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摘要：中国城市家庭住房自有率的整体上升趋势日渐受到关注，但少有对住房自有率地区差异的研究。在使用“六普”数据，建立多元线性回归方程模型，对中国城市家庭住房自有率的省际差异及其影响因素研究中发现，城市家庭住房自有率在不同省份之间呈现较大差异；房价收入比、流动人口比例和失业率对其均有显著负向影响；65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模对其则均有显著正向影响。最后讨论了以上研究发现的政策涵义。
关键词：住房自有率，省际差异，影响因素，“六普”数据
中图分类号：F293.3 文献标识码：B
文章编号：1001-9138-（2014）03-0003-10 收稿日期：2013-11-05
1 引言和文献回顾
住房自有率用以衡量一个国家或地区的住房产权结构，是指居住在拥有产权的住房中的家庭户数占家庭总户数的比例。一般情况下，家庭自有住房状况普遍优于其他来源的住房状况，因此，住房自有率是国际上通用的考察居民住房状况的重要指标。中国在20世纪80年代启动“房改”之前，城市中拥有自有住房的家庭很少（陈杰，2009）；随着“公房出售”政策的实施和商品住房市场的发展，中国的城市家庭住房自有率有了较大幅度的提高。虽然缺乏直接的官方统计数据，但一些研究机构的调查结论仍然可以提供佐证。例如，2012年《中国居住小康指数》（由浙江大学不动产投资研究中心、清华大学媒介调查实验室与《小康》杂志社联合发布）对40个城市的调查显示，中国城市人口住房自有率为78.6%；2012年《中国家庭金融调查报告》（由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心发布）对全国25个省部分城市的3412个家庭的调查显示，中国城市家庭住房自有率为85.39%。
住房自有率呈现的整体上升趋势日渐受到社会各界的关注，然而，存在于整体上升趋势中的住房自有率的地区差异却往往被忽略了。如图1所示，根据2010年“六普”的数据计算（虽然中国目前不存在官方的住房自有率统计数据，但从2000年开始，每10年1次的人口普查包含了对家庭住房来源的调查，据此可以近似计算相应的住房自有率），中国的整体城市家庭住房自有率为69.78%，住房自有率水平最高的3个省份分别是河北（85.81%）、黑龙江（85.44%）、辽宁（84.52%），最低的3个省份分别是西藏（30.95%）、广东（48.48%）、福建（51.45%）。由此可见，中国城市家庭住房自有率存在较大的省际差异。那么，造成这种省际差异的原因是什么？经济因素和社会因素在其中分别扮演了何种角色？这种差异对于政府制定差异化的住房政策和投资者的投资又有何种启示呢？这就勾勒出了本文的研究主题，即中国城市家庭住房自有率的省际差异及其影响因素研究。
按照赵奉军和邹琳华（2012）的总结，研究某一国家住房自有率的内部地区差异是国际学术界对住房自有率进行研究的重要路径之一。例如，Eilbott & Binkowski（1985）的研究发现，收入、房价、家庭规模、人口结构、人口迁徙率等因素可以充分解释美国不同地区的住房自有率差异；Coulson（2002）对美国不同州的住房自有率差异的研究结论表明，房价租金比和人口迁移特征是决定这种差异的两大核心因素。和国外学术界的研究相比，国内已有文献大多是从微观层面分析影响家庭住房权属选择的因素。例如，郑思齐（2007）将住房权属选择的主要影响因素归为家庭特征、住房特征和制度因素三类；潘虹（2008）将影响住房权属选择的因素分为供给方和需求方两大类，具体包括住房特征、人口特征、经济特征和心理特征等四小类，依次分别和全部引入Logit模型后，发现住房权属选择行为是一个综合内部、外部、经济、非经济因素影响的高度复杂的决策过程，单独从某一方面的特征去解释这一过程都是不完整的。由于宏观层面上的住房自有率为微观层面上的家庭住房权属选择的总体反映，因此，对家庭住房权属选择的影响因素的相关研究成果也将能为甄别住房自有率的可能影响因素提供借鉴。