住房公积金导致了不平等吗

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住房公积金导致了不平等吗*
——来自中国家庭金融调查的证据
李 涵 张 昕
[提 要] 住房公积金制度作为一项政策性住房金融制度，能够缓解家庭购房金融约束、稳定住房金融市场，成为实现“房住不炒”的重要政策工具。本文以2015年实施的住房公积金信贷宽松政策作为外生冲击，从财富效应的角度研究了住房公积金制度对不同家庭购房行为的影响。利用双重差分的实证研究方法，本文发现目前住房公积金主要促进了缴存家庭的多套房需求，加大了缴存家庭与非缴存家庭的住房财富差距。住房信贷政策的针对性与多样性急需提升。
[关键词] 住房公积金；信贷约束；购房需求
一、前言
住房公积金制度是我国住房金融和社会保障制度的重要组成部分。城镇单位的在职职工及其所在单位通过缴存长期住房储金，为职工购房提供专项基金，并以低于市场利率的水平提供住房贷款。《住房公积金管理条例》规定：住房公积金，是指国家机关、国有企业、城镇集体企业、外商投资企业、城镇私营企业和其他城镇企业、事业单位、民办非企业单位、社会团体以及其在职职工缴存的长期住房储金。职工可以通过提取住房公积金或者申请住房公积金贷款，购买、建造、翻建、大修自住住房。
住房公积金制度诞生20余年来，对促进我国住房市场化，支持居民住房需求做出了巨大的贡献。根据《全国住房公积金2015年年度报告》(以下简称《年报》)的数据显示，截止到2015年，全年住房公积金实缴单位231.35万个，实缴职工12 393.31万人，住房公积金缴存额14 549.46亿元，缴存余额40 674.72亿元。住房公积金对于居民购房最大的优惠在于可以以低于市场利率的水平获得住房公积金贷款。例如，2015年发放的个人住房公积金贷款5年(含)以下、5年以上利率分别比同期商业贷款基准利率低2个和1.65个百分点，可为贷款职工节约购房利息2 097.92亿元，户均节约利息6.71万元。
尽管住房公积金在提供住房保障、提高住房购买力和深化住房体制改革中都发挥了重要的作用，但是近年来，针对我国公积金制度的争论持续升温。当前学术界与政策界关注的一个焦点是，公积金制度是否导致了“逆向分配”问题，进而加剧了社会财富分布的不平等。比较有代表性的一个观点是，中高收入者才是公积金的主要缴存者和受益者，大量的中低收入者并没有通过缴纳公积金受益。
本文正是在这样的背景下， 利用中国家庭金融调查(CHFS)2011年、2013年与2015年的数据，研究了公积金制度对于家庭购房行为的影响，并进一步探讨了它对我国家庭住房财富水平及其分布的作用机理。本文实证研究的重点是识别公积金所提供的贷款优惠政策对公积金缴纳家庭购房行为的影响。 具体来说，本文以2015年实施的住房公积金信贷宽松政策作为外生冲击，将样本分为实验组(缴纳住房公积金的家庭)与对照组(无住房公积金的家庭)，利用双重差分的研究方法，识别了公积金政策带来的房贷首付比例下降与公积金参与家庭购房行为之间的因果关系。值得一提的是，就双重差分模型的有效性而言，需要验证实验组与控制组家庭在时间趋势和分组标准上的随机性，本文也在实证部分采用时间趋势检验和安慰剂检验验证了模型设定的有效性。
二、制度背景和文献综述
住房公积金并不是中国特有的住房金融与住房保障制度，当前很多发展中国家都在实行住房公积金制度，如墨西哥、巴西、尼日利亚、牙买加和菲律宾等国(Chiquier et al., 2009)。1949—1978年，我国城镇住房制度实行的是低房租、高补贴、福利制、实物分配制度，住宅建设投入不足，1978年全国城镇人均居住建筑面积仅为3.6平方米，缺房户达869万户，占城镇总户数的47.5%(葛扬等, 2015)。20世纪80年代我国逐步终结福利分房，开始住房商品化的改革，但也暴露出职工收入低、储蓄少、购买能力低、政府和企业负担重等问题。1991年，上海市政府借鉴新加坡的中央公积金制度，最早建立了符合当地实际情况的住房公积金制度，为住房消费和住房投资筹集资金。职工和所在单位分别缴存职工工资收入的5%作为住房公积金进行长期储蓄，职工可在日后购买住房时进行提取或者申请住房公积金贷款。1999年4月，国务院颁布《住房公积金管理条例》，这被认为是我国住房公积金制度的开始。为了保障互助性，住房公积金制度强制要求全体缴存人员进行长期储蓄，即从参与之日起直至退休，必须按规定的比例缴存住房公积金，除特殊情况外中途不能退出或停缴，对职工家庭最大的益处在于其可以提供利率低于商业住房贷款利率的住房公积金贷款。
一些基础文献综述了我国住房公积金的发展历程，并探讨了其中可能存在的问题。 Burell (2006) 从住房公积金诞生的背景、发展过程、资金筹集和使用及贷款等方面综合回顾了住房公积金的发展历程，并简要介绍了中国住房公积金制度的特征。Yeung & Howes (2006)回顾了上海自1991年实施住房公积金制度以来，公积金对支持经适房建设的作用。Deng (2014)在回顾了住房公积金的发展历程和运营特征的同时，还将中国住房公积金制度与世界其他各国公积金制度进行了对比。
