城镇居民住房财富差距的流动性“动态”测度

本节利用CHNS微观家庭面板调查数据，借鉴“收入流动性”测度原理，对住房财富差距随着时间推移的流动性进行“动态”测度和分析。我们从不同角度对房改前后住房资源和财富分配流动性进行测度，以期更深地理解住房资源和财富分配的“动态”情况。进一步地，针对不同地区、不同收入水平、不同行业和教育水平的居民住房财富流动性的差异性进行比较分析，以判断住房财富流动性是否有利于住房差距的改善。

（一）流动性的“动态”测度方法

与基于截面数据的基尼系数测度原理对收入不平等状况进行“静态”描述相比，基于面板数据的收入流动性测度更完整地、“动态”地衡量了收入不平等的真实状况，因此收入流动性^[7]概念和测度方式自20世纪50年代以来引起西方经济学界的广泛关注，并于近年也受到了国内经济学家的充分重视（王海港，2005；章奇等，2007；王朝明、胡棋智，2008a，2008b）。本书借鉴收入流动性的测度原理，对我国城镇居民住房财富的流动性进行测算。

关于什么是住房财富流动性？我们借用Schumpeter的收入流动性比喻（Fields ＆Ok，1999），以住房财富分配比作宾馆，不同家庭所拥有的住房财富水平代表着不同等级或质量的房间，旅客们住在不同质量的房间里。在一个给定的夜晚，旅客居住在不同的房间所体现出来的差异可看作住房财富分配中的不平等，而一段时间以后同一批旅客们在不同质量房间之间的搬动就构成了住房财富流动性^[8]。住房资源和财富流动性的考察，从静态意义上的住房财富分配的差距研究，转向动态分析，可以更加全面地了解居民在其生命周期中的住房资源分配不平等程度，而居民在其生命周期中的住房资源拥有的平等与否，较之单年度的住房资源拥有不平等其意义更大。较强的住房资源和财富的流动性，特别是当向上的流动大于向下的流动时，可以使住房资源和财富分配在长期内达到更平等的状态，住房资源或财富分配不平等的程度以及由此所引发的社会冲突就会大大降低和减少。

接下来对常用的收入流动性测度方法进行介绍。

1.基于相关系数的测度方法

早期对收入流动性的测量基于一些直觉意义上的度量，如最早开始人们关注于两期收入相关程度，相关程度越高说明该经济体中个体收入决定模式具有较大的惯性，收入缺乏流动。因此基于相关系数的测度方法较为典型的是两种：关注两期收入水平相关程度的两期收入无关度指标以及关注两期收入位置相关程度的Hart系数。相应的表达分别为：1-r（y1，y2）和1-ρ（y1，y2），其中r为Pearson相关系数而ρ为秩相关系数。

基于相关系数的测度方法较为准确地抓住了收入流动性的实质，计算方便，因而成为人们常用的收入流动性测度方式。不过相关系数还只是测度收入流动性的较为初级的方法，无法反映居民收入地位改变的方向以及改变的幅度，更无法在设定好的福利函数下进行收入流动后的福利分析，因此还需要有其他指标来对此进行补充。

2.公理方法的测度方式

基于公理方法的测度方式可以分为相对流动性和绝对流动性两大类，并且这种测试方式都与转换矩阵有着紧密的联系。转换矩阵是分析收入流动性最有力的基础性工具。Atkinson等（1992）总结了一般意义上的转换矩阵为如（式4-5）双随机矩阵（Bi-stochastic Matrix）：

Pij（x，y）表示个人在t期第i类收入水平转向t＋1期第j类收水平的概率，m是收入按从低到高排列的等级数，它可由研究者根据需要任意设定，有五分位数（20%），十分位数（10%），二十分位数（5%）等。该矩阵的所有元素都是概率，故其取值在0～1；它是一个双随机矩阵，故每行之和与每列之和都等于1；其主对角线上元素越大意味着上期处于某一收入水平的个体本期仍处于同一收入水平的可能性越大，因此收入流动性越小；基本的统计假设是转移概率满足一阶马尔科夫假定（即t＋1期取值仅取决于t期值，而与其历史各期无关）。

