杭州市“購房搖號(hào)”政策公平性滿意度調(diào)查

金瑋佳 李晨暉

（浙江同濟(jì)科技職業(yè)學(xué)院 浙江 杭州 311231）

引言

杭州市住房保障和房產(chǎn)管理局于2018年3月28日晚公布“購房搖號(hào)”，4月4日《關(guān)于實(shí)施商品住房公證搖號(hào)公開銷售工作的通知》（下稱“通知”）正式對(duì)外發(fā)布?！百彿繐u號(hào)”政策實(shí)施一段時(shí)間后，杭州在住房限購區(qū)域范圍內(nèi)，暫停向企事業(yè)單位及其他機(jī)構(gòu)銷售住房。

文章以杭州市為調(diào)研區(qū)域，以購房搖號(hào)政策覆蓋到的人群為調(diào)研對(duì)象，通過調(diào)研分析目前杭州市“購房搖號(hào)”政策實(shí)施情況，對(duì)購房搖號(hào)公平性的一系列問題進(jìn)行分析，為政策公平性提供實(shí)證研究分析，并為房地產(chǎn)調(diào)控政策提出一些對(duì)策建議。

一、杭州市購房搖號(hào)政策實(shí)施現(xiàn)狀調(diào)研情況分析

（一）調(diào)研問卷的信度和效度分析

本次調(diào)研的調(diào)查問卷，共有14道單選題，2道多選題，還有1題填空題。問卷的題量我們充分考慮到便于調(diào)查對(duì)象填寫，并對(duì)收集到的問卷做了一定篩選，但仍不能排除有些問卷存在個(gè)別題選項(xiàng)的缺省。我們定義單選題有缺省的為無效問卷，多選題允許有缺省。

1.效度

在本研究中，單項(xiàng)與總和相關(guān)效度分析如下：

（1）數(shù)據(jù)全部直接來源于暑期學(xué)生的調(diào)研，為第一手調(diào)查資料，可靠程度高。

（2）利用了問卷星從網(wǎng)上收集到有效問卷423份，基本涵蓋了所調(diào)研地區(qū)。我們?cè)诎l(fā)布問卷的時(shí)候設(shè)置了檢驗(yàn)缺失值，所以回收問卷率得到了有效保證。

（3）數(shù)據(jù)反映客觀現(xiàn)實(shí)。調(diào)查回收的問卷是被調(diào)查者根據(jù)我們已設(shè)計(jì)好的問題逐一回答的，問題的答案能很好的反映他們心里的看法和感覺，這些主觀的回答經(jīng)過我們的處理分析之后，個(gè)別干擾性的誤差得以消除，因此可以反映客觀的現(xiàn)實(shí)。

此外，我們將在下面的分析中進(jìn)行準(zhǔn)則效度分析，對(duì)收集到的問卷數(shù)據(jù)分別進(jìn)行分析檢驗(yàn)。以及結(jié)構(gòu)效度分析，通過因子分析對(duì)問卷數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析。

2.信度

文章主要使用信度系數(shù)來測度調(diào)查問卷中杭州市購房搖號(hào)公平性滿意度等調(diào)查結(jié)果的可靠性，即一個(gè)滿意度維度的分析，通過SPSS22.0分析得出克朗巴哈（Cronbach）α信度系數(shù)為0.809，說明問卷具有非常高的信度，變量的測量結(jié)果是可信的，能夠滿足后續(xù)研究的需要。

（1）分析假設(shè)

根據(jù)文獻(xiàn)整理，我們以滿意度理論為基礎(chǔ)，從政策實(shí)施影響到的公眾角度來說，政策從投入到實(shí)施到效果各階段的信息公開與透明度是影響使用者選擇意愿的重要因素。只有信息公開透明了，公眾參與度體現(xiàn)于整個(gè)過程中，才能使公眾對(duì)政策的公平、公正有所滿意1。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：政策信息公開與透明度對(duì)公平性滿意度有正向影響。

H2：政策的實(shí)施對(duì)公平性滿意度有正向影響。

H3：購房者行為對(duì)公平性滿意度有正向影響

H4：政策的偏向?qū)叫詽M意度有負(fù)向影響。

（2）1.3調(diào)研樣本的基本情況數(shù)據(jù)分析

據(jù)本次調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，在接受調(diào)查的423人中，男女比181：242，受調(diào)查群體中女生占多數(shù)。30歲以下的受調(diào)查者占據(jù)總?cè)藬?shù)的85.11%，從年齡方面來看，我們調(diào)研對(duì)象主要以年輕人為主，在很大程度上面向未購房群體。