就实证研究而言，部分文献研究了住房公积金对家庭住房拥有率的影响。Wang et al.(2015) 通过对大连市民的调查，研究了公积金缴存职工的特征，及其对获得公积金贷款进而拥有住房的影响。Tang & Coulson (2017)运用家庭截面数据，发现拥有公积金确实增大了家庭拥有住房的概率，同时公积金在一定程度上鼓励了家庭投资购房动机。Xu (2017)发现住房公积金发挥了降低家庭信贷约束的作用，家庭中更多人参与缴存公积金和更长的缴存年限显著提升了家庭住房拥有率。但是，这一类实证研究普遍面临着由于自选择所导致的内生性问题：由于公积金参与者与非参与者存在着显著不同，一些不可观测到的因素会同时影响到人们是否缴存公积金与自身购房行为。由于公积金参与者相对于非参与者来说，本身的收入较高，工作较稳定，个人征信状况也更好(钱先航等，2015)，因此可能高估住房公积金对家庭购房决策的影响。
另一部分文献关注的是公积金制度背后的公平问题。但这类文献主要是从公积金覆盖人群的异质性所导致的缴存者、缴存额和贷款使用上的不平等，来探讨公积金如何通过收入效应对家庭间财富分配产生影响。具体来说，首先是公积金制度在覆盖人群上存在较大的差异。肖作平 (2010)分析了各类宏观经济因素对不同职工公积金缴存比例的影响。Burell (2006) 在研究我国住房公积金制度的困境时指出，这项制度只帮助那些有稳定工作的全职工作人员，同时低收入人群从这项制度获得的收益更少，并进一步估算出1998年至2004年间每年全国仅有约5.4%的缴存者获得了住房公积金贷款。祝仲坤 (2016)则指出当下农民工群体融入住房公积金制度的困境。其次是在缴存职工的缴存额度上存在着差异。Yeung & Howes (2006)指出职工的缴存额度在地区间和企业间存在着巨大的差异，另外公积金制度存在加重企业的负担和资金管理不规范等问题。最后是在贷款的使用上存在着较大的差异。Wang (2000)指出在北京约80%的住房公积金贷款流入了较高收入的家庭。也有研究发现工作类型会影响住房公积金的覆盖率，有编制的“正式工”可以享受更多的住房公积金，且行政编制的更有优势，正式工也比派遣工在住房公积金的提取和贷款上更有优势(钱先航等，2015； 魏东霞和谌新民， 2016； 祝仲坤，2016)。与这些文献相比，本文通过研究公积金如何影响两类家庭购房行为，从财富效应的角度考察了公积金制度对居民财富分布的影响，并进一步考察了不同家庭间财富效应的差异。
从方法上来说，本文利用2015年的公积金贷款信贷宽松政策作为外生冲击，通过构筑一个准自然实验，识别公积金购房优惠制度对公积金参与者购房行为的影响，并进一步探讨了它对我国家庭住房财富水平及其分布的作用机理。具体来说，本文通过将样本分为实验组(缴纳住房公积金的家庭)与对照组(无住房公积金的家庭)，利用双重差分的研究方法，识别了公积金政策带来的房贷首付比例下降与公积金参与家庭购房行为之间的因果关系。相比于以往的研究，该模型通过双重差分(difference-in-difference)处理了由于自选择(self-selection)带来的内生性问题。
由于住房公积金贷款通过提供相对较低的利率水平和首付水平，降低了家庭的月供约束和收入约束，因此本文密切相关的另一类文献是关于信贷约束和购房行为的研究。Jappelli (1990)运用美国消费者金融调查(SCF)数据，最早研究了信贷约束家庭的家庭特征，Jappelli (1993)进一步分析了信贷约束对家庭信贷的影响程度。此后的关于信贷约束和家庭购房行为的研究分为两个方向：在信贷约束条件下，哪些家庭选择购房和哪些家庭有能力购房(Duca & Rosenthal, 1994)。在第一个方向， Zorn (1989) 和Linneman & Wachter (2010)研究发现，金融记录较差的家庭融资条件更为恶劣。Quercia et al. (2003)和Haurin et al. (1995)对受到信贷约束的家庭进行了更为细致的研究，发现年轻家庭、少数群体和低收入家庭在购房时更容易受到信贷约束的影响。而在另一个方向，研究重点在于哪些家庭有能力购房。例如Savage (2009)和Listokin et al. (2000)等的研究，都是通过家庭收入财富水平和周边住房进行对比，来研究无房家庭的购房能力。就与我国相关的研究而言，周京奎 (2012a)从理论上分析了中国家庭的信贷约束和住房消费之间的联系，段军山 (2016)也说明信贷约束使家庭房产持有概率和房产市值均显著下降。周京奎 (2012b)发现放松住房公积金约束可以进一步提高居民住房财富。本文的研究内容则属于在第一个方向上的延续与扩展，着重研究在宏观金融政策变动背景下家庭的购房行为。
