徐旻霞｜住房负债与城镇居民社区归属感

住房负债与城镇居民社区归属感

徐旻霞，西北工业大学公共政策与管理学院副教授

原载《华中科技大学学报(社会科学版)》

2024年第5期

摘要：城镇居民的社区融入对居民的安居乐业、社区的现代化治理和社会的和谐稳定具有重要意义。基于2020年中国家庭追踪调查数据，分析住房负债对城镇居民社区归属感的影响方式和途径，结果发现：有住房负债的城镇居民，社区归属感显著低于没有住房负债的城镇居民。机制分析表明，客观层面，住房负债会降低城镇居民参与社区活动的概率，减小城镇居民的邻里互动频率，弱化邻里关系；主观层面，住房负债会降低城镇居民的主观阶层认同，进而对城镇居民的社区归属感产生显著的负向影响。从产权类型来看，住房负债对在所住社区自有住房的城镇居民的社区归属感有更强的负向影响；从债务类型来看，正规住房负债对城镇居民社区归属感的负向影响大于非正规住房负债。异质性分析表明，住房负债对青年、受教育程度较低、中等以下收入的城镇居民社区归属感的负向影响更强。研究结果揭示了住房负债在城镇居民的政治生活和社会生活领域的“房奴”效应，由此对城镇居民家庭的债务管理以及中国城镇基层社区治理的现代化提出建议。

关键词：住房负债；社区归属感；社区参与；邻里关系；主观阶层认同

社区是居民政治生活和社会生活的重要载体，是社会的微观单元，也是国家治理体系的基石。居民的社区融入不仅影响居民的社会互动、身份建构、民主政治参与和公共服务获取，还与基层社区治理和社会治理紧密相关，具有重要的理论和实践价值。

情感是居民社区融入过程中不可忽视的重要维度。社区归属感综合反映居民的身份认同、社区认同和对社区的情感依赖，是社区融入的最深层次和最终目标。现有研究发现，中国农村社区的整合度相对较高，而城镇居民的社区融入度较低。究其原因，个体层面的文化资本、工作特征和生活方式，社区层面的社区类型和社会资本，制度层面的户籍分割和社会保障参与，以及主观心理因素都会影响城镇居民的社区融入。其中，住房是影响城镇居民社区融入的根本性因素。《孟子》云，“有恒产者有恒心，无恒产者无恒心”。一方面，住房品质和社区环境直接影响居民的居住体验和生活方式，塑造居民的社区认同；另一方面，住房产权会通过安居效应、财富效应、公民权利效应和城市福利效应强化居民的社区归属感，提升居民的主观幸福感，促进居民的社区参与和社区融入。

但是，上述研究致力于从财富、权利和归属的角度论证住房产权对城镇居民社区参与和社区融入的积极影响，忽视了与住房产权联系密切的另一关键问题，即住房负债。随着中国资本市场的发展和住房金融体系的完善，金融借贷成为城镇居民住房消费的重要融资途径，城镇居民家庭的住房负债规模也持续攀升。中国人民银行公布的数据显示，2019年，城镇居民家庭的负债率高达56.5%，其中住房贷款占家庭总负债的75.9%，户均家庭住房贷款余额38.9万元。住房负债具有“双刃剑”效应，虽然短期的住房负债有助于缓解融资约束，筹集购房资金，促进住房消费，但长期来看，过高的住房负债会提高家庭财务的脆弱性，导致家庭客观福利和主观福利的下降。那么，住房负债又会如何影响城镇居民的社区融入和社区归属感？是通过负债的短期福利效应和住房产权的安居效应提高居民的社区归属感，还是通过“房奴”效应降低居民的社区归属感？这种影响在不同的居民之间有何差异？

为尝试解答上述问题，本研究利用中国家庭追踪调查2020年数据，深入分析住房负债对城镇居民社区归属感的影响机制及其异质性。本研究揭示了住房负债的“房奴”效应对城镇居民的政治、经济和社会生活的深刻影响，并就中国居民家庭的债务管理以及城镇基层社区治理的现代化提出了相应的建议。

（一）住房负债与社区归属感：安居效应、财富效应和“房奴”效应

社区融入是指居民积极参与社区决策、社区管理、社区活动和社区监督，享受社区公共服务，实现社区居民融合。社区归属感是社区融入在居民主观认知层面的深层体现，综合反映居民在精神层面对自己社区成员身份的认同、对社区的认同和情感归属，是居民完全融入社区的标志，也是构建社区共同体的主观意志基础。

