公积金制度加剧了中国住房不平等吗？*

何 欣 路晓蒙

(西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心，四川成都，610074)

一、研究背景与文献回顾

住房公积金制度是一项长期性互助住房金融储蓄计划，仅在中国、新加坡、泰国、印度、尼日利亚等少数国家实施，对这些国家的经济发展和国民福利影响深远，这些国家居民的住房需求水平和住房消费行为也因此发生深刻变革。中国于20世纪90年代初引入公积金制度，最初在上海试点，很快推广至全国。我国住房公积金拥有强制性缴存、与工资性收入挂钩等特点，政策初衷是发展房地产市场以及帮助居民尤其是中低收入群体购房，政策手段从最初支持房屋建设开发逐渐转化为支持居民购房消费。根据中国住建部、财政部和人民银行联合发布的《全国住房公积金2016年年度报告》，截至2016年末，全国住房公积金缴存总额106091.76亿元，提取总额60463.59亿元，占缴存总额的56.99%，累计发放个人住房贷款2826.63万笔，共计66061.33亿元，个人公积金住房贷款率达到88.84%。从覆盖范围、缴存数额、资金使用等方面来看，公积金制度已经在中国取得长足的发展。

然而，由于实施公积金制度的国家不多，与住房公积金相关的研究尚处于起步阶段。针对中国住房公积金制度的研究主要集中在两个方面：

一是公积金的有效性问题，主要关注住房公积金对居民的住房需求、家庭消费以及家庭财富等方面的影响。关于住房公积金对住房需求的影响，目前的研究结论不一。周京奎发现公积金促进了住房需求，尤其是改善型住房需求，有助于提高居民的住房福利。[1]Tang和Coulson也发现住房公积金明显促进了住房消费，同时还在一定程度上刺激了住房投资。[2]Chen和Wu、周威和叶剑平却指出，由于日益高涨的房价和公积金贷款的诸多限制，住房公积金难以为缴存家庭提供充足的资金支持，对居民的住房需求和住房消费的作用不大。[3][4]肖作平和尹林辉发现住房公积金制度发挥的保障作用还不够，需要结合经济现状制定一个更加合理的住房公积金缴存比例方案。[5]同时，一些学者发现，公积金对居民的家庭消费产生了影响。康书隆等认为，住房公积金一方面为缴存家庭提供优惠贷款和免税储蓄的机会，另一方面也因利息偏低、流动性约束和贷款额度限制等不利条件，对居民的家庭消费和福利状况产生异质性影响。[6]从住房公积金制度在我国的实施层面上看，个人的住房公积金账户所得可以免缴个人所得税，单位还会等比例为职工出资缴纳住房公积金，这使公积金为家庭带来一定的财富效应。同时，公积金贷款利率显著低于商业贷款利率，这也提高了居民的购房能力。[7]因此，住房公积金理论上促进了职工的住房需求和住房消费。本文的研究目标之一是实证检验公积金对住房需求的影响，考察公积金制度的有效性和保障性。

二是公积金的公平性问题，主要讨论了公积金参与者和非参与者以及参与者之间的住房不平等问题。首先，住房公积金带来的不公平存在于公积金的参与者和非参与者之间。从公积金覆盖范围的演变过程来看，公积金的参与资格与职工所在单位的性质密切相关。公积金作为一种职工福利待遇，更多地存在于政府部门、国有企事业单位或外资公司。那些被排斥在公积金制度之外的职工，多数为私企部门员工、农民工或自营业主，他们不能享受住房金融的政策优惠，甚至还要负担额外的成本，因而造成参与者和非参与者之间的住房不平等。例如，顾澄龙等发现公积金制度会显著促进房价上涨，因此未加入公积金制度的居民会在购房时付出13.5%的额外成本。[8]其次，这种不公平还体现在公积金的参与者之间。由于公积金具有“低息低贷”的特点，如果公积金的存款者和贷款者不能很好地匹配，就会出现存款者遭受利息损失、贷款者获益的情况，引发参与者之间的住房不平等。许多学者已经发现了公积金存贷不匹配或使用者群体收入偏移等现象。[9][10][11]因此，本文的研究目标还包括实证检验住房公积金对不同特征人群住房需求的异质性影响，分析公积金使用中低收入和高收入家庭谁受益更多。