住房公积金制度作为我国重要的政策性住房金融制度，通过政策优惠降低购房成本，提升缴存职工的住房拥有率，进而提升家庭财富水平。因此，从信贷约束的角度研究住房公积金制度对家庭住房拥有情况十分必要。而目前，从这一角度对住房公积金制度的研究十分匮乏，而本文则将信贷约束理论同中国公积金改革的政策背景相结合，研究了公积金信贷宽松对家庭购房的促进作用及其在不同家庭间的差异。
三、实证模型
本文实证研究的重点是识别公积金信贷宽松对家庭购房行为的影响。本文通过构筑一个准自然实验，采用双重差分模型(difference-in-difference，DID)识别了两者之间的因果关系。具体来说，本文将参与公积金的家庭作为实验组(treatment group), 未参与公积金的家庭作为控制组(control group)。利用2015年3月30日央行、住建部、银保监会三部门联合发布《关于个人住房贷款政策有关问题的通知》作为外生政策冲击，识别了公积金购房信贷宽松政策对家庭购房行为的影响。
2014年我国宏观经济增速放缓，同时房地产市场陷入了低谷。国家统计局公布的数据显示，我国商品房待售面积已超过6.2亿平方米，同比增长26.1%，去库存压力巨大，尤其是部分三四线城市，去库存周期达60多月。而消费者对于未来房地产市场的预期普遍悲观。在这一背景下2015年两会提出 “稳定住房消费”“鼓励住房需求”的政策。3月30日央行、住建部、银保监会三部门联合发布《关于个人住房贷款政策有关问题的通知》，对公积金和二套房的首付比例做了调整。其中提出要进一步发挥住房公积金对合理住房消费的支持作用。缴存职工家庭使用住房公积金委托贷款购买首套普通自住房，最低首付款比例为20%；对拥有1套住房并已结清相应购房贷款的缴存职工家庭，为改善居住条件再次申请住房公积金委托贷款购买普通自住房，最低首付款比例为30%。而在该政策之前，各地住房公积金贷款的首付比例并不一致，例如杭州市执行的标准为首套房贷款首付款比例不低于30%，第二套房贷款首付款比例更高。同时这一政策还规定，商业住房贷款的首付比例分别为30% 和40%，均高于住房公积金贷款的首付比例。与此同时，五年以上长期商业住房贷款利率为5.65%，而住房公积金贷款利率仅为3.75%。
自住房公积金贷款信贷宽松政策实施以来，各地申请住房公积金的贷款数量和额度大幅度上升，表1统计了全国主要城市住房公积金中心个人贷款率和市场占有率的变化趋势。个人贷款率是指住房公积金中心当年年末贷款余额和缴存余额的比例，是综合反映中心贷款需求、资金压力和运营风险的指标。市场占有率是指，当年年末当地个人住房公积金贷款余额占全部个人住房贷款余额的比例。表1显示，2015年各主要城市的住房公积金个贷率较2014年显著上升，大部分城市均超过了90%，部分城市甚至超过了100%，反映了缴存职工贷款需求显著上涨。同时大部分城市的住房公积金市场占有率也有了显著上升，说明相较于商业贷款，购房者住房公积金贷款增幅更快。
表1 主要城市个贷率和公积金市场占有率变化

具体来说，本文将家庭的住房情况作为主要的被解释变量，将政策实施前后和家庭是否拥有住房公积金作为主要的解释变量，并将基本的估计模型设计如下：
Yit=α+β1Policyt×Providentit + β2Policyt
+β3Providentit+β4Xit+εit
(1)
式中，i代表家庭，t代表时间。
(一)被解释变量Yit
中国家庭金融调查的问卷询问了家庭在被调查时是否拥有住房、住房的套数、住房的居住条件和价值以及住房贷款等金融借贷情况。根据问卷的内容，本文对被解释变量做出了如下的设置，Yit是虚拟变量，分别代表家庭是否拥有住房(家庭i在年度t拥有住房为1，否则为0)，是否拥有多套住房和是否在本地拥有住房，反映出家庭住房拥有的基本情况。
住房拥有情况根据问卷中问题C1001(您家现在所居住的房屋属于：1.家庭成员自有，2.租赁，3.免费居住)和C2001(您家是否拥有自有的住房：1.是，2.否)综合判断，在当年该家庭居住在自有住房或拥有自有住房则Yit=1，否则为0。多套房拥有情况则在住房拥有的基础，根据问题C2002(您家共拥有几套住房？)以及房屋的交易记录综合判断，若家庭当年有多于一套的住房则为拥有多套住房的家庭，此时Yit=1，否则为0。而对于本地住房拥有，则根据针对住房的问题C2009a(这套房子是否在本市/县：1.是，2.否)来进行判断。若家庭在当年至少有一套住房位于本市县，则认为该家庭拥有本地住房，此时Yit=1，否则为0。
(二)解释变量
Policyt是虚拟变量，为住房公积金政策实施的年份，2015年时Policyt=1，其余为0。Providentit为虚拟变量，表示该家庭是否拥有住房公积金。如家庭i在年份t拥有住房公积金则Providentit=1。Xit为家庭背景特征，按照Wang et al.(2015) 中的方法，选择了户主的年龄、性别、教育状况、婚姻状况、户口特征、就业情况、家庭人口数和家庭经济状况等。考虑到地区间房地产政策和住房公积金贷款的具体实施上存在一定的差异，本文进一步控制了城市的宏观经济变量及固定效应。εit为其他未被观测的随机因素。
