劉 瓊，職 朋，佴玲莉，張紹陽

（1.南京農業(yè)大學公共管理學院，江蘇 南京 210095；2.江蘇省國土資源研究中心，江蘇 南京 210017；3.鄭州輕工業(yè)大學政法學院，河南 鄭州 450001）

1 引言

住房問題是重要的民生問題，房價事關民眾福祉與社會安定，房價過快上漲不僅會降低社會生產和資源配置效率，還會加大貧富差距[1]，降低居民消費能力，更埋藏了金融危機的風險。2016—2017年中國城市房價迎來新一輪暴漲。2016年70個大中城市住宅價格累計上漲17.83%，為2010年以來歷史最大漲幅，其中南京、蘇州、合肥、廈門的房價漲幅超過40%，另有12座城市單季房價漲幅超過10%①數據來源于中國指數研究院發(fā)布的《中國房地產市場2016總結與2017趨勢展望》。。2017年，一、二線城市受調控政策影響漲幅有所緩解，但三、四線城市房價近乎全線上漲，近半數城市漲幅超過20%②數據來源于中國指數研究院。。住房限購政策作為政府調控房地產市場“看得見的手”，被用來抑制房價過快上漲，促進房價理性回歸[2]。截至2018年3月，全國共有46個城市實施了限購，有效地控制了房價上漲勢頭[3]。但值得注意的是，地方政府采納限購政策的積極性并不高，往往表現為左顧右盼地拖延采納，或者在土地市場上集中拍出一批土地以后再采納，在限購條件上悄悄松綁，甚至采用人才落戶等手段對限購政策進行消解。因此有必要全面探究住房限購政策擴散的影響因素，理解地方政府采納該政策的內在機制，從而為更好地開展房地產調控服務。

作為一種行政性調控手段[3]，住房限購政策對房地產市場影響非常顯著，自該政策實施以來學術界給予其極大的關注。大量研究從限購政策與房價波動的關系出發(fā)分析其績效[4-6]，研究表明該政策能在短期內實現有效抑制房價的政策目標[5-6]，但長期可能會出現價高量低的局面[7]。此外，該政策的社會影響也值得關注，限購政策會影響離婚率[8]、人口城鎮(zhèn)化[9]等，從而引起社會福利變化[10]。進一步地，針對限購政策績效有限這一問題，研究指出其根源在于經濟分權、政治集權體制下央地政府在房地產調控中存在較大利益差異[11]，導致地方政府通過限購區(qū)域、商品房類型、戶型及套數等策略性執(zhí)行限購政策[6]。因此，縱向的中央行政命令及監(jiān)管[6]和橫向的“鄰近效應”[12]成為保證限購政策執(zhí)行力的必要手段?？傊瑥拈L期來看，放眼于經濟社會可持續(xù)發(fā)展全局，絕大部分研究認為住房限購政策并非長久之策[2，6，12]。按照政策過程階段論，以上研究集中在政策執(zhí)行和政策評估兩個階段，刻畫了中國限購政策的制度環(huán)境、實施過程及政策績效。目前還很少有研究關注政策制定階段，尤其缺少對住房限購政策擴散的關注。20世紀90年代開始，關注政策制定的政策擴散研究日益受到重視，成為政策過程理論的重要分析框架[13-14]。開展住房限購政策擴散研究可以深入理解地方政府的政策采納行為，進而更全面地理解住房限購政策。

鑒于此，本文在研究本輪住房限購政策擴散過程的基礎上，采用事件史分析方法（EHA模型），從內部訴求和外部壓力兩方面探索其影響因素，從而明確中國住房限購政策擴散的主要機制。