对城镇居民而言，住房具有居住空间、城市归属感、财富载体和社会权利凭证等多重属性，是决定城镇居民的身份认同和社区归属感的关键要素。现有研究发现，住房产权会对城镇居民的社区融入产生显著的积极影响。首先，“安居乐业”是传统价值观念下中国居民的理想生活形态，住房作为家庭生活必需的耐用消费品，既能满足城镇居民的基本居住需求，也能支持城镇居民的稳定发展，还是城镇居民获取城市福利和公共服务的重要凭证，具有安居效应；其次，住房是中国居民家庭最重要的物质资产，在房价快速上涨的过程中，家庭财富也不断增值，产生财富效应。因此，自有住房的业主会对社区产生较强的归属感和认同，他们关心住房财产保护，主动维护自身的居住权益，积极参与社区维权活动；主动实施公民权利，积极参与社区居委会选举，同时关注更大范围的社区建设和社区生活。

但是，少有文献关注住房负债对城镇居民社区融入的影响。现有关于住房负债的研究主要从经济学的视角出发，考察住房负债对居民家庭投资、消费和劳动参与等经济决策和经济行为的影响，尚未深入探讨住房负债在居民的政治生活和社会生活领域的作用。住房作为消费品，价值较大且具有抵押功能，大量城镇居民家庭在购买住房、获得房屋产权的同时，背负高额的住房贷款。从财富属性看，住房负债的增加代表居民家庭资产负债率的上升和住房净资产的相对下降。面对降薪、失业和重大疾病等家庭财务危机，居民偿还债务的能力下降，极可能“断供”，失去住房产权。这种不稳定风险会削弱自有住房的财富效应对居民社区归属感的积极影响；从安居属性看，虽然居民可以通过借贷快速融资，有效解决家庭购房能力不足的问题，提前实现住房消费，但长期的高额负债也会带来沉重的经济和社会压力，加重家庭的生活负担。大量的实证研究表明，住房负债会显著降低居民的工作满意度，增强居民的相对剥夺感，削弱居民的主观幸福感和社会公平感，从而弱化住房的安居效应。换言之，住房产权带来的财富效应和安居效应并不能消除住房负债的“房奴”效应，有住房负债的城镇居民，背负更沉重的经济负担和社会心理压力，生存焦虑感更强，对社区的认同和归属感也会低于没有住房负债的城镇居民。因此，本研究提出如下假设：

假设1  有住房负债的城镇居民，社区归属感低于没有住房负债的城镇居民。

（二）住房负债、社区互动和社区归属感

住房负债还会通过客观机制和主观机制间接影响城镇居民的社区归属感。客观层面，住房负债会减少城镇居民的社区参与。社区参与是指居民直接或间接地参与社区公共事务、公共决策和公共监督的行为。居民的社区参与是社区治理的重要形式和途径之一，是社区“共同体”意识的集中表现，也是现代社区形成的基础。居民积极参与社区事务，一方面有助于有效整合社区资源，促进社区建设，提升社区品质，打造更加完善的社区共同体；另一方面也有助于提高社区互动，在社区参与过程中增强居民对社区的信任感和认同感，提升居民对社区的情感依赖，提高社区凝聚力，促进社区融入和社区整合。

但是，家庭债务具有偿还刚性。首先，住房负债的增加以及还债压力的上升会提高居民的劳动参与率。研究表明，高额负债会使居民对薪资收入的依赖度提高，对失业风险的抵抗力下降。为了保持收入的稳定性，同时尽可能增加收入用以偿还债务，居民会主动加班，增加出差频率，提高工作强度，寻找兼职或开创副业。时间约束理论认为，时间是一种有限资源，居民用在工作领域的时间越多，就势必压缩用在其他领域的时间。Andersen等基于多国数据的比较实证研究发现，女性劳动参与率的上升是导致20世纪90年代末美国民众志愿服务参与率不断下降的主要原因。高饱和的工作会挤压居民的闲暇时间，在客观层面提高居民参与社区事务的机会成本，减少居民参与社区事务的时间和频率。其次，还债压力和高强度的劳动会导致身体疲劳和心理倦怠，在主观层面降低居民参与社区活动的意愿和积极性。祝仲坤基于中国流动人口动态监测调查数据的研究就发现，透支式劳动带来的精神疲倦和心理压力会对农民工的社会参与产生显著的“挤出”效应。低水平的社区参与底不利于社区社会资本的培育，也会降低城镇居民的社区归属感。综上，本研究提出如下假设：