表1 皮爾遜卡方檢驗(yàn)

結(jié)果基于每個(gè)最內(nèi)部子表的非空行和列。

*.卡方統(tǒng)計(jì)在.05級(jí)別顯著。

a.在此子表中，20%以上的單元格期望單元格計(jì)數(shù)小于5?？ǚ浇Y(jié)果可能無效。

b.在此子表中，期望的最小單元格計(jì)數(shù)小于1?？ǚ浇Y(jié)果可能無效。

使用SPSS統(tǒng)計(jì)后，根據(jù)皮爾森（Peasrson）的相關(guān)顯著性顯示，見表1，我們發(fā)現(xiàn)性別、年齡、購房計(jì)劃在滿意度p=0.05水平時(shí)，測試結(jié)果表示與公平性滿意度并不是顯著相關(guān)，所以性別并不是影響政策公平性滿意度的關(guān)鍵因素，年齡不相關(guān)可能與調(diào)查對(duì)象年齡分布不均，年長者樣本過少有關(guān)。受訪者的購房現(xiàn)狀、政策了解程度、消費(fèi)觀影響、搖號(hào)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一、優(yōu)惠政策排除單身人士、政策實(shí)施、實(shí)施影響、中簽率與滿意度在p=0.05水平時(shí)顯著相關(guān)，但是卡方結(jié)果可能無效，在后面的分析中我們將進(jìn)一步考慮這些因素是否對(duì)政策的公平性滿意度產(chǎn)生影響。

二、基于因子分析的“購房搖號(hào)”政策公平性滿意度影響因素分析

首先對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行選取，問卷設(shè)計(jì)的時(shí)候就將選項(xiàng)按克里特量表設(shè)計(jì)成5級(jí)，選取前面分析到的9個(gè)變量：公平性滿意度、購房現(xiàn)狀、政策了解程度、消費(fèi)觀影響、搖號(hào)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一、優(yōu)惠政策排除單身人士、政策實(shí)施、實(shí)施影響、中簽率。所有9個(gè)變量取值均在1～5之間，且五級(jí)得分均有較多的頻數(shù)分布，這說明數(shù)據(jù)中確實(shí)存在充分的變異信息，有利于后續(xù)的信息提取。然后，我們用SPSS軟件對(duì)上述9個(gè)變量進(jìn)行相關(guān)分析。根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果可得出這些變量間存在著或強(qiáng)或弱的正相關(guān)性，說明上述變量之間的確存在信息重疊，這正是需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析的原因。

從因子分析結(jié)果可見，KMO統(tǒng)計(jì)量達(dá)到0.726，實(shí)際分析中，當(dāng)KMO統(tǒng)計(jì)量在0.7以上時(shí)，因子分析的效果比較好，顯然本案例滿足此要求。Bartlett球形檢驗(yàn)也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，符合顯著性要求，說明變量間存在相關(guān)性，可提取公因子。提取出來的因子的方差解釋比例，前4個(gè)因子的特征根大于1，我們采用主成分分析法，當(dāng)提取的因子達(dá)到4個(gè)時(shí)，合計(jì)的方差解釋度為80.896%，一般而言，因子分析的方差解釋度大于80%就可以接受了。圖1為碎石圖，從碎石圖可見前4個(gè)因子的信息量比較充分，第5，6個(gè)因子和后面的信息量比較接近。根據(jù)目前9個(gè)總數(shù)的變量提取4個(gè)因子比較合適。

圖1 碎石圖

根據(jù)上述分析，我們可以得出影響杭州市“購房搖號(hào)”政策公平性滿意度的因素主要是4個(gè)，分別是政策透明度及執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)、政策實(shí)施影響、購房者影響、偏向政策等。其中政策透明度及執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)所占比重最大，是影響杭州市“購房搖號(hào)”政策公平性滿意度的主要影響因素，這與我們實(shí)際調(diào)查過程中收集到的信息相符。

對(duì)比假設(shè)H1：政策信息公開與透明度對(duì)公平性滿意度有正向影響，我們認(rèn)為假設(shè)成立。這主要體現(xiàn)在因子分析的主要成分分析中，政策了解程度、信息公開程度、中簽率、搖號(hào)標(biāo)準(zhǔn)等因子與政策公平性滿意度成正相關(guān)，而這些因子均與政策信息公開與透明度息息相關(guān)。

對(duì)比假設(shè)H2：政策實(shí)施影響對(duì)公平性滿意度有正向影響，我們認(rèn)為假設(shè)成立。在因子分析的主要成分分析中，我們發(fā)現(xiàn)搖號(hào)政策制定、政策實(shí)施影響等因子與政策公平性滿意度成正相關(guān)相關(guān)。