2 政策擴散理論與研究假設

2.1 政策擴散理論

政策擴散，是指一項政策方案從一個地區(qū)傳輸到另一個地區(qū)，并被新政策主體采納和推行的過程[15]。政策擴散的研究始于美國社會學家WALKER在1969年發(fā)表的《美國各州之間創(chuàng)新的擴散》，首次研究了政策在州之間的擴散現象[16]。其后政治學、經濟學領域也開始關注公共政策擴散問題[17]，對擴散特征、影響因素和機制[14]等展開深入研究。政策擴散的傳播總體呈現出“S”型曲線特征，在空間上則表現出“鄰近效應”[18]。1990年，BERRY & BERRY首次將事件史分析方法（EHA模型）引入公共政策擴散領域，將政策擴散的內部因素和外部因素整合起來，成為探索政策擴散影響因素與機制的基本研究范式[19]。內部因素包括某一區(qū)域的經濟、政治、公眾需求和官員特征等，外部因素則對應實現機制，包括來自上級垂直方向上的強制壓力以及水平方向上同級政府帶來的競爭、學習壓力[20]。從擴散機制上看，政策擴散主要通過學習、競爭、模仿和強制[21]機制得以實現。

與西方聯(lián)邦制和民主選舉制度基礎上的政策擴散[22]相比，中國單一制政治體制下政策擴散的影響因素和機制有自己的特點。財政收入、GDP增長等經濟因素[23]，城市行政級別、官員的年齡、任期以及政治流動等政治因素[15，17，24]往往在政策擴散中發(fā)揮重要的作用，而公眾需求很少像西方那樣在擴散中發(fā)揮作用[25]。中國絕大多數政策擴散遵循“地方政府創(chuàng)新—上級采納—推廣實行”的路徑[18]，同西方以學習、競爭、模仿機制為主不同，強制機制是中國公共政策擴散的主導機制[25]。此外，研究還發(fā)現央地政府在擴散過程中存在明顯的互動性和動態(tài)性[22]，政策擴散過程也是二者的博弈過程，這種博弈可以顯著影響政策創(chuàng)新或擴散的效應[26]。與大部分地方創(chuàng)新政策的擴散不同，住房限購政策作為一種“中央壓力型”政策，央地間的博弈尤其激烈，因此關注住房限購政策的擴散機制，可以更好地理解中國公共政策擴散機制。

2.2 住房限購政策擴散：中央決策下的地方采納

面對近年來中國房價的過快上漲，中央政府進行房地產調控的首要任務是扼制房價過快上漲[27]。為此，中央政府先后動用了金融、財政、土地等政策手段開展調控，但效果卻并不理想[28]。正是在這一背景下，作為行政手段的住房限購政策擔負起有效遏制需求、快速穩(wěn)定房價的任務。2010年4月，國務院下發(fā)的《關于堅決遏制部分城市房價過快上漲的通知》（“新國十條”）中指出：“地方人民政府可根據實際情況，采取臨時性措施，在一定時期內限定購房套數。”到2011年底全國共有47座城市采納了住房限購政策。2014年開始，各城市在房地產去庫存背景下陸續(xù)取消限購政策。由于房價上漲過快，被中央政府兩次絕跡，蘇州于2016年8月率先采納限購。到2016年底，總共有17個城市采納了該政策。2016月12月中央工作經濟會議提出“房子是用來住的，不是用來炒的”后，住房限購政策擴散明顯加快。截至2018年1季度，除去未解除限購的“北上廣深”4城，全國有42個城市在本輪房地產調控中實施了限購。

從時間軸看，此輪限購政策的擴散整體上符合政策擴散的“S”型曲線（圖1），其中2016年第4季度到2017年第2季度為采納高峰期。但是，42個城市的采納時點有明顯差異，同一級別、同一區(qū)域的城市間也存在明顯差異（表1），因此需要對此深入分析，探尋住房限購政策的擴散機制。

圖1 住房限購政策的擴散曲線Fig.1 The diffusion curve of housing purchase restriction policy

表1 采納住房限購政策城市的特征Tab.1 Characteristics of cities adopting housing purchase restriction policy

2.3 研究假設

根據以上分析，本文從地方內部訴求和外部壓力關系兩個方面構建住房限購政策的影響因素。

2.3.1 內部訴求

（1）地方政府的利益訴求。中央政府采納住房限購政策的利益目標是有效遏制房價快速上漲。而在財政分權、政治集權的體制背景下，地方政府并不真正擔憂高房價，高房價背后的房地產投資、庫存及受此影響的地方財政收入等才是其采納政策關心的因素。