在该回归估计中本文主要关注的是交互项Policyt×Providentit。Policyt×Providentit=1是代表住房公积金贷款政策实施后有住房公积金的家庭。其系数β1为回归主要关注的系数，表示在政策实施后，有公积金的家庭相较于其他家庭差距变化。
(三)识别方法
具体而言，本文使用双重差分法(difference in difference，DID)的方法进行研究。住房公积金信贷宽松的政策变化是由国家颁布的，对于住房市场的影响是一个家庭未曾预期到的外生冲击。由于劳动者是否缴纳住房公积金以及缴存的额度是由国家的相关法律法规、劳动合同及工作单位规定的，劳动者既无法预期政策的变动，也无法临时对自己的缴存情况和缴存额度做出修改，只有更换工作才能改变自己的缴存情况和缴存额度，而更换工作将带来巨大的时间成本。此外，该政策变化只针对有住房公积金的家庭，没有住房公积金的家庭则无法享受到信贷政策放宽的优惠，所以自然形成了良好的分组。有住房公积金的家庭为实验组，而没有受到政策影响的无公积金家庭是对照组。具体而言，本文以政策实施前最近的一次调查——2013年调查——的情况作为分组的依据，假如在2013年中，家庭中任意一名家庭成员有缴存住房公积金，则认为该家庭是有公积金家庭，即为实验组Providentit=1，若当年该家庭所有家庭成员均没有缴存住房公积金，则该家庭为无公积金家庭，即为对照组Providentit=0。通过对比实验组家庭和对照组家庭在外生政策前后的差异，就可以分析出住房公积金对家庭住房拥有情况的影响。
在时间维度上，根据上文的政策解读，2015年为公积金信贷宽松政策实施的年份，且当年度该政策就收到了显著的效果，因此本文以2015年为政策实施年份，而之前的年份为对照年份。具体而言，2011年和2013年Policyt=0，而2015年Policyt=1。由于研究数据的调查时间为调查年的下半年，为政策生效提供了足够的时间，因此足以反映政策的实施效果。
在双重差分模型中，通过控制政策变化的时间虚拟变量(Policyt)的政策环境差异和实验组与对照组家庭的组间差异(Providentit)，通过双重差分控制家庭的固定效应、宏观经济环境和地区固定效应，政策虚拟变量和分组虚拟变量的交乘项Policyt×Providentit的系数就是单纯在政策影响下，实验组与对照组在政策前后差异的变化情况。如果其系数β1>0，说明公积金信贷宽松的政策扩大了有无公积金家庭在住房拥有情况的差异，相反则缩小了差异。所以β1是本模型所关注的核心系数。
四、数据来源与描述性统计
(一)数据来源
本文使用的主要数据为西南财经大学中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)2011年、2013年与2015年的调查数据。该数据为西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心在全国范围内的抽样调查，不仅详细收集有关家庭金融微观层次的相关信息，还包括了受访家庭人口信息、家庭资产和负债、收入与消费、保险与保障等微观数据。该数据具有全国代表性，2011年收集家庭样本8 438户，2013年收集样本28 141户，2015年样本扩大到40 000余户。
(二)公积金的发展现状
住房公积金是我国住房金融制度的重要组成部分，也是职工福利的重要构成，通过放松家庭购房的信贷约束来支持家庭购房行为、降低家庭的购房负担。正如前文所述，住房公积金的不均衡问题是当前住房公积金制度进一步发展面临的首要问题。根据《年报》数据，缴存职工中，国家机关和事业单位职工占35.06%，国有企业职工占25.10%，城镇集体企业职工占3.77%，外商投资企业职工占7.82%，城镇民营企业及其他城镇企业职工占19.07%，民办非企业单位和社会团体职工占1.64%，其他占7.54%。
党政机关和国有企业职工占缴存职工的绝大多数，而数量庞大的民营单位员工则没有得到住房公积金制度的保障。根据西南财经大学中国家庭金融调查(CHFS)2015年的数据，本文对不同工作单位的职工的缴存情况进行了分析。
表2展示了不同工作单位的劳动者的住房公积金缴存情况。在18岁～65岁的城镇劳动者中，在民营企业工作的劳动者占比最多，占47.3%，其次是国有企业和事业单位。在所有工作单位中，国有企业和事业单位的住房公积金覆盖率最高，均在70%以上。而民营企业的劳动者公积金覆盖率最低，仅为18.9%。同时，外资企业和政府部门的劳动者缴存额度最高，而民营企业和在个体经营工作的劳动者平均月缴存额度最低。以上数据也说明，不同工作单位的职工在住房公积金的覆盖和缴存额上有着巨大的差异。整体而言，民营企业职工的状况最差，影响了这些职工通过住房公积金获得隐形收入、税收减免、申请贷款以及获得贷款额度等福利，使得这些职工不能很好地利用住房公积金的优惠政策积累财富和购买住房。而政府部门、事业单位、国有企业和外资企业的职工的覆盖率和缴存额度均较好。
表2 不同工作单位劳动者公积金缴存情况

