不同類型住房資助的就業效應研究
——基于CHARLS項目的實證研究①

蔣荷新，倪 萌

一、引言

住房資助是一項旨在提升中低收入住房困難家庭或個人住房消費能力的福利政策，按資助形式可以分為貨幣型或實物型資助，按受資助者對所住住房的所有權可以分為租賃型或產權型資助。由于住房產品的特殊性，住房資助有別于其他消費型福利補助，其帶有一定的生產性。政府期望通過緩解受助家庭或個人的住房困難，使家庭或個人有更多的精力用于教育培訓或工作搜尋等方面，進一步提升人力資本積累及就業積極性，并通過一定時期的財富積累，提升家庭或個人在住房和其他商品消費方面的支付能力，從而實現家庭或個人的經濟自立和向上流動，即通過政府的住房資助實現家庭或個人的“安居樂業”。從現有研究和政策實踐來看，住房資助就業激勵效應的發揮主要面臨以下兩方面的阻力：一是由于住房資助的發放有嚴格的收入準入標準，部分受助家庭或個人為了長期享受住房資助，可能會人為減少就業以維持低收入現狀；二是長期以來房地產市場租金和住房價格的增速遠遠超出了受助家庭或個人的就業和收入增長速度，這導致受助家庭或個人即使增加了就業也無法在市場上租住或購買合適的商品房，所以使受助家庭或個人產生了長期依賴政府資助的意愿。因此，探索住房資助對受助家庭或個人就業行為的影響機制，提出優化現有住房資助模式的策略是一項值得研究的課題，本文將以中國健康與養老追蹤調查項目(CHARLS)數據庫為例對此進行分析。

二、文獻回顧及研究假說

(一)住房資助對家庭就業的影響

有關住房資助就業效應的研究主要集中于租賃型住房資助，其中較有影響力的是基于施羅德(1)Mark Shroder, Does Housing Assistance Perversely Affect self-sufficiency? A Review Essay, Journal of Housing Economics, Vol.11, No.4(2002), pp.381-417.和奧爾森(2)Olsen, Edgar O.Catherine A.Tyler, etc, The Effects of Different Types of Housing Assistance on Earnings and Employment, Cityscape, Vol.8, No.2(2005), pp.163-187.等稱為“新古典主義假說”模型的結論。該模型考察了按收入標準遞減的貨幣型租賃住房資助對家庭就業的影響，該研究認為，由于住房資助收入對勞動供給的替代效應以及住房資助隨收入提高而下降的“收入稅”效應，貨幣型租賃資助必然會導致受助家庭減少勞動供給。租賃型住房資助的負向就業效應在定向安置的公共住房中表現最為明顯：英、美等國以政府提供社會住房或公共住房的形式解決移民人口的住房問題，隨之而來的福利依賴現象導致大量貧民窟的出現(3)Turner J.F.C., Housing Patterns, Settlement Patterns, and Urban Development in Modernizing Countries, Journal of the American Planning Association,Vol.34, No.6(1968)．；杜雅丁等人的研究發現，居住在公共住房的勞動者可能會因較大的通勤成本導致失業概率增加(4)Duhardin C, Goffette-Nagot F, Does Public Housing Occupancy Increase Unemployment, Journal of Economic Geography, Vol.9, No.6(2009), pp.823-851.；福斯特爾的研究發現，接受住房資助家庭的收入相較于未接受資助的家庭出現了顯著的減少(5)Forstall, Richard L., Richard P. Greene, James B. Pick, Which Are the Largest? Why Lists of Major Urban Areas Vary So Greatly, Tijdschrift voor Economische en Sociale Geografie,Vol.100, No.3(2009), pp.277-297．。國內學者朱德開基于合肥市新就業職工調查數據的研究也發現，受到住房保障優惠政策的新就業職工普遍存在收入水平低、就業積極性不高的問題(6)朱德開、徐成文：《城市新就業職工住房保障問題實證研究——基于合肥市新就業職工的調查》，《城市發展研究》2012年第19期。；崔光燦等的研究也證實了住房資助中存在“福利依賴”現象的結論。(7)崔光燦、廖雪婷：《產權支持與租賃補貼：兩種住房保障政策的效果檢驗》，《公共行政評論》2018年第11期。

