考慮分布不平等的保障房建設福利效應測度研究

李夢玄，周 義

（1、中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073 2、華中農業大學 經管學院，湖北 武漢 430070）

考慮分布不平等的保障房建設福利效應測度研究

李夢玄1，周 義2

（1、中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073 2、華中農業大學 經管學院，湖北 武漢 430070）

基于森的可行能力理論，借鑒塞思的廣義均值雙參數模型，構造了同時考慮維度不平等與權重等影響的新福利指數，測度了武漢市被保障對象在遷居保障房小區前后真實福利的變化。研究結果發現：一是在整體福利方面，由于遷居后被保障對象福利分布均勻性有所改善，使得新模型測度的真實福利水平，相對于從總體平均角度出發的傳統模型，改善更加顯著。即：被保障對象在遷居后的整體福利水平和福利分布都有所改善，新模型更準確、更全面地測度并反映了研究對象的福利變化。在各維度福利方面，就福利水平而言，被保障對象遷居后只有居住條件、心理狀況改善顯著，而其余三個維度包括公共服務設施條件、就業條件和交通條件都表現出不同程度的惡化；就福利分布而言，心理狀況、就業環境和交通條件的福利分布在遷居后趨向收斂，居住條件福利分布則趨向發散，公共設施條件福利分布無明顯變化。由于三個維度福利水平的下降都和保障房的選址比較偏遠有較為明顯的關系，因此建議保障房項目的空間區位適中，空間分布分散化。

不平等；權重；保障房；福利效應；測度

一、引言

在我國實現經濟增長結構向以消費為主的內需轉變，社會結構向以中產階級為主體的理性成熟社會轉變的過程中，新型城鎮化是重要的戰略性切入點，住房保障則無疑是實現新型城鎮化的重要支撐。為此，在2008－2010年開工1000萬套的基礎上，黨中央、國務院決定在“十二五”期間再建設3600萬套保障性住房，加快解決城市弱勢群體的住房困難問題，促進實現住有所居的目標。全國因此掀起保障房建設的新一輪高潮，2011－2012年我國保障房新開工1000萬套和700萬套。然而，在保障房建設數量再創新高的同時，保障房建設的質量問題如規劃布局比較集中、離市區較遠，配套設施沒能同步建設或者敷衍了事，建成后因為質量問題無法及時投入使用等日益顯現，而且變得愈加突出。保障房建設到底給被保障對象的福利水平帶來了怎樣的改善？保障房的建設需要在哪些方面進行改進？從社會福利的新視角，全面準確地測度被保障對象遷居前后的福利變化，很可能是解決保障房建設中問題的關鍵。

目前，國內研究保障房問題涉及福利的較多，但是定量研究保障房建設福利效應的論文很少。馬光紅等（2008）借助AMM模型和空間失配假設，從經濟適用房的空間失配與住房福利損失的視角切入，研究了經濟適用房選址與住房福利損失之間的關系，提出了經濟適用房合理選址的措施建議。李夢玄等（2012）構建了遷居保障房社區居民福利的功能性活動和評價指標體系，通過武漢市保障房的實證研究發現，雖然被保障對象總體福利水平有所上升，但是上升的幅度偏小。為進一步提高這一群體的福利水平，保障房應選址在市區就業機會多的地方。

關于社會福利指數構造和測度，學界的討論和應用相對較多。理論上，楊緬昆（2009）對森所構造的福利指數的理論淵源及其局限性進行了探究，對國內學者所構造的社會福利指數進行了評析，指出其方法論上的缺陷，并就社會福利指數構造的理論和方法論框架提出了新看法。何強等（2009）綜述了國內外福利測度的方法主要分為三類：基于國民經濟核算體系及其擴展的單一指標測度方法；基于生活質量和社會發展的指數測度方法和基于生活滿意度的測度方法。應用上，高進云等（2007）提出了構成農民福利的六維功能性指標，通過模糊評判方法對農地城市流轉前后的農民福利變化的衡量發現，若僅對失地農戶進行貨幣補償，則農戶在失地后的福利水平將大幅降低。徐烽烽等（2010）構造了類似的四維福利指數發現，“土地換保障”后農戶總體福利水平明顯提高，若在貨幣補償外還提供較好的社會保障，則農戶在失地后的福利水平將進一步上升。余謙等（2011）基于收入分配與公平、醫療保障、教育文化、農業生產四個子系統構造了中國農村社會福利指數，通過1994～2008 年的中國農村社會福利指數的實際測算發現，教育文化和醫療保障對中國農村社會福利水平影響最大。可見，國內大部分研究都是基于阿瑪蒂亞?森的“可行能力方法”理論，通過構造多維福利指數，將各維度數據的算術均值加權平均組合成整體福利。