依照Xu (2017)的分析，家庭中住房公积金缴存的人数和缴存的额度，直接影响家庭积累财富和购买住房。表3展示了家庭缴存住房公积金人数和住房拥有情况。随着家庭中拥有住房公积金人数的增多，获得的隐形收入更多，可以申请到的住房公积金贷款更多，这直接影响到家庭的住房购买力。如表3所示，有公积金家庭的住房拥有率、多套房拥有率和本地住房拥有率都较无公积金家庭更高，而夫妻双方均有公积金的家庭的住房拥有情况又好于仅一人有公积金的家庭。这说明家庭的缴存人数和住房拥有密切相关。
表3 家庭住房公积金缴存人数和住房拥有情况

(三)数据和描述性统计
本文以2013年城镇家庭是否拥有住房公积金作为分组的基本依据，因此2013年的样本量为13 697个样本家庭，其中拥有公积金家庭为2 959个家庭，占21.26%。在这些家庭中，2011年同样接受访问及2015年追访成功的家庭分别为3 137个和12 341个，其中有公积金家庭为707 个和2 661个，分别占比为22.53%和21.56%，历年有公积金家庭占比差异不大。
进一步对比样本家庭的户主和家庭特征(见表4)，有公积金家庭普遍较为年轻，受教育年限较长，较多拥有城镇户籍，是党员及在公职单位就业的比例较高。
表4 主要解释变量描述性统计

五、计量结果和分析
(一)基本回归结果
在表5中，本文按照基本模型进行回归，仅列出了关注的变量系数。在公积金新政实施后的2015年，有公积金的家庭与没有公积金的家庭相比，住房拥有率变动-1.01个百分点，本地住房拥有率上升了0.49个百分点，但两者数值均较小且均不显著。而多套房拥有率有了显著的上升，为3.50个百分点。以上数据说明，在住房公积金信贷政策放宽以后，大量的住房公积金资金被有公积金的家庭用于多套房购买，而住房拥有率和本地住房拥有率并没有显著的提升。以上的分析表明，住房公积金的信贷宽松政策对住房拥有率的促进作用微乎其微，却显著提升了家庭的多套房拥有率。
表5 住房公积金和住房拥有情况的基本情况

注：括号里的数字为聚类稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平下显著。回归中已控制个人特征、家庭特征以及区位和地方宏观经济变量等内容。下表同。
公积金政策的一个重要政策特征就是“支持首套住房，限制二套住房，谢绝多套住房”。2015年的公积金信贷宽松政策也反映出了这一特点，首套房的贷款条件较多套房更为优惠。因此无房家庭的住房拥有情况应该有显著上升。在表6中以2013年家庭住房拥有情况作为分组的依据，将家庭分为无房家庭和有房家庭。回归结果显示，无房家庭的住房拥有情况没有显著的提升，但有房家庭的多套房和本地住房拥有率均有显著提升，这一结果显示公积金信贷宽松政策显著支持了有房家庭购买多套房及本地住房，与公积金制度的政策初衷产生了一定的背离。
表6 不同家庭住房公积金和住房拥有情况的差异

(二)其他住房情况
上一节的分析说明住房公积金在实际中主要满足了家庭的多套房需求，本节将通过家庭的居住条件来验证在信贷宽松政策实施后缴存家庭的住房财富是否有了显著提高。表7中仅列出了关注变量β1的回归结果。第(1)列针对住房套数，本文选用了下限为0的Tobit回归模型。住房套数和多套房拥有率是住房问题一体两面的反映。在新政策实施后，有公积金的家庭相较没有住房公积金的家庭，住房套数有了显著提升，但是规模较小，仅为0.067套，这主要是由于目前我国家庭仍以拥有一套房的家庭为主，所以家庭住房套数虽有显著提升但是规模不大。第(2)列和第(3)列分别是针对家庭住房资产及其对数的回归。住房资产提升约11万元，约为4.9%。以上的分析结果说明，在住房公积金信贷条件放宽后，有公积金家庭的居住条件和住房资产都有所上升，再次印证了住房公积金对缴存家庭住房财富的增加作用。
住房面积则从另一方面反映家庭的多套房住房拥有率和住房套数。对应之前的回归结果，再加上住房面积还可以反映家庭居住条件的改善，可以检验公积金政策是否改善了家庭住房条件。表8中第(1)列和第(2)列是家庭的所有住房总面积和本地所有住房总面积，两者均有上升，分别对应家庭住房拥有和本地住房拥有的回归结果。后两列从单套住房的情况反映了政策效果。第(3)列反映了家庭最新购房情况，面积下降，这可能是因为房价上涨背景下购房面积减小，也可能是因为利用政策“顺风车”急于投资购房。而第(4)列则针对了家庭正在居住的住房，新政策实施后，有公积金家庭的居住面积相较于无公积金家庭提升了约7.35m2，家庭的居住条件有所改善。但是以上结果均不显著。
家庭住房套数、资产和面积等信息，反映了公积金信贷宽松对家庭住房情况的影响。公积金信贷宽松增加了家庭多套房拥有率，这与住房套数增加、资产上涨和面积上升一一对应，反映了公积金改善了家庭资产和居住条件，但是与此同时也反映出了家庭搭“政策顺风车”从事投机购房的事实，导致了与政策初衷相悖的负面结果。
表7 住房公积金和居住条件

表8 住房公积金和住房面积

(三)家庭类型差异
之前关于住房公积金现状的介绍，已经说明个人的住房拥有、缴存和使用在不同工作类型之间存在巨大的差异，本节将分析工作类型的差异对于家庭住房拥有情况的影响。
