中圖分類號(hào)：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2025）03-0038-13

一、問(wèn)題提出

行政區(qū)劃調(diào)整是推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要制度安排。自秦漢以來(lái)，郡縣制、州縣制在以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)形態(tài)為主的歷史長(zhǎng)河中發(fā)揮了重要作用。但面對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)人類文明史上規(guī)模最大的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，傳統(tǒng)行政區(qū)劃設(shè)置在土地空間、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會(huì)治理和公共服務(wù)等方面，逐漸暴露出與快速城鎮(zhèn)化地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不相適應(yīng)的短板。尤其是在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和大城市周邊地區(qū)，長(zhǎng)期以來(lái)因襲的分散化管理模式與城市社會(huì)的集約治理矛盾愈發(fā)明顯。隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化率的不斷提高和空間集聚的不斷加速，在土地城鎮(zhèn)化、行政區(qū)經(jīng)濟(jì)等政績(jī)觀影響下，撤縣設(shè)區(qū)、撤縣設(shè)市、撤地設(shè)市、撤鄉(xiāng)設(shè)鎮(zhèn)、地市合并等行政區(qū)劃調(diào)整頻繁發(fā)生，成為順應(yīng)由“鄉(xiāng)土中國(guó)\"向“城鄉(xiāng)中國(guó)\"轉(zhuǎn)型的重要制度安排。

在眾多行政區(qū)劃調(diào)整模式中，撤縣設(shè)區(qū)改革的政策頻率和關(guān)注度相對(duì)較高，對(duì)地方經(jīng)濟(jì)和城鎮(zhèn)化進(jìn)程影響最為明顯，因而迅速成為當(dāng)前我國(guó)最為主流的行政區(qū)劃調(diào)整形式[1-2]。21世紀(jì)以來(lái)，撤縣設(shè)區(qū)改革實(shí)踐逐步深入，關(guān)于撤縣設(shè)區(qū)改革的動(dòng)因、效果和其他制度層面的探討，正逐步成為近年來(lái)研究的重要熱點(diǎn)，并呈現(xiàn)出與撤縣設(shè)區(qū)政策實(shí)踐同頻共振的學(xué)術(shù)景象[3]。伴隨著撤縣設(shè)區(qū)改革和城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，我國(guó)住房市場(chǎng)化改革也于1998年同步啟動(dòng)，并在2003年前后出現(xiàn)全國(guó)房?jī)r(jià)的結(jié)構(gòu)性上漲趨勢(shì)。中經(jīng)數(shù)據(jù)網(wǎng)顯示，21世紀(jì)前20年我國(guó)城市建成區(qū)面積擴(kuò)大了近1.7倍，而同期商品住宅平均銷售價(jià)格上漲了近4.1倍。與此同時(shí)，關(guān)于撤縣設(shè)區(qū)與區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)問(wèn)題日益引起學(xué)界關(guān)注。一方面，撤縣設(shè)區(qū)增加了城市發(fā)展空間，擴(kuò)大了城市住宅用地供給規(guī)模，可以從土地供給端有效降低所在城市的房?jī)r(jià)水平[4-5]，在短期內(nèi)減緩一般地級(jí)市的房?jī)r(jià)增速[1]。但另一方面，撤縣設(shè)區(qū)在破除原有的行政壁壘后，將會(huì)顯著提升區(qū)域房?jī)r(jià)空間關(guān)聯(lián)度[6]，促進(jìn)特大城市的房?jī)r(jià)上漲[1]。