這種構造方法，實際上，存在如下缺陷：一是由于各維度指標均以算術均值為表征，忽略了各維度數據實際的偏態分布，也就忽略了數據分布的不平等對福利的影響，導致對福利的測度產生偏差。二是整體社會福利指數由各維度福利線性組合而成，這意味著各維度福利可以完全相互替代（Klugman，2010），而事實上并非如此。三是這種方法構造的福利指數只能測度出福利的平均值或平均變化，不能測度研究對象的福利分布或分布變化。福利分布是收斂了還是發散了？數據不平等造成的福利損失是多少？是增大了還是減少了？因此，要想準確測度研究對象整體福利水平、福利分布的大小或變化，必須考慮不平等的影響。

本文擬以遷居保障房社區的居民為研究對象，針對被保障對象的群體特點，根據森的功能和能力福利理論，提出被保障對象的福利構成，并且借鑒塞斯的廣義均值雙參數福利測度模型，構造能真實反映被保障對象福利水平的社會福利指數；然后，基于武漢市主城區322戶被保障對象的調查數據，實證分析被保障對象遷居前后真實社會福利考慮分布不平等的保障房建設福利效應測度研究水平及福利分布的變化，以期提出更有針對性的建議。

二、保障房社區居民真實社會福利指數構建

1、被保障對象真實社會福利指數的構建

Sen（1974）最早在單一維度上考慮分布不平等，提出了以“收入”為基礎，考慮分配不平等影響的國民福利計算公式：

其中，WS為森福利指數；RY為人均國民實際收入；G為基尼系數。

Hick（1997）借鑒Sen（1974）的思想，首次嘗試在多維福利測度中考慮分布不平等的影響，提出了如下形式的福利測度模型：

其中，h?d是第d維度上依樣本的數據分布；G（h?d）是數據分布h?d的基尼系數；μ為算術均值函數。Hick的模型WHi具備對“分布不平等”敏感的特性，但是對“關聯不平等”不敏感。另外，WHi違反了“子群一致性原則”，也就是說，有可能部分研究對象的維度福利水平或分布發生變化，但是總體福利的測度并沒有變化。

Seth（2009）在阿特金森（Atkinson）的廣義均值不平等理論基礎上，構造了一種新的雙參數多維福利測度模型：

其中，μγ，μβ分別代表指數為γ和β，且滿足γ＜β＜1的廣義均值函數，公式表達為：

其中，a為權重分布向量，hi?是（1，…，N）樣本向量中第i個向量依維度的數據分布。Seth的模型完全滿足構建多維福利指數的所有基本準則，而且它同時對分布不平等、關聯不平等敏感。

本文針對被保障對象的群體特點，提出被保障對象的福利包括居住條件、公共服務設施條件、就業環境、交通條件和心理狀況。具體指標體系見表1。然后，借鑒塞斯的一般模型，同時參考Pirttil?（2010）等對模型參數的研究，不失一般性，令γ＝－1且β＝0，則表征被保障對象真實社會福利水平的福利指數Wen-r為：

其中，wi是由N個研究對象構成的N維社會福利分布（w1，…， wN）中第i個被保障對象的社會福利指數；向量（hi1，…， him）為被保障對象i在構成其社會福利wi的m維維度福利的數據分布；Resi、Pubi、Empi、Trai和Psyi分別代表被保障對象i在居住條件、公共服務設施條件、就業環境、交通條件和心理狀況等五個維度上的維度福利。必須注意的是，式（3）轉化成式（5）的前提條件是μγ中的權重都相等，即向量a=ā=1/m，這就意味著五個維度的權重是相同的。鑒于μγ中權重不相同將使公式（5）變得非常復雜，同時根據李夢玄等（2012）研究發現對于低收入人群來說，這五個維度福利都很重要，各維度權重非常接近，所以本文合適的假定五個維度的權重相等，只考慮二級指標間的權重差異。

2、福利損失率

維度福利的不平等將降低福利水平，而傳統的以均值為基礎、線性組合而成的福利指數Wu-u忽略了不平等影響的理想值，顯然也是考慮了不平等影響的福利指數Wen-r的最大值，因此，由不平等造成的福利損失率AX可表達為：

3、五個維度福利指標的具體構成

（1）居住條件。保障房是政府為了解決城市中低收入家庭住房困難而修建的普通住宅，有社會公共福利和住房社會保障的性質。由此可見，居住是保障房福利的首要組成部分。城市居民的居住條件包含居住形式改造、居住環境改善和居住區位選擇三個層次，如合理居住面積保障、基本居住功能實現、城市基礎設施完善、居住公共環境改善和適當居住方式獲取等。這些指標的功能主要是滿足居民居住的舒適性要求。對于被保障對象來說，他們通常更關注居住條件的基本層面，因此，本文將被保障對象i的居住福利指數（Resi）定義為人均居住面積（Arei）、住房質量（Quai）和配套基礎設施（Infi）的函數，表達為：

