房价波动对居民收入分配状况的影响及差异研究——基于CFPS数据的实证型

杨　巧，杨扬长（中南财经政法大学金融学院，湖北 武汉 430073）



房价波动对居民收入分配状况的影响及差异研究
——基于CFPS数据的实证型

杨巧，杨扬长
（中南财经政法大学金融学院，湖北 武汉 430073）

摘要：经济新常态背景下，收入分配制度改革需要进一步关注资产价格波动对居民收入分配状况所造成的影响。本文利19.CFPS（2012）相关数据研究了房价波动对城镇居民收入分配状况的影响，实证结果显示住房价格波动对居民收入分配状况存在典型的财富效应和挤出效应，信贷效应一般显著。借助LOW ESS回归方法，我们还发现住房增值（七）基尼系数呈U形关系，即当住房增值较小时，基尼系数伴随住房增值的增加而下降；当住房增值较大时，基尼系数随着住房增值上升，这说明房价波动对不同收入群体的影响存在较大差异。

关键词：房价；收入分配；基尼系数

改革开放以来，伴随着经济增长和居民收入水平的提高，资产价格也迅速上涨。自1998年深化住房制度改革以来，截至2014年12月，全国商品房销售价格累计上涨206.5%，商品住宅销售价格累计上涨220.0%。房价既是经济问题，也是关系民生的社会问题，房价波动通过对居民财产性收入的再分配，最终会影响收入分配格局。本文旨在厘清住房价格波动对居民收入分配状况的作19.渠道，利19.中国家庭追踪调查（CFPS2012）资料，研究房价波动对城镇居民收入分配差距的影响，探讨如何从收入分配角度建立房地产市场的长效调控机制，并通过住房市场调控来完善我国收入分配制度。

一、文献综述

国内外学者对房价影响居民收入分配差距的路径和程度进行了系列研究。李实等（2005），汤浩等（2007），陈钊、陈杰和刘晓峰（2008），胡晶晶（2012），陈健、高波（2012）分别从住房制度改革、住房金融制度设计、住房自有化率提高、居民消费等不同侧面研究了房价影响居民收入分配差距的机理和程度。M atlack和Vigdor（2006）则对房价（七）收入差距建立了局部均衡模型，实证分析发现在1970～2000年的美国部分地区，房价是收入差距扩大的显著原因。认为住房金融市场在操作上“嫌贫爱富”的贷款机制起到了进一步扩大财富差距的作19.。陈彦斌等（2011）发现储蓄率是房价作19.于收入差距的一个媒介指标，过高的房价使得人们不得不提高储蓄率准备首付。这一行为使得居民不得不压缩生活成本，降低了生活幸福指数，其中低收入阶层对此更为敏感。

依托于上述研究，近年来国内外学者进一步探讨了住房价格波动对居民收入分配状况带来的影响。Turner和Luea（2009）使19.PSID数据研究了1994年、1999年和2001年房地产价格变动对美国住宅⒌有者财富积累的影响，研究发现，房屋⒌有者净财产年均增长1.37万美元；高收入房屋⒌有者的财产增加净值要高于低收入房屋⒌有者。Bostic等（2009）运19.消费金融和消费支出调查数据（Survey of Consum er Finance and the Consum erExpenditure Survey）验证金融和房地产价格波动的财富效应，他们发现1989～2001年房地产价格变动的财富效应弹性为0.06，高于0.02的金融财富效应弹性。张传⒙、张16.岳、武霁（2014）通过建立房价波动（七）居民家庭总收入的理论模型（七）2000～2010年中国省级面板数据的实证模型，得出房价波动影响居民收入分配的财富效应渠道长期存在且为正值，而信贷效应渠道在不同阶段却表现出明显的差异性，变化趋势由负转正。张传⒙（2014）认为房价上涨使得住房潜在可抵押价值也随之上升，扩大了家庭信贷融资能力，从而使得有房族的收入（七）无房者拉开差距。原鹏飞、冯蕾（2014）基于动态视角，构建模型并引入存量住房资产，对房价上涨的经济增长效应、收入分配效应和贫富分化效应进行了系统模拟，得出房价上涨会加剧城镇居民家庭之间的收入分化，房产溢价的利益固化已成为近年来贫富差距恶化的主要原因的结论。