基于公理方法的相对主义测试方式中，有一种典型的测度方法，即非时间依赖（time independence）方法（王海港，2007），结束年的分配与起始年的分配在时间上完全无关，不管起始年的收入位置如何，在结束年所有的收入位置上，有相同数量的家庭。转换矩阵的每一个元素都相同，在一个五分位的转换矩阵中，所有元素都是0.2（式4-6）：

一个社会实际分配的转换矩阵与P越接近，这个社会的收入分配变动越大。可以用转换矩阵的chi-square值来度量这种接近的程度^[9]。如果是一个五分位的矩阵（式4-7）：

式（4-7）度量了一个分配的转换矩阵与完全的非时间依赖矩阵的距离。进而，利用χ2可以比较两种不同的变动情形，χ2越大表明与完全变动矩阵的距离越大，越具有时间依赖性，因而变动越小。略作变化成1-χ2，值越大表示变动越大，越具有变动性，反之越具有不变动性或稳定性。

相对主义测度的典型特点在于它完全基于非时间依赖的视角，即主要测量现在的收入水平由过去收入水平决定的程度。这是目前为止所有流动性测度中最符合研究收入流动性初衷的一种视角。这样做能较准确地反映某一群体成员的收入在长期内是否发生相对位置的流动，也能在一定程度上反映出该变动程度如何。但缺点则是过于关注相对位置的变动与否而无法顾及由于经济增长或萎缩带来的收入水平的绝对变动。

Fields和Ok（1996）认为只要组内成员偏离了其初始收入水平就会产生收入流动性，所以收入流动性是一个绝对的水平值。他们构造了一个抽象的距离函数dn：来测量绝对收入流动性，这个距离函数代表了由于收入分配格局的变换x→y而产生的距离，其中，x和y都是向量，它们的分量为该收入分配生成机制中个体的收入水平，而下标“n”代表该收入分配组中的成员数量。在设定了一系列公理化假设后，我们可以构造一些具体的距离函数，比较著名的是Fields和Ok构造的欧氏距离函数（式4-8）：

该距离函数类似于著名的CES函数，是个典型的欧氏距离。它的最大的特点是不同个体两期收水平变化量之间的替代弹性不变。当α＝1时得到线性绝对距离函数（Fields ＆Ok，1996）：

绝对收入流动性更加看重两期之间收入水平的波动，收入流动性指标的绝对取值有着一定的基数意义。这在一定程度上弥补了相对主义测度的不足，但由于必须保证距离函数的线性赋值，他们构建的收入流动性指标都是欧氏距离，因而仅仅是量纲的不同也可能会导致同一经济体收入流动水平迥异。这不仅无法进行有意义的流动性水平比较，而且由于无视收入变动的方向而仅仅关注收入变动的距离大小，又显然偏离了经济学家测量收入流动性的初衷。

3.福利方法

与公理方法的收入流动性测度相比，福利经济学家更重视对收入流动性的规范分析，他们有时候甚至认为收入流动性就是机会平等的代名词，试图探讨收入流动性对社会福利函数（Social Welfare Function，SWF）的影响。福利方法的典型的代表主要是King指标（1983）。

其中，θ（x，y）根据完全不流动状态定义为：w（θ（x，y）y，0n）＝w（y，s），它与SWF是一一对应的。很明显，由于SWF是一个严格增函数，所以θ（x，y）越大，意味着SWF越大；与此同时，θ（x，y）越大则M（x，y）即收入流动性越大，这正好体现了福利方法的鲜明特点：收入流动性水平的大小反应了社会福利水平的大小。