其中，a11、a12和a13分別是居住條件維度下各二級指標即人均居住面積、住房質量和配套基礎設施的權重，當a11=a12=a13=1/3時，上式就簡化為簡單幾何平均，以下類推。

（2）公共服務設施條件。城市公共服務設施主要包括以商貿市場為主導的商業商貿設施、以基礎教育為主導的教育設施、以社區醫院的建設和完善為主導的醫療設施和以社區活動場地建設為主導的文體娛樂設施等。這些設施的主要功能是為居民提供便利的生活條件。具體到被保障對象，本文選取商業設施（Comi）、運動設施（Spoi）、教育設施（Edui）和社區衛生站（Medi）作為反映社區公共服務設施條件（Pubi）的二級指標，函數表達為：

（3）就業環境。對于被保障對象來說，他們無力自己改善住房條件的根本原因主要是他們的家庭收入太低。國家給這些家庭提供保障房，如果能在解決他們住有所居問題、改善其居住條件的同時，還能改善他們的就業環境、增加他們的收入，那么就能使他們適時的擺脫貧困，不再需要政府的幫助和救濟，實現真正的自我發展。可見就業環境也是被保障對象社會福利非常重要的組成部分。

居民的勞動就業需求主要集中在就業領域保障和就業地域分布兩個方面。對于被保障對象來說，在就業領域上更多的是指適合低收入人群的低端服務業、勞動密集型產業，而就業地域分布上主要是靠近居住地的、交通便捷的工作場所。本文因此選取與第二產業如工業園的接近距離（Seci）、與第三產業如低技能服務業的距離（Thii）作為被保障對象就業環境（Empi）的基本指標，函數表達為：

（4）交通條件。城市交通這里主要指的是內部交通。現代城市一般以公共汽車、電車、地鐵和私家車等為主要交通工具，其中公共交通工具運載量大，運送效率高，能源消耗低，相對污染小和運輸成本低等優點。對于被保障對象而言，他們的交通方式可能更多的是價格便宜的公共交通，交通條件需求則主要集中在公共交通的便捷性和可達性上。如果保障房距離工作地點太遠，他們每天可能要支付更多的交通費用，同時城市的交通擁堵很可能延長他們的通勤時間，交通產生的經濟、時間成本都會直接減損被保障對象的福利水平。本文因此選取與城市公共交通的關系（Busi）、與城市道路系統的關系（Raii）作為被保障對象交通條件（Trai）的基本指標，函數表 達為：

（5）心理狀況。根據馬斯諾的需求層次理論，每個人除了需要收入、住房等來滿足基本的生存與安全需求外，還有社交、尊重和自我實現等心理需求。和收入相比，快樂、心理滿足這些更高層次的社會性需求，可以說同等重要的影響每個家庭、每個人的福利水平。對于被保障對象來說，社區治安狀況影響他們社區生活的質量，社區的管理和人際關系的變化影響他們對社區的歸屬感，這些都影響他們自我福利的感知。因此，本文選取社區安全（Seci）、鄰里關系（Neii）兩個指標來反映其心理狀況（Psyi），函數表達為：

三、保障房社區居民遷居前后真實福利變化的實證研究

1、研究區域與數據說明

武漢市是全國最早進行保障房建設的城市之一，其歷年的保障房建設都位居全國前列。2012年，武漢市的保障房目標是開工建設保障房10.79萬套，竣工保障房5.8萬套，建設總量再次位居15個副省級城市之首。本課題組于2012年12月以武漢市中心城區（包括江岸區、江漢區、硚口區、漢陽區、武昌區、青山區、洪山區7個區）的保障房小區作為調查區域，按照保障房社區的數量和規模比例分配調查問卷，然后對保障房小區的居民進行隨機問卷調查或入戶訪談，發放問卷350份，經收回整理，有效問卷為322份，有效率達到92%，調查數據的平均值見表3。

2、各功能指標賦值標準的說明

在對福利進行評估時，所研究的指標有時無法得到連續的量化數據，而只能由研究對象對其進行不同程度的主觀評價，這就是虛擬變量。例如本文在對所有二級指標進行評價時，根據研究對象對指標的滿意度分別設置了很好、較好、一般、較差和很差這5種狀態。然后，參照李克特（Likert）標度法為這5種狀態依次等距賦標準化數值為1、0.75、0.5、0.25和0，值越大表示福利狀況越好。各二級指標評價的評判標準見表1，具體說明如下。