中國的財政體制改革給予地方政府財政管理和支配權力的同時也導致其財權與事權的不對等，形成地方財政缺口。地方政府一直積極尋求擴大自身財政收入來源，由于土地是其控制的核心資源，地方越來越頻繁地從土地出讓中回籠巨大的財富彌補其財政缺口[6]，并形成了“以地謀發(fā)展”的模式[29]。但是限購政策在打擊購房者需求的同時也會改變開發(fā)商預期，影響其對住宅用地開發(fā)的需求，進而影響地方政府的土地出讓金收入，可能會擴大地方政府的財政收支缺口。

H1：地方政府的財政收支缺口越大，采納限購政策的可能性越低。

長期以來，中國經濟增長主要依靠投資拉動。房地產開發(fā)投資不僅在固定資產投資中占比高、對經濟增長有顯著貢獻，而且還能夠帶動上下游多個產業(yè)的發(fā)展，已經成為拉動地方政府經濟增長的主要動力[30]。因此，地方政府可能顧慮該政策的采納會降低房地產開發(fā)商的投資收益預期，減少房地產開發(fā)投資行為，進而影響地方經濟的增速。在現行的以GDP為核心的考核體系下，地方官員會擔心本地區(qū)因限購在政績考核中處于劣勢，因此作為地方主要決策者的地方官員往往沒有動力采納住房限購政策。

H2：房地產開發(fā)投資占固定資產比重越高，地方政府采納房地產限購政策的可能性越低。

房地產去庫存是本輪房地產調控的重要內容，高庫存造成房地產業(yè)及其他相關行業(yè)投資下降，不僅會制約國民經濟的健康發(fā)展甚至引發(fā)金融危機的風險，還會加大地方財政收支缺口，使其債務償付能力大大下降。而限購政策會直接打擊需求，因此地方政府不愿意在庫存高企的情況下執(zhí)行限購政策，加劇房地產市場的供應過剩問題。

H3：商品房庫存的去化周期越長，地方政策采納住房限購政策的可能性越低。

在房地產調控的過程中，地方政府對房價增長的心態(tài)是矛盾的。既希望通過房價增長改變消費者預期，提升短期需求、增加市場熱度，從而提升地價、推高財政收入和經濟增長，又害怕房價上漲過快受到中央政府矚目，因“槍打出頭鳥”而被中央政府約談[31]。比較有代表性的一個例子是，2016年蘇州因房價增速過快，半年內被兩次約談，其后率先采納了住房限購政策，成為本輪調控中最早實施限購的城市。所以當某個城市房價增速特別快時，地方可能會為了規(guī)避中央政府懲罰而積極采納限購政策。

H4：房價增速越快，地方政府采納限購政策的可能性越高。

（2）公眾需求。住房問題是重要的民生問題，關乎著民眾福祉和百姓生活的幸福。隨著中國城市化進程的加快和生活水平的提高，城市住房需求持續(xù)增加。在收入增速有限的情況下，房價增速過快讓百姓住房需求難以得到滿足。國際上通常使用房價收入比指標來衡量住房支付能力[32]，房價收入比過高嚴重影響居民的購買能力。近年來，絕大多數城市住房價格上漲速度遠遠超過了普通家庭收入的增長速度，大量中低收入家庭面臨買房難的問題。因此，房價收入比越大的城市，越需要地方政府通過限購政策來穩(wěn)定房價與市場預期、提高住房福利水平與公眾生活幸福程度。

H5：房價收入比越高的城市，越有可能采納限購政策。

2.3.2 外部壓力

（1）中央自上而下的強制壓力。中國中央政府與地方政府之間存在命令與服從的關系，中央政府可以通過行政指令推動地方政府的采納行為。同時因中國政府官員的職位任免主要取決于上級政府的偏好，因此政府官員在采納政策時往往表現出明顯的“眼睛向上”傾向[25]，當中央政府傳遞出對某項政策的支持時，政府官員會更積極地采納該政策。在房地產調控中，中央政府既可以通過出臺正式文件如“國八條”“國十條”等直接要求地方政府采納限購政策，也可以通過非正式的手段比如通過中央領導人的講話、重要會議產生的精神等發(fā)出某些政策意向性較強的政治信號。這些對地方政府而言都是一種強制性的壓力，地方政府不得不重視并開展相應的行動。