精确估算公积金对住房需求的影响并不容易，原因主要来自以下两个方面：第一，数据匹配问题。已有文献中，大部分学者通过考察家庭目前的购房状态和公积金状态来研究住房公积金对住房需求的影响。然而，中国的住房公积金制度于1991年在上海试点，在接下来的数十年间逐渐扩大覆盖范围至全国，1998年中国开始了住房制度货币化改革。因此，目前中国家庭的住房来源是多元化的，相当一部分住房来自福利分房或者购买于实施公积金制度之前。不考虑购房时间、房屋来源和公积金缴存时间，简单地将购房状态和公积金状态并列研究，并不能准确地识别出两者之间的关系。第二，内生性问题。公积金水平和住房需求也可能是反向因果关系，住房需求更高的人群在寻找工作时会将公积金福利纳入考虑，倾向于选择公积金覆盖率更高的行业；另外，也可能出现遗漏变量的问题，即有其他因素同时影响着住房需求和公积金状态，例如社会文化、风俗习惯等。这都会引起模型的内生性问题，造成估计结果的偏误。因此，本文试图在解决以上两类问题的基础上，研究住房公积金与住房不平等之间的关系。

二、数据、模型和变量

(一)数据来源

本文所用的数据来源于中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)。中国家庭金融调查是西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心进行的一项全国性入户调查，该中心分别于2011年、2013年、2015年、2017年完成四轮追踪调查。中国家庭金融调查采用分层、三阶段与规模度量成比例(PPS)方法及重点抽样相结合的抽样设计：第一阶段，按照人均GDP将全国市县分为10层，分层随机抽取样本市县；第二阶段，从抽中样本市县中随机抽取四个社区；第三阶段，从抽中的社区中随机抽取住户。每个阶段实施抽样都采用PPS方法，其权重为该抽样单位的人口数。2011年首轮调查样本覆盖全国25个省份(不包括新疆、西藏、港澳台、内蒙古、福建、海南和宁夏)、80个市县、320个社区和村，有效样本8438户，样本具有全国代表性；2013年第二轮调查在追踪2011年受访户的基础上，采取对称抽样和补充抽样的方式对样本进行了大幅扩充，样本覆盖全国29个省份(不包括新疆、西藏、港澳台)、264个市县、1035个社区和村，有效样本28141户，样本具有全国和省级行政区代表性；2015年第三轮调查在追踪2013年受访户的基础上，采取补充抽样的方式再次扩充了样本，样本覆盖全国29个省份(不包括新疆、西藏、港澳台)、349个市县、1373个社区和村，有效样本37289户，样本具有全国、省级行政区和副省级城市代表性；2017年第四轮调查在追踪2015年受访户的基础上，对农村地区进行了小幅补充抽样，样本覆盖全国29个省份(不包括新疆、西藏、港澳台)、353个市县、1428个社区和村，有效样本40011户，样本具有全国、城镇地区、农村地区、省级行政区和副省级城市代表性。

该项调查包括家庭与个人问卷、社区问卷两部分：家庭与个人问卷收集城乡家庭的人口基本特征、资产与负债、收入与消费、保险与保障、就业与主观态度等信息；社区问卷收集社区的基本情况、政治、经济、文化、治安、环保等信息。在家庭资产方面，该项目详细询问了家庭的住房资产情况，不仅包括家庭住房的购买意愿、拥有数量、购买年份、购买价格、购买面积、商业贷款或公积金贷款情况、房屋市值等信息，还包括无房家庭的租房信息。在社会保险方面，问卷包含了家庭公积金缴纳状态、缴纳金额、账户余额、提取金额和贷款使用情况等信息。这些信息为本文研究住房公积金制度和家庭的住房需求提供了宝贵的数据支持。

为了确保分析结果的准确性，本文在实证分析前对数据进行了初步清理。住房公积金制度目前主要面向城镇职工，因此我们选取2017年中国家庭金融调查城镇样本来研究家庭公积金状态与住房需求之间的关系。我们剔除了收入小于0的异常样本和户主性别、年龄、教育等变量缺失的样本，最终获得有效样本26672个。

(二)模型设定和变量定义

首先，本文使用Probit模型来考察住房公积金对家庭住房需求的影响。模型设定如下：

Pr(House_needi=1)=Φ(β0+β1HHPFi+β2Xi)

(1)