（1）居住條件中。建設部頒布的2020年全面建設小康社會的城市居民人均住房建筑面積設定為30m2，不過對被保障對象的調研發現，由于被保障對象的群體特點，人均住房面積超過24m2就感到非常滿足，所以認定24m2為被保障對象人均住房面積的最大值標準。武漢市市民申請配租廉租房的住房面積“門檻”是家庭人均建筑面積8m2以下，所以認定低于8m2是被保障對象人均住房面積的最小值標準。

住房質量以漏雨滲水、墻體開裂、電梯故障等問題的多少和嚴重程度為衡量標準。沒有任何質量問題的評價為很好，各種問題一次性完全修好的評價為較好，兩到三次、四到五次才全部修好的分別評價為一般、較差，超過五次才修好或者還修不好的評價為很差。

配套基礎設施以水電氣缺停的頻率為衡量標準，除了檢修從來不停的評價為很好，很少停水電氣（一月一次）、偶爾停水電氣（一月兩到三次）的分別評價為較好、一般，停水電氣比較多（一月三到四次）的評價為較差，經常停水電氣（一月超過四次）評價為很差。

（2）公共服務設施條件中。菜場、銀行等商業設施和基本運動設施以步行所需的時間為衡量標準，步行5分鐘、10分鐘、15分鐘、20分鐘可達的分別評價為很好、較好、一般和較差，步行超過20分鐘才能到達的評價為很差。

教育設施如小學和幼兒園與醫療設施如社區衛生站則以騎自行車到達需要的時間為衡量標準，騎自行車5分鐘、10分鐘、15分鐘、20分鐘可達的分別評價為很好、較好、一般和較差，騎自行車20分鐘還不能到達的評價為很差。

表1 保障房社會福利指標構成和評估標準體系

（3）就業環境中。與第二產業如工業園的接近距離、與第三產業如低技能服務業的距離均以騎自行車或者乘坐公交到達工作地點所需的時間作為衡量標準，騎自行車10分鐘、20分鐘可達的分別評價為很好和較好，乘公交20分鐘、40分鐘可達的分別評價為一般和較差，乘公交40分鐘還不能到達的評價為很差。

（4）交通條件中。與城市公交的關系、與地鐵輕軌的關系均以步行到達交通站點所需的時間為衡量標準，步行5分鐘、10分鐘、15分鐘、20分鐘可達的分別評價為很好、較好、一般和較差，步行超20分鐘才能到達的評價為很差。

（5）心理條件中。安全性以整個保障房小區每年發生偷盜事件的次數為評價標準，從來不發生偷盜事件的評價為很好，很少發生偷盜事件（一年一次）、偶爾發生偷盜事件（一年兩到三次）的分別評價為較好、一般，發生偷盜事件較多（一年三到四次）的評價為較差，經常發生偷盜事件（一年超過四次）評價為很差。

鄰里關系同樣以日常生活中交往的次數作為和諧程度的評價標準，經常來往（一月超過四次）的評價為很好，來往較多（一月三到四次）的評價為較好，偶爾來往（一月兩到三次）的評價為一般較差，很少來往（一月一次）的評價為較差，從不來往的評價為很差。

以xjk表示第j個維度下第k個二級指標的評價值，各指標的平均值統計量見表3。各二級指標的權重ajk通過專家調查法（這里的專家就是調查對象）獲得。

3、實證的結果及分析

本文實證的計算步驟如下：首先按照李夢玄等（2012）的傳統方法計算Wu-u，然后按照式（7）到式（11）分別計算各維度福利的賦權幾何平均值Wg-g，按照式（6）計算維度福利損失率Adx，最后按照式（5）計算整體福利水平Wen-r，按照式（6）計算整體福利損失率AX。實證的結果具體分析如下。

（1）整體福利的實證分析。表2給出了被保障對象遷居前后整體福利水平的兩種模型測度，以及由不平等造成的被保障對象整體福利損失率的變化。由表2可知，在整體福利水平方面，傳統模型Wu-u遷居前后的測度結果分別為0.4437和0.4871，而新模型Wen-r的測度結果分別為0.3693和0.4145，后者總是顯著小于前者，這是因為Wu-u反映的只是被保障對象福利的平均水平，而Wen-r則是綜合考慮了被保障對象福利分布變化的影響，包括指標內分布影響和指標間的關聯影響的真實福利測度。