本文将至少一名家庭成员在政府、事业单位和国有集体企业工作的家庭定义为“公职家庭”，否则是“无公职家庭”，将所有家庭分为两组，分别验证住房公积金对不同工作类型家庭的影响。表9第(1)列到第(3)列是无公职家庭的回归结果，分析表明在新政策实施后，这些家庭中的有公积金家庭和无公积金家庭在住房拥有情况上没有显著的变化，包括多套房拥有情况。而第(4)列到第(6)列是公职家庭的回归结果。对公职家庭而言，其住房拥有率和本地住房拥有率分别上涨了0.03个百分点和1.10个百分点，但是数值较小且不显著，而多套房拥有率则显著上涨了5.17个百分点，这些结果和全部家庭的总体趋势是相同的。
以上分析说明，家庭工作类型不仅显著影响着住房公积金拥有、缴存和使用，还进一步影响到了家庭的住房拥有情况。无公职家庭即使拥有住房公积金，其多套房拥有率相较于无公积金家庭的上涨幅度(2.88个百分点)也远小于公职家庭上涨的幅度(5.17个百分点)，且结果并不显著。以上说明公职的家庭可以利用其家庭成员在公积金政策上的福利优势，更好利用公积金信贷宽松政策，利用住房公积金的资金购买多套房。
表9 住房拥有和家庭类型的情况

六、稳健性检验
(一)时间趋势检验
在用DID模型进行政策分析时，需要验证政策实施前实验组和对照组之间没有显著差异，即时间上的共同趋势检验。在本文的分析中，实验组是有公积金的家庭，对照组是无公积金家庭，政策发生的年份为2015年，所以在本文中需要说明2015年前，有公积金家庭和无公积金家庭在住房拥有情况上没有显著的差异变化，而在2015年公积金信贷政策放宽后，两组家庭住房拥有情况的差异才发生显著的变化。
为了进行时间趋势检验，本文将回归模型修改成如下模式：
Yit=α+β1Yeart×Providentit + β2Yeart
+β3Providentit+β4Xit+εit
(2)
在新的回归模型中，代表年份的虚拟变量Yeart取代了代表政策实施前后的虚拟变量Policyt，分别代表每一个样本年份。
表10的第(1)列到第(3)列是以2011年作为对比的基准年份，以2013年及2015年同2011年进行对比。 回归结果显示，2013年有公积金家庭和无公积金家庭在住房拥有情况上差异并不显著，包括多套房的拥有情况。而在政策实施后的2015年，两组家庭在多套房住房拥有率的差异显著上升4.88个百分点，而住房拥有率和本地住房拥有情况没有显著上升。说明在政策实施前2011年和2013年，两组家庭的住房拥有情况没有显著的差异，而在政策实施后显著扩大了两组家庭多套房拥有率的差异。
为了进一步对时间趋势进行检验，本文继续用政策前的2013年同2011年进行对比。表10第(4)列到第(6)列是政策实施前的两年进行对比，以2013年同2011年进行对比，两组家庭在政策实施前的两年住房拥有情况的差异没有显著变化，包括多套房的拥有情况。说明在政策实施前实验组和对照组之间没有显著差异的假设是合理的。
通过时间趋势分析，说明在政策实施前的2011年和2013年中，有公积金家庭和无公积金家庭住房拥有情况的差异并没有显著扩大，而在2015年随着住房公积金信贷限制的放宽，多套房拥有率的差异则扩大了4.88个百分点，说明住房公积金信贷约束的放松对有公积金家庭购买多套房起到了显著的促进作用，而对住房拥有和本地住房拥有没有显著影响。
表10 时间趋势检验

(二)完全平衡面板
在前文的分析中，本文以政策实施前2013年家庭中是否有成员拥有住房公积金作为分组的标准，但是由于2013年CHFS调查的样本量较2011年多，所以一部分家庭缺失2011年的家庭情况，所以以上的回归均是利用非平衡面板数据进行的混同回归分析。而在这一节，本文使用完全平衡面板，仅使用在三年重复出现的家庭进行回归分析。这样做的优点是可以控制家庭差异的固定效应，减小回归结果的偏误。
表11是使用完全平衡面板进行的回归估计结果。第(1)列到第(3)列仅分析政策前后的差异，第(4)列到第(6)列则分年份进行对比，进行时间趋势检验。在政策实施后，有公积金家庭和无公积金家庭在多套房拥有率上的差异扩大了4.46个百分点。而与2011年相比，2013年和2015年有公积金家庭与无公积金家庭仅在2015年显著扩大了6.10个百分点。以上分析结果同非平衡面板的分析结果一致。
表11 完全平衡面板检验

(三)匹配估计结果
虽然DID的回归分析方法可以控制家庭的固定效益，消除家庭差异以及偏好差异带来的估计误差。但是仍然无法排除劳动者对于工作类型、工作风险和社会福利的偏好差异带来分组的内生性。为了进一步消除回归的内生性，本文选用匹配估计的回归方法，配合原有的DID方法进行检验。
本文采用倾向得分配对方法(propensity score matching， PSM) ，以前文提到的家庭特征及户主特征作为匹配的参数，控制家庭的偏好以及工作类型自选择带来的差异。而其他一些非家庭的因素则依旧用DID的方法进行控制。首先，本文根据政策实施前2013年的家庭情况，依据家庭的特征进行Probit回归，计算相应的倾向得分。然后，依照倾向得分为每一个有公积金的家庭进行1∶1匹配，寻找到与之最为相似的无公积金家庭作为对照组，而有住房公积金家庭则是政策的实验组。最后，用新形成的样本进行DID回归，消除宏观经济效应和地区固定效应，以及其他不可观测的固定效应。