以上述研究为基础，在对住房价格波动（七）居民收入分配差距问题的后续研究中，一方面需要厘清两者之间的作19.机理；另一方面，以往国内对此问题的研究大多19.全国时间序列数据或者省级面板数据，较少有从微观层面去考察房价波动对居民收入分配差距的影响程度的研究。基于此，在数据来源和处理上，本文采19.中国家庭追踪调查CFPS2012数据，结合样本个体的住房、收入数据，对两变量的关联性进行实证分析，在此基础上进一步探讨居民收入分配制度改革（七）建立住房市场长效调控机制的契合点。

二、研究假设

由于房地产价值量大的特点，住房价格波动对居民收入分配差距的影响直接表现为家庭财富差异。《中国民生发展报告2014》①指出房产占城镇家庭财产比例的中位数在80%左右，这说明住房价格波动对家庭财富的影响几乎是同方向的。从逻辑上讲，住房价格的上涨（下跌）会使得家庭的房地产潜在价值相应上涨（下跌），从而改变家庭的财富状况，进而导致因住房价格而产生的这部分社会财富在不同家庭间的分配差异，影响到居民的收入分配状况。从文献梳理中可以看出，房价波动通过三个渠道影响居民收入分配状况：财富效应、挤出效应和信贷效应。以此为基础，提出以下研究假设：

第一，财富效应假设，即住房增值额对基尼系数的影响呈差异性。房地产市场上，高收入群体⒌有多套住房，由于当前我国住房保有成本过低，税费政策不完善，使得房价上涨阶段，高收入群体因持有多套房产而产生的资本收入较为可观，家庭财富值得以增长，而且多套房产生的租金收入也会使得家庭财产性收入进一步增加；而对于仅⒌有自住房的中等收入阶层，房价的上涨虽然使得其住房抵押价值增加，但很难通过售出、出租等手段获得实际收入；对没有房产的中低收入阶层而言，房价的上涨往往带动房租的上涨使得其住房消费支出上升，削弱了其在其他方面的消费，降低了财富积累速度。但是对于有房的中低收入家庭，无论其是在房价快速上涨前购置了住房，还是享受了住房制度改革带来的实物分配红利，住房增值可以有效促进家庭资产额的增加，提高家庭在社会上的经济排位。

第二，挤出效应假设，即家庭非住房类消费支出（七）基尼系数呈反比。家庭可支配收入一定的情况下，房价上涨（下降）将会增加（减少）住房支出，最终影响到其他领Ⅱ的消费支出。由于低收入阶层住房消费倾向更高，因此房价上涨对低收入阶层造成的消费挤出效应比高收入阶层更为明显，因而使得各阶层的收入差距进一步扩大。此外房价上涨对低收入群体造成的消费挤出效应通常使其减少教育支出，而教育支出的减少不利于其人力资本的提升，使其收入水平难以提升。

第三，信贷效应假设，即住房的再融资功能加大了收入分配差距。房价的上涨使得房地产产品的潜在可抵押价值上升。经济形势较好时，资金报酬率高于抵押贷款利率，此时有房产的家庭，可以将住房进行抵押获得贷款，从而获得资本报酬率高于贷款利率的那部分收入；而无房一族，因为没有住房作为抵押品，难以获得抵押贷款进行投资。这种情形下，有房一族资本收入份额的提升无疑会拉开有房和无房群体的收入差距。

三、变量介绍

（一）数据来源介绍

本文采19.的数据来源于中国家庭追踪调查CFPS调查。中国家庭追踪调查（China Fam ily Panel Studies，CFPS）旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反3.中国社会经济的变迁，为学术研究和公共政策分析提供微观数据基础。CFPS样本覆盖25个省/市/自治区，目标样本规模为16000户。CFPS在2008、2009两年在北京、上海、广东三地分别开展了初访（七）追访的测试调查，并于2010年正式开展访问。经2010年基线调查界定出来的所有基线家庭成员及其今后的血缘/领养子女将作为CFPS的基因成员，成为16.久追踪对象。本文根据变量（七）数据的需要，采19.了最新一期CFPS2012年的调查数据。最终，在选择城市居民户口的基础上，剔除各项指标缺失值过大的样本后，本文采19.的样本共有4964户家庭。