鲜有的从宏观层面探讨住房自有率影响因素的文献来自范亮亮和刘洪玉（2005）以及李宏瑾和徐爽（2009），前者采用中国各省份2003年的截面数据，应用多元线性回归方法，发现影响城镇居民住房自有率的因素主要有四个，分别是与之呈负相关关系的城镇化率、家庭规模和与之呈正相关关系的政府消费、人均实际可支配收入；后者则使用欧美41个国家的住房自有率数据，对住房自有率的影响因素进行了实证分析，研究发现经济增长水平越高，住房自有率反而越低，且这种关系还存在因果关系。本文的研究切入点同范亮亮和刘洪玉（2005）的更接近，与这种研究思路相似的还有一些来自中国台湾地区的成果，例如，彭建文和王佳于（2005）、彭建文和蔡怡纯（2010）使用台湾地区22个县市的面板数据，从房价收入比、人口迁徙率、老龄化程度、有偶率等经济社会因素的角度解释了不同县市的住房自有率差异。
从以上的文献回顾可以看出，同其他国家和台湾地区学术界的研究相比，大陆学者对城市家庭住房自有率地区差异的研究尚有欠缺。考虑到2010年第六次全国人口普查对城市家庭住房来源的调查，为我们近似获取既全又新的各个省份的住房自有率数据提供了可靠来源。因此，本文以下部分分别是对所研究使用的变量及其数据来源和实证模型的说明、实证分析过程和结果、研究结论的总结以及政策启示的提炼。
2 变量、数据与模型
2.1 变量选择与数据来源
2.1.1 被解释变量
本文研究的被解释变量是中国（除香港、澳门、台湾之外）31个省（自治区、直辖市）2010年的城市家庭住房自有率。
城市家庭住房自有率数据来自2010年第六次全国人口普查。住房普查是中国人口普查的重要内容，具体内容包括住户的住房建筑面积、住房间数、住房设施、住房来源等十几个项目（邹湘江，2013），其中，住房来源为我们计算城市家庭住房自有率提供了可靠依据。具体而言，由于“六普”对全国各地区家庭户的住房来源的调查选项包括租赁廉租住房、租赁其他住房、自建住房、购买商品房、购买二手房、购买经济适用房、购买公有住房、其他等八类，因此，凡是住房来源为自建住房、购买商品房、购买二手房、购买经济适用房、购买公有住房的城市家庭户均可视为住房自有家庭。 2.1.2 解释变量
主要从相关的经济、社会因素中初步选择了六个可能解释中国城市家庭住房自有率省际差异的变量。
（1）客观购房能力
城市家庭的购房能力受到家庭收入和本地区住房价格水平的共同作用。由于房价收入比是指一套标准住房的市场价格和家庭收入平均值（或中值）的比值，因此，可以将房价收入比作为城市家庭客观购房能力的衡量标准。当一个地区房价收入比偏高时，将导致该地区城市家庭客观购房能力的降低，致使较多家庭倾向于租赁住房；故房价收入比越高的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
在房价收入比的计算问题上，许多学者从不同角度给出了不同方法，还未取得共识。基于数据可得性和一致性方面的考虑，本文将采用下式计算各个省份的城市房价收入比，即：
房价收入比=（城市人均住房建筑面积×商品住房销售均价）/城市居民人均可支配收入
其中，城市人均住房建筑面积数据来自2010年第六次全国人口普查，2010年的商品住房销售均价和城市居民人均可支配收入数据来自《2011年中国统计年鉴》。
（2）人口年龄结构
一般而言，随着年龄的增长，人们对环境的适应能力将逐渐降低，对稳定住所的需求也将逐渐增加，故老年人群的自有住房意愿和消费通常高于年轻人群。故人口年龄结构中老年人口越多的省份城市家庭住房自有率可能越高，预期作用方向为正。
本文将使用各省份城市65岁及以上人口占常住人口的比例衡量人口年龄结构。其中，65岁及以上人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（3）婚姻状况
一般而言，已婚家庭对稳定住所的需求程度较高，相对于未婚人群，具有更高的自有住房意愿，特别是在中国的传统观念中，拥有一套住房是婚姻稳定的最基本需求。故已婚人口比例越高的省份城市家庭住房自有率可能越高，预期作用方向为正。
本文将使用各省份城市已婚人口（包括有配偶、离婚和丧偶人口）占常住人口的比例衡量婚姻状况。其中，已婚人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（4）家庭规模