表2 遷居前后被保障對象的整體社會福利水平及福利損失率

在被保障對象福利變化的程度上，新模型Wen-r測度被保障對象遷居前后的福利水平上升率為12.24%，顯著大于傳統模型Wu-u測度的福利指數變化率9.77%，這是因為遷居前后不平等因素對福利測度的影響程度不同。事實上，從表2可知，在遷居后不平等造成的福利損失率AX由16.78%下降至14.90%，這表明遷居后，被保障對象整體福利分布的均勻性有所改善。

不管是傳統模型Wu-u還是新模型Wen-r都顯示被保障對象遷居前后的福利水平都有一定程度的提升，說明被保障對象的整體社會福利因為遷居而得到改善。不過也可以看到，被保障對象遷居后的福利水平提升幅度有限，和預期有一定差距。

總之，第一是新的模型比傳統模型更全面、更準確的測度了遷居對被保障對象社會福利的影響，第二是遷居后被保障對象的社會福利有所改善，但還不夠理想。

（2）各維度福利的實證分析。表3列出了被保障對象在遷居前后各維度福利的兩種模型測度Wu-u與Wg-g以及維度不平等損失率Adx。從表3可以看出，各維度福利評價和維度不平等損失率在遷居前后的變化呈現顯著的差異性，具體分析如下。

第一，居住條件。對于那些入住保障房社區的居民，原來居住大多非常擁擠，或者住房年久失修、基礎設施老化，經常出現漏雨滲水等質量問題，這些都嚴重影響了他們的生活質量。而保障房小區是統一規劃和建設的，設施齊全，所以居住條件大為改善。由表3可知，入住保障房社區后，被保障對象在居住條件維度上的平均福利指數，從之前的0.192上升至現在的0.659，福利水平有非常顯著的提高，是原來的三倍多。但是，考慮分布不平等的遷居前后居住條件福利水平分別下降為0.191和0.538，新模型測度的居住條件福利水平遷居前后變化縮水。其主要原因是被保障對象在該維度上福利分布的不平等急劇加大，維度福利損失率Adx從入住前的3.53%上升至入住后的18.42%。這說明被保障對象之前的居住條件普遍較差，入住保障房社區之后的居住條件總體改善顯著，但是具體的改善幅度趨向發散，有的改善了很多，有的改善還不夠理想。

從組成被保障對象居住條件福利維度的次級指標，可以找到更具體的原因。雖然遷居后三項指標都明顯上升，但是最讓被保障對象滿意的還是居住面積的巨大改善，人均住房面積的模糊評價值從0.178大幅上升到0.841。有些家庭從企業下崗多年，兩代甚至三代人擠住在一間20－30平方米的小屋里，遷居后則住進了面積是原來好幾倍、寬敞明亮的新房，為此他們感到特別滿足。

表3 遷居前后維度福利指數和維度福利損失率

住房質量、配套基礎設施的評價值分別從0.210和0.190上升到0.547和0.575，平均也改善了不少，但不如居住面積那么顯著，特別是這兩個指標內因為分布不均勻造成的福利損失率Ad x高達21.76%和21.91%。究其原因，主要是在保障房的快速建設中，質量參差不齊、好壞不均的現象非常普遍。如武漢市硚口區保障房項目Z交房后，不少住戶發現住房存在墻體開裂、房間漏水、砂漿脆裂等質量問題。2012年，武漢市組織對2006年以來已交付使用的79個保障房項目、共786棟89187套房屋的質量情況進行了排查，確定了50個項目存在滲、漏、裂等質量問題。更有作為武漢市最大的洪山區保障房項目Q，從2008年交付以來，因為“水電氣路”一直不通而被形容為“城市孤島”。

可以說，正是住房質量和配套基礎設施的良莠不齊，使得這些指標的總體水平不太高，從而使被保障對象的居住福利大大縮水。

第二，公共服務設施條件。由表3可知，保障房社區居民公共服務設施條件的福利指數在遷居后從0.633下降到0.422，下降率為50%，表明被保障對象在該維度的福利水平下降幅度很大。同時，公共服務設施維度的福利損失率Ad

x在遷居前后分別為6.35%和6.41%，表明在該維度上被保障對象福利分布的均勻性沒什么變化，大部分被保障對象的公共服務設施條件相對于遷居以前并沒有改善，而是惡化。

從構成公共服務設施條件的次級指標變化發現，除了因為統一規劃保障房小區建設了相應面積的花園和運動場使得運動休閑設施指標從0.302上升到0.544，運動設施條件有所改善之外，其余指標包括商業設施、教育設施和醫療條件均有不同程度的下降。從各指標的維度福利損失率發現，運動設施的不均勻損失率從入住前的4.99%上升到11.58%，上升明顯，這說明運動設施條件雖然改善了，但是不均勻性卻增加了，保障房社區運動設施條件改善不均。另一方面，商業設施、教育設施和醫療設施指標的維度福利損失率都減小了，這說明遷居后，這三個指標的差異性減小，大部分保障房社區的商業設施、教育設施和醫療條件都在大幅度的下降。可見，商業、教育和醫療條件普遍性地大幅下降，導致了被保障對象公共服務設施維度福利的整體下降。