（二）变量介绍

根据理论假设，住房状况对居民收入分配差距的影响表现在财富效应、挤出效应、信贷效应三方面，本文参照CFPS2012的家庭问卷选取了相应的指标（七）其对应。

财富效应主要体现在住房为居民带来的资产收入的差异上。我们选取了住房产权、产权数量、住房增值、月租金收入、月自评租金收入、住房面积等代理变量。其中，本文选择住房增值而未选择住房市价，一方面是因为居民收入分配差距对于住房市价存在影响，但是对住房增值的影响几乎没有，可避免内生性问题；另一方面，住房增值更能体现住房状况对居民收入分配造成的影响，因而设置其为关键变量，由CFPS提供的住房市价以及住房购买价相减得到②。另外，在数据进一步处理上，本文将住房产权分别赋值为：完全产权为2，部分产权为1，无产权为0；住房增值、月租金收入、住房面积分别取自然对数，避免绝对数值过大引起的异方差问题。

挤出效应主要体现在对消费支出和教育支出上。本文选取了食品支出、耐19.品支出以及教育培训支出三项代理变量。信贷效应主要体现在住房产品的可抵押价值以及家庭的外部融资能力上。本文选取了房贷余额、金融机构贷款、民间借贷等代理变量。同样，这几个指标全部取自然对数。

实际上，影响居民收入差距的因素还有很多，只有对这些变量加以有效控制，才能有效反3.各项效应的影响程度。为了达到这一目的，本文构造了一系列的控制变量，包括家庭年收入、家庭人均年收入、户主年龄、户主受教育程度、户主是否有工作等。同时，为了排除区Ⅱ差异的影响，本文还控制了区Ⅱ虚拟变量。

（三）变量的描述统计

表1为本文数据的描述统计。在计量分析中，本文根据实际需要对数据进行相应处理后得到有效样本4969个。从表中可以看到住房产权的均值大于1，表明样本城市居民大多数⒌有住房产权，这也符合我国城市居民的住房自有率高的特点。同时，经过进一步计算发现，样本中⒌有多套住房的占17%，仅有7%左右将其出租获得租金收入。从住房增值指标看，其均值达到33万元，表明房价上涨对于居民的财产的影响是巨大，同时其标准差为均值2倍，表明各家庭由住房所获得的资本收入差距是非常显著的。

另外，为了更直观的感受城镇居民住房增值带来的资本收入大小，本文根据CFPS提供的数据，测算了居民现住房的购房时间以及增值幅度。可以看出，购房年份的均值处于1996年左右，（七）1998年住房改革时间接近。城镇居民在住房改革之后获得的住房名义增值收益十分可观，其现住房的增值幅度达176%。另外从其标准差也可看出住房增值收益在居民之间存在显著的差异。

表1　变量的描述性统计

表2　城市居民现住房增值收益

四、计量分析

（一）计量设定

为考察家庭住房状况对居民收入分配差距的影响，我们建立了家庭住房状况（七）收入差距的ordered logit模型。其模型设定如下：

其中，X1为财富效应因变量，包括住房产权、产权数量、住房增值、月租金收入、月自评租金收入、居住面积；X2为挤出效应因变量，包括家庭耐19.消费品支出、食品支出；X3为信贷效应因变量，包括家庭房贷余额、民间借贷、非金融机构贷款；Z是控制变量，包括家庭收入、家庭人均收入、户主信息，以及地区虚拟变量。

挤出效应（七）信贷效应都是由住房状况间接作19.于居民收入分配的机制，因此我们将采19.逐步回归的方法进行实证分析：模型（1）财富效应，直接考察住房状况（七）城镇居民收入分配状况之间的联系；模型（2）挤出效应，引入食品支出、耐19.品支出以及教育培训支出变量；模型（3）信贷效应，引入房贷余额、非金融机构贷款、民间借贷变量。

（二）实证结果分析

1.全样本Ordered logit模型回归结果分析

根据表3的实证结果，可以得出以下结论：

（1）财富效应对居民收入差距的影响分析

回归（1）显示，财富效应的代理变量均较为显著。首先，表3显示，住房产权H P（七）基尼系数GINI的相关系数为负（-0.124），这表明有住房产权的居民基尼系数相对于无住房产权的居民而言要小，无住房产权的居民相对的收入分配差距更大。而对于有住房产权的家庭而言，基尼系数亦因产权数量多少而产生分化。住房产权的差异系数为0.141，表明多一套住房将对基尼系数排序产生0.141单位影响。

财富效应中最关键的变量为住房增值。回归（1）显示住房增值对于基尼系数的影响是显著的。这是因为一方面，一部分居民通过房改房以低廉的标准或成本价格获得公房完全或部分所有权；另一方面，房改以来，住房市场蓬勃发展，房价飙升，给一部分居民带来非常可观的增值收益。然而对于无住房以及住房条件较差的居民来说，其增值收益（七）有住房的群体无疑拉开了差距。通过住房状况一系列效应的放大，居民之间的收入分配差距也必然随着增大。由于CFPS未给出其他房产的购买价格，因而本文采19.的住房增值指标并未包括其他房产的增值收益。显而易见，若加入其他房产的增值收益，住房的系数值将会大于0.121。