由于樣本選擇、時(shí)間跨度和研究方法差異，關(guān)于撤縣設(shè)區(qū)對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的綜合影響，還存在許多不盡一致的結(jié)論和有待探索爭(zhēng)鳴的研究領(lǐng)域。其主要原因在于，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于房?jī)r(jià)的口徑主要是基于各級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)，實(shí)際上該指標(biāo)只代表了城市的新房?jī)r(jià)格而未包括存量房?jī)r(jià)格。而住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部統(tǒng)計(jì)顯示，2023年1—11月，全國(guó)存量房成交占比已穩(wěn)步上升至 3 7 . 1 % ，目前已有7個(gè)省和直轄市的存量房成交量占比超過(guò) 5 0 % 。隨著近年來(lái)房地產(chǎn)投資和新房開(kāi)工面積下滑，將會(huì)有越來(lái)越多的城市步入存量房時(shí)代。而撤縣設(shè)區(qū)對(duì)區(qū)域內(nèi)存量房的影響更為顯著，并且呈現(xiàn)出與新房?jī)r(jià)格漲跌不一致的政策效果。因此，忽略存量房市場(chǎng)來(lái)研究撤縣設(shè)區(qū)的政策效應(yīng)，極有可能造成有偏的估計(jì)結(jié)果?；谏鲜鲞壿嫞疚牡闹饕暙I(xiàn)包括三個(gè)方面：一是綜合考慮供給端和需求端因素，構(gòu)建了撤縣設(shè)區(qū)影響區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的理論模型和制度分析框架，從邏輯上較為清晰地闡釋了撤縣設(shè)區(qū)改革的政策效果。二是基于當(dāng)前房地產(chǎn)市場(chǎng)由增量向存量的轉(zhuǎn)型趨勢(shì)，通過(guò)匹配樣本城市的新房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)和存量房?jī)r(jià)格數(shù)據(jù)，更為全面地考察撤縣設(shè)區(qū)政策對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的綜合影響。三是從時(shí)空維度上，進(jìn)一步考察撤縣設(shè)區(qū)對(duì)所在城市房?jī)r(jià)影響的時(shí)變特點(diǎn)、空間異質(zhì)性和作用機(jī)制，從而為當(dāng)前政策優(yōu)化提供更有價(jià)值的理論基礎(chǔ)和事實(shí)依據(jù)。

二、制度背景和邏輯框架

科學(xué)審慎地推動(dòng)撤縣設(shè)區(qū)，將城鎮(zhèn)化水平較高的縣納人市級(jí)層面統(tǒng)一規(guī)劃管理，是我國(guó)推進(jìn)城市治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要舉措。分析研究撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響，必須首先對(duì)政策改革的時(shí)間頻率和作用機(jī)制詳細(xì)掌握。為此，本部分在對(duì)撤縣設(shè)區(qū)改革的相關(guān)政策、法規(guī)和文件進(jìn)行歸納梳理的基礎(chǔ)上，根據(jù)既有文獻(xiàn)研究和邏輯框架推理提出研究假設(shè)，從而構(gòu)建以自然實(shí)驗(yàn)為基礎(chǔ)的政策評(píng)估及分析框架。

（一）制度背景

從1978年到2022年，我國(guó)共進(jìn)行了248次撤縣設(shè)區(qū)改革（見(jiàn)圖1），其中東部地區(qū)是改革的重點(diǎn)區(qū)域，其次是西部地區(qū)和中部地區(qū)，東北地區(qū)撤縣設(shè)區(qū)改革占比相對(duì)較少。與此同時(shí)，撤縣設(shè)區(qū)改革的階段性特征也較為明顯。 8 3 % 的改革發(fā)生在2000年之后，2000年之前改革占比相對(duì)較少。

綜合來(lái)看，改革開(kāi)放以來(lái)的撤縣設(shè)區(qū)歷程可劃分為以下五個(gè)階段：

1.政策試點(diǎn)期（1978—1997年）。該時(shí)期是中國(guó)城鎮(zhèn)化改革的初期發(fā)展階段，以“撤地設(shè)市”“撤縣設(shè)市”為主要政策方向，對(duì)中心城市的撤縣設(shè)區(qū)引導(dǎo)并不明顯，只限于小范圍政策試點(diǎn)。1983年，山東濰坊市撤濰縣設(shè)寒亭區(qū)、煙臺(tái)市撤福山縣設(shè)福山區(qū)，由此拉開(kāi)了改革開(kāi)放以來(lái)撤縣設(shè)區(qū)的序幕。

2.政策擴(kuò)展期（1998—2004年）。自1997年國(guó)家出臺(tái)《關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)土地管理切實(shí)保護(hù)耕地的通知》后，“撤縣設(shè)市”審批隨之收緊。出于城鎮(zhèn)化發(fā)展的空間需要，全國(guó)撤縣設(shè)區(qū)數(shù)量隨之迎來(lái)第一波高峰期。

3.政策休眠期（2005—2010年）。由于前一時(shí)期城市快速發(fā)展過(guò)程中出現(xiàn)了土地資源浪費(fèi)、人口城市化尚未跟進(jìn)等粗放式發(fā)展問(wèn)題，國(guó)家暫時(shí)收緊地方撤縣設(shè)區(qū)申請(qǐng)的審批。

