0，但是在加入房價因素后這一系數(shù)上升為2，那么說明房價因素對青年不利。溫忠麟等(2004)將這種通過逐步添加控制變量并觀察系數(shù)變化的方法稱為系數(shù)差異檢驗法，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。

對于假設(shè)2，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上進一步加入了家庭非住房資產(chǎn)及其與房價的交互項，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)(萬元)，其系數(shù)δ體現(xiàn)了假定房價為0時家庭資產(chǎn)對于住房面積Yi的補償作用；Pricei*Asseti是房價與家庭非住房資產(chǎn)的交互項，其系數(shù)φ體現(xiàn)了房價對家庭資產(chǎn)補償作用的異質(zhì)性影響。具體而言，在房價為Pricei的情況下，每1單位家庭資產(chǎn)的補償作用為δ+φPricei。如果δ+φPricei>0，說明家庭背景有顯著的補償作用；如果φ<0，則說明家庭資產(chǎn)背景的補償作用隨著房價上升而遞減，也即假設(shè)2成立。

四、研究發(fā)現(xiàn)

(一)不斷擴大的代際差距

表2顯示，青年人均住房面積不但低于非青年，而且隨著時間的推移，該差距進一步擴大。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擴大到5.93，擴大了4.2平米。這一結(jié)果與表3A第1列正好相符。該表匯報了模型(1)的回歸結(jié)果，其中第1—5行分別對應(yīng)五個年份，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擴大到6.53，擴大了4.5平米。

表2 青年和非青年人均住房面積及差值(平米)

代際差距擴大的趨勢在大齡青年組(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，大齡青年僅僅從29.21平米上升到33.8平米，不僅起點進一步降低，增速也更慢。這樣，大齡青年/非青年代際差距就從3.94擴大到8.41，擴大了4.5平米。這正好對應(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、房屋來源及城市固定效應(yīng)的情況下(見表3B第3列)，大齡青年/非青年代際差距從2.93擴大到9.01，擴大了6平米之多。

與此同時，低齡青年組(18—27歲)的住房面積劣勢也開始顯現(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(33.37 vs.33.15)，到2017年已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)?.2平米的面積劣勢(34.71 vs.34.91)，并且該劣勢在2019年迅速擴大到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)計上的顯著性)，到2019年出現(xiàn)3.3平米的顯著劣勢(見表3C第1列)。在控制了戶籍、房屋來源、城市固定效應(yīng)的情況下(見表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。

總之，由于青年(尤其大齡青年)人均住房面積起點低、增長慢，2011—2019年間，(大齡)青年/非青年代際差距顯著擴大。

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：高房價的不利影響

模型結(jié)果顯示，市場因素對青年不利。在模型(1)已有三組控制變量(戶籍身份、房屋來源和城市固定效應(yīng))的基礎(chǔ)上，繼續(xù)加入房屋購買時的價格、工作和青年個人的收入變量，重新計算青年/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)計顯著性)，到在市場的作用下出現(xiàn)2—3平米的面積劣勢(見表3A第3列)，再到2019年，青年面積劣勢由4.38擴大到6.53，擴大了2.2平米。換句話說，(由于工作這一變量并不顯著)房價和收入使青年/非青年代際差距擴大了大約2—3平米。

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

購房年份也在一定程度上擴大了代際差距。為了說明房價逐年上漲對后買房的青年造成的整體不利影響，研究進一步控制了當(dāng)前居住房屋的購買年份(見表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)都沒有顯著變化，但是大齡青年的住房面積劣勢在一定程度上增強，如2017年從2.64擴大到2.77平米(比較表3B的第5列和第4列)。

