戶籍登記制度改革與房價作用機制：以長江三角洲為例

劉金山 劉慧琳 程志強

一 引 言

新中國成立以來，我國實行城鄉(xiāng)二元戶籍制度，從性質(zhì)上區(qū)別了城市戶籍與農(nóng)村戶籍。隨著城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興及城鄉(xiāng)融合發(fā)展等政策實施，城鄉(xiāng)之間的壁壘逐漸被削弱，戶籍制度改革呼聲日益高漲。從20世紀(jì)90年代中期開始，新一輪城鎮(zhèn)化與戶籍制度改革處于醞釀之中，到90年代后期分區(qū)域推進(jìn)戶籍制度改革，以開放小城鎮(zhèn)戶籍為標(biāo)志，顯示出在中國實行了近半個世紀(jì)的城鄉(xiāng)分割戶籍制度發(fā)生重大變化(李若建, 2003)[1]。傳統(tǒng)戶籍制度被認(rèn)為從本質(zhì)上制約著勞動力、資源在城鄉(xiāng)之間自由流動，引致城鄉(xiāng)收入差距增大、社會不公平等一系列問題。戶籍制度排斥農(nóng)村遷移者均等享受城市社會福利待遇(蔡昉, 2010)[2]，為此政府進(jìn)行了一系列戶籍制度改革。戶籍登記是戶籍制度的基礎(chǔ)，戶籍登記制度改革本質(zhì)上形成了一個“二元換一元”的新型城鄉(xiāng)戶籍登記模式，不再區(qū)分城市戶籍與農(nóng)村戶籍，有助于逐步建立起促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展和要素自由流動的機制。

一項國家制度改革必然牽動經(jīng)濟(jì)社會運行的變化，人口自由流動將催生更多新需求從而刺激相關(guān)行業(yè)(如房地產(chǎn)業(yè))的發(fā)展。Tiebout(1956)[3]提出了“用腳投票”理論，居民自由遷移到符合其偏好的城市，地方政府會征收不動產(chǎn)稅來籌集相關(guān)建設(shè)資金，這使自由遷移與不動產(chǎn)產(chǎn)生聯(lián)系。有恒產(chǎn)者有恒心，房產(chǎn)重要性不言而喻。隨著新戶籍登記制度實施，產(chǎn)生了大量人口流動，直接擴(kuò)大了購房人群數(shù)量，房價相應(yīng)波動。戶籍登記制度改革是否帶動當(dāng)?shù)胤績r的上升呢？

通過系統(tǒng)性梳理戶籍登記制度改革政策演變過程，本文以長江三角洲地區(qū)39個城市作為樣本。長三角地區(qū)橫跨三省一市，地理特征具有相似性，在資源分配和政策實施方面具有一定的協(xié)調(diào)性和一致性，樣本具有代表性與多樣性。而戶籍登記制度改革作為一項政策沖擊，具有外生性，是一項很好的自然實驗。本研究采用多期雙重差分方法(DID)，依據(jù)不同地區(qū)政府文件與政策具體內(nèi)容依次確定三期政策沖擊事件：2014年、2016年、2017年，探究政策沖擊前后長江三角洲地區(qū)各市房地產(chǎn)市場變化以及政策沖擊對試點、非試點城市之間的影響。

后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分闡述理論框架與假設(shè)；第四部分介紹研究樣本、計量模型以及變量描述性統(tǒng)計；第五部分進(jìn)行雙重差分過程的識別條件檢驗，報告戶籍登記制度改革影響當(dāng)?shù)胤績r的主要實證發(fā)現(xiàn)；第六部分為異質(zhì)性檢驗；最后為結(jié)論與政策啟示。

二 文獻(xiàn)綜述

戶籍制度對我國社會發(fā)展與人口流動分布具有重要影響。自古以來，中國的戶籍劃分標(biāo)準(zhǔn)十分嚴(yán)格，即城鄉(xiāng)地域之間的制度區(qū)別一直存在。這種城鄉(xiāng)二元戶籍制度對人口結(jié)構(gòu)與流動特征產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。雖然在特定歷史時期，城鄉(xiāng)二元戶籍制度為經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定作出了積極貢獻(xiàn)，但隨著城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，城鄉(xiāng)一體化成為必然趨勢，剝離粘附于戶籍制度的各項福利待遇和權(quán)利保障成為現(xiàn)階段社會發(fā)展的需要(鐘榮桂和呂萍，2017)[4]。而戶籍制度所內(nèi)生的制度壁壘、社會排斥、區(qū)域分割越來越阻礙城鄉(xiāng)與全國統(tǒng)一市場和整體管理體制的構(gòu)建(任遠(yuǎn)，2016)[5]。戶籍制度作為一項典型的時代產(chǎn)物，對人口遷移流動的約束越來越不能適應(yīng)社會主義市場經(jīng)濟(jì)對要素流動性的內(nèi)在需求，其滯后性隨著經(jīng)濟(jì)社會高速發(fā)展而愈發(fā)明顯，改革呼聲越來越高。