4.政策高峰期（2011—2020年）。2009年財(cái)政部發(fā)布《關(guān)于推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革的意見(jiàn)》，要求2012年底全面推進(jìn)省直管縣財(cái)政改革（民族自治地區(qū)除外）。為積蓄后備發(fā)展空間，諸多地級(jí)以上城市政府抓緊將周邊縣區(qū)調(diào)整為市轄區(qū)。國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)在《2018年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)》中提出要“穩(wěn)步推進(jìn)撤縣（市）設(shè)區(qū)”，在《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)》中提出要“穩(wěn)妥有序調(diào)整城市市轄區(qū)規(guī)模和結(jié)構(gòu)”，在《2020年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》中提出，要有序推進(jìn)“縣改市”“縣改區(qū)”“市改區(qū)”。在政策影響下，撤縣設(shè)區(qū)數(shù)量自2011年開(kāi)始呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，后續(xù)年份其數(shù)量也保持在高位區(qū)間。其中，2016年全國(guó)發(fā)生29次撤縣設(shè)區(qū)調(diào)整，為改革開(kāi)放以來(lái)的最高值。

5.政策收縮期（2021年至今）。由于上一階段撤縣設(shè)區(qū)過(guò)程中存在著“超前行動(dòng)、揠苗助長(zhǎng)”等失范行為[3]，2021年國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)提出“慎重撤縣設(shè)區(qū)”，2022年政府工作報(bào)告中提出“從嚴(yán)撤縣建市設(shè)區(qū)”，撤縣設(shè)區(qū)改革由此按下減速鍵。2022年5月，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于推進(jìn)以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)的意見(jiàn)》，提出“縣城是我國(guó)城鎮(zhèn)體系的重要組成部分，是城鄉(xiāng)融合發(fā)展的關(guān)鍵支撐”，并強(qiáng)調(diào)“防止大拆大建、貪大求洋，嚴(yán)格控制撤縣建市設(shè)區(qū)”。在政策意見(jiàn)指引下，2022年全國(guó)沒(méi)有發(fā)生一例撤縣設(shè)區(qū)改革。

（二）邏輯框架

房地產(chǎn)市場(chǎng)與其他商品市場(chǎng)一樣存在顯著的行政區(qū)邊界效應(yīng)[]，許多中心城市與周邊城市、主城區(qū)與遠(yuǎn)郊縣區(qū)之間的房?jī)r(jià)差異在3倍以上。特別是在近年來(lái)房地產(chǎn)調(diào)控政策背景下，我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的邊界效應(yīng)更加凸顯。因此，系統(tǒng)分析撤縣設(shè)區(qū)等行政區(qū)劃調(diào)整對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來(lái)的綜合影響，對(duì)于準(zhǔn)確把握“因城施策”“房住不炒”的房地產(chǎn)調(diào)控政策邏輯有所裨益。