假设2.1  有住房负债的城镇居民，社区参与度低于没有住房负债的城镇居民，社区参与在城镇居民的住房负债与社区归属感的关系中起中介作用。

住房负债还会减少城镇居民的邻里互动，弱化邻里关系。社区认同和社区融入建立在居民的社区交往和社区互动上，俗语道，“远亲不如近邻”，邻里是由频繁的社会互动构建的社会关系体，邻里之间的日常互动是建立社区互惠机制和社区信任的基础。居民通过与邻居交往，搭建起社区内的社交网络，培养对社区的信任、认同和归属感，进而提高社区的社会资本，促进社区融合。何晓斌和柳建坤基于中国综合社会调查数据的实证研究发现，城市社区中的邻里互动能够有效提升邻里信任水平，促进居民的社区融入；吴晓林和谭晓琴在研究中也指出，社区互动是影响居民社区归属感的关键因素，邻里间缺乏紧密的生活互动和社会联系是居民社区归属感和社区融入度降低的重要原因。

中国城镇化的快速推进使得传统“熟人社会”中紧密的邻里关系发生断裂，大量的流动人口增加了城镇社区的匿名性、异质性和复杂性，“陌生人社区”越来越多。城镇社区居民虽然在物理空间层面比邻而居，但在社会空间层面冷漠而疏离，日常互动和交往非常少，呈现出个人主义倾向和原子化特征。在这些现实背景下，如前所述，住房负债一方面会挤压居民的闲暇时间，减少居民与邻居交往和互动的机会；另一方面会导致身体疲倦，带来焦虑和抑郁情绪，降低居民与邻居交往和互动的意愿，进一步弱化城镇社区中的邻里关系，对城镇居民的社区归属感产生显著的负面影响。综上所述，本研究提出如下假设：

假设2.2  有住房负债的城镇居民，邻里互动少于没有住房负债的城镇居民，邻里关系在城镇居民的住房负债与社区归属感的关系中起中介作用。

（三）住房负债、主观阶层认同和社区归属感

主观层面，住房负债会导致城镇居民主观阶层认同的下降，进而降低居民的社区归属感。主观阶层认同是指居民对自身所处的社会阶层地位的主观认知和判断，综合反映居民对当前生活状态和阶层体验的满意度。研究表明，主观阶层认同会深刻影响居民的经济行动、社会参与和社会态度。主观阶层认同度越高的居民，对公共服务的满意度越高，参与慈善捐赠、志愿服务活动和社区公共事务的意愿也更强。祝仲坤和冷晨昕基于社会融合调查数据的实证研究发现，主观阶层认同是影响农民工的城市身份认同的重要途径，自有住房的农民工，主观阶层认同度更高，从而能够形成更稳定的城市身份认同。反之，较低的主观阶层认同度和阶层体验中的相对剥夺感会带来自卑情绪，减少居民的社会交往和社会互动，对居民的城市融入和心理适应产生显著的负面影响。

一方面，住房负债会导致流动性约束，对居民家庭消费产生明显的“挤出”效应，改变居民的生活方式，降低居民的消费水平和生活品质。李江一基于两期中国家庭金融调查数据的实证研究发现，居民的购房动机和住房负债分别会挤出7.4%和15.8%的家庭消费。同时，住房负债带来的经济压力还会增加家庭财务的脆弱性，使家庭削减医疗和健康投资，减少教育投入，减少人情往来支出和社会资本投资，综合降低居民家庭福利。另一方面，住房负债会引发居民的心理焦虑，带来抑郁情绪，降低居民的主观幸福感和生活满意度。有负债的居民会在相比较之下感受到自己的经济劣势和生活风险，更容易产生消极的阶层体验。并且，中国城镇居民家庭的购房行为呈现出明显的生命周期特征。有住房负债的居民通常处于生命历程的中期阶段，以中青年为主，个人发展、婚姻、教育和医疗等多重社会经济压力使他们的主观阶层认同本就偏低且不稳定；在以上多种因素的共同作用下，住房负债会进一步降低居民的主观阶层认同，而较低的主观阶层认同会弱化居民的社区身份认同和社区归属感。综上所述，本研究提出如下假设：