由于國情不一致性，多數(shù)國家不存在戶籍概念。國外學(xué)者重點研究人口遷移現(xiàn)象，探究其和地區(qū)資源與要素配置的關(guān)系。多數(shù)研究認(rèn)為，人口流動與房價存在一定聯(lián)系。Cameron et al. (2005)[6]以英格蘭和威爾士地區(qū)為對象，運用人口凈遷移和總遷移數(shù)據(jù)研究表明，移民會影響房價。有學(xué)者認(rèn)為，人口流動與房價存在正向關(guān)系。Plantinga et al. (2013)[7]以美國291個大城市為樣本研究表明，住房成本上漲與人口遷入意愿呈正相關(guān)關(guān)系。隨著越來越多居民從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市，城市人口增長和住房短缺孕育著住宅房地產(chǎn)的巨大潛力，房價急劇上升。周建軍等(2021)[8]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)集聚導(dǎo)致的勞動力涌入會推高房價，即日本學(xué)者Tabuchi (1998)[9]所提出的由于存在“擁堵”效應(yīng)，勞動力流入會促進(jìn)房價上漲。但是，與此同時，也有學(xué)者認(rèn)為人口流動與房價之間存在反向關(guān)系。Rabe和Taylor(2010)[10]以1992-2007年英國為樣本研究表明，高房價將制約勞動力跨區(qū)域流入，即房價與人口流動之間存在一定的負(fù)向關(guān)系。

我國戶籍登記制度改革加速了區(qū)際人口流動，引起相應(yīng)地區(qū)房價波動。目前國內(nèi)直接對戶籍制度與房價關(guān)系進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少。舊戶籍制度下，戶籍制約使流動人口在城鎮(zhèn)面臨居住難題，城鎮(zhèn)流動人口(特別是鄉(xiāng)城流動人口)在住房方面需付出比當(dāng)?shù)鼐用窀叩拇鷥r(蔣耒文等，2005)[11]。隨著戶籍登記制度改革政策落地，快速城鎮(zhèn)化與城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平“剪刀差”效應(yīng)帶來的人口流動與房價波動具有顯著正相關(guān)性(蘭峰和吳迪，2018)[12]。在不考慮資本投入影響的前提下，農(nóng)村勞動力流動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是中國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)快速增長的兩個非常重要的維度(程鵬，2014)[13]，工業(yè)化現(xiàn)象作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要結(jié)果，直接促進(jìn)了農(nóng)村勞動力流動，這種人口流動效應(yīng)在“二元變一元”的改革下表現(xiàn)得更為明顯。因戶籍登記制度改革而出現(xiàn)的“農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化”現(xiàn)象(辜勝阻等，2020)[14]，催生人口流動，使得“新市民”群體迫切想要行使其市民權(quán)利，購買不動產(chǎn)是選擇之一。王春艷和吳老二(2007)[15]認(rèn)為人口遷移會顯著影響房地產(chǎn)價格水平，大量人口遷入將增加對房屋的需求量, 導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲。

綜上所述，戶籍登記制度改革帶動的地區(qū)人口流動對當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價格產(chǎn)生了一定影響。已有文獻(xiàn)的研究樣本范圍選擇全國或各省會主要城市，這類樣本既有優(yōu)勢又有不足。大范圍樣本得出的結(jié)論更加具有普遍性，但省會城市本身存在一定的“虹吸效應(yīng)”，受其他因素影響，相關(guān)結(jié)論可能存在誤差。本文研究對象選取長江三角洲地區(qū)城市群，既包括特大型城市如上海，也涵蓋經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段具有差異性的三四線城市，樣本具有代表性與多樣性。并通過構(gòu)建“是否實施政策”虛擬變量，考察該變量系數(shù)顯著與否來判斷戶籍登記制度改革政策產(chǎn)生的凈效應(yīng)。

三 “二元換一元”政策效果：一個理論框架

從戶籍登記制度改革的政策效果來看，戶籍登記制度改革引起社會人口流動。由于傳統(tǒng)二元戶籍登記制度導(dǎo)致的收入不均、福利不公等負(fù)面影響逐漸被戶籍登記制度改革新政所改善，建立新戶籍登記制度分別從兩條路徑引起了城市人口的流動與變化：一方面使進(jìn)城務(wù)工潮迅速到來，促進(jìn)了城鄉(xiāng)間的人口流動；另一方面，隨著戶籍壁壘的“瓦解”，地區(qū)間的人口流動也逐漸頻繁，由小城市涌入大城市的人群獲得積蓄后欲購買城市房產(chǎn)并擬在城市定居。這兩條路徑最終使城市人口總量上升，將進(jìn)一步擴(kuò)大城市新入和原有居民的購房需求，從而帶動當(dāng)?shù)胤績r上升。