H6：中央政府有關房地產調控行政命令的出臺會增加地方政府采納住房限購政策的可能性。

（2）同級政府間的橫向競爭壓力。除了縱向的垂直關系外，地方政府也面臨著橫向壓力[18]。一般而言，地方政府會將同級政府作為競爭對手[26]，持續(xù)觀察和學習其他城市的政策，以維持或提高經濟績效和政治資本[20]，進而贏得競爭優(yōu)勢或者避免由于政策缺位處于競爭劣勢。如在公共基礎設施供給、公共服務提升等領域，地方政府采納某一項政策的動因是為了提升本區(qū)域在經濟社會發(fā)展競賽中的競爭力，這種“爭先式”的壓力使地方政府采納行為具有自發(fā)性。

但在房地產調控中，地方政府面臨的同級政府間橫向壓力更多的是一種“恐后式”壓力。中央政府清楚住房限購政策擴散的困難性，其會通過“巡視”“督察”“專項治理”等手段監(jiān)督地方政府落實調控情況，督促房價上漲過快城市盡快采納限購，對那些落實不力的城市及主管官員還會以“約談”“問責”等方式進行懲罰，從而形成對其他地區(qū)的震懾作用。地方政府在房地產調控中會觀望、權衡，一旦有類似城市采納限購政策，其他城市必然會擔心自己落后、不積極而受到中央關注，甚至被約談、問責。例如，在本輪調控中，武漢作為副省級城市在2016年9月1日首先采納限購政策，隨后廈門、杭州、南京三個同級城市分別于同月5日、19日、26日采納住房限購政策。

H7：對于某一城市而言，同一行政級別內采納限購政策的城市數量越多，該城市采納該政策的可能性越大。

3 研究方法

3.1 變量測量及數據來源

雖然城市對住房限購政策的采納行為可以具體到月份，但是考慮經濟社會數據的可得性，本文所有變量均按季度統(tǒng)計。

（1）被解釋變量。本文將被解釋變量設置為“采納”，即某一城市i在特定季度t采納住房限購政策的概率，它以一個二分虛擬變量測量：如果城市i在季度t采納了住房限購政策，那么因變量“采納”就被編碼為1；此前的所有季度則因未采納限購政策而編碼為0。

（2）解釋變量。根據2.3提出的研究假設，綜合考慮科學性和可得性，分別選擇相應的指標作為解釋變量，各指標測量方法和數據來源如表2。此外，本文還設置了GDP增速、金融機構存款余額、人口凈流入量、城市行政級別4個表征城市經濟社會特征的指標作為控制變量?？紤]地方政府在進行政策采納決策時往往會依據上一季度的經濟社會統(tǒng)計數據進行判斷，因此本文對部分社會經濟統(tǒng)計指標進行滯后一期處理，包括財政收支比、房地產開發(fā)投資占比、房價增速、房價收入比、GDP增速和金融機構存款余額（表2）。

3.2 模型選擇

本文采用事件史分析模型來驗證以上研究假設。事件史分析模型是通過評估某一政府在特定時間內采納政策的概率來識別可能影響因素的一種方法，對探索影響事件發(fā)生概率的因素具有很強的適用性，是政策創(chuàng)新擴散影響因素與機制的基本研究范式[19]。

事件史分析模型中的“事件”被定義為一個時間代表一種變化，或者從一種狀態(tài)轉變到另一種狀態(tài)，比如政府沒有采納限購政策（狀態(tài)1）到政府采納了限購政策（狀態(tài)2）的一種轉變就可以成為一個事件。在事件史分析方法中的一個重要概念是“風險集”，在離散時間模型中 ，被解釋變量被稱為“風險率 ”，通常被稱為概率，即個體在特定時間經歷“事件”的概率。在這里，風險率被假定由一系列的解釋變量所決定。當然，風險率作為概率，無法直接觀察。因而事件史分析中的被解釋變量是一個虛擬變量，在個體經歷“事件”時取值為1，未經歷“事件”時取值為 0。這個變量的二分性質讓logit模型成為優(yōu)先采用的估測方法。本文中的理論假設可以被融合進以下離散時間事件史模型中：