按交易次數(shù)進(jìn)行劃分，區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)可以分成新房市場(chǎng)以及廣義存量房市場(chǎng)。如圖2所示，對(duì)于新房市場(chǎng)而言，從統(tǒng)計(jì)角度看：一方面由于撤縣設(shè)區(qū)將改革縣納入全市統(tǒng)一的房地產(chǎn)市場(chǎng)，土地轉(zhuǎn)讓價(jià)格會(huì)隨原市轄區(qū)基準(zhǔn)水漲船高[8]，從而在供給側(cè)形成區(qū)域房?jī)r(jià)上漲的推力；另一方面，由于改革縣的公共服務(wù)逐漸向市轄區(qū)趨同，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口規(guī)模和收入水平等方面會(huì)形成積極預(yù)期，從而在需求側(cè)形成房?jī)r(jià)上升的拉力。在推力和拉力的共同作用下，改革縣的房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格會(huì)面臨較大上漲壓力。但鑒于改革縣房?jī)r(jià)基礎(chǔ)相對(duì)較低，即使撤縣設(shè)區(qū)前后的市場(chǎng)預(yù)期導(dǎo)致其房?jī)r(jià)上漲，但和其他現(xiàn)有市轄區(qū)相比，仍然會(huì)在統(tǒng)計(jì)角度上降低所在城市的新房平均價(jià)格。從供求關(guān)系角度看，對(duì)于撤縣設(shè)區(qū)所發(fā)生的城市而言，由于改革后獲得了撤設(shè)縣建設(shè)用地指標(biāo)的統(tǒng)籌管理權(quán)限，在地方政府財(cái)權(quán)事權(quán)不匹配以及晉升錦標(biāo)賽背景下，為增加本地財(cái)政收入并在區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)中占得先機(jī)[9-10]，市級(jí)政府會(huì)在土地財(cái)政激勵(lì)下顯著增加居住用地供給規(guī)模[11]，從而起到進(jìn)一步降低新房?jī)r(jià)格的效果。因此從短期來(lái)看，在需求側(cè)如常住人口和公共服務(wù)水平等因素僅小幅度增長(zhǎng)的情況下，撤縣設(shè)區(qū)政策對(duì)所在城市新房平均房?jī)r(jià)產(chǎn)生抑制效應(yīng)。而對(duì)于撤縣設(shè)區(qū)所在城市的存量房市場(chǎng)而言：一方面，撤縣設(shè)區(qū)政策實(shí)施后建設(shè)用地指標(biāo)的增加并不會(huì)直接導(dǎo)致存量房掛牌數(shù)量的增加，區(qū)域存量房供給總量短期內(nèi)會(huì)保持相對(duì)穩(wěn)定。在撤縣設(shè)區(qū)改革政策推動(dòng)外來(lái)人口遷人并定居的背景下[12]，住房剛性需求的增加會(huì)對(duì)存量房?jī)r(jià)格形成積極的上漲壓力。另一方面，從新房市場(chǎng)與存量房市場(chǎng)的替代效應(yīng)來(lái)看，撤縣設(shè)區(qū)帶來(lái)的居住用地供給規(guī)模增加會(huì)推動(dòng)新房建設(shè)進(jìn)程，增加區(qū)域內(nèi)新房供給數(shù)量，在新房?jī)r(jià)格預(yù)期下行的趨勢(shì)背景下，可能會(huì)形成對(duì)存量房?jī)r(jià)格的間接抑制作用。

但從長(zhǎng)期來(lái)看，無(wú)論是新房市場(chǎng)還是存量房市場(chǎng)，撤縣設(shè)區(qū)導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施、公共服務(wù)和產(chǎn)業(yè)配套不斷完善，常住人口規(guī)模和人均收人水平逐漸提升，所在城市住房剛性需求和改善型需求群體隨之增加。再加上撤縣設(shè)區(qū)政策紅利所帶來(lái)的投資投機(jī)性需求，在城市居住用地供給規(guī)模有限以及未同步出臺(tái)限購(gòu)政策的背景下，這三類需求群體會(huì)共同作用于所在城市的住房市場(chǎng)，從而在需求端形成推高房?jī)r(jià)的壓力。此外，撤縣設(shè)區(qū)政策對(duì)不同地區(qū)、不同規(guī)模的城市房地產(chǎn)市場(chǎng)具有異質(zhì)性影響。長(zhǎng)期以來(lái)，受人口流動(dòng)、產(chǎn)業(yè)政策和調(diào)控政策的差異化影響，我國(guó)四大區(qū)域、五類規(guī)模城市之間的購(gòu)房者預(yù)期和市場(chǎng)分化嚴(yán)重。東部、中部、西部、東北四大區(qū)域在市場(chǎng)活躍度、商品房存銷比方面存在顯著的梯度差異，一、二線城市交替領(lǐng)漲與三線以下城市持續(xù)震蕩之間的城市分化態(tài)勢(shì)日趨明顯。此外，大量研究表明，撤縣設(shè)區(qū)或其他形式的行政區(qū)劃調(diào)整對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響，主要是通過(guò)土地市場(chǎng)的一致性來(lái)實(shí)現(xiàn)的[1，4]。也就是說(shuō)，土地供給是撤縣設(shè)區(qū)政策影響房?jī)r(jià)的重要因素。但Zhangetal.[6]的研究表明，撤縣設(shè)區(qū)對(duì)房?jī)r(jià)的空間關(guān)聯(lián)和提升作用主要是通過(guò)住房需求的一致性實(shí)現(xiàn)的，而非統(tǒng)一的土地供給政策。撤縣設(shè)區(qū)實(shí)施后，城市政府會(huì)加強(qiáng)撤設(shè)縣交通醫(yī)療等基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)建設(shè)，提高撤設(shè)縣與主城區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)社會(huì)協(xié)同性，從而產(chǎn)生房地產(chǎn)市場(chǎng)的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。因此，本文在理論與實(shí)證研究中，將會(huì)進(jìn)一步通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給側(cè)和需求側(cè)因素，對(duì)撤縣設(shè)區(qū)政策效應(yīng)和作用機(jī)制進(jìn)行深入考察。