圖1 戶籍登記制度改革傳導(dǎo)路徑

本文將戶籍登記制度改革引發(fā)的城鄉(xiāng)間人口流動稱為“勞動力效應(yīng)”。我國近些年來積極推行一系列“戶改”政策，使得先前人們由于戶口性質(zhì)無法在城市落戶安家的障礙基本消失。城市地區(qū)各項資源與公共基礎(chǔ)設(shè)施顯著優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，因此逐漸形成了一個規(guī)律性的“鄉(xiāng)村流向城市”的人口流動特征。隨著我國提出積極穩(wěn)妥地推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略，城市建設(shè)與發(fā)展成為核心任務(wù)。這一過程中勞動力缺口不斷擴(kuò)大，致使勞動力資源緊缺、價格上升，鄉(xiāng)村勞動力大量涌入城市去謀求相對更高的工資。從這一現(xiàn)象來看：首先，其加速了城鎮(zhèn)化進(jìn)程。隨著資本積累不斷增多，城鎮(zhèn)工業(yè)進(jìn)一步擴(kuò)張，農(nóng)村剩余勞動力逐漸向工資更高的城鎮(zhèn)遷移，由此促進(jìn)區(qū)域城鎮(zhèn)化的發(fā)展(殷江濱和李郁，2012)[16]。 其次，要素的流動與融合得到進(jìn)一步的提升。以往滯留在農(nóng)村地區(qū)的要素與資源在市場“無形的手”的推動下進(jìn)行再分配，優(yōu)化了整個社會的資源要素組成與分布，城鄉(xiāng)勞動力要素以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的其他資源得到有效流動；低收入的農(nóng)村人口大舉流向城市，直接解決了農(nóng)村閑置勞動力的就業(yè)問題，大幅提升了農(nóng)村家庭的收入水平，因而能夠有效地縮小城鄉(xiāng)間收入差距。

區(qū)域間人口流動則可以概括為“智力流效應(yīng)”。 “智力”，顧名思義是指高質(zhì)量人才。相較于小城市，大城市擁有優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)資源和資本回報率，它產(chǎn)生的“虹吸效應(yīng)”吸引教育水平高的人群流入，直接集聚高端人才，形成豐富的人才儲備資源，提高了地區(qū)資源利用率。同時，隨著地區(qū)人口數(shù)量的增加，市場各項需求擴(kuò)大，產(chǎn)業(yè)規(guī)?；?yīng)逐漸形成，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。并且，通過提高人口與產(chǎn)業(yè)的空間匹配程度，緩解地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距(敖榮軍和劉松勤，2016)[17]。

由于資源具有稀缺性的特點，在總量變化不大的情況下，人口流動所導(dǎo)致的地區(qū)人口密集將直接稀釋公共資源?！拔镆韵橘F”，地區(qū)公共資源的人均量減少致使公共資源的單價升高。就房地產(chǎn)市場而言，公共資源單價的升高將通過“地產(chǎn)”和“房產(chǎn)”兩條路徑傳導(dǎo)。地產(chǎn)方面，由于土地的國有性，公共資源價格升高直接對應(yīng)著土地開發(fā)成本與土地出讓金的上升。與此同時，開發(fā)商在獲得土地使用權(quán)的過程中，相關(guān)政府稅費均有所增加。這三個方面的共同作用最終使得該地區(qū)的地產(chǎn)交易成本增加。房產(chǎn)方面，近年來，由于原材料價格和用工成本均增加，建房成本增加；多數(shù)房地產(chǎn)開發(fā)商的初始投資來自于銀行貸款，地價升高，導(dǎo)致其開發(fā)成本上升，順帶著貸款金額增加，因此銀行利息也將“水漲船高”；房產(chǎn)的初始成本構(gòu)成中同樣包括了相關(guān)政府稅費，如增值稅及附加、印花稅、契稅等，這些稅費將作為間接成本轉(zhuǎn)嫁到房價中。地區(qū)房價的形成本身是“地產(chǎn)”與“房產(chǎn)”共同作用的結(jié)果，綜上所述，城鄉(xiāng)間人口流動與區(qū)域間人口凈流入都將導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐淖》啃枨筮M(jìn)一步擴(kuò)大，使得房價因房地產(chǎn)市場供需不平衡而進(jìn)一步上漲。為此提出假設(shè)1。

H1：戶籍登記制度改革會提高當(dāng)?shù)胤績r。

戶籍登記制度改革對大城市傳導(dǎo)路線更為直接和清晰。大城市往往是新政和試點政策的“試驗田”，各方面條件與體系均十分成熟，能充分體現(xiàn)政策效果。小城市政策實施土壤則相對具有劣勢，由于城市體系不成熟，戶籍政策帶來的房價溢價遠(yuǎn)小于其他因素帶來的影響。因此，戶籍登記制度改革對中小城市的促進(jìn)作用相對薄弱。另外，由于大城市具有良好的基礎(chǔ)設(shè)施和較高的工資收入水平，大城市的“虹吸效應(yīng)”比小城市大，對周邊地區(qū)資源和要素的吸引力強。綜合分析，戶籍登記制度改革促進(jìn)房價上升的作用主要體現(xiàn)在大型城市。為此提出假設(shè)2。

H2：戶籍登記制度改革對大型城市房價的影響程度高于小型城市。

隨著戶籍登記制度改革政策全面鋪開，城市落戶標(biāo)準(zhǔn)與門檻逐漸降低，促進(jìn)地區(qū)間人口流動。人口流動將催生新的住房需求，從而改變當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)市場的供需平衡關(guān)系，最終對地區(qū)房價產(chǎn)生一定影響，且這種影響可能與地區(qū)人口流動的方向有關(guān)。此外，戶籍登記新制度的落實將有效促進(jìn)城鄉(xiāng)間人口流動、推動我國的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，而地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的異質(zhì)性會導(dǎo)致戶籍登記制度改革引起的人口流動存在異質(zhì)性，進(jìn)而使得不同地區(qū)房價對戶籍登記制度改革的響應(yīng)存在差別?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)作為城市的一項硬實力，將直接決定是否能夠吸引要素資源流入和高端人才落戶集聚，在戶籍登記制度改革的背景下，基礎(chǔ)設(shè)施水平將成為影響勞動力流向的重要因素。為此本研究進(jìn)一步提出假設(shè)3。