事實上，多數選址偏遠的保障房社區存在著公共服務設施配套不完善的現象。據政府報道，武漢市2012年90個在建的保障房項目，其中28項的配套設施都不完善，小到水、電、氣不通，大到周邊學校、醫院和商業圈等公共設施欠缺。調查發現居民普遍反映社區公共設施較少，有的甚至缺乏與日常生活息息相關的菜場、超市和餐飲設施等商業服務設施。公共服務設施缺乏首先給居民帶來買菜難、買日常用品難的生活困擾，同時也給居民帶來上學難、就醫難的煩惱。有些保障房小區因為附近沒有小學，孩子上學路途遙遠，社區的居民選擇空置保障房，不去住。

對于保障房對象來說，食品蔬菜和日常用品等基本生活費用在他們的支出中占比更大，所以居民對商業設施尤其是大型菜場、便民超市的依賴性很強。在對居民需求的公共服務設施排序調查中也發現，生活中他們最需要的設施是集市，表現在商業設施的權重0.345顯著大于其他二級指標；其次是幼兒園、中小學設施，因為他們深知學習對于孩子未來發展的重要性；然后是社區醫院等醫療設施，因為保障房社區居民中老年人和小孩較多；最后是運動和其它設施，因為他們可能沒有時間去關心、使用這些設施。

第三，就業環境。由表3可知，保障房社區居民的就業環境福利指數在遷居后從0.411下降到0.350，下降率為14.84%，表明被保障對象在遷居前后，就業環境有一定幅度的下降。同時，該維度福利損失率Adx也由19.75%也下降至6.12%，下降明顯，表明被保障對象遷居前后就業條件福利分布的不均勻性減小。總體來說，遷居后被保障對象就業環境普遍惡化，令人擔憂。

從被保障對象就業條件福利維度次級指標的變化發現一個值得關注的現象，就是就業環境二級指標遷居前的指標內不均勻系數都比較低，但是該維度指標的福利損失率卻高達19.75%，其中的原因就是二級指標之間的不均勻性很大，關聯不平等造成的福利損失大。調查中發現低收入群體存在如下普遍特征：文化水平較低，很多人從事專業技能要求較低的服務業和零售業，就業率的高低嚴重依賴于第三產業工作機會的多寡和遠近。在遷居之前，被保障對象大多在老城區有一份鄰近居住地的工作。現在，他們為改善住房條件選擇入住保障房，但是因為保障房小區選址偏遠，距離第三產業的距離顯著增加，本來就受限制的就業機會變得更少了。一般來說，他們在新居所附近找不到合適的工作，所以大多數人沒有變換工作，還在原來的崗位工作，結果是“職住分離”，也就是所謂的“居住-就業失配”。居住—就業嚴重失配導致他們上班路途遙遠，通勤時間很長，上班非常麻煩；同時通勤費用增加，導致他們凈收入的直接減少。

還有一部分家庭發現他們距離工業園的距離縮短了，不過他們的工作機會并沒有增加。原因是部分被保障對象年齡較大，缺乏技術，無法勝任工業園的就業崗位。這說明除了距離工作機會的遠近對就業產生影響之外，居民的人力資本偏低是其就業機會少的更深層原因。

總體來說，由于被保障對象的群體特征，他們的就業環境本來就不利，而遷居后就業環境更是普遍的惡化。被保障對象之所以要靠政府解決住房問題，根本原因是家庭收入太少，但是如果這些家庭的就業條件不改善，收入就不能增加，就不能真正的脫貧，可能永遠弱勢，這是個政府必須高度重視的問題。

第四，交通條件。被保障對象遷居前后的交通條件發生了較大的變化，由表3可知，該維度的福利指數在遷居后從0.728下降到0.254，下降率為65.11%，表明其交通條件下降非常明顯。同時，維度福利損失率Adx遷居前后分別為4.28%和3.64%，有所下降，這說明被保障對象遷居后的交通條件福利分布趨向收斂、更加均勻，遷居之后的交通條件普遍較差，他們的交通條件福利呈現普遍惡化的態勢。