在表12中直接展示了包含时间趋势的基于倾向得分匹配的DID回归结果。相较于2011年，在政策实施前2013年有住房公积金的家庭和无住房公积金家庭的相比，本地住房拥有率的差异扩大了3.23个百分点，而且在0.1水平上显著，说明匹配之后，对照组和实验组在本地住房拥有情况上有一定差异变化。而在2015年，住房拥有率和本地住房拥有率的差异都没有显著扩大，而多套房拥有率的差异扩大了4.08个百分点，同样在0.1水平显著。
以上的分析说明，本文所关注的多套房拥有率，可以通过在匹配分组后时间趋势检验，政策实施前，两组家庭之间没有显著的差异变化，而在政策实施后，这个变化才显著扩大了4.08个百分点。
表12 匹配估计检验

(四)安慰剂检验结果
为了进一步验证回归结果并非由样本偏误所导致，本文在PSM-DID的基础上结合安慰剂检验的方法，证明住房特征的差异是由有公积金家庭受到信贷宽松政策影响所导致的。
具体而言，本文将倾向得分配对形成的新样本家庭，以2013年的情况按比例随机划分为实验组家庭和对照组家庭，并按照式(1)进行回归分析，并多次重复这一过程，研究多套房拥有率变化系数β1的分布情况。由于在该过程中实验组和对照组家庭是随机生成，所以政策变化应该无法显著影响两个组别的住房情况，故β1应接近标准正态分布，其均值应接近0，并与原公式(1)回归结果有较大差异。
图1为上述过程重复200次后β1系数的分布情况，其均值为0.004 5，而在原回归结果中β3系数均在0.030 0以上，而在安慰剂检验中β1系数的分布情况均未达到0.030 0以上，说明多套房拥有率的显著变化并非由样本偏误或分组偏误所导致，而是由政策效果所导致。
结合时间趋势检验和安慰剂检验，证明了在样本家庭住房拥有情况的变化并不是样本偏误或时间趋势所导致，而完全是政策变化所导致的。公积金家庭在享受到信贷宽松政策优惠刺激后，增加了多套房的购买，导致这些家庭多套房拥有率增加。

图1 β1系数安慰剂检验分布情况
七、结论
本文以住房公积金政策特征为代表，研究了信贷宽松背景下，我国部分家庭住房拥有情况的变化。本文发现信贷宽松政策导致了公积金缴存家庭相对于无公积金家庭在多套房拥有率上提高了约3.50个百分点，而对住房拥有率和本地住房拥有率没有显著的影响。该政策还促进了缴存公积金家庭居住面积的增加和住房财富的提升，尤其是住房资产水平上升了4.9%。 除此之外，本文还从时间趋势、个体特征和分组标准等多方面，验证了上述结果的稳健性。这一结果表明，该信贷宽松政策实现了刺激房地产市场和鼓励改善性住房需求的政策目标，同时也说明信贷宽松政策的作用已经由保障刚需为主逐步向实现改善性和投资性需求为主转变，并存在一定的分配不均衡问题。
住房市场的信贷政策，是我国调控住房市场并维持房价稳定的重要政策工具。在目前“房住不炒”的政策背景下，在支持家庭满足家庭基本居住需求的同时，更要警惕家庭投资性购房行为。本文说明，在以公积金为代表的信贷宽松政策对基本住房需求的刺激有限，却显著提升了多套房等投资动机，这说明我国当下的住房信贷政策需要更精细化与针对性的政策措施来满足家庭多样的购房需求，才能实现“房住不炒”住房调控最终目标。住房公积金的改革也势在必行，住房公积金作为国家调控住房市场的重要手段之一，对不同住房需求类型分类施策，保障刚性需求，支持改善需求，抑制投机需求。对不同购房类型家庭设计不同的针对性政策，缩小因购房导致的贫富差距。
参考文献
段军山，2016：《信贷约束、风险态度与家庭资产选择》，《统计研究》第6期。
葛扬、徐晓明、贾春梅，2015：《我国住房公积金制度演化的回顾与展望》，《华东经济管理》第3期。
钱先航、曹廷求、曹春方，2015： 《既患贫又患不安：编制与公共部门的收入分配研究》，《经济研究》第7期。
魏东霞、谌新民，2016：《企业用工双轨制与劳动力市场歧视——来自广东南海产业工人的证据》，《世界经济文汇》第2期。
肖作平，2010：《我国住房公积金缴存比例的影响因素研究——基于34个大中城市的经验证据》，《经济研究》第A1期。
周京奎，2012a：《收入不确定性、公积金约束与住房消费福利——基于中国城市住户调查数据的实证分析》，《数量经济技术经济研究》第9期。
周京奎，2012b：《住宅市场风险、信贷约束与住宅消费选择——一个理论与经验分析》，《金融研究》第6期。
祝仲坤，2016：《农民工住房公积金制度的“困境摆脱”》，《改革》第7期。
Burell, M., 2006, “China’s Housing Provident Fund: Its Success and Iimitations”, Housing Finance International, 20(3): 81-94.