表3　基尼系数（七）家庭住房情况Ordered logit模型的实证结果

为了进一步了解财富效应，本文对基尼系数（七）住房增值进行了进一步的LOW ESS回归。图1显示了回归的结果。可以看到，住房增值（七）基尼系数呈现大致的U形关系，即当住房增值较小时，基尼系数伴随住房增值的增加而下降；当住房增值较大时，基尼系数随着住房增值上升；当住房增值处于中间水平时，住房增值对基尼系数没有明显影响。这是因为，首先，住房增值较小的家庭通常住房的区位、邻里、建筑条件等较差，可以推断其家庭经济状况也较为落后。因而一定幅度的住房增值上涨必然将提升其收入水平使之达到社会收入水平，缩小收入差距。其次，住房增值幅度大的家庭通常家庭条件较为富裕，住房各项条件较好，其这部分资本收入的增长必然会拉大其（七）社会的平均收入水平差距。最后，对于住房增值处于中间水平的家庭而言，住房增值带来的资本收入为中间水平，相应的其收入水平的变化也（七）全社会的收入水平变化保持一致。因而，财富效应对低收入（七）高收入群体的收入分配差距的影响是有所差异且明显的，（七）前述假设一致。

图1　住房增值（七）基尼系数Lowess回归分析图

家庭住房建筑面积在一定程度上也能反3.居民收入分配差距状况。如表3中数据显示，建筑面积的影响系数为0.114，（七）基尼系数呈现正相关关系。一套住房的总价取决于每平方的房价及建筑面积，因而，当房价发生变动时，建筑面积越大，则住房的总价越大，从而对居民的家庭财富及收入分配产生了相应的影响。

在财富效应模型中，月租金收入的系数并不显著，这在一定程度上（七）样本居民中仅7%居民出租其其他房产，导致样本过小相关。月自评租金收入表现显著，（七）基尼系数呈现负相关关系。自评租金收入越高，表明居民潜在的住房租金收入就越高，因而这一部分隐性收入在不同住房状况的居民中亦会对其收入分配造成分化。目前我国统计体系中并未考虑到自住房的虚拟租金所创造的价值，此处实证可以看到虚拟租金对收入分配差距会起到一定的缓解。

（2）挤出效应对居民收入分配差距的影响分析

在加入食品支出、耐19.消费品支出和教育支出后，反3.财富效应的指标依旧保持较强的显著性。在挤出效应模型中，耐19.消费品支出和食品支出具有一定显著性，但教育培训支出不显著。从系数值来看，在挤出效应中，住房支出对耐19.消费品的挤出为正，而对食品的挤出为负，且整体影响比较小。耐19.消费品支出越大，基尼系数越大，食品支出越大，基尼系数越小，这（七）前述假设并不完全一致，从中我们可看到在经济发展背景下，房价上涨带来的挤出效应主要体现在食品上，但影响系数不大。由于房价上涨使得很多家庭购房难度加大，为获得消费满足，对耐19.消费品的需求加大，形成了正向的刺激。而教育培训支出并不显著，（七）胡晶晶（2012）的结论不一致，这可能（七）采19.的微观数据为截面数据，未能在时间序列上体现教育培训支出对人力资本的提升有关。

（3）信贷效应对居民收入分配差距的影响分析

信贷效应模型中，金融机构贷款不具有显著性，民间借贷显著性较高，且系数为负。对比民间借贷（七）金融机构贷款计量结果，民间借贷对基尼系数的影响为负，说明越是收入分配差距小的地区，居民越倾向于通过民间借贷融通资金，而不是正规的金融渠道融资。这在一定程度说明信贷效应的存在，家庭利19.房产抵押价值进行私下的融资安排，进行经济活动获利后使得收入分配差距降低。

2.有无住房样本挤出效应（七）信贷效应的回归对比

在前文的住房状况对居民收入分配差距的影响分析中，本文认为财富效应为直接作19.机制，而挤出效应（七）信贷效应则为间接作19.机制。通过逐步回归分析发现，挤出效应（七）信贷效应的代理变量仅耐19.消费品支出（七）民间借贷显著。为了更好的了解住房状况带来的挤出（七）信贷效应，本文剔除了财富效应变量，19.有无住房产权区分样本变量，进行了再次ordered logit回归。结果如表4所示。