從組成被保障對象交通條件的次級指標變化發現，二級指標在遷居前后的評價值分別從0.804和0.406變成0.255和0.249，都呈現出明顯的下降，指標內的不均勻系數前后都比較低，表明交通條件各方面都普遍性的下降。調查顯示，保障房社區居民出行的主要方式是騎自行車或者電動車，其次是乘公交車，幾乎不會乘坐出租車。他們的出行非常依賴于公共交通。在遷居前，他們大多居住在老舊社區，那里雖然比較破舊，但是距離公交站點近，公交車次多，出行很方便，交通條件良好；而在他們遷居后，由于地理位置比較偏遠，距離公交站點較遠，公交車次也明顯稀少，出行有時還要轉車，交通條件變得很不方便。

由于保障房小區的數量有限和區位單一，被保障對象的住房選擇呈現都明顯的被動性。但即使如此，被保障對象在決定是否選擇保障房的時候，交通條件仍是非常重要的考慮因素。如2011年底，武漢市洪山區和平街的住房困難戶，當時他們可選的保障房小區位于南湖，如果入住該小區將面臨交通費用、時間成本很高的問題，很多因此放棄了申請。還有的則是申請了保障房，但是并不真正入住，耐心等待交通條件的改善。這樣的結果是保障房一定程度上的空置。據報道，武漢市保障房的空置率高達20%。政府一邊花大力氣建設保障房，一邊卻是保障房空置，這無疑是巨大的浪費。

第五，心理狀況。由表3可知，保障房社區居民在心理狀況維度上的福利指數從入住前的0.255上升至入住后的0.750，幾乎是原來的三倍，福利水平有非常顯著的提高；同時，被保障對象遷居前后在該維度上的福利損失率分別是3.53%和3.28%，變化很小，福利分布的不均勻性在遷居前后都比較小。這說明保障房社區居民遷居前的心理狀況福利普遍較差，遷居后的心理狀況福利水平則普遍較高，居民心理狀況呈現普遍性的改善。

從組成被保障對象心理狀況福利的次級指標變化發現，安全性滿足和鄰里交往都得到巨大的提升。首先，安全性滿足增長最為顯著。這是因為被保障對象之前居所環境比較混亂，或者因為是臨時租住而缺乏安全感，現在則感覺踏實穩定、安全感倍增。其次，鄰里交往改善也很明顯。調查發現，被保障對象日常交往的對象主要是鄰居及家人親戚，然后是單位同事，其余的交往很少。被保障對象的交往圈子單一，鄰里關系和好，來往頻繁，表現出很強的地緣和親緣關系。這其中的原因主要有，由于居住條件的顯著改善，被保障對象總體心理需求得到巨大的滿足（雖然還有一些條件不盡如意），他們對現在的生活感到滿足，對未來充滿美好的期望。最后，被保障對象因為鄰里間的物質稟賦、社會屬性相近，沒有差別巨大時可能受到的階層歧視，所以他們都樂意鄰里間輕松的交流來往。

從各維度指標變化的橫向對比看，總體來說，被保障對象遷居后的居住條件、心理狀況呈現令人驚喜的巨大改善，而其他指標均表現出不同程度的惡化。其中，就業條件稍有下降，而公共設施條件和交通條件的下降率均達到了50%左右。本質上來說，這三個指標的下降都和保障房的選址比較偏遠有比較明顯的關系。正因為保障房區位比較偏遠，被保障對象離適合他們的工作機會距離變遠，就業條件變差；也正因為保障房選址偏遠，被保障對象不能和區位較好的商品房社區共享公共設施條件和交通設施，他們的公共設施條件和交通條件的建設和完善還需要政府再籌集資金投入，而政府的資金本來就捉衿見肘，短時間無法滿足這些條件的改善，結果是這兩方面條件明顯惡化。

在我國，城市中心的土地資源具有極端的稀缺性和高價值性，但是保障房“經濟性”的主要原因就是免征土地出讓金，這和地方政府經營土地的方針是格格不入的。作為一個自利的“經濟人”，地方政府為了降低土地收益損失，自然會將保障房選址在地價相對便宜的城市外圍或郊區。然而，對于被保障對象來說，尤其是相對于商品房社區居民來說，他們對公共交通、公共設施的依賴性無疑更強（從某種程度上來說居住區位比住房條件可能還要重要），并且公共交通、公共設施對他們產生的邊際效用也更大。遠離就業中心與交通中心，意味著就業機會減少，交通成本增加，生活負擔加重。遷居后就業、上學、醫療、交通等方面受到的損失大大抵消了他們住房環境的改善，他們的生活水平并沒有充分的提高。因此，保障房集中建在郊區，既浪費了國家資源，又起不到保障的作用，同時犧牲了市場的效率，既減少了生產者的利潤，也損失了消費者的效用。對該保障的人群并不適用，反倒吸引了一些有私家車的高收入者入住，出現富人擠占窮人福利資源的奇怪現象。