设定了不同的SWF就会有不同的King指标形式，比较典型的King指标形式为（式4-11）：

福利方法的优点在于它从设定一个SWF出发推导出流动性指标，流动性本身没有直接的意义，其意义仅在于它能够刻画福利的变动，这强调了收入流动性作为社会福利变化显示器的工具性意义，因而比较强调收入变动对社会福利的重要性。

以上介绍的收入流动性测度指标从不同的角度对收入流动性进行了测度，把家庭人均住房财富数据替换人均收入数据，即可实现住房财富的流动性测度，测度方法汇总成表4.8。

（二）流动性测度结果

鉴于本节的研究目的，选取了CHNS从1989～2006年七次调查中城镇家庭的调查数据，对未响应样本进行剔除后，得到总样本数为5 891个。

1.流动性指标测算结果

利用两期收入无关度、Hart系数、King指标等5个指标对我国自1989～2006年期间城镇住房财富流动性进行测算。由于不同指标的测度值取值范围不同，按照测度值的结果进行指标比较并不可行，因此我们主要着眼于各指标测度值的时间趋势比较，着重于对1998年房改前后进行比较分析。表4.9是城镇住房财富流动性各类指标的测算结果，图4.2是各指标测度值的时间趋势比较。

结合表4.9和图4.2，可以看出，反映住房财富位置变动的Hart系数和非时间依赖的时间走势相似，只不过非时间依赖更夸张。具体来看，城镇住房财富的位置流动性在1991～1993年最大，在2004～2006年期间最小；1997～2000年房改进行期间，位置流动性与房改前相比有所降低；房改后，2000～2004年的位置流动性明显高于1997～2000年，但2004～2006年与2000～2004年相比位置流动性又有所回落。

绝对线性距离指标反映了住房财富水平变动情况，与位置变动指标的时间走势不同，除了在1997～2000年有所回落外，该指标随着时间持续增长，尤其在2000～2004年和2004～2006年增长迅速，其中2004～2006年的城镇住房财富绝对线性距离约为1997～2000年的三倍。并且房改前后1989～1997年和2000～2006年两段时期的绝对线性距离的平均值，房改后明显大于房改前。这是因为，与其他指标相比，绝对线性距离更加看重两期之间住房财富水平的波动，由于房改后近十年房价的快速上涨，居民住房财富快速增长，两期之间的住房财富水平波动越来越大，导致该指标值迅速增加，这与现实是相符的。

图4.2　各类指标的城镇住房流动性比较

注：指标“绝对线性距离”以右边纵轴为刻度，其他指标以左边纵轴为刻度。

同样反映住房财富水平变动的两期收入无关度指标其走势，同时考虑了住房财富位置变动和水平变动的King指标的时间走势相近。King指标作为一种福利方法测度，该指标具有明显的福利目的：不仅强调位置变动的重要意义，更关注于住房财富位置缺乏变动者的两期收入变动大小。具体来看，城镇住房财富的这两个指标在1993～1997年达到最大，在1997～2000年达到最小；房改后，2004～2006年的两期收入无关度略低于2000～2004年，King指标保持不变。

接下来分析房改前1989～1997年和房改后2000～2006年两段时期的各指标的平均值（表4.4的最后两列），对于城镇住房财富流动性，除绝对线性距离指标外，其他四个指标都表明，房改前住房资源流动性要高于房改后住房财富的流动性，特别是反映福利改进的King指标明显降低。绝对线性距离指标房改后大于房改前，是因为房改后房价快速上涨所致。可见，房改后，城镇住房财富的水平流动性虽然增长了，但位置流动性明显低于房改前住房资源的位置流动性，给特定人群带来的社会福利改进却是降低的。