范亮亮和刘洪玉（2005）的研究表明住房自有率与家庭规模呈负相关，这可能和家庭规模越小需要自有住房的家庭数量越多有关；然而，另一个不能忽视的因素是，规模越大的家庭解决居住问题的需求越紧迫，可能有更大的自有住房动力。因此，家庭规模对城市家庭住房自有率的影响可能比较复杂，预期作用方向无法确定。
本文使用的各省份城市家庭规模数据来自2010年第六次全国人口普查。
（5）流动人口规模
经济社会的快速发展使得中国地区间人口流动日益频繁，整体而言，流动人口的自有住房获取能力偏弱，且受户籍制度制约，流动人口自有住房的意愿也偏低，这可能导致流动人口主要流入地省份（例如广东、福建、浙江、北京和上海等地）的住房自有率较低，邹湘江（2013）的观察从定性的角度佐证了该推断。故流动人口规模越大的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
本文将使用各省份城市流动人口占常住人口的比例衡量流动人口规模。其中，城市流动人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（6）失业情况
家庭成员的失业将降低家庭的消费能力，继而影响其住房自有，Moriizumi & Naoi （2011）对于日本的研究佐证了这个推断，其发现失业率对城市家庭住房自有率有显著的负向影响。故失业率越高的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
本文将使用各省份城市登记失业率衡量失业情况。城镇登记失业率数据来自《2011年中国统计年鉴》。
被解释变量和各解释变量的基本情况如表1所示。
2.2 模型构建
本研究使用横截面数据，建立如下的多元线性回归方程模型，采用最小二乘法进行估计和具体检验。
其中，homeownershipi、ptii、agei、marriagei、sizei、immigrationi、unemploymenti分别代表第i个省份2010年城市家庭住房自有率、65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模、流动人口比例、失业率，β0是常数项，β1-β6是相应的回归系数，ε是随机误差项。
3 实证分析
3.1 实证结果
借助SPSS软件，首先使用普通最小二乘法（OLS）对模型进行估计，得到的结果见表2，调整后的R2为0.821，说明纳入模型的6个变量对于住房自有率有较强的解释力。考虑到截面数据模型很可能存在异方差性，为了控制这种现象，可以采用加权最小二乘法（WLS），故在最小二乘法回归的基础上，本文进一步给出了WLS的估计结果（见表2）。WLS模型估计的调整后的R2为0.992，表明模型有了更佳的拟合效果；模型总体的F统计量达到624.272，顺利通过F检验，表明模型总体线性关系显著；模型中各变量的估计结果均在1%的水平上显著，截距项的估计结果在5%的水平上显著；综上，模型估计结果是可信的，可以对其进行更进一步的分析。
3.2 结果分析
根据基于WLS的多元线性回归方程估计结果，接下来将分析六类经济、社会因素对中国城市家庭住房自有率省际差异的影响。
房价收入比、流动人口比例、失业率对城市家庭住房自有率均有显著的负向影响，这和本文对其影响方向的预期是一致的。房价收入比越高，表明城市家庭自有住房的负担越重，这既会从客观上降低城市家庭的购房能力，也会在主观上影响城市家庭的购房意愿，最终迫使许多城市家庭转向通过租赁住房解决住房问题，故住房自有率将随之下降。流动人口比例越高，住房自有率也随之下降，这种影响和两个方面的因素有关：一是和常住人口相比，流动人口难以享有完善的公共服务和社会保障，因而其城市定居意愿较弱；二是现阶段流动人口的主体是从事制造业和服务业的“农民工”，其住房支付能力差是不争的事实。因而，流动人口多偏好通过租赁住房解决居住问题。失业率的增加表明有更多的城市家庭购房能力将有所降低；且有失业人口的城市家庭为了保证基本生活需要，通常不会将家庭财富固着于住房上，因此，将带动住房自有率的降低。 