Chiquier, L., M. J. Lea, and I. Ebrary, 2009, Housing Finance Policy in Emerging Markets, World Bank.
Deng, L., 2014, “Financing Affordable Housing through Compulsory Saving: The Two-decade Experience of Housing Provident Fund in China”, Housing Studies, 29(7): 937-958.
Duca, J.V., and S. S. Rosenthal, 1994, “Do Mortgage Rates Vary Based on Household Default Characteristics? Evidence on Rate Sorting and Credit Rationing”, Journal of Real Estate Finance and Economics, 8(2): 99-113.
Haurin, D.R., S. M. Wachter, and P. H. Hendershott, 1995, “Wealth Accumulation and Housing Choices of Young Households: An Exploratory Investigation”, Nber Working Papers, No. 5070.
Jappelli, T., 1990, “Who Is Credit Constrained in the U. S. Economy?”, Quarterly Journal of Economics, 105(1): 219-234.
Jappelli, T., 1993, “The Effect Of Borrowing Constraints on Consumer Liabilities”, Journal of Money, Credit and Banking, 25(2): 197-213.
Linneman, P., and S. Wachter, 2010, “The Impacts of Borrowing Constraints on Homeownership”, Real Estate Economics, 17(4): 389-402.
Listokin,D.,E. Wyly, L.Keating,K.M.Rengert,and B.Listokin, 2000, Innovative Strategies to Expand Lending to Traditionally Underserved Populations: Approaches and Case Studies, Published by The State University of New Jersey: Center for Urban Policy Research.
Quercia, R.G., G.W.McCarthy,and S.Wachter, 2003, “The Impacts of Affordable Lending Efforts on Homeownership Rates”, Journal of Housing Economics, 12(1): 29-59.
Savage, 2009, “Who Could Afford to Buy a Home in 2004?”, US Census Bureau.
Tang, M., and N. E. Coulson, 2017, “The Impact of China’s Housing Provident Fund on Homeownership, Housing Consumption and Housing Investment”, Regional Science and Urban Economics, 63: 25-37
Wang, W.,C.Gan,Z.Li,D.A.Cohen,and M.C.Tran, 2015, “Accessibility of Homeownership in Urban China: An Empirical Study of Borrower Characteristics and the Housing Provident Fund”, SSRN Working paper.
Wang, Y. P., 2000, “Housing Reform and Its Impacts on the Urban Poor in China”, Housing Studies, 15(6): 845-864.
Xu, Y., 2017, “Mandatory Savings,Credit Access and Home Ownership: The Case of the Housing Provident Fund” Urban Studies,54(15):3446-3465.
Yeung, S. C. W., and R. Howes, 2006, “The Role of the Housing Provident Fund in Financing Affordable Housing Development in China”, Habitat International, 30(2): 343-356.
Zorn, P. M, 1989, “Mobility-Tenure Decisions and Financial Credit: Do Mortgage Qualification Requirements Constrain Homeownership?”, Real Estate Economics, 17(1): 1-16.
DOES HOUSING PROVIDENT FUND CAUSE INEQUALITY——Evidence from China Household Finance Survey
LI Han ZHANG Xin
(RIEM, Southwestern University of Finance and Economics)
Abstract: Housing provident fund plays an important role in China’s housing system reform. It relaxes households’ credit constraints and stabilizes the housing finance market. In this research, we use the housing provident fund credit easing policy implemented in 2015 as an exogenous shock to analyze the effect of the housing provident fund system on households’ housing purchase behaviors. Using the empirical method of difference-in-difference, we find that the current housing provident fund system mainly promoted the demand for households’ multi-houses, and increases the housing wealth gap between participated and non-participated households. The pertinence and diversity of housing credit policy need to be improved.
Key words: housing provident fund; credit constraint; housing demand