三、理論模型

房地產(chǎn)同時(shí)具備投資和消費(fèi)雙重屬性。無(wú)論哪一種屬性的價(jià)值實(shí)現(xiàn)都與其所在城市的居民收人、公共服務(wù)水平等因素密切關(guān)聯(lián)，既存在明顯的經(jīng)濟(jì)區(qū)位特征，也表現(xiàn)出顯著的行政區(qū)邊界效應(yīng)?，F(xiàn)有相關(guān)研究表明：以撤縣設(shè)區(qū)為代表的行政區(qū)劃調(diào)整，一方面擴(kuò)大了城市轄區(qū)規(guī)模，形成新規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量[2]；另一方面重塑了城市行政邊界，降低了要素和產(chǎn)品市場(chǎng)分割的負(fù)面效應(yīng)，提高了城市基本公共服務(wù)水平[13-14]。因此，行政區(qū)劃調(diào)整對(duì)城市住房?jī)r(jià)格的沖擊，既包括了其對(duì)需求端居民收人和公共服務(wù)等影響，也包含了其對(duì)供給端居住用地和房地產(chǎn)投資等影響。以下分別從城市家庭效用最大化和房地產(chǎn)企業(yè)利潤(rùn)最大化出發(fā)，從供需兩方面著手，根據(jù)既有文獻(xiàn)研究構(gòu)建出分析行政區(qū)劃調(diào)整影響城市住房市場(chǎng)作用機(jī)制的局部均衡模型。并在此基礎(chǔ)上，根據(jù)新房和存量房供給主體的不同，分析撤縣設(shè)區(qū)對(duì)所在城市兩種類型住房?jī)r(jià)格的影響及其差異。

（一）住房市場(chǎng)需求

假定經(jīng)濟(jì)體中存在一個(gè)撤設(shè)縣 和一個(gè)撤設(shè)縣所在的城市主城區(qū) 。由于住房的投資和消費(fèi)雙重屬性， 兩地區(qū)的居民都可以對(duì)兩地區(qū)的住房進(jìn)行消費(fèi)，以獲取住房對(duì)應(yīng)的居住、公共服務(wù)等效用和投資收益。假定地區(qū) i 代表性家庭的效用函數(shù)為：

其中， 分別表示代表性家庭在撤設(shè)縣 a 及所在城市主城區(qū) b 住房市場(chǎng)上的消費(fèi)指數(shù)， 表示居民對(duì)其他消費(fèi)品的消費(fèi)， 分別為對(duì)應(yīng)消費(fèi)品的消費(fèi)效用彈性。盡管新房和存量房之間具有較強(qiáng)的相互替代性，但由于兩者分屬增量和存量?jī)蓚€(gè)層次的市場(chǎng)，在我國(guó)快速城鎮(zhèn)化的過(guò)程中，兩者提供的功能并不完全一致。增量房通常居住體驗(yàn)更好、房屋產(chǎn)權(quán)更明確、土地產(chǎn)權(quán)期限更長(zhǎng)、交易成本更低，而存量房地理位置更接近市中心、公共服務(wù)配套更成熟。因此，進(jìn)一步假定地區(qū) i 代表性家庭在地區(qū) j 的住房消費(fèi)指數(shù) 由一組可以部分相互替代的存量房消費(fèi)量 和新房消費(fèi)量 組成，并使用 ρ 表示存量房消費(fèi)量對(duì)住房消費(fèi)指數(shù)的相對(duì)貢獻(xiàn)， 。由于戶籍等制度安排的存在，在區(qū)劃調(diào)整事件 ν 發(fā)生前，撤設(shè)縣 的家庭在城市主城區(qū) b 住房市場(chǎng)上消費(fèi)時(shí)面臨著住房附屬的醫(yī)療、教育等公共服務(wù)效用損失，用 表示地區(qū) i 代表性家庭在城市主城區(qū) b 住房市場(chǎng)上消費(fèi)時(shí)得到的相對(duì)效用， ;城市主城區(qū) b 家庭在本地住房市場(chǎng)上消費(fèi)時(shí)則沒(méi)有效用損失，即 。行政區(qū)劃調(diào)整事件 ν 發(fā)生后，由于兩地行政分隔消失，撤設(shè)縣家庭因此得到的相對(duì)效用上升，即 。