其中，House_needi是本文的被解释变量。在CHFS 2017年数据中，针对每一个家庭，问卷都详细询问了“未来，您家是否有新购/新建住房的打算”，针对打算新购住房的家庭又进一步询问了“计划几年内购房”。这两道题准确地反映了家庭在未来的购房需求，也给本文进一步识别家庭的有效购房需求提供了支撑。首先，本文以家庭未来有新购住房的打算作为购房意愿的衡量指标来定义House_needi变量，若家庭i在未来有新购住房的打算，则该变量取值为1，否则为0；其次，本文进一步以家庭计划在未来5年内新购住房作为购房意愿的衡量指标，重新定义House_needi变量，若家庭i计划在5年内购房，则该变量取值为1，否则为0。

HHPFi是衡量第i个家庭在2017年是否缴纳住房公积金的虚拟变量，若家庭成员中至少有1人缴纳，则取值为1，否则为0。Xi是其他影响家庭住房需求的控制变量，主要包括户主特征变量、家庭特征变量和地域特征变量。户主特征变量包括户主年龄、性别和学历等；家庭特征变量包括家庭的规模、未成年人数量、工作人口数量、成员有无在政府部门工作(机关团体/事业单位、国有及国有控股企业、集体企业)、成员有无在外企工作、家庭是否进行工商业经营、非房产资产及家庭收入等；地域特征变量包括家庭居住城市类型(一、二线城市)和省份虚拟变量，用来控制住房市场环境以及其他重要经济变量的地区差距。变量的描述性统计见表1。

由表1可知，2017年14.5%的城镇家庭计划购房，8.7%的计划在5年内购房，28.7%的缴纳了住房公积金。从家庭和户主特征变量看：家庭收入呈现较大的分化，年收入在0元～20046000元之间分布，其中均值为111420元，中位数为69000元；家庭资产也呈现类似分布，非房屋资产在0元～102570900元之间分布，其中均值为343880元，中位数仅为99770元；户主年龄在16～102岁之间分布，均值为54岁；75.0%的户主为男性，平均受教育年限为10年(相当于刚刚完成初中阶段的学习)；家庭平均人口规模为3人，其中工作人口数量为1.4人，未成年人数量为0.44人；有家庭成员在政府单位工作的占比为29.4%，在外企工作的占比为2.7%，家庭进行工商业经营的占比为16.0%。从城镇家庭地域特征看，17.0%的城镇家庭生活在一线城市，43.8%生活在二线城市，其余生活在中小城市。

表1主要变量的描述性统计

三、实证结果

(一)描述性统计

中国住房公积金的设计初衷是提高城镇家庭的住房支付能力、保障中低收入群体的住房福利。住房公积金可以为家庭购房提供金融支持，理论上优惠贷款和免税储蓄会提升家庭的住房需求和住房消费。值得注意的是，正如表1所示，仅有28.7%的城镇家庭缴纳了住房公积金，这说明公积金参与者和非参与者之间可能存在较大差异。表2比较了公积金参与者和非参与者的购房意愿。数据显示，有公积金的家庭住房拥有率更高，计划购房比例更高，且计划购房的面积和价值更大，计划使用贷款的比例也更高。这初步表明，公积金提高了参与者的住房需求。

(二)基准回归结果

本文使用Probit模型来考察住房公积金对家庭住房需求的影响，估计结果见表3。序列(1)～序列(3)使用“是否计划未来购房”作为被解释变量，序列(4)～序列(6)使用“是否计划5年内购房”作为被解释变量。本文的样本包括已使用公积金贷款和近5年已新购房的家庭，但这两类家庭的住房需求决策与未使用公积金贷款的家庭明显不同，住房公积金对它们的影响也不同。因此，我们在模型中依次剔除这两类样本，并比较它们的回归结果。从序列(1)和序列(4)的结果看，若家庭缴存了公积金，则家庭计划新购住房和5年内新购住房的概率将分别增加3.05和2.77个百分点；在进一步剔除样本后，住房公积金使家庭未来购房意愿和5年内购房意愿增加至3.73和3.26个百分点。因此，住房公积金整体促进了参与家庭的住房需求，并且关键解释变量系数的估计结果比较稳健。

表2公积金参与者和非参与者的购房意愿比较

说明：刚需房是指因无房、结婚或分家而新购房；改善房是指为改善居住环境、子女教育或因自有住房离工作地太远而新购房；投资房是指为持有出租、出售、养老、度假而新购房。

表3住房公积金对家庭住房需求影响的实证结果(Probit)

(续表3)