假设2.3  有住房负债的城镇居民，主观阶层认同低于没有住房负债的城镇居民，主观阶层认同在城镇居民的住房负债与社区归属感的关系中起中介作用。

（一）数据来源与样本选择

本研究使用中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）2020年数据进行量化分析。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心（Institute of Social Science Survey，ISSS）主持进行，从2010年起在全国进行追踪调查，综合收集居民个体、家庭和社区三个层次的信息，所得数据被广泛地应用于学术研究和公共政策分析中，具有较强的代表性和权威性。

CFPS 2020年数据包含27646个有效的居民样本。本研究首先删去14967个农村居民样本，然后删去4994个有缺失数据的城镇居民样本，最终得到7685个信息完整的城镇居民样本，作为本研究的分析对象。

（二）变量设定

1.因变量。本研究的因变量（被解释变量）是城镇居民的社区归属感，根据问题“您对您所住的小区有感情吗？”进行测量。将“非常没有感情”“比较没有感情”“一般”“比较有感情”和“非常有感情”分别赋值1-5分。得分越高，说明城镇居民对所住小区的感情越深，社区心理融入度越高，社区归属感越强。

2.自变量。本研究的自变量（解释变量）是城镇居民的住房负债，参考现有研究，可进一步分为来自银行等正规信贷部门的正规住房负债和来自亲友借款、民间借贷等非正规渠道的非正规住房负债。正规住房负债根据问题“为购买或建造、装修住房，您家是否有没还清的银行贷款？”测量，若“有”则编码为“1”（有正规住房负债），若“没有”则编码为“0”（无正规住房负债），生成一个二分类变量；非正规住房负债根据问题“为购买或建造、装修住房，您家是否向银行以外的其他组织或个人，如民间借贷机构、亲戚朋友、熟人等借款，而且现在还没有还清？”测量，若“有”则编码为“1”（有非正规住房负债），若“没有”则编码为“0”（无非正规住房负债），生成一个二分类变量。然后，如果居民有任意一类未还清的住房负债，则编码为“1”（有住房负债）；如果居民没有任何未还清的住房负债，则编码为“0”（无住房负债）；由此生成一个新的二分类变量，作为本研究的自变量。

3.中介变量。本研究设置3个中介变量：社区参与、邻里关系和主观阶层认同。

根据问题“最近五年，您是否在居委会选举中投过票？”测量社区参与。将投过票的居民编码为“1”（社区参与度较高），将没有投过票的居民编码为“0”（社区参与度较低）。

根据问题“总体来看，您觉得您所住的小区内邻里关系如何？”测量邻里关系。将“很差”“较差”“一般”“较好”和“很好”分别赋值1-5分。得分越高，说明城镇居民的社区邻里关系越好。

根据问题“您给自己在本地的社会地位打几分？”测量主观阶层认同，赋值1-5分。得分越高，代表城镇居民的主观阶层认同越高。

4.控制变量。本研究设置了4个层面的15个控制变量：个体层面的性别、年龄、受教育程度、职业类型、政治面貌和婚姻状况；家庭层面的家庭收入、现住房产权、房产数量和住房资产；社区层面的居住时间、公共设施、周边环境和周边治安；省份层面的所在地区。各变量的具体说明和分布情况见表1。

（三）统计模型与方法

本研究的因变量社区归属感、中介变量邻里关系和主观阶层认同均为取值1—5的有序变量，中介变量社区参与为二分类变量，所以，本研究使用oprobit（ordered probit）模型分析住房负债对城镇居民社区归属感、邻里关系和主观阶层认同的影响，使用logistic模型分析住房负债对城镇居民社区参与的影响。使用oprobit模型需要满足平行线假设，即回归效应不会随着因变量分类等级的变化而产生差异。但是本文的数据未通过平行线检验，未能满足这一条件。许多研究者指出，平行线检验具有过度限制性，在现实操作中经常难以满足，即使未能通过平行性检验，oprobit等模型的回归结果依然具备较强的参考性。所以，本研究借鉴牛冠朝和刘军强的做法，保留oprobit模型作为主要分析手段，同时引入对平行线假设要求较低的goprobit（general ordered probit）模型进行辅助分析。