表2 變量及其測量方法Tab.2 Variables and the measurement methods

式（1）中：pi,t是一個地方政府i在季度t決定采納限購政策的概率；pi,t/（1 -pi,t）是優(yōu)勢；logit（pi,t）是取對數后的優(yōu)勢，整個過程被稱為logit轉換；公式中等號右邊的變量除常數項β0外，其他變量涉及11個具體的解釋變量。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

按照以上變量測量標準，搜集本輪限購的42個城市數據，最終得到28個限購城市的完整數據②由于兩輪限購的城市并不完全相同，同時考慮事件史分析模型無法體現“政策采納—政策終止—政策再次采納”的過程，因此出于數據可得性和模型適用性，本文只對第二輪限購的政策擴散過程進行研究。。各變量的描述性統(tǒng)計結果（表3）顯示：地方政府的財政收支比均值為0.69，說明大部分采納住房限購政策的城市在地方財政中仍然存在明顯的缺口；房地產開發(fā)投資占比的均值為0.28，說明大部分城市房地產開發(fā)投資占固定資產的比重并不高，只有個別城市（如三亞）房地產開發(fā)投資占比較高，達到0.71，這主要是由三亞旅游型城市特點決定的；而房價收入比的均值為14.28，最大值達到了29.55，最小值也有7.16，說明限購城市普通居民收入與房價差距非常大，購房壓力很大。此外，各變量之間的多重共線性檢驗結果顯示方差膨脹因子（VIF）值均小于10，可以認定變量之間不存在多重共線性問題。

4.2 回歸結果分析

表4報告了基于Logit的事件史分析結果，模型的R2、Wald檢驗結果表明模型的擬合優(yōu)度較好。此外，表中還報告了各解釋變量的回歸系數、穩(wěn)健性標準誤以及統(tǒng)計顯著性。

（1）內部訴求。首先，財政收支比、房價增速2個指標會顯著影響地方政府對住房限購政策的采納。其中，房價增速的顯著性最高，在5%的水平上顯著；財政收支比的顯著性略低于房價增速，在10%的水平上顯著。同本文預期相同，財政收支比會正向影響地方政府的采納行為，假設H1得以驗證；房價增速對地方政府的采納行為產生顯著的正向影響，假設H4得以驗證。

表3 變量的描述性統(tǒng)計結果Tab.3 Descriptive statistics of variables

其次，房地產開發(fā)投資占比對政策采納的影響是負向的但未能通過顯著性檢驗，假設H2未得到支持。這可能是由于本文選擇的28個限購城市多為經濟發(fā)展水平較高、產業(yè)發(fā)展相對均衡的城市，房地產開發(fā)投資占全社會固定資產投資的比例普遍不高導致的。對這些城市而言，住房限購政策采納對城市的固定資產投資總額及經濟增長的影響有限，所以地方政府在決定是否采納限購政策時并不將其作為主要考慮因素。房地產庫存對政策采納產生負向影響但不顯著，假設H3未得到驗證。這可能是由于28個限購城市在本文研究時間段內已經實現了去庫存，表3的“庫存去化周期”這一指標的均值為3.28，表明28個限購城市在本文研究時段內大多數已經不存在庫存憂慮，部分城市因商品房銷售量大增甚至面臨庫存不足。此外，房價收入比同樣未能通過顯著性檢驗，假設H5也未得到支持。房價收入比不會影響地方政府對住房限購政策的采納，說明地方政府在采納限購政策時并未將公眾需求作為考慮因素，這也與國內其他領域公共政策擴散的研究結論[21，33]相同。

表4 基于logit回歸的事件史分析結果Tab.4 Event history analysis results based on logit regression

綜上，從內部訴求來看，考慮到目前各地普遍存在財政收支缺口的壓力，地方政府很難有采納住房限購政策的積極性。

（2）外部壓力。中央政府的縱向強制壓力和同級政府間的橫向競爭壓力均對地方政府的采納行為產生了顯著的正向影響，并且在1%的水平上顯著，假設H6、H7得到有力支持。進一步分析發(fā)生比，二者對地方政府采納概率的影響效果十分接近，中央政府每新增發(fā)布一項政策文件（或傳遞出一個新的政策信號），地方政府對限購政策的采納概率會提高5倍；每增加一個同級別城市采納限購政策，本級地方政府的采納概率也會提高約5倍。這可能是因為“恐后式”的橫向壓力本質上來源于中央強制壓力，與中央強制壓力的大小直接相關。中央針對房地產調控發(fā)出的縱向強制壓力越大，說明中央越重視，地方在采納限購過程中“恐后式”的橫向競爭壓力也越大。