变量计划未来购房计划未来5年内购房(1)(2)(3)(4)(5)(6)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)家庭有工商业0.04710.04610.04640.04240.04110.0409(0.0057)(0.0057)(0.0062)(0.0045)(0.0045)(0.0048)家庭非房资产(万元)0.00010.00010.00010.00000.00000.0000(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)家庭收入(万元)0.00010.00010.00020.00010.00010.0002(0.0001)(0.0001)(0.0001)(0.0001)(0.0001)(0.0001)一线城市0.02720.02690.03270.01970.01800.0234(0.0150)(0.0151)(0.0163)(0.0126)(0.0126)(0.0138)二线城市0.01600.01550.01730.01010.00980.0118(0.0054)(0.0054)(0.0057)(0.0044)(0.0044)(0.0046)省份控制控制控制控制控制控制Pseudo R20.12420.12830.14270.13280.13640.1510Observations266722584721831266722584721831

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

从控制变量的回归结果看，家庭及户主的社会经济特征、所处城市的发展水平均会对家庭住房需求产生影响。从家庭及户主基本特征看：高资产家庭的购房意愿较高；户主受教育水平越高，购房意愿越高；家庭成员在外企、政府单位工作或从事工商业，购房意愿较高。从地域特征看，一、二线城市家庭比中小城镇家庭购房意愿高。这些研究结论与已有文献基本一致，符合我们的预期。

(三)内生性问题

公积金状态和住房需求可能是反向因果关系，住房需求更高的人群在寻找工作时会将公积金福利纳入考虑，倾向于选择公积金覆盖率更高的行业；还有可能出现遗漏变量问题，即有其他因素同时影响着住房消费和公积金状态，例如社会文化、风俗习惯等。这都会引起模型的内生性问题，造成估计结果的偏误。因此，本文使用三种不同的方法来解决内生性问题。

1.倾向得分匹配分析

本文进一步使用倾向得分匹配(PSM)方法，找到控制组(无公积金家庭)的个体，使其可观测变量取值与处理组(有公积金家庭)的个体尽可能相似，根据比较匹配个体的购房意愿差异，得到处理组(有公积金家庭)和控制组(无公积金家庭)的平均住房需求差异。

表4列出了一对一近邻匹配、一对四近邻匹配、局部线性回归匹配的结果。分别以“计划购房”和“计划5年内购房”来衡量购房意愿，城镇样本的近邻匹配(1∶1)ATT估计值分别为0.039和0.027，对应的t值分别为2.99和2.50，均大于1.96的临界值，因此，有公积金家庭的购房意愿显著较高，这与前文的研究结论保持一致。近邻匹配(1∶4)和局部线性回归匹配的ATT结果依然验证了住房公积金对家庭购房意愿的显著影响。

表5给出了用以匹配控制组和处理组个体的可观测变量。结果显示，匹配后大多数变量的标准化偏差(%bias)小于10%，且大多数T检验的结果不拒绝处理组和控制组无系统差异的原假设，匹配结果较好，说明倾向匹配得分方法有效。

表4公积金对家庭住房需求的影响(PSM)

表5倾向匹配平衡性检验

说明：表中的被解释变量为“是否计划购房”，使用近邻匹配(1∶1)方法，选取样本剔除已使用公积金和近5年已新购房家庭。

2.处理效应模型分析

是否缴纳住房公积金，可以看成一个“自由选择”的问题，我们使用处理效应模型，需要找到一个工具变量来估计“自我选择”(self selection)变量。本文借鉴周京奎的做法，[12]使用“家庭购买城镇职工医疗保险”作为“家庭缴纳住房公积金”的工具变量，这里的医疗保险仅指公费医疗或城镇职工医疗保险。家庭是否拥有医疗保险与家庭的住房需求没有直接关系，但与家庭是否缴纳住房公积金高度相关，因此我们认为这是一个合格的工具变量。

处理效应模型结果见表6，处理方程显示，“家庭购买城镇职工医疗保险”可以很好地解释“家庭缴纳住房公积金”。从“家庭缴纳住房公积金”变量对家庭购房意愿的影响来看，估计系数显著为正，与前文的研究结论保持一致，此处不再赘述。

表6公积金对家庭住房需求的影响(处理效应模型)

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

3.工具变量模型分析

与处理效应模型相似，本文借鉴周京奎的做法，[13]再次使用“家庭购买城镇职工医疗保险”作为“家庭缴纳住房公积金”的工具变量，使用工具变量进行回归估计。同样地，家庭是否拥有医疗保险与家庭的住房需求没有直接关系，但与家庭是否缴纳住房公积金高度相关，因此我们认为这是一个合格的工具变量。