H3：人口流動方向、城鄉(xiāng)收入差距以及城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)使得戶籍登記制度改革影響房價的過程存在異質(zhì)性。

四 研究設(shè)計、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

這一部分主要是將所選事件通過研究設(shè)計轉(zhuǎn)化為模型，進(jìn)一步解釋說明模型中涉及到的變量和有關(guān)指標(biāo)，最后介紹相關(guān)數(shù)據(jù)來源情況。

(一)研究設(shè)計

1.方法選擇

本文旨在探究我國戶籍登記制度改革對地區(qū)房價的作用效果。通過查閱相關(guān)政府文件可知，截至2019年底，長江三角洲城市群(江蘇、浙江、安徽、上海)的41個城市中除連云港市外均已落實戶籍登記新制度。其中，2003年有2個城市頒布，2014年僅有1個城市，2016年涉及25個城市，2017年有12個城市實施?？紤]到2008年金融危機對房地產(chǎn)市場的影響與沖擊，將新政策沖擊時間早于2008年的兩個城市——淮安、宿遷從樣本中剔除，即最終樣本為39個城市。該項新政存在一個逐年實施的過程，符合多期雙重差分法的基本運用條件。具體來說，當(dāng)年已實施戶籍登記制度改革的城市為處理組，而在此時間未實施戶籍登記制度改革的城市則為控制組，如2014年無錫實施了戶籍登記制度改革，此時無錫便進(jìn)入處理組，而其它在此時間內(nèi)未實施戶籍登記制度改革的城市皆為控制組(周玉龍等，2018)[18]。政策頒布具有較強的自然性與外生性，提供了良好的“準(zhǔn)自然實驗”環(huán)境。因此，本文運用多期雙重差分法(DID)比較地區(qū)房價在戶籍登記制度改革前后的差異。

2.長江三角洲地區(qū)城市戶籍登記制度改革試點情況

2014年7月30日，國務(wù)院頒布了《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》文件，活躍在我國半個多世紀(jì)的“城鄉(xiāng)二元戶籍管理”制度正式“退休”，取而代之的是“統(tǒng)一城鄉(xiāng)戶口登記制度”。這一新制度在戶口性質(zhì)上不再區(qū)分“農(nóng)業(yè)戶口”與“非農(nóng)業(yè)戶口”，轉(zhuǎn)而改為統(tǒng)一的居民戶口。長江三角洲地區(qū)各市根據(jù)自身實際情況分批落實了這一政策。作為江蘇省乃至長江三角洲城市群最早進(jìn)行戶籍性質(zhì)統(tǒng)一化的城市，無錫市于2014年便頒布了相關(guān)戶籍登記制度改革的政府文件。隨著改革初有成效，其他長江三角洲地區(qū)城市紛紛加入“戶改”陣營中：2015年下半年便有五城進(jìn)行了改革， 2017年長江三角洲城市群多數(shù)城市完成了戶籍登記制度改革。表1根據(jù)《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》中的城市規(guī)模等級排序列舉了41個城市實施戶籍登記制度改革的時間。

表1 戶籍登記制度改革試點時間

3.模型設(shè)定

本文樣本為長江三角洲城市群中的39個城市，涉及上海市、江蘇省、浙江省及安徽省，主要目的在于驗證戶籍新政對當(dāng)?shù)胤績r的政策凈效應(yīng)。借鑒Beck et al. (2010)[19]的做法，設(shè)定多期雙重差分模型如下：

lnHousepriceit=β0+β1Policyit+αXit+Tt+μi+εit

(1)

Policy為核心解釋變量：地區(qū)在落實戶籍新政之前Policy=0，之后則為1；lnHouseprice為被解釋變量，選取各地區(qū)住宅價格(元/平方米)并進(jìn)行對數(shù)處理，下標(biāo)i和t分別代表第i市第t年；Xit為其它一系列控制變量；μi代表城市固定效應(yīng)；考慮到處理組和控制組之間房價變動存在的時間趨勢和戶籍登記制度改革及其配套政策的推進(jìn)，參考廉永輝和張琳(2015)[20]的做法，本研究在模型中進(jìn)一步控制時間趨勢Tt以保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。系數(shù)β1度量戶籍登記制度改革政策對地區(qū)房價的凈影響。如果政策確實推動了房價上漲，β1的估計值應(yīng)顯著為正。

(二)變量和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

被解釋變量為房價，采用年平均單價衡量更為合理(Fingleton和Palombi, 2016)[21]。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的城市，房價收入比越大，房價增長更快，波動也更為劇烈。本研究選取住宅商品房的年平均單價衡量地區(qū)房價水平(常飛等，2013)[22]，并使用各城市以2010年為基期的CPI指數(shù)進(jìn)行平減，各城市不同年份的房價原始數(shù)據(jù)來源于國家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫(http://www.crei.cn)。