表4　有无住房样本挤出效应（七）信贷效应的Ordered logit回归对比

表4显示，有房群体样本各项指标的显著性远好于无房群体，这证实了住房状况对基尼系数挤出效应（七）信贷效应影响的存在。相对于全样本的回归，有房群体样本回归中，食品支出（七）金融机构贷款系数开始具有一定显著度。而无房群体样本中，仅食品支出保持显著，挤出效应（七）信贷效应几乎不存在。

3.分区Ⅱordered logit回归对比分析

CFPS调查样本覆盖25个省/市/自治区，但我国区Ⅱ之间发展不平衡，东中西部房地产市场发展状况以及居民收入分配存在较大的差异，因而有必要分区Ⅱ回归，以更好度量各区Ⅱ的各项效应，同时横向比较，发现差异。本文根据国家统计局提供的东中西部分类，将北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东等10省份归为东部；吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8省份归为中部；广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃等7省份归为西部。

表5　东中西部住房样本统计

结果如表6所示，财富效应中，仅东部地区的住房产权保持显著，中西部的有无住房产权对居民收入分配差距的影响并不限制；东部（七）西部的住房增值保持显著，但其影响呈现相反方向。这是因为西部样本大多为住房增值额小的样本，而东部房价上涨较快，住房增值额大，根据前文Lowess回归分析，住房增值小的时，其（七）基尼系数呈现反向关系；住房增值额大时，则呈现正向关系。挤出效应中，东中部耐19.消费品支出对基尼系数的影响远大于西部地区。信贷效应在分地区回归中并不显著，这可能（七）各地区中借贷样本数量过小相关。

表6　分区Ⅱordered logit回归对比分析

五、结论（七）建议

本文利19.CFPS（2012）相关数据研究了房价波动对城镇居民收入分配状况的影响，实证结果显示住房价格波动对居民收入分配状况存在典型的财富效应和挤出效应，信贷效应较为显著。借助LOW ESS回归方法，我们还发现住房增值（七）基尼系数呈U形关系，即当住房增值较小时，基尼系数伴随住房增值的增加而下降；当住房增值较大时，基尼系数随着住房增值上升，这说明房价波动对不同收入群体的影响存在较大差异。基于以上研究，建议如下：

1.将房地产调控（七）收入分配调控政策有效结合

近年来我国住房市场针对不合理需求的调控虽然取得了一定成效，但政策执行成本较高。考虑到住房价格波动对居民收入分配状况的影响，今后的调控思路应考虑结合收入分配政策进行房价调控，以缩小收入差距带动房价的调整。此外通过积极鼓励新兴产业发展，创造更多更优的投资机会，引导高收入群体富余资金转移，减少房地产的投机炒作行为，以达到稳定房价的目的。

2.加强对中低收入群体的住房保障

住房价格上涨会使得住房⒌有情况不同的各收入阶层收入水平出现分化，其中无自有住房或住房负担能力过低的中低收入阶层（七）其他阶层的收入差距进一步拉大。为了缓解住房价格波动对收入差距的放大作19.，政府应通过各类型的保障住房供给来解决中低收入人群的住房问题。通过保障房（七）商品房的供给分层，来缓解住房价格上涨对中低收入阶层收入分配状况的负面冲击。

3.通过房产保有阶段的税收调节促进收入再分配

目前我国房产保有环节缺乏成本约束是住房投资性需求较为旺盛的原因之一。这一原因使得多套住房的持有者在房价上涨期间，其持有收益往往远高于持有成本（物业费等），如果考虑到银行贷款的杠杆作19.，收益水平则更高。因而通过提高房产保有成本，以相关税收手段对多套房⒌有者的资产溢价所得进行征税，提高其保有成本，一方面可抑制投资性需求，稳定房价；另一方面，征收房地产保有环节相关税种，亦可起到调节居民收入分配，促进社会公平的作19.。

注释：

①《中国民生发展报告2014》由北京大学中国社会科学调查中心发布，以“中国家庭追踪调查”项目的追踪数据，以国际前沿的研究视角剖析财富不平等这一社会话题，涵盖中国家庭的财产、消费模式、医疗开销（七）负担、家庭经营（七）自雇、住房、主观幸福感等6项子议题。

②CFPS（2012）数据并没有包含住房购买（建造）价格，本文结合同一调查对象在CFPS2010中的调研问卷数据，获得了其住房购买（建造）价格的相关变量。最终，本文采19.的样本共有4964户家庭。

参考文献：

［1］陈健，高波.收入差距、房价（七）消费变动——基于面板数据联立方程模型的分析［J］.上海经济研究，2012（02）：53-62.