如表7所示，工具变量模型(IV Probit)回归结果显示，拥有住房公积金对城镇家庭购房意愿的影响仍然显著为正，与前文的研究结论保持一致，此处不再赘述。

表7公积金对家庭住房需求的影响(IV Probit)

(续表7)

变量计划购房计划5年内购房(1)(2)(3)(4)(5)(6)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)DHW-WU检验8.558.0510.719.009.2310.00(0.0035)(0.0046)(0.0011)(0.0027)(0.0024)(0.0016)Observations266722584721831266722584721831一阶段F值627.37549.51449.24627.37549.51449.24工具变量t值53.5751.9145.9553.5751.9145.95

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

四、异质性分析和机制检验

(一)异质性分析

住房公积金的公平性，是本文关注的另一个问题。正如前文所述，由于公积金具有“低息低贷”的特点，如果住房公积金“存贷不匹配”，就会出现存款者遭受利息损失、贷款者获益的情况，引发参与者之间的住房不平等。世界银行指出，中国住房公积金贷款的主要受益者是收入较高的家庭。[14]《全国住房公积金2015年年度报告》显示：低收入群体占公积金缴存职工总数的53.4%，但其贷款使用笔数仅占使用总数的37.1%；中等收入群体占比为42.2%，使用笔数占比为57.7%；高收入群体占比为4.5%，使用笔数占比为5.4%。可以看出，“存贷不匹配”现象使穷人遭受利息损失，而富人通过公积金贷款获得住房消费的利益，这将导致住房不平等的进一步加剧。

为了分析公积金制度是否对不同收入水平家庭的购房需求有异质性影响，本文将样本家庭收入从低到高排序，并按家庭收入最低20%和最高80%对家庭进行分组。表8比较了各收入分组下，公积金参与家庭与非参与家庭的购房意愿。数据显示，公积金制度参与家庭的高低收入组间住房需求差异明显小于非参与家庭的组间差异。这初步说明，住房公积金缓和了参与者之间的住房不平等。

表8不同收入下公积金参与家庭和非参与家庭的住房需求比较(统计描述)

本文通过实证模型进一步考察住房公积金对不同收入水平家庭购房意愿的影响差异。我们仍然采用Probit模型，将家庭收入水平与“家庭有公积金”变量的交叉项作为主要关注变量。模型设定如下：

Pr(Houseneedi=1)=Φ(β0+β1HHPFi+β2lowi×HHPFi+β3lowi+β4Xi)

(2)

其中，lowi是代表家庭i收入分组的虚拟变量，当家庭属于最低20%时，取值为1，否则为0。其余变量定义同方程(1)。

表9中的实证结果显示，住房公积金仍然显著提升了家庭的住房需求，低收入家庭的购房意愿更低，这些结论和我们的预期一致。从交叉项的系数结果看，相对于高收入家庭，住房公积金更加促进低收入家庭的住房需求，使购房意愿提高了5.98个百分点。实证结果再次证实，住房公积金缓和了参与者之间的住房不平等。

表9住房公积金对不同收入家庭住房需求的影响 (Probit)

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

同样基于解决内生性问题的考虑，表10报告了采用倾向得分匹配方法的估计结果，研究结论依然成立，此处不再赘述。

表10住房公积金对不同收入家庭住房需求的影响(PSM)

(二)机制检验

本文进一步探讨住房公积金对家庭住房需求的影响机制。正如前文统计描述中所述，缴纳公积金的家庭具有明显的行业特征，住房公积金对政府事业单位、外企等行业覆盖率更高。因此，住房公积金通常意味着较为稳定的收入，这恰恰是银行评估家庭还款能力的重要依据。从这个逻辑出发，我们认为公积金参与家庭之所以购房意愿较高，是由于他们获得银行贷款的概率较高以及受到的信贷约束较少。

为验证这一机制，我们使用“拥有公积金贷款之外的其他正规贷款”作为被解释变量(虚拟变量，有则取值为1，否则为0)进行回归，其他模型设定同方程(1)。我们同样选取2017年中国家庭金融调查的城镇样本，仍然依次剔除已使用公积金贷款和近5年已新购房的家庭，回归结果如表11所示。缴纳住房公积金的家庭获得银行贷款的概率更高，以所有城镇样本为例，参与公积金的家庭获得银行贷款的概率高出非参与家庭4.91个百分点。数据结果证实了我们对住房公积金降低家庭信贷约束的猜测。