綜上，“房價增速高于收入增速”是導(dǎo)致作為后買房者的青年、特別是大齡青年與非青年之間代際差距進一步擴大的重要原因。假設(shè)1“市場作用導(dǎo)致青年住房劣勢加深、代際差距擴大”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，本文加入了住房類型固定效應(yīng)(即與五種住房類型相對應(yīng)的四個虛擬變量，用來衡量再分配因素的作用，見表3第6列)。從青年整體來看，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)。分群組來看，再分配對大齡青年的作用從一開始就存在，且隨著代際差距的擴大有所加大。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)。對于低齡青年，再分配的作用2017年開始顯著，但卻是將其面積優(yōu)勢從1.88平米擴大到2.66平米。只有到了2019年，當(dāng)?shù)妄g青年的面積劣勢開始顯著時，再分配才將該劣勢從3.40收縮到2.46，收縮了約1平米。

值得注意的是，不同住房再分配類型對于青年/非青年代際差異的影響亦有不同。由于年齡和時代背景限制，青年在安置房、福利房和集資房中并不占優(yōu)勢。他們主要從自建、擴建和小產(chǎn)權(quán)房這一再分配形式中獲益。特別地，在2011—2015年間，青年幾乎無法從保障房中獲益。而從2017年開始，保障房縮小了青年/非青年的代際差異，到2019年，保障房的作用進一步擴大(2)限于篇幅，相關(guān)數(shù)據(jù)表格略去匯報。有興趣的讀者可以向作者索取。。從實踐來看，“十二五”期間我國開工建設(shè)了3600萬套保障房，2015—2017年又進行了1800萬套棚改，到2017年左右，政策效果開始顯現(xiàn)。住房再分配(尤其是保障房)政策效應(yīng)開始顯著地惠及青年群體。對于大齡青年，再分配的抑制作用隨著代際差距的擴大進一步提升；對于面積劣勢剛剛開始顯現(xiàn)的低齡青年，可能由于同期房價快速上漲(與棚改的貨幣化安置有關(guān))，再分配的作用很快從擴張其面積優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)槭湛s其面積劣勢。

綜上，假設(shè)3“再分配作用的持續(xù)擴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來說小很多)；并且隨著政策覆蓋面的持續(xù)擴大，弱勢地位剛剛顯著的低齡青年群體也開始從中受益。

3.家庭：重要的補償作用

表4報告在表3第5列(控制了戶籍、房屋來源、城市固定效應(yīng)，以及房價、工作、收入及購房時間等市場因素)的基礎(chǔ)上，進一步控制家庭非住房資產(chǎn)及其與房價的交互項之后，即模型(2)的回歸結(jié)果。其中，房價與家庭非住房資產(chǎn)交互項的系數(shù)，直接體現(xiàn)了在不同房價水平下家庭資產(chǎn)背景對于人均住房面積的異質(zhì)性影響。從表4A的全樣本來看，家庭非住房資產(chǎn)對于人均住房面積的影響始終顯著為正，說明家庭的確起到了補償作用，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40萬元，對應(yīng)約0.5平米的人均住房面積改善。同時交互項的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明這一補償作用隨著房價上漲而逐漸減弱。以2013和2017年為例，家庭補償作用降低為0的“拐點房價”大約分別出現(xiàn)在5.5萬元/平米和7萬元/平米上。從表4B的大齡青年樣本來看，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，大齡青年家庭補償作用降低為0的“拐點房價”均高于全樣本，顯示出家庭對青年住房的支持具有更高“韌性”；并且，拐點房價最后都穩(wěn)定在7萬元/平米的水平，說明家庭補償“天花板”效應(yīng)的出現(xiàn)。

表4 家庭的補償作用及其隨房價的變化

圖1按住房獲得年份(2001—2019年)劃分，呈現(xiàn)了青年在每個年份購房時父母提供部分或全部首付款的比例。以最左端為例，在2001年購買了現(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。這一比例隨時間的推移不斷上升，到2019年已經(jīng)達到了53%。說明近20年來，越來越多的家庭參與到了對青年住房的補償之中。