综上所述，房改期间（1997～2000年）与房改前的1991～1993年和1993～1997年相比，城镇住房财富的位置和水平流动性都明显减弱，特别是反映福利水平的King指标达到1989～2006年的最低。房改后2000～2004年，与房改期间（1997～2000年）相比，城镇住房财富的位置和水平流动性都明显增强；但2004～2006年与2000～2004年相比位置流动性有所回落，但水平流动性明显增长，居民福利水平King指标不变。房改后的2000～2006年与房改前的1989～1997年相比，城镇住房财富的水平流动性虽然增长了，但位置流动性明显低于房改前住房资源的位置流动性，给特定人群带来的社会福利改进却是降低的。

2.房改后住房财富流动性的结构分析

以上分析的是房改前后城镇家庭住房财富流动性变化的总体趋势，然而，不同特征的家庭组之间住房财富流动性是否存在差异？在房改后2000～2004年和2004～2006年这两个时期这种流动性差异发生了何种变化？对这些问题的回答，不仅有助于我们发现不同人群组之间住房财富流动性的差异，也有助于我们理解房改后城镇住房财富流动性变化的部分原因。

为了回答以上问题，我们细致分析了房改后2000～2004年和2004～2006年这两个时期中，按户主的性别、年龄、教育程度、职业特征、工作单位性质、收入以及地区等特征对家庭进行分组，分析不同家庭组的住房财富流动的结构。表4.10给出了详细的计算结果，不仅包括和在期初和期末不同特征组处于最高和最低住房财富组中的比例，而且包括他们在每个住房财富组中相对位置上升、下降和不变的比例。总的看来，房改后的第一阶段（2000～2004年，下同）只有38%的家庭住房财富相对位置没有发生变化，而第二阶段（2004～2006年，下同）这一比例达到45%，这也印证了房改后第二阶段城镇住房财富流动性比第一阶段下降的事实。

在2000～2004年，西部地区、低收入者、集体企业职工、低文化程度者、无工作者在2000年处于住房财富底层的概率较大的人群，相应地，华东地区、老年人和退休者处于住房财富高层的概率较大。这段时期住房财富的流动中，西部地区、中年、华东地区、中等收入、男性的净上升幅度排在前列，女性、无工作者、老年、华中地区、一般技术人员的净下降幅度排在前列。具体地，从性别分组来看，这段时期男性组在最高位置比例增加了1.6%，在最低位置比例下降了2.2%；而女性组正好相反，在最高位置比例大幅下降，在最低位置比例大幅上升，所以男性组在这段时期的住房财富流动中明显受益。从教育程度分组来看，低教育向最高位置流动的比例增加了1.9%，向最低位置流动的比例降低了；相比而言，中等教育程度位置向下流动的概率最大，在最高位置比例下降，在最低位置比例上升，是这次流动中的失败者；高等教育程度者位置向上流动的净幅度最大。从职业分组来看，退休人员和无工作者在最高和最低位置的比例都是下降的，无工作者虽然在最低位置的比例降低了4.8%，但在最高和中等偏高位置的比例都下降了11.4%，位置下降净幅度最大，迅速沉入中等偏低位置；高级管理者和高级专业技术人员虽然在最低位置的比例有所上升，但在中等偏高和最高位置的比例都上升了11%，且在中等偏低位置比例下降了，位置上升净幅度最大。所以从职业来看，无工作者是这次流动的受损者，而高级管理人员和高级专业技术人员是受益者。从工作单位性质来看，国企职工在最高和最低位置的比例都上升了6.3%，位置变动净幅度为0；政府和事业单位在最高和中等偏上的比例上升了4.8%，在最低和中等偏下的比例下降了2.7%，集体企业职工位置上升的净幅度最大。从年龄分组来看，获益最大的是中年人，在最高位置比例上升了3.2%，老年人在最高和最低位置的比例都有所下降，净下降幅度最大。从地区分组来看，华东地区的最高位置比例上升同时最低位置比例下降，是这次住房财富流动的受益者；西部地区在最高和最低位置比例都有所增加，境况总体有所改善；华中地区在最高位置比例下降的同时在最低位置比例增加，是这次流动中的失败者。从收入分组来看，高收入者在最高位和最低位置的比例都有明显的下降，向中等偏高位置集中；低收入者虽然在最高和最低位置的比例不变，但在中等偏上位置有0.9%的小幅增长，在中等偏下位置有3.4%的明显减少，所以低收入者的境况有所改善；中等偏低收入者境况却有所恶化，虽然在最高位置比例有所增长，但在中等偏高位置和中等位置明显下降，在最低和中等偏低位置比例都有所增长。