之后，本研究通过sobel检验和bootstrap方法验证主观阶层认同、邻里关系和社区参与的中介作用；采用倾向得分匹配和更换回归样本的方法进行稳健性检验；最后进行分年龄、收入和受教育程度的异质性分析。

（一）城镇居民住房负债与社区归属感的基本情况

表1和表2中的数据显示，86.68%的城镇居民拥有住房，家庭平均房产数量1.27套，中国城镇居民家庭的住房自有率达到较高水平。同时，城镇居民家庭的住房负债率也较高，27.07%的城镇居民有尚未还清的住房负债（在有住房的城镇居民中，这一比例是31.23%），20.70%的城镇居民有正规住房负债，11.14%的城镇居民有非正规住房负债。城镇居民的社区归属感相对较高，平均值为3.91；社区参与度较低，仅有32.43%的城镇居民近5年内参与过居委会投票；对邻里关系的评分相对较高，平均值为4.03。城镇居民的主观阶层认同较低，平均值为2.94，有78.06%的城镇居民将自己归类于本地社会中层及以下。

分类来看，有住房负债的城镇居民，社区归属感、社区参与度、对邻里关系的评价和主观阶层认同都低于没有住房负债的城镇居民；有正规住房负债的城镇居民，社区归属感、社区参与度、对邻里关系的评价和主观阶层认同都低于没有正规住房负债的城镇居民；有非正规住房负债的城镇居民，社区归属感、社区参与度、对邻里关系的评价和主观阶层认同都低于没有非正规住房负债的城镇居民。以上结果初步展示了城镇居民的住房负债与社区参与、邻里关系、主观阶层认同和社区归属感之间可能存在的相关性，需通过回归分析进一步验证。

（二）住房负债对城镇居民社区归属感的影响

表3展示了住房负债对城镇居民社区归属感影响的回归分析结果。模型1的结果显示，住房负债会对城镇居民的社区归属感产生显著的负向影响，有住房负债的城镇居民，社区归属感显著低于没有住房负债的城镇居民，假设1得到验证。由模型2、模型3和模型4的结果可知，有住房负债的城镇居民，社区参与度显著低于没有住房负债的城镇居民，对邻里关系的评价显著低于没有住房负债的城镇居民，主观阶层认同也显著低于没有住房负债的城镇居民。模型5、模型6和模型7是在模型1的基础上分别加入三个中介变量，结果显示，社区参与度越高、邻里关系越紧密、主观阶层认同越高的城镇居民，社区归属感也显著更高。同时，有住房负债的城镇居民，社区归属感仍然显著低于没有住房负债的城镇居民，但回归系数的绝对值较模型1中回归系数的绝对值都有所下降，根据因果步骤法的检验逻辑，说明存在中介效应，假设2.1、假设2.2和假设2.3得到初步的验证。

表4展示了住房负债对城镇居民社区归属感、邻里关系和主观阶层认同的goprobit模型回归结果。当因变量是有序的五分类变量时，每个goprobit模型会产生4组回归结果。例如，在住房负债与社区归属感的goprobit模型回归中，第一组是将因变量的类别1（非常没有感情）和类别2、3、4、5（比较没有感情、一般、比较有感情、非常有感情）相比较；第二组是将因变量的类别1、2与类别3、4、5相比较，依此类推。3个goprobit模型共计生成12组回归结果。由表4可知，绝大多数情况下，住房负债都呈现出显著的负向影响，基本印证了oprobit模型的回归结果，再次支持了本研究提出的相关假设。

（三）社区参与、邻里关系和主观阶层认同的中介作用

因果步骤法对中介效应的检验效度近年来受到了质疑。由于本研究的因变量社区归属感、中介变量邻里关系和主观阶层认同在实际操作中经常也可以视为连续变量，使用多元线性回归进行估计，所以本研究进一步采用sobel检测和bootstrap方法检验中介效应。

检验结果如表5所示。sobel检验的结果显示，社区参与、邻里关系和主观阶层认同的中介效应的P值都小于0.05，中介作用显著成立。sobel检验还进一步报告了中介效应的贡献度，即住房负债对城镇居民社区归属感的负向影响有4.74%是通过降低城镇居民的社区参与实现的，有22.86%是通过弱化城镇居民的社区邻里关系实现的，有5.43%是通过降低城镇居民的主观阶层认同实现的，中介效应的整体贡献率度达33.03%，解释力较强。使用bootstrap方法进行2000次模拟抽样，结果显示，社区参与、邻里关系和主观阶层认同的中介效应的95%置信区间都不包括0，且P值都小于0.05，也说明中介作用显著成立。