表11住房公积金对家庭住房需求的影响机制 (Probit)

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

同样基于解决内生性问题的考虑，表12和表13分别报告了采用倾向得分匹配方法和工具变量模型回归的估计结果，研究结论依然成立，此处不再赘述。

表12住房公积金对家庭住房需求的影响机制 (PSM)

五、稳健性检验

本文之前的分析是从购房意愿的角度来讨论住房需求。考虑到购房意愿中包含无效住房需求的成分，因此住房需求与实际住房消费可能存在不一致。为进一步验证研究结论的稳健性，我们使用实际购房行为来衡量家庭的购房需求。为了避免截面数据因反向因果关系导致的内生性问题，本节使用中国家庭金融调查2013—2017年匹配样本进行回归。定义被解释变量为“实际新购住房”，若家庭在2013—2017年新购了住房，则取值为1，否则为0；主要的关注变量仍然为“家庭是否缴纳公积金”，若家庭在2013年缴纳了公积金，则取值为1，否则为0。表14分别使用Probit模型和处理效应模型进行实证分析，其中，处理方程显示“家庭购买城镇职工医疗保险”可以很好地解释“家庭缴纳住房公积金”。从“家庭缴纳住房公积金”变量对家庭住房需求的影响来看，拥有住房公积金对城镇家庭购房行为的影响仍然显著为正，与前文的研究结论保持一致。

表13住房公积金对家庭住房需求的影响机制 (IV Probit)

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

表14公积金对家庭住房需求的影响 (2013—2017年匹配样本)

(续表14)

变量Probit处理效应(1)(2)(3)(4)(5)(6)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)城镇样本城镇样本(剔除已使用公积金买房家庭)城镇样本(继续剔除近5年已新购房家庭)(0.0344)(0.0357)(0.0383)lnsigma-1.0078-1.0144-1.0520(0.0073)(0.0074)(0.0081)LR test ofindep.eqns.1.401.600.27(0.2369)(0.2058)(0.6052)Observations945192417640945192417640

注：表中报告的结果为边际效应，括号内是稳健标准差，***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

六、研究结论与政策建议

目前，住房市场供需矛盾突出，住房公积金制度作为一项长期性互助住房金融储蓄计划，对国家经济发展和国民福利影响深远，深刻变革着居民的住房消费行为。住房公积金制度的有效性和公平性问题值得研究者深入探讨。本文使用中国家庭金融调查数据，选取2017年截面样本，研究样本家庭的公积金状态与未来购房意愿之间的关系。首先，采用Probit模型进行基础回归，估计住房公积金对家庭购房意愿的影响。实证结果表明，住房公积金显著提升了家庭的住房需求，购房意愿增加了3.73个百分点，公积金制度加剧了参与者和非参与者的住房不平等。其次，实证分析公积金对不同收入分组下家庭住房需求的影响差异，将“家庭有公积金”变量与家庭收入水平的交叉项作为关注变量纳入模型。结果显示，公积金明显提升了参加者的住房需求，尤其显著提升了低收入家庭的购房意愿，这说明公积金制度引起了参与者和非参与者的住房不平等，但却缓和了参与者之间的住房不平等。第三，本文还考察了住房公积金对家庭购房需求的影响机制。实证发现，公积金制度是通过降低家庭正规信贷约束来促进家庭住房需求的。为了解决关注变量的内生性问题，本文还使用了倾向性得分匹配、处理效应模型和工具变量模型等方法进行回归。结果显示，关注变量估计系数的方向和显著性与基础回归结果高度一致。另外，通过使用2013—2017年中国家庭金融调查面板数据，从家庭实际购房情况来检验公积金制度对家庭住房需求的影响，研究结论依然是稳健的。

综上，本文的研究证实了我国住房公积金制度对促进居民住房需求起到了积极作用，肯定了住房公积金制度发挥的保障性作用，但同时也对住房公积金制度的公平性提出了质疑。总的来说，住房公积金制度带来的不公平存在于参与者和非参与者之间。因此，我们要警惕住房公积金导致的住房不平等。政策制定者需要努力扩大住房公积金的覆盖范围，消除参与者和非参与者之间的住房不平等。与此同时，还应建立公开规范的住房公积金制度，明确公积金的属性定位，进一步关注低收入群体的住房需求，制定更加完善的向中低收入人群倾斜的公积金制度，消除参与者之间的住房不平等。