2.核心解釋變量

以戶籍新政的頒布作為核心解釋變量，即虛擬變量Policy。由于長江三角洲地區(qū)三次政策實施分別是2014年、2016年以及2017年，且樣本區(qū)間為2010-2019年，根據(jù)各市政府發(fā)布的相關(guān)戶籍登記制度改革政策時間進(jìn)行相應(yīng)的整理與匯總，依次對各市進(jìn)行賦值。如果該城市在當(dāng)年落實了戶籍新政，則賦值為1，否則取值為0。為驗證假設(shè)2，參考《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》的城市劃分標(biāo)準(zhǔn)及2019年年末市區(qū)常住人口數(shù)量，將39個樣本城市依次劃分為： 超大特大城市、大中城市以及小城市。

3.控制變量

由于影響房價變動的因素較為復(fù)雜和多樣，為更好地對政策效果進(jìn)行評估，本文在基準(zhǔn)方程中進(jìn)一步引入了其他控制變量。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口以及土地要素方面選取四個具有代表性的控制變量：地區(qū)生產(chǎn)總值、城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、年末常住人口數(shù)和城市建設(shè)用地面積。

(1)地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)對數(shù)值。反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)是影響房價增長的首要因素(王天雨，2019)[23]。若某地區(qū)生產(chǎn)總值較大，代表其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于較高階段，居民收入較高，購買不動產(chǎn)是其重要支出，將有效帶動房地產(chǎn)需求上升，推動當(dāng)?shù)胤績r上漲，考慮到通貨膨脹因素，本研究使用各城市以2010年為基期的GDP指數(shù)對原始地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行平減。

(2)年末常住人口數(shù)對數(shù)值?，F(xiàn)有文獻(xiàn)探究影響住房需求變化因素時，將“人口數(shù)量與住房需求成同方向變動”假設(shè)作為研究基礎(chǔ)。而一些研究認(rèn)為，人口增加一倍會使住房需求加倍(鄒至莊和牛霖琳，2010)[24]。從我國城市房價變化看，由于大多數(shù)城市房地產(chǎn)供給彈性較低，將擴(kuò)大地區(qū)人口與收入增長影響房價上漲程度。因此，人口作為城市基礎(chǔ)參數(shù)衡量指標(biāo)，影響當(dāng)?shù)胤績r。

(3)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化程度的提升會對城市房價產(chǎn)生正向影響(范新英和張所地，2018)[25]，二三產(chǎn)業(yè)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)不僅會吸引大量勞動力聚集，同時也要求較為完善的城市公共服務(wù)(周建軍等，2020)[26]，在此背景下，城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整會加大房價的波動。

(4)城市建設(shè)用地面積對數(shù)值。采用城市建設(shè)用地來控制城鎮(zhèn)化對房價的影響。已有文獻(xiàn)表明，城市建設(shè)用地面積對房價會產(chǎn)生顯著的正向影響(李一花和化兵，2018)[27]。

表2為變量具體含義及計算方式，表3為主要變量的描述性統(tǒng)計。

表2 主要變量及其計算方式

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)樣本為2010-2019年長江三角洲城市群39個城市面板數(shù)據(jù)，總樣本量為390個觀測值。樣本期間選擇主要基于兩個原因：一方面，樣本城市受到“戶籍登記新政”沖擊時間最早一次是2014年，最晚一次是2017年，選擇這一樣本時間為平行趨勢檢驗留下可操作空間；另一方面，由于2008年金融危機爆發(fā)，房地產(chǎn)業(yè)受到較嚴(yán)重的沖擊與影響。考慮到金融危機不規(guī)則沖擊會影響整體回歸結(jié)果，且這一事件存在著滯后效應(yīng)，因此將樣本期間起始年份定為2010年。各類原始數(shù)據(jù)分別來源于樣本年份《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》及各市統(tǒng)計年鑒。

五 實證分析

(一)識別條件檢驗

運用雙重差分法探究政策沖擊效應(yīng)的一個前提假設(shè)是實驗組與對照組在政策沖擊前滿足平行趨勢。實驗組是當(dāng)年受到政策沖擊的城市，對照組是當(dāng)年未受到政策沖擊的城市。如果不存在戶籍登記制度改革，實驗組與對照組的房價變動趨勢是一致的，不會隨著時間變化而發(fā)生系統(tǒng)性差異。因此需要驗證二者房價變化具有同趨勢特征。由于政策沖擊存在“多期性”，檢驗思路是通過事件研究法對政策產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在年度之間的動態(tài)趨勢進(jìn)行分解和剖析，只是在計算政策時點前后期數(shù)的時候與單期雙重差分法有所不同，單期DID是當(dāng)前時間減去政策統(tǒng)一沖擊時間，而多期DID是將當(dāng)前時間分別與各次政策實施時間相減。根據(jù)以上思路，建立回歸模型如下：

(2)

其中，lnHouseprice為地區(qū)住宅價格，用住宅銷售價格對數(shù)值表示。Policyi, t-k和Policyi, t+m是政策虛擬變量，如果城市i在t-k及t+m時期實行戶籍登記新制度，取值為1，反之為0。分別將政策實施年份往前以及往后推動，依次記作：Pre31、Pre21、Pre11、Current、Post11、Post21、Post31及Post41，Current代表當(dāng)期，即政策實施年份，以Pre21作為基期進(jìn)行平行趨勢檢驗。