對(duì)比假設(shè)H3：購房者行為對(duì)公平性滿意度有正向影響，我們認(rèn)為假設(shè)成立。在因子分析的主要成分分析中，我們發(fā)現(xiàn)購房消費(fèi)觀、購房行為等因素對(duì)滿意度的影響成正相關(guān)。

對(duì)比假設(shè)H4：政策的偏向?qū)叫詽M意度有負(fù)向影響。我們認(rèn)為假設(shè)不成立。因子分析的主要成分分析中，我們發(fā)現(xiàn)政策的偏向與政策公平性滿意度的影響成正相關(guān)，與前文的假設(shè)相反。主要可能是因?yàn)楸敬握{(diào)查問卷的被調(diào)查者很大比例為30歲以下的無房家庭，搖號(hào)政策恰好傾向于無房家庭。搖號(hào)政策的實(shí)施提高了無房家庭購房的可能性，使這一群體能在合理的價(jià)格中享受購房優(yōu)先權(quán)。故我們的調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示政策的偏向?qū)叫詽M意度為正相關(guān)。

三、主成分回歸對(duì)杭州市購房搖號(hào)政策公平性滿意度分析

根據(jù)因子分析，我們可以得出影響政策公平性滿意度的因素主要是4個(gè)，進(jìn)一步構(gòu)建主成分回歸模型。從表2中我們得到模型的決定系數(shù)為0.944，顯然在使用80.896%原始信息量的情況下，決定系數(shù)已經(jīng)足夠說明模型可行。

表7 -5模型摘要

表3顯示該模型決定因子對(duì)滿意度都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，且系數(shù)的正負(fù)也非常合理。初次構(gòu)建模型顯示從標(biāo)化系數(shù)的大小來看，可以得知“政策透明度及執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)”聯(lián)合因子是最重要的因子，其次分別是“政策實(shí)施影響”因子，“政策偏向”因子和“購房者影響”因子，但“年齡”因子出現(xiàn)不顯著的情況，所以我們需要調(diào)整模型。去掉年齡因子后，模型的標(biāo)準(zhǔn)估算誤差有所降低，但下降的程度甚微，僅為0.001.我們認(rèn)為該模型在一定程度上優(yōu)于上一模型。

表3 ANOVAa

根據(jù)上述分析，按五分制滿意度測評(píng)，具體數(shù)據(jù)可見表4，我們最終得到的回歸方程如下：

杭州市購房搖號(hào)政策公平性滿意度評(píng)分=-1.511F1+0.815F2+0.077F3+0.097F4+2.759

表4 系數(shù)a

本項(xiàng)目分析中，年齡出現(xiàn)和購房搖號(hào)政策公平性滿意度弱相關(guān)的情況，可能與被調(diào)查者的年齡分布情況不均有關(guān)。在調(diào)查樣本中，大部分人群都是30歲以下的青年人，30歲以上的調(diào)查人群所占比例過少。對(duì)于之前因子分析濃縮出來的4個(gè)因子可以說是進(jìn)一步驗(yàn)證了其與政策公平性滿意度的相關(guān)性，其中“政策透明度及執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)”因子相關(guān)系數(shù)最高，其次是“政策實(shí)施影響”，由此可見政策制定與實(shí)施中的公平公正以及公眾參與度將很大程度上影響政策的滿意度。政策在執(zhí)行的過程中也要根據(jù)變換的市場情況對(duì)執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行修改，進(jìn)一步優(yōu)化政策的適應(yīng)性與有效性。還需要考慮“政策偏向”的制定以及購房者消費(fèi)觀、購房行為對(duì)滿意度的影響。

四、建議

自杭州市房地產(chǎn)持續(xù)健康發(fā)展協(xié)調(diào)小組發(fā)布“關(guān)于實(shí)施商品住房公正搖號(hào)公開銷售工作的通知”以來，此項(xiàng)政策受到了廣泛關(guān)注。社會(huì)各界對(duì)于政府的價(jià)格管制政策褒貶不一，搖號(hào)買房政策就像一把雙刃劍，他能在一定程度上減少無房群體的不公平待遇，有效降低購房中亂收費(fèi)等亂象的發(fā)生2。但另一方面，對(duì)于杭州日漸高漲的房價(jià)來說，搖號(hào)買房政策減低了房屋供給，形成了“有房”和“無房”群體的購房不公，政府的行為是否扭曲了價(jià)格規(guī)律，這其中的矛盾與問題均亟需我們?nèi)ニ伎?。我們研究杭州市“購房搖號(hào)”政策公平性的滿意度，并針對(duì)性的提出了以下幾條建議：