可见，2000～2004年住房财富流动性较大，且呈现明显的地域分化趋势，住房财富更加向华东地区积聚；2000年以最大比例处于较高位置的高收入者、老年人、退休人员，在2004年虽然在最高位置的比例有所降低，但是在最低位置的比例同样有所降低，向中等偏高位置集中；在2000年以最大比例处于较低位置的西部地区、集体企业职工和低等教育程度者，在2004年的最低位置比例都有所降低，且在最高位置的比例也有所增加，位置净向上流动。在2000～2004年财富的住房财富流动中，受益者为华东地区、男性、高级管理和高级专业技术人员、中年人和集体企业职工，失败群体有无工作者、女性、中等收入者和青年人。

接下来分析房改后第二阶段2004～2006年住房财富流动性的结构，在2004年，处于住房财富最低层概率最大的人群为：西部地区、低收入者、青年人和低教育程度者，处于最低位置的比例分别为：57.5%、51.4%、35.4%和34.4%，相应地，华东地区、高收入者、集体企业、高等教育程度者处于最高位置的概率最大。在2004～2006年，位置向下流动净幅度最大的依次为：华中、华北、高级管理和技术人员、中等收入者、女性和中等教育程度者；位置向上流动净幅度最大的依次为：一般技术人员、西部地区、华中地区、青年、低收入者和低教育程度者。与2000～2004年相比，在2004～2006年的住房财富流动性整体低于前一时期，并且在性别分组、教育程度分组和地域分组上仍延续了前一时期的分化趋势，具体为女性、中等收入者、华北和华中地区住房财富位置持续向下流动，男性、高收入者和低收入者、华东地工和华西地区持续向上流动。两阶段住房财富流动性趋势不同的是，高级管理人员和技术人员、政府和事业单位、中年和中等收入者由前一时段位置的净上升流动转到这期的净下降流动，无工作者、一般技术人员、青年、老年人由前一期位置净下降流动转到这期的净下降流动。可见，2004年处于最低位置的西部地区、低收入者、青年人和低教育程度者的住房财富位置都有不少幅度地向上流动了，2004以较高概率处于最高位置的华东地区、集体企业和高等教育程度者的住房财富位置也有较高的净向上流动，而高收入者和退休人员有小幅的位置下降。所以，在2004～2006年的住房财富流动中，一般技术人员、西部地区、华中地区、青年、低收入者和低教育程度者为受益者，失败群体为：华中、华北、高级管理和技术人员、中等收入者、女性和中等教育程度者。

综上所述，高文化程度者、高管和高级技术人员、政府和事业单位职工、老年、华东地区和高收入者，处于住房财富最低层的概率最低。高文化程度者、老年人和退休者、华东地区、高收入者处于住房财富最高位置的概率最大。相应地，低文化程度者、青年、西部地区、低收入者处于住房财富最低层的概率最大。在这两阶段住房财富流动中，住房财富地域分化和收入分化越来越明显，住房财富越来越向华东地区和高收入者积聚。男性组、高文化程度者、华东地区和西部地区和低收入者是流动受益者，住房财富位置出现净向上流动。老年人退休人员组、华中和华北地区、中等文化程度者、女性组是流动受损者，位置出现净向下流动。第一阶段中位置净向下流动的青年组和低文化程度组，在第二阶段的境况有所改善，呈向上净位置流动。因此，考虑住房财富流动性，住房财富分配的差距问题有所加剧，向高收入者和东部地区积聚。