(二)住房產權對家庭就業的影響

另有學者研究了住房所有權對家庭就業行為的影響，該研究發現是否擁有住房也會對家庭就業產生影響。在這一領域影響較廣的是1996年提出的奧斯瓦爾德假說(8)Oswald A, A Conjecture on the Explanation for High Unemployment in the Industrialized Nations: Part 1, University of Warwick Economic Research Papers，No.475(1996).，即住房自有率上升會導致更多失業，但是在很多實證文獻中該理論未能得到證實。相反，很多學者研究發現，由于面臨更大的經濟壓力，家庭通過貸款形式擁有了住房產權會提高家庭的就業意愿；戈斯和菲利普斯發現, 由于面臨更大的經濟壓力，有住房按揭貸款的勞動者在失業后會更積極地尋找工作(9)Goss E P, Phillips J M. ,The Impact of Homeownership on the Duration of Unemployment, Review of Regional Studies,Vol.27, No.1(1997), pp.9-27.；科爾森的研究也表明，住房自有狀況與勞動者失業的可能性呈現負相關，即擁有住房的勞動者往往更不容易失業(10)Coulson E, Fisher L. ,Housing Tenure and Labor Market Impacts: The Search Goes on, Journal of Urban Economics, Vol.65, No.3(2009),pp.252-264.。陳友華等在借鑒國外學者對“自有住房陷阱”研究的基礎上，發現大城市自有住房不會給購房者帶來“鎖定”效應，但在有收縮風險的小城市中，自有住房的確會導致購房者和城市發展陷入“自有住房陷阱”(11)陳友華、呂程：《自有住房陷阱與中國住房因城施策》，《河海大學學報(哲學社會科學版)》2020年第22期。；劉斌等研究發現住房產權通過房奴效應和鎖定效應提高了農民工的就業穩定性，即農民工在打工的城市有住房的話，其就業穩定性更高。(12)劉斌、張翔：《有恒產者的恒心：農民工住房狀況與就業穩定性研究》，《西部論壇》2021年第4期。

(三)文獻評述及本文的研究假說

從以上文獻回顧可以看到，不同類型住房資助對受助家庭的就業影響不盡相同?？傮w來說，由于租賃型住房資助側重于緩解家庭短期住房消費壓力，因而其較易誘發受助家庭的福利依賴，從而使住房資助表現出負向的就業抑制效應；而產權型住房資助側重于提升家庭長期住房獲取能力，因而較易提高受助家庭的就業積極性，使住房資助表現出正向的就業激勵效應。以較為典型的產權型住房資助共有產權房為例，由于大部分接受住房資助的家庭收入較低且他們的收入主要來源于就業，家庭收入的積累往往難以跟上住房價格的增速，因此，他們即使借助銀行貸款也很難在市場購買產權住房。而政府提供的共有產權保障房與受助家庭共同擁有產權的形式不僅幫助家庭實現住房夢，而且可對其產生長期的就業激勵，鼓勵家庭在未來通過就業從政府手中購買更高比例的住房產權。

總之，租賃型住房資助(以下簡稱“租賃資助”)可能會對家庭就業產生一定的抑制作用，而產權型住房資助(以下簡稱“產權資助”)則會對家庭就業產生正向的激勵作用，并且由于具備較高的就業增長潛力和收入增長預期，“產權資助”對就業的正向激勵效應在較高教育程度的勞動者中表現得更為明顯。據此本文提出如下假說：

假說1：由于存在收入替代和就業稅效應，“租賃資助”可能降低受助者的就業意愿；

假說2：由于提升了家庭的長期住房獲得能力，“產權資助”可能提升受助者的就業意愿；

假說3：由于存在更高的就業和收入增長預期，“產權資助”對較高教育程度勞動者就業的正向激勵更為明顯。

三、模型設定與數據選取

本文的實證數據選擇了中國健康與養老追蹤調查項目(CHARLS)數據庫，該項目為代表中國45歲及以上中老年家庭和個人的高質量微觀數據。本文選擇該項目作為數據來源的理由如下：首先，我國早期的住房資助以家庭為單位開展，微觀家庭數據比宏觀統計數據更能準確地反映各變量間的關系；其次，CHARLS項目調查對象為中老年人，這一群體的就業偏好基本已經穩定，各類臨時或偶發因素對其就業的影響較小，而住房資助是一項持續時間較長的資助，較有可能對其就業產生影響，因此也較易從中尋找兩者間的相關性；最后，CHARLS數據樣本覆蓋面更廣，樣本選擇更具代表性，據此得到的研究結論也更具有說服力。