可見，無論是中央政府發(fā)出的縱向強制壓力還是地方政府間“恐后式”的橫向競爭壓力都會提高地方政府采納住房限購政策的概率，說明強制機制和競爭機制都對住房限購政策擴散產生強大的促進作用，但顯然在這種“中央決策型”政策的擴散中，強制機制是競爭機制的根源，因此強制機制才是住房限購政策擴散的主導機制。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果Tab.5 The result of robustness test

（3）控制變量。在4項控制變量中，GDP增速、金融機構存款余額和行政級別這三個變量會對限購政策采納產生顯著正向影響。其中，GDP增速和城市行政級別的顯著性較高，在1%的水平上顯著，而金融機構存款余額的顯著性略低于前兩者，在5%的水平上顯著。這是因為經濟發(fā)展水平越高、資本存量越多、行政級別越高的城市，往往是房價水平越高、房價增長越快的城市，房地產調控面臨的外部壓力越大，這些城市的地方政府越有可能采納限購。人口凈流入量與限購政策的采納沒有顯著關系，這可能是因為當前中國城市房地產價格主要受到貨幣金融政策的影響，人口流動雖然從長期看能在一定程度上影響城市房地產市場，但在短期內難以顯著影響房地產價格增速。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

從以上回歸結果可知，中央行政命令是影響住房限購政策擴散的重要因素，但中央行政命令有不同發(fā)布主體，其壓力大小和時間效力存在差異，因此需要進行穩(wěn)健性檢驗。首先，本部分將“中央行政命令”用當季值表示，并對其進行滯后一期處理，擬合結果為模型二；其次，將“中央行政命令”分為“中央部委發(fā)布的行政命令”和“中共中央、國務院、全國人大、全國政協(xié)發(fā)布的行政命令”，分別用累計值和當季值并滯后一期處理放入模型，擬合結果為模型三、四。從表5可見，與原回歸結果模型一相比，模型二、三、四的擬合優(yōu)度及各項自變量的顯著性和方向基本無變化，說明模型結果是比較穩(wěn)健的。

5 結論與政策啟示

本文采用事件史分析模型分析本輪住房限購政策在全國28個城市的擴散過程，探究住房限購政策擴散影響因素和主要機制，研究發(fā)現：

地方政府自身利益訴求顯著影響住房限購政策擴散，財政收支缺口越大、房價增速越緩慢的城市采納住房限購政策的概率越低。考慮目前地方政府普遍存在財政收支缺口，地方政府很難有采納住房限購政策的積極性。

中央政府發(fā)出的縱向強制壓力和同級城市間“恐后式”橫向競爭壓力都會顯著推動住房限購政策擴散，強制機制和競爭機制都發(fā)揮了作用，但是由于強制機制是競爭機制產生的根源，因此強制機制才是中國住房限購政策擴散的主導機制。

以上結果表明，作為一種“中央壓力型政策”，住房限購政策面臨著很高的擴散行政成本和執(zhí)行偏差概率。首先，地方政府面臨自身利益訴求和外部壓力的矛盾，只有當后者顯著大于前者，政策擴散才有可能實現。因此中央政府必須運用強制機制，如通過“督察”“專項治理”“約談”“問責”等手段直接督促地方政府，并通過以上手段推動城市間橫向競爭、間接發(fā)揮督促作用。其次，地方政府在執(zhí)行過程中必然會因自身利益驅動出現執(zhí)行偏差，甚至采用落戶、人才引進等變通政策進行化解，中央政府調控目標難以實現。這就決定了住房限購政策無法成為中國房地產調控的長效機制，中央政府應該在強制性的政策工具之外，從住房供應體制改革、財稅體制改革等方面構建房地產調控的長效機制，促使房地產市場的平穩(wěn)、健康運行。