65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模对城市家庭住房自有率均有显著的正向影响，前两者证实了本文的研究预期。65岁以上人口比例和已婚人口比例对城市家庭住房自有率的影响机理具有相似性，年龄越大和已婚的城市家庭对于稳定住所的需求越大，因此具有更高的住房自有意愿，不仅如此，他们还具有相对更好的购房能力，因此，这两个比例的提高将能推动住房自有率的上升。本文得到的家庭规模对住房自有率的影响方向同范亮亮和刘洪玉（2005）的结论是相反的，这说明之前提到的两种影响机理是并存的，可能是两个研究使用的截面数据的年度差异导致了结论的差异，也说明两种机理的影响效应可能“此消彼长”。在现阶段起主导作用的是：随着住房价格的快速上涨，规模较小的家庭的购房能力越来越差，其自有住房的意愿愈加难以通过实际住房消费行为转化为现实；因此，家庭规模的下降将带动城市家庭住房自有率的降低。
4 结论和讨论
4.1 结论
已有文献较少关注中国城市家庭住房自有率在不同地区之间呈现的差异，更缺乏对该差异影响因素的分析。本文以此为突破口，使用2010年第六次全国人口普查数据，建立多元线性回归方程模型，对中国城市家庭住房自有率的省际差异及其影响因素进行了研究，得到的主要结论如下：
（1）中国城市家庭住房自有率在不同省份之间呈现较大差异，最高的河北省的城市家庭住房自有率达到85.81%，最低的西藏自治区的城市家庭住房自有率仅有30.95%，即便考虑到西藏自治区可能存在特殊情况，次低的广东省城市家庭住房自有率也只有48.48%。
（2）影响城市家庭住房自有率的省际差异的因素有客观购房能力、人口年龄结构、婚姻状况、家庭规模、流动人口规模和失业情况等。其中，房价收入比、流动人口比例和失业率对城市家庭住房自有率均有显著的负向影响；65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模对城市家庭住房自有率均有显著的正向影响。
4.2 讨论
中国自20世纪80年代启动“房改”以来，通过实施“公房出售”政策和意在鼓励城市居民购房的市场化手段，推动了众多城市家庭逐渐拥有了自有产权的住房，从而使整体的住房自有率得以提高。大量经验研究表明，自有住房有助于家庭财富积累和提升主观福利水平，有助于子女教育成绩和健康水平的提高；有助于融入社区和提升社会资本（赵奉军和邹琳华， 2012）。因此，这些以推动家庭住房自有为导向的政策措施的实施带来了一系列正面效果。
然而，近年来出现的两种情况不容忽视，一是虽然国家采取了诸多政策手段加以调控，但部分地区的住房价格仍呈现过快上涨态势，直接使得这些地区的房价收入比远超合理水平，城市家庭的住房支付能力显著降低；二是越来越多来自中西部欠发达地区的农业转移人口向东部发达地区流动，由于自身的财富积累水平较低，且流入地的住房价格水平较高，这些流动人口群体通常无力通过购房解决在流入地的住房问题，进一步阻碍了流动人口在城市的定居，无助于实现真正的人口城镇化。
在这种背景下，考虑到本文的研究结论已经证实房价收入比和流动人口规模对住房自有率均有显著负向影响，因此，对于北京、上海、广东、浙江等东部发达地区而言，需要采取更有针对性的政策措施改善这些问题。一是进一步调整国民收入分配结构，提高就业和劳动报酬在初次分配中的作用，从收入提高的角度增强城市家庭的住房支付能力；二是进一步执行严格的住房市场调控手段，切实控制住房价格的过快上涨，直至住房价格实现合理回归，从房价回归的角度增强城市家庭的住房支付能力；三是建立覆盖流动人口的完善的住房政策体系，并通过逐步将流动人口纳入统一的公共服务体系增强其城市融入感，鼓励其在流入地购置自有住房。
参考文献：
1.陈杰.城市居民住房解决方案——理论与国际经验.上海财经大学出版社.2009
2.范亮亮 刘洪玉.中国城镇居民住房自有率影响因素的数量分析.沈阳建筑大学学报（自然科学版）. 2005.21
3.李宏瑾 徐爽.住房自有率、经济增长与社会发展——对欧美各国数据的经验分析.南方经济.2009.8
4.彭建文 蔡怡纯.不同县市住宅自有率差异分析——纵横资料分析法之应用.都市与计划.2010.37
5.彭建文 王佳于.不同县市住宅自有率差异原因分析.台湾土地研究.2005.8
