棚戶區(qū)改造政策擴散因素分析

謝 俊

(中南財經政法大學 公共管理學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

近年來，我國公共政策制定的價值取向由側重追求經濟效率逐漸過渡為更加關注社會公平，力圖兼顧經濟發(fā)展和社會福利的雙重目標。黨的十九大報告明確指出新時代我國社會主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。在中國特色社會主義市場經濟體制下，傳統(tǒng)的公共政策制定需要得到本土化的修正，其中促進發(fā)展型社會政策的擴散正是實現(xiàn)我國經濟社會發(fā)展雙重目標的有效路徑[1]。作為一種頗具中國特色的發(fā)展型社會政策，棚戶區(qū)改造政策近年來受到一些學者的關注。由于經濟與市場屬性、利益相關方博弈以及公共利益邊界模糊等問題的存在[2]，棚戶區(qū)改造工作在取得有目共睹成效的同時，也面臨一些困難。學者們重點關注了在全國范圍內率先出臺棚戶區(qū)改造政策并取得較大成績的遼寧案例，探討其改造融資模式的價值及其反映的一般性問題[3]，通過實地調研以評估當?shù)嘏飸魠^(qū)改造的實際績效，分析了政府行為對棚戶區(qū)改造績效的影響[4]，并立足于基層社會“優(yōu)勢治理”的視角探討了棚戶區(qū)改造后的治理問題[5]。

西方學者通過實證研究發(fā)現(xiàn)政策學習往往會帶來地方政府對同種政策采納的“峰聚效應”[6](P25-35)，即政策在區(qū)域間的同構性擴散。新制度主義揭示了這種政策同構性現(xiàn)象，認為同構性行為是集合各種社會要素的政策再生產[7]。依據(jù)組織受到的自上而下壓力、同級政府影響以及組織內約定俗成的行為價值觀作用，相應劃分為制度性同構、競爭性同構以及規(guī)范性同構[8]。國內學者認為體制內的政策擴散形式主要表現(xiàn)為自上而下的縱向擴散[9]，包括行政競爭、命令、學習等方式[10]，以及地方政府間橫向的學習和競爭[11]。在方法上主要通過建立實證模型研究引發(fā)具體公共政策的擴散因素[12][13][14]。近年來，棚戶區(qū)改造政策在我國實現(xiàn)了成功的推廣，但針對其擴散過程的研究卻較為鮮見。因此，本文選取在我國發(fā)展較為成熟的棚戶區(qū)改造政策作為研究樣本，采用政策文本分析和過程追蹤的研究方法，基于新制度主義的理論觀點闡釋其擴散因素，并為類似政策的制定、實施提供參考。

二、棚戶區(qū)改造政策的演變

一般而言，棚戶區(qū)被視為國有企業(yè)在經濟轉型進程中的歷史遺留產物，尤其在東北老工業(yè)基地顯得更為突出。在國家“一五”計劃期間開展的156項重點工程中，被譽為“共和國重工業(yè)長子”的遼寧省有24項。為支援鞍山鋼鐵公司、沈陽第一機床廠等眾多大中型重工業(yè)企業(yè)的新建、擴建，大量來自全國各地的工程技術人員、產業(yè)工人匯集遼寧，為他們提供居住空間的企業(yè)職工家屬區(qū)、工棚的數(shù)量和規(guī)模急速擴張，在這一時期棚戶區(qū)初步形成，遼寧省因此成為我國棚戶區(qū)數(shù)量最多、范圍最集中的省份。20世紀80年代中后期以來，由于經濟體制轉軌、資源枯竭等原因造成大量重工業(yè)企業(yè)關停并轉，大量的產業(yè)工人因此下崗，棚戶區(qū)逐漸演變?yōu)樨毨Ь用窬奂?。為改善城市低收入居民的居住和生活條件，遼寧省于2005年在全國范圍內率先開啟棚戶區(qū)改造工作。