由于住房資助主要面向城鎮勞動者，因此本文在CHARLS(2015年)數據庫的3.1萬個受訪者樣本中選取了數據信息完整的3236個城鎮戶籍樣本開展研究，研究所選用的數據信息包括家庭的住房自有狀況、接受住房和其他福利資助的狀況以及個人的就業、年齡、性別、受教育程度、婚姻、健康狀況等。

(一)模型設定

本文實證分析的目的是驗證住房資助對勞動者就業的影響，因此被解釋變量為受訪者的就業狀態，解釋變量為政府住房資助。為了區分不同類型住房資助對勞動者就業影響的差異，本文按前述標準將住房資助細分為“租賃資助”和“產權資助”，前者包括享受了政府租金補貼或租住租金優惠的政府保障性住房等的受訪者，后者包括接受了政府征地或者拆遷補償的受訪者。由于解釋變量“租賃資助”與就業之間可能存在內生相關性，即影響勞動者是否接受“租賃資助”的未觀察到的因素也可能會影響勞動者的就業，反之亦然；但“產權資助”與就業之間的關系是單向的，獲得征地或者拆遷補償可能會對勞動者就業產生影響，而勞動者是否就業與能否獲得拆遷或征地補償不存在因果關系。因此本文將“租賃資助”設定為內生解釋變量，在運用probit模型比較“租賃資助”和“產權資助”對勞動者就業影響差異的基礎上，使用biprobit聯立方程來處理“租賃資助”的內生性問題。

關于聯合方程中的就業方程，被解釋變量為勞動者就業概率，控制變量為影響勞動者就業的個體特征變量，包括年齡、性別、教育程度、婚姻狀況等，考慮到受助勞動者的收入中可能還包括一些福利補助，因此我們將其是否獲得城鎮“低保補助”作為控制變量加入方程，最后將內生解釋變量“租賃資助”加入方程，以此來檢驗我們的核心假設。關于“租賃資助”方程，勞動者是否接受政府“租賃資助”，主要與其收入水平相關，大部分勞動者的收入來源于就業，因此影響勞動者就業的因素同樣可能對其是否接受“租賃資助”產生影響，所以我們將影響就業的個體特征變量全部加入“租賃資助”方程中，同時選擇合適的工具變量，將影響“租賃資助”而不影響就業的因素予以控制。最后，本文參照Dujardin & Goffette-Nagot(2009)(13)Dujardin C, Goffette-Nagot F.,Does Public Housing Occupancy Increase Unemployment, Journal of Economic Geography,vol.9,No.6(2009),pp.823-851.構建了如下biprobit聯立方程模型，以聯合分析影響就業和租賃資助的因素。

令y1和y2分別代表可觀測的勞動者就業以及“租賃資助”狀態并定義如下：

(1)

(2)

其中，y*1表示影響勞動者就業概率的潛變量，y*2表示影響勞動者接受“租賃資助”概率的潛變量。潛變量的系統方程如下：

(3)

其中，X代表包括常數項在內的所有外生變量向量；Z代表本文用于解決解釋變量內生性問題所選用的工具變量向量；α測定“租賃資助”對勞動者就業概率影響的系數估計值；β1、β2是用極大似然估計的系數；ε1和ε2代表兩個方程的殘差項。

如果我們假設勞動者接受租賃資助可能受到同時影響失業和“租賃資助”的未觀察到的因素的影響，那么就業和“租賃資助”兩個概率方程的殘差(ε1和ε2)之間的相關性應該是非零的，兩者的相關系數等于ρ12。此時內生性檢驗就等同于檢驗兩個方程殘差的顯著性。似然函數可表示為：

P(yi1,yi2)=Φ[qi1(β1Xi+αyi2),qi2(β2Xi+γZi),qi1qi2ρ12]

(4)

其中，qij=2yij-1，當yij=1時，當qij=1；當yij=0時，當qij=-1。下標i代表個體i，j=1,2，Φ2為二元正態累積分布函數。

(二)變量選取和數據說明

1.變量選取

(1)被解釋變量和解釋變量

本文數據來源于2015年CHARLS數據庫，我們選擇勞動者是否“就業”作為被解釋變量，用來表示其就業狀態；解釋變量“租賃資助”的取值來源于受訪者對“是否用租金補貼支付房租”以及“所住住房是否屬于政府保障房”等問題的回答；解釋變量“產權資助”的取值來源于受訪者對“有沒有收到征地、拆遷補償金”等問題的回答。