 综上所述，住房负债带来的经济和社会压力会在客观层面降低城镇居民参与社区活动的频率，减少邻里互动，弱化邻里关系，在主观层面降低城镇居民的主观阶层认同，从而对城镇居民的社区归属感产生显著的负向影响，假设2.1、假设2.2和假设2.3得到有力的支持。

（四）稳健性检验

1.倾向得分匹配

由于不同类型的城镇居民拥有住房负债的概率（倾向值）不同，现有的回归结果可能在一定程度上受到样本选择偏误的影响。为了处理这一问题，本研究采用倾向得分匹配的方法（propensity score matching，PSM）重新进行估计。本研究采用了三种通用的PSM方法：核匹配、最近邻匹配和半径匹配。经匹配后，各个混淆变量的标准化偏差都已小于10%，且大多数混淆变量的均值在处理组和控制组之间没有显著差异，符合样本平衡性检验的要求，有效处理了样本选择偏误的问题。PSM结果如表6所示，有住房负债的城镇居民，社区归属感仍然显著低于没有住房负债的城镇居民，本研究所得的结果是较为稳健的。

2.正规住房负债和非正规住房负债

银行贷款等正规住房负债和民间借贷、亲友借款等非正规住房负债对城镇居民社区归属感的影响是否一致？为回答这一问题，本研究将是否拥有正规住房负债和是否拥有非正规住房负债分别作为自变量加入回归模型，结果如表7中模型1和模型2所示。模型1的结果表明，有正规住房负债的城镇居民，社区归属感显著低于没有正规住房负债的城镇居民；模型2的结果显示，非正规住房负债对城镇居民的社区归属感不产生显著影响，有非正规住房负债的城镇居民的社区归属感和没有非正规住房负债的城镇居民没有显著的差异。这可能是因为，银行贷款等正规金融借贷具有偿还刚性，且通常有比亲友借款更高的利率，给城镇居民带来的经济和社会压力更大，对城镇居民社区归属感的负面影响也更突出。

3.自有住房和非自有住房

城镇居民在目前所住的小区是否自有住房，是影响城镇居民对所在社区情感的重要因素。因此，本研究根据是否拥有现住房产权将城镇居民分为两组，即有现住房产权和无现住房产权，进行分样本回归，结果参见表7中的模型3和模型4。在有现住房产权的城镇居民样本中，有住房负债的城镇居民，社区归属感还是显著低于没有住房负债的城镇居民。sobel检验和bootstrap抽样的结果显示，社区参与、邻里关系和主观阶层认同对住房负债与城镇居民社区归属感影响的中介效应仍然显著成立，与全样本回归分析所得的结果相同。在没有现住房产权的城镇居民样本中，住房负债对城镇居民社区归属感的影响并不显著。这一结果说明，住房负债更多影响的是城镇居民对自有产权住房的社区归属感。

4.婚姻状况与家庭负债

未婚的受访居民在核算家庭住房负债时，通常会考虑以父母为核心的家庭的住房负债，而实际上父母的债务对子代的经济和社会生活的影响是较为间接的。为了精确测量核心家庭，考察以受访居民本人为核心的家庭住房债务对其社区归属感的影响，本研究进一步在所有城镇居民样本中，删去830个未婚的城镇居民样本，使用剩余的6855个在婚、离婚或丧偶的城镇居民样本重复前面的回归，结果如表7中模型5所示，有住房负债的城镇居民，社区归属感依然显著低于没有住房负债的城镇居民。

综上所述，本研究所得结果具有较强的稳健性。

（五）异质性分析

首先，中国城镇居民家庭的购房行为呈现出明显的生命周期特征。在城市定居、婚姻、教育和医疗等多重社会经济压力的影响下，青年家庭的住房消费需求最大。同时，由于财富积累较少，储蓄资金不足，青年家庭的住房负债率最高，住房债务规模最大，还债压力也最大。因此，本研究进行分年龄段的异质性检验，考察住房负债对城镇居民社区归属感的影响在青年居民和中老年居民之间的差异。其次，社会经济地位是影响居民生活方式和社会态度的重要因素，因此，本研究进行了分受教育程度和收入水平的异质性检验，考察住房负债对城镇居民社区归属感的影响在不同社会经济地位的居民之间的差异。