四、結論與建議

本文基于塞思的廣義均值雙參數模型，構造了一種同時考慮維度不平等與維度權重等影響的，以居住條件、公共服務設施條件、就業環境、交通條件和心理狀況為代表的多維福利指數，測算了入住保障房社區居民遷居前后福利水平和分布不均勻性的變化程度，研究結論如下。

一是由各維度算術均值線性組合而成的傳統福利指數Wu-u，測度的是平均化的“理想”值，總是高估研究對象的社會福利。本文基于廣義均值雙參數模型構造的社會福利指數Wen-r，同時考慮分布不平等與關聯不平等的影響，能更準確、更全面地反映被保障對象的社會福利。

二是在整體社會福利方面，被保障對象遷居后的整體福利水平有所提高，但提升率只有12.24%，福利改善的程度有限，應該來說還沒有達到政府的預期目標。被保障對象遷居后由于不平等造成的福利損失率下降，說明被保障對象整體福利分布趨向收斂，分布的均勻性總體有所改善。

三是在各維度福利方面，各維度福利水平和福利分布的改變都呈現分化的態勢。就福利水平而言，被保障對象遷居后只有居住條件、心理狀況改善顯著，而其余三個維度包括公共服務設施條件、就業條件和交通條件都表現出不同程度的惡化，其中，就業條件稍有下降，而公共設施條件和交通條件的下降率均達到了50%左右；就福利分布而言，心理狀況、就業環境和交通條件的福利分布在遷居后趨向收斂，居住條件福利分布則趨向發散，公共設施條件福利分布無明顯變化。本質上，三個維度福利水平的下降都和保障房的選址比較偏遠有較為明顯的關系。

針對以上結論，本文建議采取如下對策。

一是保障房的區位應適中。2007年以后武漢市建設的保障房項目空間分布呈現“規模化”和“邊緣化”的新特點（張祚等，2008），居民入住保障房小區的過程也成了居住空間分異的過程，為避免可能導致的社會分化，應避免將保障房小區大規模郊區化的趨勢。保障房項目選址應遵循保障低收入家庭出行便捷、成本低廉的原則，應盡量選擇臨近城市公交站點的地方。針對前期武漢保障房出現的選址偏、配套差等問題，武漢市政府準備每年從政府儲備建設用地中，分別在漢口、漢陽、武昌等三個區域選擇市政配套齊全、交通便利的地塊，完成拆遷和土地整理后，優先供給用于保障房特別是公租房建設。

二是保障房的空間分布應分散。保障房的選擇和保障房項目的空間分散程度成正比，和保障房單個項目的平均面積成反比。因此，為了擴大被保障對象的選擇范圍，也為了避免大量低收入人群聚集造成社會隔離等問題，應該控制保障房單個項目的建設規模，保證保障房項目的空間分散性，建議在商品房小區以配建方式進行保障房建設。短期來看，配建降低了政府的財政收入，也降低了房地產開發企業的利潤，但是綜合來看，配建減少了保障房小區配套建設的政府投資，提高了房地產開發公司的社會責任感，關鍵是讓被保障對象共享了所屬商品房小區優質的交通、教育和生活等配套資源，全面提高了被保障對象的綜合社會福利水平。因此，武漢市房管局擬在擬建商品房項目中，按規劃住宅總面積的5%～10%的比例配建公租房。

三是保障房的質量應耐久。保障房的建筑質量和設計、施工、竣工驗收和運行維護等密切相關。為確保工程質量，應建立保障房質量終身責任制，監理單位應加強監督管理，政府部門應參加竣工驗收。2012年，武漢市針對保障房質量提出具體的監管辦法，提高開發商進入保障房建設領域的資質門檻，落實保障房質量終身責任制，有效地從源頭消除保障房質量隱患，嚴格地把控房屋質量。

大規模實施保障性安居工程有利于促進內需擴大，能釋放巨大的消費和投資潛力，是轉變經濟發展方式、調整經濟結構的有效途徑。但是，“十二五”期間3600萬套保障性安居工程戰略實施以來，保障房建設的這些作用發揮比較有限。只有將制約作用發揮的諸多因素如保障房建設模式、公共服務配套等問題有效解決，保障房的“數量”和“質量”才會同步推進，住房保障對于保持經濟平穩增長、擴大國內投資和消費需求、解決貧富差距、推進新型城鎮化和建立公共服務型政府的多重作用才得到體現。

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（責任編輯：戴國際）

國家社科基金項目，城市弱勢群體的住房保障制度研究，項目編號：10CGL080；國家社科基金項目，保障房建設的社會空間效應、形成機制與福利測度研究，項目編號：12CGL092。