(2)工具變量

根據前文分析，解釋變量“租賃資助”與被解釋變量“就業”之間可能存在內生相關性，我們直接進行probit分析可能會使估計結果產生偏誤，因此需要選擇合適的工具變量來予以補充。尋找工具變量的關鍵是所找變量要與內生解釋變量相關，但與被解釋變量不直接相關。我們需要根據經驗直覺和前人研究成果來尋找可能的工具變量，然后通過適當的檢驗來判斷所選的工具變量是否合理。在參考相關文獻和所用數據庫的特點后，本文采用個體水平的工具變量。首先，考慮到“租賃資助”面向的是中低收入住房困難的家庭或個人，并且資助期限一般持續二年以上，本文所用數據來自2015年的CHARLS調查數據，上一輪調查時間點是2013年，時間跨度恰好為二年。因而上期接受“租賃資助”的家庭在本期繼續獲得資助的可能性較大，而上期獲得資助對勞動者本期的就業則不存在確定的影響，因此本文將受訪者上期是否接受“租賃資助”(簡稱“上期資助”)作為“租賃資助”的第一個工具變量。其次，政府提供“租賃資助”的對象主要是沒有產權住房的家庭或個人，因此還可以從與住房狀態相關的視角選擇工具變量?？紤]到我國家庭或個人購買住房時需要滿足一定的條件，如擁有當地戶籍，在當地工作并有一定期限的社保記錄等，而近期遷入現居住地的勞動者大多只能以租房形式解決住房問題；同時，出于吸引人才促進地區經濟增長的需要，各地政府已經將住房保障政策覆蓋至這一群體，如很多地區公共租賃房的主要保障對象就是新增就業人口。這意味著近期遷入現居住地的勞動者更易獲得政府提供的“租賃資助”，但在勞動力市場上則沒有此類政策傾斜。因此本文將近期遷入現居住地的新增勞動人口(以下簡稱“新增勞動”)作為代表“租賃資助”的另一個工具變量。由于沒有找到更適合的其他工具變量，本文最終選擇了“上期資助”和“新增勞動”兩個工具變量，并預期兩者與“租賃資助”的相關系數均為正值。

“新增勞動”變量取值來自受訪者對于“您什么時候第一次搬來常住地”的回答，本文將在本地居住期限小于兩年的受訪者定義為“新增勞動=1”，其余為“新增勞動=0”；“上期資助”的數據來源于受訪者在2013年接受調查時的相關回答，本文將回答“使用租金補貼支付房租”以及“所住住房為政府保障房”的受訪者定義為“上期資助=1”，否定或未做回答者定義為“上期資助=0”。

(3)控制變量

本文選取了被受訪者的收入狀況、個體特征、健康狀況等因素作為控制變量，具體包括：是否接受低保補助、年齡、教育程度、性別、婚姻狀況、健康狀況、是否退休等，其中教育程度從低到高分為四類，其余變量的取值分為“是=1”或“否=0”兩類。變量具體定義見表1。

表 1 主要變量定義

(續表)

2.數據說明

我國法定退休年齡為男性60歲和女性50歲(女工人)及55歲(女干部)，但是受訪者中超過法定退休年齡再就業的比例很高，在本文所選樣本中，60—70歲勞動者的就業率達到了45%，65—70歲的就業率仍然高達40%，因此本文將樣本年齡區間的上限設為70歲。另外CHARLS調查以家庭戶主為單位進行，被調查者的配偶也被要求填寫問卷，因而存在少量年齡在45歲以下的樣本，本文對其進行了剔除處理，最終選擇的樣本年齡區間為45歲到70歲，樣本總量為3236人。

為了更細致地分析住房資助對不同類型勞動者就業的影響，我們按教育程度對樣本進行分組并進行描述性統計(見表2)。我們按“教育程度”分組的依據是，早期的住房資助主要面向最低收入住房困難家庭，其中主要為較低教育程度的勞動者，而隨著住房資助政策的持續開展，政策的覆蓋面已向更高教育程度的群體延伸。因此有必要通過對不同教育程度樣本的分類研究，分析其對住房資助政策的就業反應，為后續政策的制定和完善提供實證支持。

從表2主要變量的描述性統計中可以看到，全樣本的“就業”均值為0.596，即59.6%的受訪者處于就業狀態；分組樣本中，中、高教育程度樣本組的就業率最高，未接受正規教育樣本組次之，最低的是初等教育程度樣本組，其就業率分別為62.8%、61%和56%。