表8展示了分样本回归的结果。年龄方面，住房负债对45岁以下的青年居民和45岁及以上的中老年居民的社区归属感都有显著的负向影响，但从回归系数的绝对值和显著性来看，对45岁以下的青年居民的影响更大；受教育程度方面，住房负债对本科以下学历的城镇居民的社区归属感有显著的负向影响，但对本科及以上学历的城镇居民的社区归属感的影响并不显著；收入方面，住房负债对城镇居民社区归属感的负向影响在不同收入水平的居民中都显著成立，但从回归系数的绝对值和显著性来看，对中等以下收入的城镇居民的影响更大。

城镇居民的社区融入是影响居民个体的社会身份建构、社会资本积累和公共服务获取的重要因素，对社会整合和社会治理的现代化具有重要意义。本研究利用中国家庭追踪调查2020年数据分析住房负债对城镇居民社区归属感的影响机制。研究发现，住房负债会在客观层面减小城镇居民参与社区活动的概率，降低城镇居民的邻里互动频率，弱化邻里关系；在主观层面降低城镇居民的主观阶层认同，从而显著降低城镇居民的社区归属感。异质性分析表明，正规住房负债的影响大于非正规住房负债，住房负债对青年、受教育程度较低和中等以下收入的城镇居民的社区归属感有更大的负向影响。

城镇住房制度改革至今三十多年，中国城镇居民家庭的住房自有率已达到较高水平，住房的基本属性也逐步由居住空间向财富载体和社会权利凭证拓展。与此同时，以住房贷款为主的中长期消费贷款成为居民家庭债务的首要组成部分。在“全民负债”的背景下，对居民住房问题的研究不应局限于产权和归属，而应充分考虑住房负债等衍生问题及其社会影响。

理论层面，本研究的结果表明，住房负债的“房奴”效应不仅存在于经济生活领域，挤压居民的投资和消费，还会延伸到居民的政治生活、社会生活和文化生活领域，给居民的社区参与、社区融入和主观阶层认同带来显著的负面影响。实践层面，本研究所得结果对城镇居民家庭的资产配置、债务管理以及中国城镇基层社区治理的完善有如下启示：第一，居民应当理性评估家庭收入水平、住房购买能力和债务偿还能力，据此合理规划家庭资产配置，控制家庭债务规模，维持家庭财务抗风险能力，避免盲目购房导致“债台高筑”，给家庭的经济和社会生活带来太大的负面影响。第二，政府应当坚持“房住不炒”原则，加强对房地产市场的宏观调控，建立多主体供应、多渠道保障、租购并举的住房制度，增加保障性住房供给，提供多元化的住房获取途径，保障租房群体在获取公共服务和享受城市福利等方面的基本权利，让住房回归居住属性。同时，加快完善住房公积金制度，提供针对不同居民的政策性优惠住房贷款，规范民间借贷行为，拓宽城镇居民的购房融资渠道，减轻居民的购房压力和住房债务负担。第三，城镇基层社区应当组织开展丰富的社区活动，充分调动居民的社区参与积极性，加强社区的邻里关系建设和社区社会资本培育，加强社区情感治理，通过周到的人文关怀和完善的社区服务增强居民的社区归属感，促进城镇居民的社区融入，从而推进基层社区治理和社会治理的高质量发展。

当然，本研究也存在一些不足之处。首先，由于CFPS 2020年之前的调查数据缺少完整的社区归属感、社区参与等变量，本研究只得使用单一年份数据进行回归，无法动态追踪城镇居民的住房负债和社区归属感在不同时间点的变化情况，可能影响因果关系的识别精度。其次，居住时间是影响城镇居民社区归属感的重要因素，受数据限制，本研究无法精确计算并控制居民在所住社区的居住年限，只能大致区分为两年及以上和两年以下，可能影响回归估计结果。最后，住房是重要的经济问题、民生问题和社会问题，住房产权和住房负债紧密相连，对居民经济和社会生活的影响是错综复杂的。本研究初步探索了住房负债影响居民社区归属感的三种机制，还有许多遗漏和缺失之处，未来的研究可以继续加以改进和完善。