住房事關(guān)社會民生和經(jīng)濟發(fā)展,隨著我國住房制度改革的不斷深入,家庭住房財富分化造成的不平等問題也逐漸凸顯,對社會和經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響。論文基于住房制度改革的進程及特點剖析了住房財富不平等的成因、變化機制及其對總財富不平等的影響,對于未來住房政策制定和促進社會經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展有重要意義。論文首先梳理了住房制度改革的進程和邏輯,分析了中國城市家庭住房財富積累的歷史過程及住房財富分化特征。進而基于住房財富不平等的相關(guān)理論,分析了家庭住房財富不平等的成因、變化機制及其對總財富不平等影響的理論路徑,提出了相應的研究假說。在此基礎(chǔ)上,構(gòu)建實證模型檢驗了制度因素、國家政策干預、家庭特征影響家庭住房產(chǎn)權(quán),進而影響住房財富不平等的實證檢驗模型,并探究住房產(chǎn)權(quán)類型所造成的住房產(chǎn)權(quán)成本及住房財富差異;采用多年的截面家庭數(shù)據(jù),檢驗住房財富不平等的動態(tài)變化機制,研究住房財富不平等在群體間及群體內(nèi)部的變化過程及作用機制;采用中介變量分析檢驗住房對總財富不平等的影響,研究家庭自有住房對總財富不平等的貢獻及其作用過程。本文研究發(fā)現(xiàn):(1)制度因素、國家政策干預、家庭特征導致了中國城市家庭住房產(chǎn)權(quán)的分化,進而影響到...

【文章頁數(shù)】：171 頁

【學位級別】：博士

【部分圖文】：

圖4.195%置信區(qū)間下家庭所在單位類型的住房產(chǎn)權(quán)平均預測概率

第4章城市家庭住房財富不平等的成因機制74從圖4.1可以更為直觀的看到戶主在不同所有制性質(zhì)的單位通過不同途徑獲得自有住房的概率。從1995年到2002年，戶主在國有經(jīng)濟工作的家庭，其租賃公房的概率從0.58下降到0.17，伴隨著的是其擁有房改房的概率從0.3上升到0.63，表明其....

圖4.295%置信區(qū)間下戶主職業(yè)類型的住房產(chǎn)權(quán)平均預測概率

第4章城市家庭住房財富不平等的成因機制75圖4.295%置信區(qū)間下戶主職業(yè)類型的住房產(chǎn)權(quán)平均預測概率從概率的角度來看，在1995年，私營企業(yè)主或個體在租賃公房的概率上要比其他職業(yè)要低，在購公房的概率上要略高于干部和辦事人員。但是這一情況在2002年出現(xiàn)了變化，私營企業(yè)主或個體在購....

圖4.395%置信區(qū)間下戶主年齡的住房產(chǎn)權(quán)平均預測概率

概率與戶主的年齡呈現(xiàn)出線性相關(guān)，戶主年齡越大，越有可能獲得房改房。同時，戶主從市場途徑獲得自有住房的概率也與年齡呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)性，戶主的年齡越小，從市場途徑獲得自有住房的概率就越大。從租賃公房的概率來看，1995年結(jié)果顯示，年齡越小，租賃公房的可能性越大。但到了2002年的結(jié)果....

圖4.4各變量標準化偏差圖示（左）及傾向得分共同取值范圍

第4章城市家庭住房財富不平等的成因機制82過程獲得產(chǎn)權(quán)住房也就是房改房所形成的平均產(chǎn)權(quán)成本差異為27071.9元。對應的t值為7.83，大于1.96的臨界值，表明通過市場途徑獲得住房產(chǎn)權(quán)的成本差異是顯著的。ATU的含義為非參與者平均處理效應（AverageTreatmentEff....

本文編號：3932325