地區(qū) i 代表性家庭的預(yù)算約束為：

其中， 分別表示兩地區(qū)的住房消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，均由一組當(dāng)?shù)氐拇媪糠績(jī)r(jià)格 和新房?jī)r(jià)格 組成。 代表其他消費(fèi)品的價(jià)格。

首先，最大化家庭效用后，可以得到地區(qū) i 代表性家庭對(duì)撤設(shè)縣所在城市主城區(qū) b 的住房需求為：

其次，最小化支出成本后，可以得到地區(qū) i 代表性家庭對(duì)撤設(shè)縣所在城市主城區(qū) b 的存量房 s 和新房 n 的需求分別為：

將兩地區(qū)所有家庭對(duì)撤設(shè)縣所在城市存量房和新房的需求分別疊加，即可得到撤設(shè)縣所在城市存量房和新房的市場(chǎng)需求函數(shù)：

其中， 為地區(qū) i 的居民總收入。

（二）房地產(chǎn)市場(chǎng)供給及均衡

相對(duì)于新房而言，存量房在城市的住房總量中占比較高。且除自住外，存量房的所有者只能通過(guò)將其出租或交易以獲取收益，所以短期內(nèi)存量房供給是缺乏彈性的。假定行政區(qū)劃調(diào)整前，撤設(shè)縣所在城市的存量房供給總量為常數(shù) ，則存量房供給函數(shù)為：

此時(shí)，聯(lián)立方程（7）和（8），即可得到撤設(shè)縣所在城市存量房市場(chǎng)均衡價(jià)格為：

不同于存量房市場(chǎng)，我國(guó)新建商品房的供給主體為所在地區(qū)的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)。城市的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)在一級(jí)市場(chǎng)購(gòu)入土地使用權(quán)，通過(guò)規(guī)劃設(shè)計(jì)、工程建造，將土地升級(jí)為物業(yè)進(jìn)行銷售。盡管我國(guó)有著全球最多的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)，但由于我國(guó)土地一級(jí)市場(chǎng)為政府壟斷，并且只認(rèn)可由滿足條件的房地產(chǎn)企業(yè)開(kāi)發(fā)這一種模式，使得我國(guó)新房產(chǎn)品和服務(wù)市場(chǎng)存在一定的市場(chǎng)壟斷，表現(xiàn)出明顯的寡頭壟斷特征。借助張清源等[4]的模型設(shè)定，假定新房市場(chǎng)為寡頭壟斷市場(chǎng)，撤設(shè)縣所在城市在區(qū)劃調(diào)整前有 N 個(gè)同質(zhì)的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)。區(qū)劃調(diào)整發(fā)生后，由于兩地區(qū)間行政區(qū)域分割被打破，兩地區(qū)開(kāi)發(fā)企業(yè)可以在相同的市場(chǎng)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)，城市內(nèi)的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)增加，即 dN / dνgt;0 。假定房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè) i 建造新房產(chǎn)品的成本為：

其中， 為單位面積住宅的土地購(gòu)置成本， c 為單位面積住宅的建安成本， 為該地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)的當(dāng)期住宅供給總量。

于是，每個(gè)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)的利潤(rùn)最大化決策為：

由于房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商同質(zhì)的假定，只需計(jì)算出單個(gè)地產(chǎn)商的最優(yōu)供給量，并將所有地產(chǎn)商的供給量疊加即可得到撤設(shè)縣所在城市新房市場(chǎng)的總供給。該新房市場(chǎng)總供給也是均衡供給，為：

此時(shí)，撤設(shè)縣所在城市主城區(qū) b 新房市場(chǎng)的均衡價(jià)格為：

（三）撤縣設(shè)區(qū)對(duì)市場(chǎng)均衡的影響

撤縣設(shè)區(qū)發(fā)生后，隨著兩地區(qū)家庭消費(fèi)以及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)投資的重新配置，撤設(shè)縣所在城市兩個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)均衡也將隨之變化。為了判斷政策對(duì)存量房市場(chǎng)均衡的影響，首先將存量房市場(chǎng)均衡價(jià)格對(duì)區(qū)劃調(diào)整變量 ν 求導(dǎo)，得：