圖1 父母為青年購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償之中，但是家庭補償能夠發(fā)揮的絕對作用較低，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大，但是會遭遇‘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程中的作用，本文在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上，對于三種因素進行了重要性分解。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)化后進行線性回歸得到的系數(shù))可以度量各個自變量對回歸模型R2的邊際貢獻。因此，我們以青年/非青年人均住房面積的均值差異(對應(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)(用以控制家庭的補償作用)進行標(biāo)準(zhǔn)化的回歸，從而分解各因素對青年/非青年代際差異的貢獻。

整體上看，市場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償了約5%的代際差異(見圖2)。以2011年為例，在1.7平米的代際差異中，市場因素能夠解釋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，再分配因素的補償作用擴大到了0.39平米(6.5%)，體現(xiàn)了政策的作用；家庭因素的補償作用下降到了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、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問題。第一，中國城市青年住房狀況是否處于劣勢？尤其相對于父輩(非青年)而言，這種代際差距是否有不斷擴大的趨勢？第二，市場、家庭和再分配各自的作用是有效擴大還是抑制了這種差距？

對于第一個問題，即“中國城市青年住房狀況”，基于CHFS(2011—2019年)數(shù)據(jù)的實證分析顯示，青年人均住房面積從一開始就低于非青年，且增長速度更慢。結(jié)果，在所觀察的10年之內(nèi)，青年/非青年代際差距進一步擴大。在不控制任何變量的情況下，青年/非青年代際差距從1.69擴大到5.93，擴大了4.24平米；大齡青年尤為顯著，在控制了戶籍、房屋來源、城市固定效應(yīng)情況下，大齡青年/非青年代際差距從2.93擴大到9.01，擴大了6平米之多。與此同時，低齡青年的住房面積劣勢也開始顯現(xiàn)。

對于第二個問題，即“市場、家庭和再分配各自的作用”，首先，“房價增速高于收入增速”是導(dǎo)致后買房者的青年(尤其是大齡青年)住房劣勢地位加深、與非青年之間代際差距擴大的主要原因?？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，家庭僅補償了總差距的約5%，且歷時性看有下降趨勢，出現(xiàn)了“天花板效應(yīng)”。最后，再分配作用的持續(xù)擴大，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)擴大，住房弱勢地位剛剛顯著的低齡青年群體也開始從中受益。綜上，由于家庭補償作用遭遇“天花板”效應(yīng)，住房再分配持續(xù)擴大但作用有限，無法有效對沖“房價增速高于收入增速”的市場作用，結(jié)果青年(尤其大齡青年)住房劣勢持續(xù)擴大。

該研究的創(chuàng)新意義有兩點。一是通過系統(tǒng)的實證研究，證實了最近10年內(nèi)，青年(尤其是大齡青年)/非青年代際差距持續(xù)擴大；同時，市場、家庭和再分配制度分別在其中發(fā)揮了抑制或者擴大差距的作用。這不僅彌補了現(xiàn)有研究不足，也為青年住房政策的完善提供了實證證據(jù)。二是在理論層面，中國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、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，為進一步的“住房福利模式—福利三角—青年住房問題”研究打開了空間。

未來至少可從以下四個方面開展研究。一是從依賴性居住這一青年特有的居住安排角度，對青年住房狀況進行深入分析(Arundel &Ronald，2016)。二是藉由“住房福利模式—福利三角—青年住房問題”框架，進一步構(gòu)建住房福利模式與青年住房結(jié)果之間的關(guān)系。三是對因素分解中50%的“其他因素”進行解釋。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)的補償作用。此外，本文的補充研究發(fā)現(xiàn)，大齡青年的住房劣勢很大一部分來自婚姻和生育行為(雖然不及市場作用大)。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行分析。但是，有必要在后續(xù)研究中進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型的作用。自建、擴建和小產(chǎn)權(quán)房自始至終對青年有利，而且作用很大；相比之下，保障房后期才逐漸對青年有利。因此，有必要對不同住房再分配類型對于的不同人群作用作進一步的分析。