財政部在其發(fā)布的《關于城市和國有工礦棚戶區(qū)改造項目有關稅收優(yōu)惠政策的通知》(財稅〔2010〕42號)中將棚戶區(qū)明確定義為“國有土地上集中連片建設的，簡易結構房屋較多、建筑密度較大、房屋使用年限較長、使用功能不全、基礎設施簡陋的區(qū)域”。近年來，保障性安居工程以及部分城中村改造項目也被逐步納入棚戶區(qū)改造工作范疇中。自2005年以來，中央政府及相關部委開始大力引導、鼓勵各省、市、自治區(qū)開展棚戶區(qū)改造工作，表1列示了中央政府及相關部委出臺的部分棚戶區(qū)改造政策文件。

表1 2005～2018年中央政府及相關部委出臺的棚戶區(qū)改造政策文件

資料來源：根據(jù)國務院、相關部委門戶網站相關信息整理。

棚戶區(qū)改造政策由東北三省逐步向全國范圍擴散。2005年3月，遼寧省發(fā)布《全省城市集中連片棚戶區(qū)改造實施方案》(遼政辦發(fā)〔2005〕16號)，在全國范圍內率先開啟棚戶區(qū)改造工作。同年10月，建設部發(fā)布文件推進東北地區(qū)棚戶區(qū)改造工作，“遼寧棚改模式”在東北區(qū)域內被擴散學習，吉林省和黑龍江省分別于2005年和2008年發(fā)布《吉林省人民政府關于城市棚戶區(qū)改造的實施意見》(吉政發(fā)〔2005〕34號) 和《黑龍江省人民政府關于城市棚戶區(qū)改造的實施意見》(黑政發(fā)〔2008〕31號)，使東北地區(qū)上百萬居民告別棚戶區(qū)生活。2008年末，為應對金融危機的壓力，中央政府提出將棚戶區(qū)改造工作與開展保障性安居工程相結合，并將國有林區(qū)(場)、墾區(qū)、中央下放地方煤礦棚戶區(qū)改造作為重要工作內容。2010年，國家“十二五”規(guī)劃進一步明確加快棚戶區(qū)改造，當年正式實施棚戶區(qū)改造政策的省份數(shù)量由8個增至21個。2013年，國務院、住建部相繼出臺政策文件，進一步明確將部分城中村改造項目納入棚戶區(qū)改造范圍。各省級政府紛紛制定專門性文件深化棚戶區(qū)改造工作，至2015年棚戶區(qū)改造項目基本實現(xiàn)全國范圍內的擴散，表2所示為各省級政府出臺棚戶區(qū)改造政策的年份。近年來，全國各地棚戶區(qū)改造工作步入快速發(fā)展階段，根據(jù)住房和城鄉(xiāng)建設部網站所公布的信息顯示，2015年棚戶區(qū)住房改造開工601萬套，2016年開工606萬套，2017年開工609萬套，3年間共累計完成1816萬套。2018年，全國兩會提出我國將啟動新的三年棚戶區(qū)改造計劃，其中2018年將開工580萬套。

表2 棚戶區(qū)改造政策擴散時間表

資料來源：根據(jù)各省級政府門戶網站信息整理。

三、研究假設

在西方學者所探討的政策擴散雙因素模型中，擴散的內部因素主要是指轄區(qū)內部的政治、經濟和社會狀況等因素，而外部因素是指受到已采納創(chuàng)新者的影響程度。[15]根據(jù)新制度主義的觀點，地方政府對于創(chuàng)新政策的采納在更大程度上受到地方政府所面臨外部環(huán)境壓力的影響，而這種外部環(huán)境壓力可以進一步劃分為強制壓力、模仿壓力和規(guī)范壓力[16]。因此，本文主要探討外部環(huán)境壓力中的強制壓力、模仿壓力以及規(guī)范壓力對于棚戶區(qū)改造政策擴散的影響，暫不涉及政策擴散的其他因素。

1.強制壓力

組織傾向于遵從其資源依賴程度高的其他主體。在我國，各省級政府及其職能部門都需要在中央政府的統(tǒng)一領導下行使其職權。因此，我們提出以下假設：

H1：中央政策與棚戶區(qū)改造政策的擴散正相關。

2.模仿壓力

模仿壓力來源于組織對創(chuàng)新的不確定性，同級地方政府間的學習、模仿、競爭是政策擴散的主要動力。因此，我們提出以下假設：

H2：同級地方政府壓力與棚戶區(qū)改造政策的擴散正相關。

3.規(guī)范壓力

組織傾向于采納職業(yè)化或專業(yè)化的意識。新聞媒體作為社會輿論的引導者，其關于棚戶區(qū)改造的報道可能影響政府官員對相關政策的關注。同時，政策的制定需要廣泛聽取專家學者的意見和建議，專家學者所撰寫的學術文章有可能影響地方政府對于棚戶區(qū)改造建議的采納。因此，我們提出以下假設：