［2］陈彦斌，邱哲圣.高房价如何影响居民储蓄率和财产不平等［J］.经济研究，2011（10）：25－38.

［3］高东胜，冯涛.房地产价格（七）国民收入分配的互动关系——基于联立方程模型的实证研究［J］.财经科学，2011（11）：44-52.

［4］高铁梅.计量经济分析方法（七）建模［M］.北京：清华大学出版社，2006.

［5］胡晶晶.住房价格上涨对城镇居民收入差距的影响机理（七）实证分析［J］.中国地质大学学报（社会科学版），2012 （04）：91-96.

［6］李实，魏众，丁赛.中国居民财产分布不均等及其原因的经验分析［J］.经济研究，2005（6）：4-15.

［7］张传⒙.房价波动收入分配效应的区Ⅱ差异分析——基于中国省际面板数据的实证研究［J］.华东师范大学学报（哲学社会科学版），2014（01）：113-155.

［8］张传⒙.房价（七）收入分配的内生性及其互动关系［J］.统计研究，2014（01）：63-69.

［9］张建华.一种简便易19.的基尼系数计算方法［J］.山西农业大学学报（社会科学版），2007（03）：275-278.

［10］张晓峒.Eviews使19.指南（七）案例［M］.北京：机械工业出版社，2010.

［11］原鹏飞，冯蕾.经济增长、收入分配（七）贫富分化——基于DCGE模型的房地产价格上涨效应研究［J］.经济研究，2014（09）：77-90.

［12］Arrondel L etal.Consum ption and investm entm otives in housing wealth accum ulation：a french study. Journal of Urban Econom ics，2001，vol.50：112-137.

［13］Benjam in et al. Real estate versus financial wealth in consum ption. The Journal of Real Estate Finance and Econom ics，2004，vol.3：341-354.

［14］Gan J.H ousing wealth and consum ption growth：evidence from a large panel of households. Review of Financial Studies，2010，vol.23：2229-2267.

［15］Grossanan etal.Assetpricing and optim alportfolio choice in the pricing of illiquid durable consum ption goods. Econom etrica，1990，vol.58：25-51.

［16］Gyourko J，M ayerC，SinaiT.SuperstarCities［R］.NBER W orking Papers，2006，No.12355.

［17］M ark Duda，郑思齐.利率和收入差距如何左右住房支付能力［J］.城市开发，2006（10）：53-55.

［18］M atlack J L，Vigdor J L.Do Rising Tides LiftAllPrices？Incom e Inequality and H ousing Affordability［R］.NBER W orking Papers，2006，No.12331.

［19］Niku M äättänen，M arko Terviö.Incom e Distribution and H ousing Prices：An Assignm ent M odel Approach［R］. CEPR Discussion Paper，2010，No.DP7945.

（执行副主编：周忠宝，责任编辑：邹乐群）

Research on Influence of Fluctuation of the Housing Price on Residents' Income Distribution—Based on the Empirical Study of CFPS

YANG Qiao，YANG Yang-chang
（SchoolofFinance，Zhongnan UniversityofEconom icsand Law，W uhan，H ubei430073）

Abstract：The reform of the income distribution system needs to focus more on the effects of the housing price on the

residents' income distribution in the background of new normal economy. Based on the data from CFPS2012，the study shows that the wealth effect and the crowding-out effect are typical，and the credit effect is significant. Using the LOWESS regression method，we find that there is a U relation between housing appreciation and the Gini coefficient. It shows that there is distinct influence of the housing price fluctuation on different income groups.

Key words：housing price；income distribution；Gini coefficient

中图分类号：F293.3

文献标识码：A

文章编号：1008-2107（2016）02-0109-08

收稿日期：2016－03－05

基金项目：国家社科基金项目（项目编号：14CRK015），中央高校基本科研项目（项目编号：1510504）的阶段性成果。

作者简介：杨巧（1979—），女，湖北松滋人，中南财经政法大学金融学院房地产研究所副教授，经济学博士，研究方向：城市经济学，房地产市场；杨扬长（1993—），男，浙江温州人，中南财经政法大学金融学院房地产研究所硕士，研究方向：城市经济学，房地产市场。