為更直觀反映平行趨勢變化情況，作平行趨勢回歸系數(shù)圖。從圖2可以看出，在政策實施當(dāng)期之前，Pre31、Pre11的系數(shù)基本在0左右(90%的置信區(qū)間包含了0值)，這表明在戶籍登記制度改革前，地區(qū)房價在不同城市中并沒有出現(xiàn)異質(zhì)性的時間趨勢，其變化關(guān)系隨時間推移是恒定的，支持了本研究的平行趨勢假定。從政策時點沖擊的后四期來看，Post11、Post21、Post31及Post41系數(shù)是顯著大于0的，且置信區(qū)間均位于0刻度線上方，表明政策實施后房價變化開始出現(xiàn)異質(zhì)性，且實施戶籍登記新政對當(dāng)?shù)胤績r的影響在前兩年逐漸上升，第三年增速放緩。這一結(jié)果符合事物發(fā)展的邏輯規(guī)律，新政策落地帶來的影響存在一定滯后性，這一滯后性會隨著時間而弱化。總體來說，隨著戶籍登記制度改革以及配套政策的實施，其所產(chǎn)生的政策凈效應(yīng)將進(jìn)一步顯現(xiàn)。

圖2 平行趨勢檢驗

(二)實證結(jié)果分析

上述檢驗結(jié)果表明模型(1)滿足多期雙重差分模型的基本假定——具有平行趨勢，接下來本研究對模型(1)進(jìn)行估計，結(jié)果如表4所示。列(1)是沒有加入控制變量、沒有控制時間趨勢和個體固定效應(yīng)時的估計結(jié)果，列(2)則是加入個體固定效應(yīng)的估計結(jié)果，列(3)是在控制時間趨勢和個體固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入控制變量的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：無論是否加入控制變量，核心解釋變量系數(shù)的估計值均為正，說明戶籍登記新政對地區(qū)商品住宅平均銷售價格有顯著正向影響，換言之，新政實施顯著提升當(dāng)?shù)胤績r。

表4 戶籍登記新制度對地區(qū)房價的作用

加入控制變量后，核心解釋變量系數(shù)的顯著性與估計值均有所降低，其中回歸系數(shù)由0.231降為0.100，即10.0%?？梢?，戶籍政策頒布的可能性每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差，當(dāng)?shù)胤績r將增加10個百分點。這證實了假設(shè)1，戶籍登記制度改革會提高當(dāng)?shù)胤績r。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1. 剔除個別特殊樣本

樣本城市中的直轄市與省會城市(上海、南京、杭州、合肥)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城市化建設(shè)水平大幅度領(lǐng)先于其他城市，經(jīng)濟(jì)體量與其他樣本城市之間懸殊較大，存在很強的“虹吸效應(yīng)”，吸引高端人才與要素集聚，房價變動的影響因素更加多元化。因此，將這四個城市從樣本中剔除后重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5列(1)所示：在剔除了相關(guān)特殊樣本后，政策變量的參數(shù)依舊顯著為正，這表明樣本中等級過高的樣本城市(即超大特大城市)對整體政策效果起到了一定的促進(jìn)作用，剔除過后整體政策效果有所下降，這一檢驗結(jié)果同樣較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗：調(diào)整樣本及反事實檢驗

(續(xù)上表)

2.安慰劑檢驗

為檢驗結(jié)果受省略變量影響的程度是否較大，本文構(gòu)建一系列反事實框架對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗，若在虛假的政策處理下同樣觀察到戶籍登記制度改革對房價的促進(jìn)效應(yīng)，則說明地區(qū)房價上升主要受到其它不可觀測因素的影響，而非戶籍登記制度改革的推動。方法一：根據(jù)戶籍登記制度改革三次沖擊對所有樣本城市進(jìn)行循環(huán)抽樣，將隨機分配到各沖擊年份下的各樣本城市作為新數(shù)據(jù)集進(jìn)行回歸，并進(jìn)一步畫出系數(shù)分布圖，以此來判斷是否通過安慰劑測試(Chetty et al., 2009)[28]。樣本期間內(nèi)，戶籍登記制度改革分三次實行。將數(shù)據(jù)按照城市分組，然后在每個城市組內(nèi)的year變量中隨機抽取一個年份作為政策時間。利用Bootstrap技術(shù)為各個城市隨機分配戶籍新政頒布的時間，按式(1)重復(fù)回歸500次。方法二：構(gòu)造虛假的戶籍登記制度改革時間。本研究將各地區(qū)戶籍登記制度改革提前1年，構(gòu)建虛假的虛擬變量放入式(1)進(jìn)行回歸。方法一結(jié)果見圖3，研究發(fā)現(xiàn)戶籍新政頒布對地區(qū)房價影響的估計系數(shù)的p值呈近似正態(tài)分布且主要在0.1以上。這一結(jié)果表明戶籍新政頒布的虛假處理效應(yīng)并不存在?；鶞?zhǔn)回歸的估計系數(shù)(0.100)明顯不同于核密度分布的均值。方法二結(jié)果見表5列(2)，回歸結(jié)果并不顯著，說明戶籍新政的實施對地區(qū)房價的因果效應(yīng)并非源于其它不可觀測因素?？梢姡瑧艏怯浿贫雀母飳Φ貐^(qū)房價變化的顯著正影響不是由未觀察到的因素驅(qū)動的。

圖3 穩(wěn)健性檢驗：安慰劑檢驗

六 異質(zhì)性檢驗

(一)城市類別分組

根據(jù)城市劃分標(biāo)準(zhǔn)將39個城市劃分三大類進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果見表6。