6.赵奉军 邹琳华.自有住房的影响与决定因素研究评述.经济学动态.2012.10
7.郑思齐.住房需求的微观经济分析——理论与实证分析.中国建筑工业出版社.2007
作者简介：
王人扬，华中科技大学公共管理学院博士生，主要研究方向为住房保障。
张惠，华南师范大学讲师，华中科技大学公共管理学院博士生，主要研究方向为公共政策、公共管理。
关键词：住房自有率，省际差异，影响因素，“六普”数据
中图分类号：F293.3 文献标识码：B
文章编号：1001-9138-（2014）03-0003-10 收稿日期：2013-11-05
1 引言和文献回顾
住房自有率用以衡量一个国家或地区的住房产权结构，是指居住在拥有产权的住房中的家庭户数占家庭总户数的比例。一般情况下，家庭自有住房状况普遍优于其他来源的住房状况，因此，住房自有率是国际上通用的考察居民住房状况的重要指标。中国在20世纪80年代启动“房改”之前，城市中拥有自有住房的家庭很少（陈杰，2009）；随着“公房出售”政策的实施和商品住房市场的发展，中国的城市家庭住房自有率有了较大幅度的提高。虽然缺乏直接的官方统计数据，但一些研究机构的调查结论仍然可以提供佐证。例如，2012年《中国居住小康指数》（由浙江大学不动产投资研究中心、清华大学媒介调查实验室与《小康》杂志社联合发布）对40个城市的调查显示，中国城市人口住房自有率为78.6%；2012年《中国家庭金融调查报告》（由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心发布）对全国25个省部分城市的3412个家庭的调查显示，中国城市家庭住房自有率为85.39%。
住房自有率呈现的整体上升趋势日渐受到社会各界的关注，然而，存在于整体上升趋势中的住房自有率的地区差异却往往被忽略了。如图1所示，根据2010年“六普”的数据计算（虽然中国目前不存在官方的住房自有率统计数据，但从2000年开始，每10年1次的人口普查包含了对家庭住房来源的调查，据此可以近似计算相应的住房自有率），中国的整体城市家庭住房自有率为69.78%，住房自有率水平最高的3个省份分别是河北（85.81%）、黑龙江（85.44%）、辽宁（84.52%），最低的3个省份分别是西藏（30.95%）、广东（48.48%）、福建（51.45%）。由此可见，中国城市家庭住房自有率存在较大的省际差异。那么，造成这种省际差异的原因是什么？经济因素和社会因素在其中分别扮演了何种角色？这种差异对于政府制定差异化的住房政策和投资者的投资又有何种启示呢？这就勾勒出了本文的研究主题，即中国城市家庭住房自有率的省际差异及其影响因素研究。
按照赵奉军和邹琳华（2012）的总结，研究某一国家住房自有率的内部地区差异是国际学术界对住房自有率进行研究的重要路径之一。例如，Eilbott & Binkowski（1985）的研究发现，收入、房价、家庭规模、人口结构、人口迁徙率等因素可以充分解释美国不同地区的住房自有率差异；Coulson（2002）对美国不同州的住房自有率差异的研究结论表明，房价租金比和人口迁移特征是决定这种差异的两大核心因素。和国外学术界的研究相比，国内已有文献大多是从微观层面分析影响家庭住房权属选择的因素。例如，郑思齐（2007）将住房权属选择的主要影响因素归为家庭特征、住房特征和制度因素三类；潘虹（2008）将影响住房权属选择的因素分为供给方和需求方两大类，具体包括住房特征、人口特征、经济特征和心理特征等四小类，依次分别和全部引入Logit模型后，发现住房权属选择行为是一个综合内部、外部、经济、非经济因素影响的高度复杂的决策过程，单独从某一方面的特征去解释这一过程都是不完整的。由于宏观层面上的住房自有率为微观层面上的家庭住房权属选择的总体反映，因此，对家庭住房权属选择的影响因素的相关研究成果也将能为甄别住房自有率的可能影响因素提供借鉴。鲜有的从宏观层面探讨住房自有率影响因素的文献来自范亮亮和刘洪玉（2005）以及李宏瑾和徐爽（2009），前者采用中国各省份2003年的截面数据，应用多元线性回归方法，发现影响城镇居民住房自有率的因素主要有四个，分别是与之呈负相关关系的城镇化率、家庭规模和与之呈正相关关系的政府消费、人均实际可支配收入；后者则使用欧美41个国家的住房自有率数据，对住房自有率的影响因素进行了实证分析，研究发现经济增长水平越高，住房自有率反而越低，且这种关系还存在因果关系。本文的研究切入点同范亮亮和刘洪玉（2005）的更接近，与这种研究思路相似的还有一些来自中国台湾地区的成果，例如，彭建文和王佳于（2005）、彭建文和蔡怡纯（2010）使用台湾地区22个县市的面板数据，从房价收入比、人口迁徙率、老龄化程度、有偶率等经济社会因素的角度解释了不同县市的住房自有率差异。