表2 主要變量描述性統計

從“租賃資助”均值來看，初等教育程度樣本組接受“租賃資助”的比例最高，中、高教育程度樣本組的比例最低。工具變量“上期資助”的均值也反映了同樣的特點，初等教育程度樣本最高，中、高教育程度樣本最低，這體現了“租賃資助”的延續性。從“產權資助”的均值來看，接受“產權資助”比例最高的是初等教育程度樣本組，最低的是中、高教育程度樣本組。

再看其他變量，接受“低保補助”比例最高的是初等教育程度樣本組，最低的是中、高教育程度樣本組，這與接受“租賃資助”和“產權資助”的特點一致。中、高教育程度樣本組的“新增勞動”比例明顯高于整體平均水平，同時這一樣本組的平均年齡明顯低于整體水平。

根據表2數據，我們可以得到一個初步的判斷，初等教育程度勞動者是各類資助的主要受益者，而中、高教育程度勞動者接受各類資助的比例最低。本文的樣本選擇較好地體現了住房資助主要面向城鎮中低收入住房困難家庭的資助準則，這也意味著本文實證分析的結論將有一定的實用價值。另一個比較有意義的發現是中、高等教育程度樣本中“新增勞動”比例遠高于整體平均水平，這表明中、高等教育程度勞動者的流動性較強，近兩年內遷入現居住地的比例較高，并且其平均年齡和退休比例也顯著低于平均水平，這意味著這一群體具有較大的就業潛力，政府未來的住房資助政策可以對這一群體給予一定的傾斜。

四、實證分析結果

(一)住房資助對就業影響的probit模型分析

針對不同樣本組的勞動者就業及影響因素進行的probit分析結果見表3。各種情形下“租賃資助”的邊際效應系數均為負值，且均通過了顯著性檢驗，這意味著接受“租賃資助”降低了受助者的就業概率(為方便表述，以下邊際效應系數比較時均以絕對值后的數值進行)。其中未接受正規教育組的邊際效應系數大于中、高教育程度組，但初等教育程度樣本組的系數不顯著，這意味著“租賃資助”對較低教育程度勞動者的負面影響較大。

表3 就業與住房資助：probit模型估計結果(邊際效應)

“產權資助”的邊際效應系數為正，其中，中、高教育程度組的邊際效應系數大于初等教育程度組，但未接受正規教育分組的系數不顯著，這意味著“產權資助”對較高教育程度勞動者就業的積極影響高于較低教育程度者。

在控制變量中，“低保補助”的邊際效應系數為負，但在多個分組中不顯著，這意味著人們是否接受“低保補助”對其就業的影響并不顯著；此外，男性、已婚有配偶、更健康的身體等因素將提高勞動者的就業概率，而更高年齡、更高教育程度、已辦理退休手續等因素將降低勞動者的就業概率。

(續表)

(二)住房資助對就業影響的biprobit模型分析

1.工具變量的合理性檢驗

由于解釋變量“租賃資助”與勞動者就業之間可能存在內生性，簡單probit模型的結果可能存在偏差，因此本文將運用biprobit聯立方程對兩者之間的相關性展開進一步分析。根據前文所述，本文引進了“上期資助”和“新增勞動”兩個工具變量用來替代內生變量，按照使用工具變量的要求，我們在實證分析之前需要對其合理性進行檢驗。合理有效的工具變量應滿足兩個條件：第一，在控制其他解釋變量的情況下與內生解釋變量偏相關；第二，與模型誤差項不相關。為了驗證工具變量的合理性，本文利用GMM估計結果進行弱工具變量和過度識別檢驗，檢驗結果見表4?！吧掀谫Y助”和“新增勞動”兩個變量均在1%的置信水平下顯著，表明這兩個變量與內生解釋變量“租賃資助”存在顯著偏相關；工具變量組合的F檢驗值大于10，它能夠拒絕所有工具變量都為0的原假設，通過了弱工具變量的檢驗，符合工具變量合理性的第一個條件。在過度識別檢驗中，工具變量組合的p值遠大于選定的顯著性水平0.05，因此在5%的置信水平下接受原假設，即工具變量與就業方程的誤差項無關，符合工具變量合理性的第二個條件，由此表明本文的工具變量選擇是恰當的。

表4 工具變量檢驗(GMM方法)