H3：新聞媒體針對棚戶區(qū)改造的報道數(shù)量與棚戶區(qū)改造政策擴散正相關。

H4：針對棚戶區(qū)改造的學術文章發(fā)表數(shù)量與棚戶區(qū)改造政策擴散正相關。

四、變量與數(shù)據(jù)來源

(一)分析單位及數(shù)據(jù)來源

本文選取2005～2014年間已經啟動棚戶區(qū)改造的29個省級政府(自治區(qū)、直轄市)作為研究對象，西藏自治區(qū)和天津市是最后出臺棚戶區(qū)改造政策的地區(qū)，部分相關數(shù)據(jù)沒有公布，難以獲取，故沒有將其列入研究樣本中。本研究因變量是棚戶區(qū)改造政策擴散中各省級政府采納的事件，主要以政府官方網站中獲取省級政府首次出臺專門性棚戶區(qū)改造政策的時間為判斷依據(jù)。自變量數(shù)據(jù)主要來源于各省(自治區(qū)、直轄市)的統(tǒng)計年鑒。從2005年遼寧省正式開展大規(guī)模的棚戶區(qū)改造開始，我們的研究時間為10年，樣本數(shù)量為174個。

(二)變量測量

1.因變量

本文的因變量為某省份在該年是否出臺了棚戶區(qū)改造政策，若發(fā)生則變量被編碼為“1”；此前的所有年份，該變量就都被編碼為“0”。由于已經出臺棚戶區(qū)改造政策的省份在后期不能認定再次采納這項政策，因此我們將此年份之后的相關數(shù)據(jù)剔除。

2.自變量

(1)內部因素。第一，地方經濟發(fā)展水平。在衡量地方經濟發(fā)展水平的相關指標中，城鎮(zhèn)化率(UR)使用省域城鎮(zhèn)人口數(shù)除以常住人口總數(shù)來測量；省內GDP全國占比(GP)使用省內GDP除以全國GDP來測量；第二產業(yè)省域占比(SIP)是指省內第二產業(yè)產值占全省生產總值的比重。第二，地區(qū)人口特征。在衡量地區(qū)人口特征的相關指標中，人口規(guī)模(Population)的單位為萬人，本文對人口等變量進行標準化處理，以消除量綱帶來的不便；人均收入(Income_PC)使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)來測量；人均住房面積(LS_PC)使用城鎮(zhèn)居民人均住房建筑面積來測量。

(2)外部因素。第一，對于強制壓力的影響，我們用省份是否受到中央政策影響(Policy_CG)這一虛擬變量來衡量。2007年國務院發(fā)布了《國務院關于解決城市低收入家庭住房困難的若干意見》(國發(fā)〔2007〕24號)，明確提出要將加快集中成片棚戶區(qū)改造作為解決城市低收入家庭住房困難的重要途徑，這是從中央層面首次針對全國范圍提出關于棚戶區(qū)改造的正式政策文本，所以將2007年及此以后的年份編碼為“1”，在此之前的年份編碼為“0”。第二，對于模仿壓力的影響，我們使用同級地方政府壓力(Pressure_LG)這一變量進行衡量，具體是指已采納棚戶區(qū)改造政策省份的累計數(shù)量除以全國省份總數(shù)。第三，為了檢驗規(guī)范壓力的影響，分別用每年發(fā)表有關棚戶區(qū)改造主題的新聞報道數(shù)量(News)和學術文章發(fā)表數(shù)量(Articles)這兩個變量來衡量。相關數(shù)據(jù)來自中國知網的報紙數(shù)據(jù)庫和論文數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計每年以棚戶區(qū)改造為主題發(fā)布的新聞報道篇數(shù)以及每年以棚戶區(qū)改造為主題的學術論文篇數(shù)。