即撤縣設(shè)區(qū)實(shí)施后，所在城市存量房市場(chǎng)的交易量不會(huì)有明顯的變化，但存量房市場(chǎng)的價(jià)格將會(huì)提高，提高的程度既受到行政壁壘消失帶來(lái)的住宅附屬公共服務(wù)等效用提升的影響，也取決于城市存量房的數(shù)量以及居民收人水平的影響。進(jìn)一步將撤設(shè)縣所在城市新房市場(chǎng)的均衡供給和價(jià)格對(duì)行政區(qū)劃調(diào)整變量 ν 求導(dǎo)，可以得到：

即撤縣設(shè)區(qū)發(fā)生后，受供給端房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，以及需求往中心城市集聚兩方面同時(shí)影響，撤設(shè)縣所在城市新房市場(chǎng)的供給總量會(huì)出現(xiàn)增加，新房的均衡價(jià)格將會(huì)出現(xiàn)下降。前者的邊際大小取決于兩地的居民收入、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)數(shù)量以及行政壁壘減小帶來(lái)的住宅附屬公共服務(wù)等效用變化，后者則更多取決于房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)數(shù)量以及住宅用地的土地成本。綜合式（14）和式（16）推導(dǎo)結(jié)果，提出本文的研究假說(shuō)：在撤縣設(shè)區(qū)政策影響下，所在城市短期內(nèi)將會(huì)出現(xiàn)新房?jī)r(jià)格下降和存量房?jī)r(jià)格上升的市場(chǎng)分化態(tài)勢(shì)。

四、實(shí)證研究

為檢驗(yàn)以上理論假設(shè)，本文使用基于傾向得分匹配的多期雙重差分法（多期PSM-DID）進(jìn)行實(shí)證研究。雙重差分法通過(guò)比較處理組個(gè)體與控制組個(gè)體之間差異在實(shí)驗(yàn)前后的變化，來(lái)量化估計(jì)政策對(duì)處理組個(gè)體的實(shí)驗(yàn)效果，該理論方法要求控制組和處理組在實(shí)驗(yàn)前后具有相似的變化趨勢(shì)。然而，在撤縣設(shè)區(qū)改革中，參與改革的樣本個(gè)體并不是隨機(jī)挑選的而是參考了眾多可觀測(cè)的變量指標(biāo)，從而使處理組樣本個(gè)體可能在改革前具有顯著異于控制組的發(fā)展趨勢(shì)。因此，通過(guò)可測(cè)度的多個(gè)變量衡量每個(gè)城市實(shí)施改革的概率傾向得分，以此來(lái)為處理組城市匹配更加近似的對(duì)照個(gè)體，可以更好發(fā)揮DID方法的政策評(píng)估效用。此外，由于我國(guó) 80 % 以上的撤縣設(shè)區(qū)改革發(fā)生在2000年以后，不同城市的改革時(shí)點(diǎn)并不相同，因此本文選用多期PSM-DID方法來(lái)評(píng)估撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的綜合影響。

（一）研究設(shè)計(jì)

在具體操作上，首先根據(jù)被解釋變量不同設(shè)定兩個(gè)模型方程，然后對(duì)每個(gè)方程進(jìn)行如下兩個(gè)步驟處理：（1）使用 1 ： 2 近鄰卡尺匹配方法以及協(xié)變量組合對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行逐年匹配，避免因面板數(shù)據(jù)使用混合截面匹配造成的自匹配問(wèn)題，從而優(yōu)化匹配效果；（2）將樣本研究期內(nèi)發(fā)生撤縣設(shè)區(qū)改革的城市個(gè)體劃入處理組，未發(fā)生改革的城市個(gè)體劃人控制組，并將PSM匹配中參與權(quán)重非空的所有城市數(shù)據(jù)納入回歸模型進(jìn)行分析。具體回歸模型如下：