从以上的文献回顾可以看出，同其他国家和台湾地区学术界的研究相比，大陆学者对城市家庭住房自有率地区差异的研究尚有欠缺。考虑到2010年第六次全国人口普查对城市家庭住房来源的调查，为我们近似获取既全又新的各个省份的住房自有率数据提供了可靠来源。因此，本文以下部分分别是对所研究使用的变量及其数据来源和实证模型的说明、实证分析过程和结果、研究结论的总结以及政策启示的提炼。
2 变量、数据与模型
2.1 变量选择与数据来源
2.1.1 被解释变量
本文研究的被解释变量是中国（除香港、澳门、台湾之外）31个省（自治区、直辖市）2010年的城市家庭住房自有率。
城市家庭住房自有率数据来自2010年第六次全国人口普查。住房普查是中国人口普查的重要内容，具体内容包括住户的住房建筑面积、住房间数、住房设施、住房来源等十几个项目（邹湘江，2013），其中，住房来源为我们计算城市家庭住房自有率提供了可靠依据。具体而言，由于“六普”对全国各地区家庭户的住房来源的调查选项包括租赁廉租住房、租赁其他住房、自建住房、购买商品房、购买二手房、购买经济适用房、购买公有住房、其他等八类，因此，凡是住房来源为自建住房、购买商品房、购买二手房、购买经济适用房、购买公有住房的城市家庭户均可视为住房自有家庭。 2.1.2 解释变量
主要从相关的经济、社会因素中初步选择了六个可能解释中国城市家庭住房自有率省际差异的变量。
（1）客观购房能力
城市家庭的购房能力受到家庭收入和本地区住房价格水平的共同作用。由于房价收入比是指一套标准住房的市场价格和家庭收入平均值（或中值）的比值，因此，可以将房价收入比作为城市家庭客观购房能力的衡量标准。当一个地区房价收入比偏高时，将导致该地区城市家庭客观购房能力的降低，致使较多家庭倾向于租赁住房；故房价收入比越高的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
在房价收入比的计算问题上，许多学者从不同角度给出了不同方法，还未取得共识。基于数据可得性和一致性方面的考虑，本文将采用下式计算各个省份的城市房价收入比，即：
房价收入比=（城市人均住房建筑面积×商品住房销售均价）/城市居民人均可支配收入
其中，城市人均住房建筑面积数据来自2010年第六次全国人口普查，2010年的商品住房销售均价和城市居民人均可支配收入数据来自《2011年中国统计年鉴》。
（2）人口年龄结构
一般而言，随着年龄的增长，人们对环境的适应能力将逐渐降低，对稳定住所的需求也将逐渐增加，故老年人群的自有住房意愿和消费通常高于年轻人群。故人口年龄结构中老年人口越多的省份城市家庭住房自有率可能越高，预期作用方向为正。
本文将使用各省份城市65岁及以上人口占常住人口的比例衡量人口年龄结构。其中，65岁及以上人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（3）婚姻状况
一般而言，已婚家庭对稳定住所的需求程度较高，相对于未婚人群，具有更高的自有住房意愿，特别是在中国的传统观念中，拥有一套住房是婚姻稳定的最基本需求。故已婚人口比例越高的省份城市家庭住房自有率可能越高，预期作用方向为正。
本文将使用各省份城市已婚人口（包括有配偶、离婚和丧偶人口）占常住人口的比例衡量婚姻状况。其中，已婚人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（4）家庭规模