五、模型與實證分析

本文采用事件史分析(event history analysis)方法檢驗相關假設以討論棚戶區(qū)改造政策擴散的影響因素。1990年貝瑞夫婦開始用這種方法研究政策擴散的相關問題[17]。本文所提出的相關假設可以被融合進以下離散時間事件史模型中：

β6Income_PC+β7Policy_CG+β8Pressure_LG+β9News+β10Articles

(1)

式(1)中，i代表i省，t代表年份，公式表示的是i省在年份t內采納某項新政策的可能性。

(一)描述性統(tǒng)計分析

本次所選樣本量為174個，共選取10個變量。信息涵蓋了各變量的極值分布情況以及描述離散程度的方差、標準差等。值得注意的是，在極小值一列，該列中地區(qū)常住人口、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的極小值分別達到了539萬人和7217.9元，這兩個變量的基數(shù)之大可見一斑。同時，我們也可以看到該兩變量的極大值、均值、標準差也是非常大的。因此，在數(shù)據(jù)處理時要注意由于這兩個變量的值過大引起的其他變量不顯著的問題。因此，在開始數(shù)據(jù)分析之前應該對這兩個變量進行標準化處理。此外，新聞報道數(shù)量的方差相對于中央政策、同級地方政府壓力、學術文章發(fā)表數(shù)等因素顯得特別大。在模擬過程中，可能在一定程度上會覆蓋一部分其他三個因素的重要性。

表3 自變量描述統(tǒng)計結果

(二)相關性檢驗

本文檢驗相關性主要從參數(shù)角度去驗證，該檢驗為單邊檢驗(限于篇幅，相關性檢驗的非參數(shù)方法省略)。該部分主要檢驗中央政策與棚戶區(qū)改造政策的相關性、同級地方政府壓力與棚戶區(qū)改造政策的相關性、新聞媒體針對棚戶區(qū)改造政策的報道數(shù)量與棚戶區(qū)改造政策擴散相關性、關于棚戶區(qū)改造政策的學術文章發(fā)表數(shù)量與棚戶區(qū)改造政策擴散的相關性。相關性檢驗的參數(shù)方法如表4所示。

表4 相關性檢驗的參數(shù)方法

根據(jù)表4所顯示的相關信息，從參數(shù)檢驗的角度看，即檢驗兩者的線性關系。在中央政策的假設中，可以看出顯著性水平明顯小于0.05，從線性相關性上看，中央政策與地方政府是否采納政策之間存在著顯著地相關性。再從相關系數(shù)的符號上可以看出，中央政策的出臺與地方政府是否采納政策之間的存在正的相關性，因此本文提出的假設H1是成立的。同理，我們可以得出同級地方政府壓力、新聞媒體報道數(shù)、學術論文發(fā)表數(shù)都對棚戶區(qū)改造政策擴散有正的相關性，即本文所提出的假設H2、H3、H4都被驗證為是成立的。

(三)Logistic回歸

模型1為除去中央政策、同級地方政府壓力、新聞報道數(shù)量和學術文章發(fā)表數(shù)以外的其他變量同因變量建立的模型，該模型的R方值為0.257，表示能夠解釋因變量25.7%的信息，這是遠遠不夠的。因此，除了外部因素(外部環(huán)境壓力)以外的因素進行建模不能夠充分的解釋我們的因變量(地方政府是否采納棚戶區(qū)改造政策)。而模型2～模型5為外部因素(外部環(huán)境壓力)中的中央政策、同級地方政府壓力、新聞報道數(shù)量和學術文章發(fā)表數(shù)等因素同因變量構造的模型。從系數(shù)上可以看出，這幾個因素分別對因變量的影響都是正向的，這同上文所做的相關性檢驗結果是一致的，驗證了這4個外部因素對棚戶區(qū)改造擴散有正影響。而模型6為4個外部因素同時對因變量的影響，這時候僅看系數(shù)不能夠直接看出各個外部因素對因變量的影響，因為此時的變量存在著一定的相關性。但是，我們仍可以從擬合優(yōu)度上看出這4個變量對因變量信息的解釋達到了43.9%，這個解釋效果比模型1的6個變量效果還要高，足以說明這4個外部因素的重要性。模型7為全要素模型，R方達到了0.598，即該回歸模型的解釋變量能夠解釋原變量59.8%的信息，這個解釋程度在實際問題中已經比較高。