表6 異質(zhì)性檢驗：城市分組

由表6可知，相較于超大特大城市和小城市，戶籍登記新制度對大、中城市房價的影響更強。列(2)核心解釋變量系數(shù)顯著為正，而列(1)、 列(3)結(jié)果并不顯著，這表明戶籍登記制度改革對房價的影響在不同類型城市之間存在差異。從現(xiàn)實情況來看，上海、南京這一類型的超大城市房地產(chǎn)價格的影響因素復(fù)雜且多樣。盡管此類城市每年的人口流入數(shù)量較大，但由于智力流效應(yīng)導(dǎo)致的高端生產(chǎn)要素和人才的集聚令當(dāng)?shù)胤績r產(chǎn)生異常波動，最終使得外來的大多數(shù)人群仍然無法購買住房，此時戶籍登記制度改革政策產(chǎn)生的凈效應(yīng)并不顯著；另一方面，小城市則面臨著大量的人口流失，從需求端來看，人口外溢會使得當(dāng)?shù)氐馁彿啃枨蠼档?，因此戶籍新政對?dāng)?shù)氐姆績r并不產(chǎn)生影響。大、中城市的政策變量對應(yīng)系數(shù)為0.105，表明戶籍登記制度改革程度每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差，地區(qū)房價水平將增加10.5個百分點。這一異質(zhì)性分析部分驗證了假設(shè)2，即戶籍登記制度改革對大型城市房價的影響程度高于小型城市。同時，進(jìn)一步分離出超大特大城市類型及相應(yīng)情況，使本文結(jié)論更加完整。

(二)以人口流動方向分組

為檢驗戶籍登記制度改革是否通過人口流動方向影響當(dāng)?shù)胤績r，采用流動人口占比(Proportion)作為分組變量。其中流動人口為年末常住人口數(shù)與年末戶籍人口數(shù)的差值(孫巍和徐邵軍，2018)[29]，并對其進(jìn)行百分比形式的處理，具體公式如下：

(3)

計算得出樣本城市各年份流動人口數(shù)據(jù)后，發(fā)現(xiàn)由于存在年末常住人口數(shù)小于年末戶籍人口數(shù)的情況，即“人口流失”現(xiàn)象，“流動人口”指標(biāo)存在負(fù)值。對此，本研究進(jìn)行交互處理：將政策變量與人口流動占比變量相乘(Policy*Proportion)作為新的交互項代入原方程進(jìn)行回歸，同時保留政策變量與人口流動占比變量。依舊運用式(1)進(jìn)行參數(shù)估計，由表7列(1)可知，交互項的系數(shù)顯著為正，說明人口流入這一社會屬性進(jìn)一步增強了戶籍登記制度改革對地區(qū)房價的促進(jìn)作用。結(jié)合現(xiàn)實因素看，當(dāng)?shù)貐^(qū)“流動人口”為正時，表明該地區(qū)對外來人口吸引力較強，此類城市無論在基礎(chǔ)設(shè)施還是各項公共服務(wù)資源方面都處于較高水平。成為城市“新居民”人群將產(chǎn)生相應(yīng)的住房需求，從而推高當(dāng)?shù)胤績r。

表7 異質(zhì)性分析

(續(xù)上表)

(三)以城鄉(xiāng)收入差距分組

城鄉(xiāng)收入差距較大的地區(qū)戶籍登記制度改革對房價的促進(jìn)效應(yīng)更為明顯。本研究用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入(1)城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入均使用各城市以2010年為基期的CPI指數(shù)進(jìn)行平減。的差額作為城鄉(xiāng)收入差距的代理變量lnGap，并與戶籍登記制度改革政策進(jìn)行交互(Policy*lnGap)之后代入式(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7列(2)所示：城鄉(xiāng)收入差距較大的城市戶籍登記制度改革的政策效果更顯著，究其原因在于收入差距的擴(kuò)大意味著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長速度超過農(nóng)村居民人均純收入，“二元變一元”的戶籍登記制度改革能夠有效破除勞動力要素自由流動的體制障礙，逐漸消除由戶籍差異帶來的同工不同酬問題(劉志強和謝家智，2014)[30]，巨大的城鄉(xiāng)收入差距以及戶籍登記制度改革之后農(nóng)村移動人口市民化的便利使得諸多勞動力不斷流向城市，進(jìn)而帶來了住房需求和房價的上升。因此，城鄉(xiāng)收入差距較大的地方，戶籍登記制度改革更能顯著促進(jìn)房價的上升。

(四)以城市基礎(chǔ)設(shè)施分組

城市基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度是影響勞動力流動的重要因素，人口傾向于從基礎(chǔ)設(shè)施水平較低的地區(qū)轉(zhuǎn)移到基礎(chǔ)設(shè)施水平較高的地區(qū)(張在冉，2018)[31]，基礎(chǔ)設(shè)施較為完善的城市能夠滿足人口對交通、醫(yī)療和教育等公共服務(wù)的需求。但是城市福利和公共服務(wù)體制往往是建立在戶籍制度基礎(chǔ)之上的(郭秀云，2010)[32]，在戶籍登記制度改革的背景之下，擁有較高基礎(chǔ)設(shè)施水平的城市會吸引更多的勞動力流入，流入的新市民對住房往往具有剛性需求，由此帶動了房價的上漲。基礎(chǔ)設(shè)施水平較低的城市則面臨較少勞動力流入和大量勞動力流出的情況。因此本研究進(jìn)一步以城市基礎(chǔ)設(shè)施變量作為分組依據(jù): 使用年末實有城市道路面積(lnFacility)度量城市基礎(chǔ)設(shè)施水平(呂大國等，2019)[33]，在式(1)中引入城市基礎(chǔ)設(shè)施和戶籍登記制度改革政策的交互項(Policy*lnFacility)，表7列(3)結(jié)果表明：在基礎(chǔ)設(shè)施較為完善的城市，戶籍登記制度改革對房價的促進(jìn)效果更為顯著。