范亮亮和刘洪玉（2005）的研究表明住房自有率与家庭规模呈负相关，这可能和家庭规模越小需要自有住房的家庭数量越多有关；然而，另一个不能忽视的因素是，规模越大的家庭解决居住问题的需求越紧迫，可能有更大的自有住房动力。因此，家庭规模对城市家庭住房自有率的影响可能比较复杂，预期作用方向无法确定。
本文使用的各省份城市家庭规模数据来自2010年第六次全国人口普查。
（5）流动人口规模
经济社会的快速发展使得中国地区间人口流动日益频繁，整体而言，流动人口的自有住房获取能力偏弱，且受户籍制度制约，流动人口自有住房的意愿也偏低，这可能导致流动人口主要流入地省份（例如广东、福建、浙江、北京和上海等地）的住房自有率较低，邹湘江（2013）的观察从定性的角度佐证了该推断。故流动人口规模越大的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
本文将使用各省份城市流动人口占常住人口的比例衡量流动人口规模。其中，城市流动人口和常住人口数据均来自2010年第六次全国人口普查。
（6）失业情况
家庭成员的失业将降低家庭的消费能力，继而影响其住房自有，Moriizumi & Naoi （2011）对于日本的研究佐证了这个推断，其发现失业率对城市家庭住房自有率有显著的负向影响。故失业率越高的省份城市家庭住房自有率可能越低，预期作用方向为负。
本文将使用各省份城市登记失业率衡量失业情况。城镇登记失业率数据来自《2011年中国统计年鉴》。
被解释变量和各解释变量的基本情况如表1所示。
2.2 模型构建
本研究使用横截面数据，建立如下的多元线性回归方程模型，采用最小二乘法进行估计和具体检验。
其中，homeownershipi、ptii、agei、marriagei、sizei、immigrationi、unemploymenti分别代表第i个省份2010年城市家庭住房自有率、65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模、流动人口比例、失业率，β0是常数项，β1-β6是相应的回归系数，ε是随机误差项。
3 实证分析
3.1 实证结果
借助SPSS软件，首先使用普通最小二乘法（OLS）对模型进行估计，得到的结果见表2，调整后的R2为0.821，说明纳入模型的6个变量对于住房自有率有较强的解释力。考虑到截面数据模型很可能存在异方差性，为了控制这种现象，可以采用加权最小二乘法（WLS），故在最小二乘法回归的基础上，本文进一步给出了WLS的估计结果（见表2）。WLS模型估计的调整后的R2为0.992，表明模型有了更佳的拟合效果；模型总体的F统计量达到624.272，顺利通过F检验，表明模型总体线性关系显著；模型中各变量的估计结果均在1%的水平上显著，截距项的估计结果在5%的水平上显著；综上，模型估计结果是可信的，可以对其进行更进一步的分析。
3.2 结果分析
根据基于WLS的多元线性回归方程估计结果，接下来将分析六类经济、社会因素对中国城市家庭住房自有率省际差异的影响。
房价收入比、流动人口比例、失业率对城市家庭住房自有率均有显著的负向影响，这和本文对其影响方向的预期是一致的。房价收入比越高，表明城市家庭自有住房的负担越重，这既会从客观上降低城市家庭的购房能力，也会在主观上影响城市家庭的购房意愿，最终迫使许多城市家庭转向通过租赁住房解决住房问题，故住房自有率将随之下降。流动人口比例越高，住房自有率也随之下降，这种影响和两个方面的因素有关：一是和常住人口相比，流动人口难以享有完善的公共服务和社会保障，因而其城市定居意愿较弱；二是现阶段流动人口的主体是从事制造业和服务业的“农民工”，其住房支付能力差是不争的事实。因而，流动人口多偏好通过租赁住房解决居住问题。失业率的增加表明有更多的城市家庭购房能力将有所降低；且有失业人口的城市家庭为了保证基本生活需要，通常不会将家庭财富固着于住房上，因此，将带动住房自有率的降低。 65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模对城市家庭住房自有率均有显著的正向影响，前两者证实了本文的研究预期。65岁以上人口比例和已婚人口比例对城市家庭住房自有率的影响机理具有相似性，年龄越大和已婚的城市家庭对于稳定住所的需求越大，因此具有更高的住房自有意愿，不仅如此，他们还具有相对更好的购房能力，因此，这两个比例的提高将能推动住房自有率的上升。本文得到的家庭规模对住房自有率的影响方向同范亮亮和刘洪玉（2005）的结论是相反的，这说明之前提到的两种影响机理是并存的，可能是两个研究使用的截面数据的年度差异导致了结论的差异，也说明两种机理的影响效应可能“此消彼长”。在现阶段起主导作用的是：随着住房价格的快速上涨，规模较小的家庭的购房能力越来越差，其自有住房的意愿愈加难以通过实际住房消费行为转化为现实；因此，家庭规模的下降将带动城市家庭住房自有率的降低。