（一）加強(qiáng)政策透明度，提高政策公信力

杭州市發(fā)布的“住房搖號(hào)”政策進(jìn)一步強(qiáng)化了住房的居住屬性，在很大程度上提高了購房的公平性，維護(hù)了購房人的知情權(quán)、選擇權(quán)、監(jiān)督權(quán)，可以有效遏制投機(jī)炒房行為，捂盤惜售、捆綁銷售、投資炒作等問題。然而仍有大批購房者對(duì)新政的滿意度較低，對(duì)政策的公平性抱有疑問。因此，杭州市政府應(yīng)加強(qiáng)政策實(shí)施的透明度，切實(shí)維護(hù)購房人的知情權(quán)和選擇權(quán)，完善信息公示制度，加強(qiáng)宣傳窗口的建設(shè)，健全線上搖號(hào)信息公示平臺(tái)，確保搖號(hào)過程和結(jié)果的透明化、公開化3，主動(dòng)接受公民的監(jiān)督，提升搖號(hào)政策的公信力。

（二）加強(qiáng)房源調(diào)控，穩(wěn)定供需平衡

買房搖號(hào)目的是為降低投機(jī)者購房，為剛需者提供平等的購房條件，努力調(diào)控供需平衡乃是重中之重。房屋搖號(hào)的政策實(shí)際上僅為一種應(yīng)急措施，它能及時(shí)控制房屋供應(yīng)與開放銷售的不平衡。但有限的供給也會(huì)激發(fā)那些沒有購房資格或者是炒房者的購房需求，搖號(hào)政策將引起購房者的恐慌和投機(jī)心理，二手房出現(xiàn)的倒掛現(xiàn)象更是讓很多購房者認(rèn)為搖號(hào)買房，買到及是賺到，從而產(chǎn)生跟風(fēng)搖號(hào)的現(xiàn)象。在政策實(shí)施的半年時(shí)間以來，杭州市西湖區(qū)的中簽率最低，僅為7.69%，共推的4000余套房源吸引了5.2萬的搖號(hào)人次4。因此，不可為了調(diào)控而調(diào)控，要合理規(guī)劃房源供給與銷售的平衡。為緩解購房中簽率低，競爭激烈的問題，杭州市政府可以通過強(qiáng)化一手房購房資格，縮小購房人數(shù)，盡量保證一手房的出售套數(shù)與需求人數(shù)大體相當(dāng)。

在持續(xù)的調(diào)控之下，樓市在今年8月份已出現(xiàn)了“降溫”現(xiàn)象。一方面是土地市場趨冷：杭州土地出讓收入已從7月份的573億元下降至8月份的226億元，綜合溢價(jià)率從14%直線下降至4%；另一方面搖號(hào)中簽率也在不斷攀升，各樓盤的綜合中簽率從8月份的10.1%上升至九月份的17.5%5。就目前來看，購房搖號(hào)政策對(duì)杭州樓市確實(shí)起到了預(yù)期的管控作用，政府應(yīng)根據(jù)實(shí)際情況，結(jié)合多方面因素考慮不斷完善此項(xiàng)政策，不可放松調(diào)控。

（三）優(yōu)化政策執(zhí)行標(biāo)準(zhǔn)，合理滿足無房家庭購房需求

如何辨別剛需購房者和投資客將是新政策所面臨的很大問題。在房源供不應(yīng)求的既定事實(shí)下，杭州市政府應(yīng)完善購房人資格審核，切不可一刀切，應(yīng)從申請(qǐng)人的家庭的資產(chǎn)狀況進(jìn)行衡量，通過列明存款、股票、公積金、住房補(bǔ)貼等因素細(xì)分購房群體6。在購房者中設(shè)置不同優(yōu)先級(jí)別購房群體，適當(dāng)提高剛需購房者的中簽概率，將政策向無房家庭傾斜。同時(shí)降低驗(yàn)資金額，保證房源最終能滿足那些最需要的群體。

此外，政府應(yīng)加大懲罰力度，對(duì)那些提交虛假信息及資料的個(gè)人及企業(yè)購房者進(jìn)行嚴(yán)厲的處罰，例如取消他們的購房資格等。同時(shí)對(duì)相應(yīng)管理部門的尋租與暗箱操作加大處罰力度7，提高違法違規(guī)操作的代價(jià)，盡可能的杜絕此類現(xiàn)象的發(fā)生。