七 結(jié)論與政策啟示

(一)主要結(jié)論

本文研究表明，戶籍新政出臺促進(jìn)當(dāng)?shù)厝丝谂c要素資源流動，派生出額外購房需求，推動當(dāng)?shù)胤績r提高。具體看，一方面，戶籍新政促進(jìn)人口跨區(qū)域流動，增強地區(qū)間勞動力資源流動性，降低產(chǎn)業(yè)用工成本、提高資源可利用程度。另一方面，戶籍登記制度改革疏通了以往在城市安居定居過程中可能出現(xiàn)的阻礙，原本活躍在農(nóng)村地區(qū)的人群不斷涌入城市地區(qū)，落戶城市，這類新市民集聚產(chǎn)生住房需求，直接表現(xiàn)為房價上漲。

戶籍登記制度改革政策對不同類型城市的影響存在差異。大、中城市由于城市人口容量適中，城市功能、體系相對健全，政策出臺后得以快速、有效全面鋪開，且受眾群體條件較為均衡，因此對房地產(chǎn)市場沖擊更為明顯。此外，政府大部分財政收入來自房地產(chǎn)行業(yè)，對房地產(chǎn)市場政策支持優(yōu)于小城市。無論是超大特大城市還是小城市，都存在著規(guī)模過大和過小的問題。一方面，超大特大城市的年均流入人口數(shù)量龐大，但多數(shù)為不具備購房能力的外來者，這一人口流動現(xiàn)象并不能對當(dāng)?shù)胤績r產(chǎn)生短期刺激；另一方面，小城市的功能建設(shè)尚未成熟、城市各項基本屬性有待提高，且大量人口外溢，直接導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐馁彿啃枨笙禄?，同樣使得戶籍登記制度改革政策收效甚微。除此之外，人口流動方向、城鄉(xiāng)收入差距以及城市基礎(chǔ)設(shè)施水平在戶籍登記制度改革影響房價的過程中也存在明顯異質(zhì)性：當(dāng)?shù)貐^(qū)當(dāng)年人口流動為正、城鄉(xiāng)收入差距過大以及城市基礎(chǔ)設(shè)施水平較好時將促進(jìn)戶籍登記制度改革影響當(dāng)?shù)胤績r。

本文研究的長三角城市群內(nèi)城市等級豐富，與全國城市等級具有相似性，研究結(jié)論具有一定的代表性和適用性。但與此同時，長三角城市群樣本中，大中型城市數(shù)量較多，而且中國存在地區(qū)發(fā)展不平衡與異質(zhì)性，加上本文多期DID中的平均處理效應(yīng)僅源自于戶籍登記制度改革城市，本文結(jié)論推廣至全國城市時也存在一定的局限性。

(二)政策啟示

第一，促進(jìn)房地產(chǎn)市場平穩(wěn)健康發(fā)展。房產(chǎn)既有居住的自然屬性，也有投資的金融屬性。在戶改新政普及下，新市民購買房產(chǎn)是其擁有的市民新權(quán)利之一。要堅持“房子是用來住的，不是用來炒的”定位，因地制宜、運用多種手段完善住房市場體系和住房保障體系，為外來人口市民化創(chuàng)造有利條件。

第二，深化農(nóng)村改革，提升戶籍公共服務(wù)的普惠性。以戶籍登記制度改革為主線，進(jìn)一步推動土地、養(yǎng)老等相關(guān)制度改革是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵。農(nóng)村人口市民化背后的土地問題不容忽視，應(yīng)結(jié)合農(nóng)民自身意愿，合理劃分和處理農(nóng)村土地，給予相應(yīng)補償與承諾，實現(xiàn)農(nóng)村住宅產(chǎn)權(quán)可流通。市民化后享受一個真正市民的基本公共服務(wù)是政策最終目標(biāo)，要縮小城鄉(xiāng)戶籍背后各種住房、保險、教育、醫(yī)療等附加物差距，降低城鄉(xiāng)戶籍轉(zhuǎn)換門檻，使進(jìn)入城市生活的“農(nóng)村人”成為真正的“城里人”。

第三，大力推進(jìn)城市農(nóng)村均衡發(fā)展。大城市對戶籍新政“吸收效應(yīng)”優(yōu)于其他類型城市。但城市并非越大越好。隨著城市規(guī)模增大，各種“城市病”紛紛涌現(xiàn)。城鄉(xiāng)均衡發(fā)展會衍生出“小鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)”“縣域經(jīng)濟(jì)”等新型經(jīng)濟(jì)模式，使資源得到合理分配和擴(kuò)散。這是政策的主要著力點之一。