4 结论和讨论
4.1 结论
已有文献较少关注中国城市家庭住房自有率在不同地区之间呈现的差异，更缺乏对该差异影响因素的分析。本文以此为突破口，使用2010年第六次全国人口普查数据，建立多元线性回归方程模型，对中国城市家庭住房自有率的省际差异及其影响因素进行了研究，得到的主要结论如下：
（1）中国城市家庭住房自有率在不同省份之间呈现较大差异，最高的河北省的城市家庭住房自有率达到85.81%，最低的西藏自治区的城市家庭住房自有率仅有30.95%，即便考虑到西藏自治区可能存在特殊情况，次低的广东省城市家庭住房自有率也只有48.48%。
（2）影响城市家庭住房自有率的省际差异的因素有客观购房能力、人口年龄结构、婚姻状况、家庭规模、流动人口规模和失业情况等。其中，房价收入比、流动人口比例和失业率对城市家庭住房自有率均有显著的负向影响；65岁及以上人口比例、已婚人口比例、家庭规模对城市家庭住房自有率均有显著的正向影响。
4.2 讨论
中国自20世纪80年代启动“房改”以来，通过实施“公房出售”政策和意在鼓励城市居民购房的市场化手段，推动了众多城市家庭逐渐拥有了自有产权的住房，从而使整体的住房自有率得以提高。大量经验研究表明，自有住房有助于家庭财富积累和提升主观福利水平，有助于子女教育成绩和健康水平的提高；有助于融入社区和提升社会资本（赵奉军和邹琳华， 2012）。因此，这些以推动家庭住房自有为导向的政策措施的实施带来了一系列正面效果。
然而，近年来出现的两种情况不容忽视，一是虽然国家采取了诸多政策手段加以调控，但部分地区的住房价格仍呈现过快上涨态势，直接使得这些地区的房价收入比远超合理水平，城市家庭的住房支付能力显著降低；二是越来越多来自中西部欠发达地区的农业转移人口向东部发达地区流动，由于自身的财富积累水平较低，且流入地的住房价格水平较高，这些流动人口群体通常无力通过购房解决在流入地的住房问题，进一步阻碍了流动人口在城市的定居，无助于实现真正的人口城镇化。
在这种背景下，考虑到本文的研究结论已经证实房价收入比和流动人口规模对住房自有率均有显著负向影响，因此，对于北京、上海、广东、浙江等东部发达地区而言，需要采取更有针对性的政策措施改善这些问题。一是进一步调整国民收入分配结构，提高就业和劳动报酬在初次分配中的作用，从收入提高的角度增强城市家庭的住房支付能力；二是进一步执行严格的住房市场调控手段，切实控制住房价格的过快上涨，直至住房价格实现合理回归，从房价回归的角度增强城市家庭的住房支付能力；三是建立覆盖流动人口的完善的住房政策体系，并通过逐步将流动人口纳入统一的公共服务体系增强其城市融入感，鼓励其在流入地购置自有住房。
参考文献：
1.陈杰.城市居民住房解决方案——理论与国际经验.上海财经大学出版社.2009
2.范亮亮 刘洪玉.中国城镇居民住房自有率影响因素的数量分析.沈阳建筑大学学报（自然科学版）. 2005.21
3.李宏瑾 徐爽.住房自有率、经济增长与社会发展——对欧美各国数据的经验分析.南方经济.2009.8
4.彭建文 蔡怡纯.不同县市住宅自有率差异分析——纵横资料分析法之应用.都市与计划.2010.37
5.彭建文 王佳于.不同县市住宅自有率差异原因分析.台湾土地研究.2005.8
6.赵奉军 邹琳华.自有住房的影响与决定因素研究评述.经济学动态.2012.10
7.郑思齐.住房需求的微观经济分析——理论与实证分析.中国建筑工业出版社.2007
作者简介：
王人扬，华中科技大学公共管理学院博士生，主要研究方向为住房保障。
张惠，华南师范大学讲师，华中科技大学公共管理学院博士生，主要研究方向为公共政策、公共管理。