表5 Logistic回歸的事件史分析

注：***、**、*分別表示相關系數(shù)在1%、5%和10%的水平上顯著。

六、結論及政策啟示

本文通過實證分析認為，棚戶區(qū)改造政策擴散的外部因素的中央政策、同級地方政府壓力、新聞報道數(shù)量以及學術文章數(shù)量均與地方政府社會政策擴散明顯正相關?？傻贸鲆韵聠⑹荆?/p>

第一，把握棚戶區(qū)改造政策的制度背景與政府間關系，構建自下而上到自上而下的政府行為邏輯。因我國地域遼闊，各地區(qū)之間經濟、社會狀況差距較大，中央政府在棚戶區(qū)改造工作中可以考慮“因城施策”，賦予省級政府在政策制定初期更多的自主權，并在“試點”產生積極效果后再鼓勵其他地區(qū)進行政策學習。針對棚戶區(qū)改造的貨幣化安置問題，各級地方政府需要根據(jù)當?shù)亟洕c社會實際，綜合考量房地產市場去庫存問題和調控投資過熱問題，切實落實中央關于“房子是用來住的，不是用來炒的”定位，有效解決住房不平衡問題。中央政府由政策“引導者”逐步轉變?yōu)椤霸O計者”，通過分析政策實施過程中所需的要素特征和政策環(huán)境進行政策的頂層設計，推廣相關棚戶區(qū)改造政策在全國范圍內的全面實行，這種從自下而上到自上而下的政府行為邏輯在經過實踐檢驗后，再由頂層的再設計進行全面推廣，可以提高相關棚戶區(qū)改造政策的有效性。

第二，發(fā)揮新聞媒體的作用，加強智庫建設，為棚戶區(qū)改造工作提供有利的輿論環(huán)境和政策參考。在新聞媒體尤其是網絡媒體迅速發(fā)展的現(xiàn)階段，公眾政治參與的渠道不斷擴寬，提高政府工作透明度的要求也日益提升。在棚戶區(qū)改造政策的制定和推廣過程中，可以通過新聞媒體特別是網絡媒體對相關政策進行宣傳，提升公眾對于棚戶區(qū)改造政策的認知和理解，并通過收集公眾對于棚改政策的反饋意見和建議，擴大公眾參與度，進一步減少棚戶區(qū)改造政策推行的阻力。另一方面，棚戶區(qū)改造政策的推行也需要獲得理論界的支持，相關政府部門應當與相關高校、研究院合作共建智庫，引導專家學者深入棚戶區(qū)進行實地調研，為完善我國棚戶區(qū)改造政策提供強有力的理論支持和案例借鑒。

第三，十九大報告明確提出“加快建立多主體供給、多渠道保障、租購并舉的住房制度”，棚戶區(qū)改造作為一項重要的民生工程，是住房制度改革和房地產長效機制建設的重要組成部分。在地區(qū)試點的基礎上，有序推進棚戶區(qū)的更新改造，保證棚戶區(qū)居民住有所居并進一步提升其居住舒適度，改善棚戶區(qū)居民的居住環(huán)境。各級地方政府應努力完成中央要求的2020年前基本完成城鎮(zhèn)各類棚戶區(qū)改造的任務，優(yōu)先保障城市低收入群體的住房需求，進一步優(yōu)化棚戶區(qū)改造融資模式，拓展棚戶區(qū)改造的開發(fā)渠道，努力實現(xiàn)安居宜居。

第四，棚戶區(qū)改造是解決發(fā)展中的不平衡不充分問題的典型代表，對于其他類型的不平衡不充分問題應當借鑒棚戶區(qū)改造政策擴散的成功經驗。我國已進入社會主義建設新時代，社會主要矛盾發(fā)生改變，針對經濟社會發(fā)展中的不平衡不充分問題，需要定向調控、精準調控。對于其他類型的不平衡不充分問題，例如農村貧困地區(qū)發(fā)展、區(qū)域生態(tài)環(huán)境治理等問題，都可以借鑒棚戶區(qū)改造政策擴散的成功經驗，以實現(xiàn)新時代我國經濟社會的協(xié)同發(fā)展、全面發(fā)展。

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