(續表)

2.住房資助對就業影響的biprobit估計結果

表5列出全樣本和各分組樣本的biprobit聯立方程模型估計結果，對于就業方程，在所有樣本組情形下，工具變量“上期資助”和“新增勞動”的邊際效應系數均為正且通過顯著性檢驗，與前文假設相一致，即上期接受“租賃資助”的勞動者的概率在本期有所提高，因此“租賃資助”中存在“福利依賴”的可能性；而隨著我國住房保障政策覆蓋范圍的擴大，新增勞動人口更易獲得政府的租賃型住房資助。

表5 就業與租賃資助biprobit模型估計結果(邊際效應)

在控制了解釋變量的內生性后，“租賃資助”與“就業”的邊際效應系數依然為負，相關系數的絕對值有所放大，且在三個分組中均通過了顯著性檢驗，這表明“租賃資助”的確會對勞動者就業產生負面影響，并且在受教育程度越低的分組中其負向效應越明顯。

再來看就業方程中各控制變量的系數，與probit模型結果基本一致，“低保補助”的邊際效應系數為負，但在三個分組中系數均不顯著；更高年齡、更高教育程度和已辦理退休手續等因素將降低勞動者的就業概率，男性和更好的健康狀況等因素將提高勞動者的就業概率，但已婚有配偶對就業的影響并不顯著。

從“租賃資助”方程來看，所有樣本組中“低保補助”與“租賃資助”的相關系數均為正且通過顯著性檢驗，這意味著接受“低保補助”會提高勞動者接受“租賃資助”的概率，因此這再一次驗證了低收入住房困難家庭更易獲得“租賃資助”的政策。而其余大部分控制變量的邊際效應系數不顯著，因此從統計學意義來看，這些因素對勞動者獲得“租賃資助”的概率不產生影響。

(續表)

五、結論與建議

(一)基本結論

本文研究表明，住房資助對勞動者的就業行為存在顯著影響，但租賃型和產權型住房資助政策的就業效應方向相反，并且它們在不同教育程度勞動者中的表現存在差異，上述結論很好地驗證了前文的三個假說：

第一，租賃型資助會降低受助者的就業概率，并且勞動者上期接受“租賃資助”會提高勞動者本期接受“租賃資助”的概率。這一結論驗證了“由于存在收入替代和就業稅效應，‘租賃資助’可能降低受助者的就業意愿”的假說。

第二，產權型資助可以提高受助者的就業概率。這一結論驗證了“由于提升了家庭的長期住房獲得能力，‘產權資助’將提升受助者的就業意愿”的假說，在住房自有的預期下，勞動者為了提高對自有住房的支付能力而努力工作、增加收入。

第三，按教育程度分組的實證結果表明，租賃型資助對低教育程度勞動者就業的負面影響較大，而對高教育程度勞動者就業的負面影響較小，產權型資助則正好相反?？紤]到高教育程度分組樣本的年齡均值較低，這一結論驗證了前文假說3“由于存在更高的就業增長潛力和住房自有預期，‘產權資助’對年齡較低及教育程度較高勞動者就業的正向激勵更為明顯”。

(二)政策建議

第一，將住房資助的重點放在提升受助者住房資產的獲取能力方面而不是日常住房的消費能力方面。政府可以通過創新產權型住房資助政策，幫助家庭和個人以多種形式獲得全部或部分住房產權，這不僅可以避免該類家庭出現福利依賴行為，還可以在較長時期內通過住房產權激勵提高勞動者的就業意愿。

第二，將租賃型住房資助與職業培訓等政策相結合?！白赓U資助”對低教育程度勞動者就業的負面影響大于中、高教育程度勞動者，這意味著提高受助者整體教育程度可以降低“租賃資助”對受助者整體就業的負面影響，將住房資助與職業培訓等政策捆綁實施可以實現相關目標，這也是英美等國較為常見的政策。

第三，產權型住房資助政策可以首先在中、高教育程度勞動者中推廣實施。產權型住房資助涉及大量的財政投入，因此其大規模推廣的可行性還受到財政預算的約束?？紤]到中、高教育程度勞動者在就業增長潛力和住房支付能力方面存在一定優勢，因此，在財政資源有限的情況下可以首先在中、高教育程度勞動者中推廣產權型資助，在形成良好的進入、退出機制后再擴大至更多受助對象。目前部分地區實行的共有產權保障房的實踐可以較好體現這一理念。