其中：方程（17）為檢驗(yàn)撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)新房?jī)r(jià)格的影響效果。 為第 i 個(gè)城市在第 年的普通商品房銷售價(jià)格，作為新房?jī)r(jià)格的指示變量。Treated為該城市是否發(fā)生撤縣設(shè)區(qū)改革的虛擬變量，如果該城市發(fā)生過(guò)改革則 T r e a t e d = 1 ，未發(fā)生改革則T r e a t e d = 0 ; P e r i o d 為城市在對(duì)應(yīng)年份是否發(fā)生改革的虛擬變量，所有控制組城市個(gè)體在所有年份對(duì)應(yīng)的 P e r i o d = 0 ，處理組城市個(gè)體在改革前對(duì)應(yīng)的年份中 P e r i o d = 0 ，在改革當(dāng)年及以后對(duì)應(yīng)的年份中Peri-o d = 1 。本文在后續(xù)分析中使用Treated和Period兩變量的交乘項(xiàng) d 進(jìn)行組合分析，重點(diǎn)關(guān)注其回歸系數(shù) 表示的撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)新房?jī)r(jià)格的政策處理效應(yīng)。方程（18）為檢驗(yàn)改革政策對(duì)區(qū)域存量房?jī)r(jià)格的影響效果。 為第 i 個(gè)城市在第 年的存量房?jī)r(jià)格。Treated和Period兩變量的定義和方程（17）中相同。在后續(xù)分析中，重點(diǎn)關(guān)注其回歸系數(shù) 表示的撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)存量房?jī)r(jià)格的影響。

為了控制其他可能因素的干擾，從而分離出撤縣設(shè)區(qū)這一政策改革對(duì)城市房?jī)r(jià)的凈影響，根據(jù)特征價(jià)格法和既有文獻(xiàn)，在兩個(gè)方程中分別控制了可能影響城市新房?jī)r(jià)格的其他基本面因素 以及可能影響區(qū)域存量房?jī)r(jià)格的其他因素Con ，從而估計(jì)出撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)區(qū)域房?jī)r(jià)的凈政策效應(yīng)。 和 分別為個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)， 和 為模型截距項(xiàng)， 和 為模型誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫(kù)、民政部官網(wǎng)以及相關(guān)年份《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了獲取更為全面準(zhǔn)確的樣本城市存量房?jī)r(jià)格信息，本文進(jìn)一步補(bǔ)充了安居客、房天下、數(shù)據(jù)皮皮俠和中國(guó)房?jī)r(jià)行情網(wǎng)等專業(yè)平臺(tái)商品房微觀交易數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)獲取后進(jìn)行如下清洗與整理：一是生成并調(diào)整改革日期（date）變量。在匯總民政部官網(wǎng)發(fā)布的2002—2020年行政區(qū)劃調(diào)整文件后，進(jìn)一步明確發(fā)生撤縣設(shè)區(qū)改革的城市名單及其改革日期，從而確定Treated和Period數(shù)值并根據(jù)每個(gè)處理組城市的改革日期，生成對(duì)應(yīng)的date變量。對(duì)于只發(fā)生過(guò)一次撤縣設(shè)區(qū)改革的城市，改革日期即為其改革時(shí)間；對(duì)于發(fā)生過(guò)多次改革的城市，改革日期取其距離2002年最接近的時(shí)間。二是進(jìn)行異常值處理。對(duì)每個(gè)變量按城市個(gè)體分組，識(shí)別組內(nèi)極端值并轉(zhuǎn)為缺失值。三是刪除部分城市個(gè)體。為后續(xù)更好進(jìn)行傾向得分匹配，刪除至少一個(gè)變量數(shù)據(jù)全為空的城市個(gè)體；為避免過(guò)去發(fā)生撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)當(dāng)期產(chǎn)出的影響以及未來(lái)發(fā)生改革的預(yù)期對(duì)當(dāng)期產(chǎn)出的影響，刪除改革日期在2002年以前以及2020年以后的城市樣本。此外，還刪除了在2019年被撤銷地級(jí)市的山東省萊蕪市數(shù)據(jù)。四是插補(bǔ)缺失值。運(yùn)用線性插值法對(duì)每個(gè)變量在城市組內(nèi)進(jìn)行填補(bǔ)缺失值，隨后進(jìn)行 1 % 縮尾處理，減少數(shù)據(jù)異常插補(bǔ)帶來(lái)的誤差影響。

經(jīng)過(guò)上述處理，獲得了2002—2020年共266個(gè)地級(jí)及以上城市（不含港澳臺(tái)）的面板數(shù)據(jù)。其中，被解釋變量為城市商品房平均銷售價(jià)格以及存量房?jī)r(jià)格，主要解釋變量為撤縣設(shè)區(qū)的政策處理變量①。此外，本文參考張清源等[4]的處理方法，將控制變量分為兩組：一是影響撤縣設(shè)區(qū)的變量。根據(jù)民政部制定的《市轄區(qū)設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)（征求意見(jiàn)稿）》，直轄市和地級(jí)市設(shè)立市轄區(qū)需要滿足一系列經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的門檻條件，包括地區(qū)生產(chǎn)總值（lngdp）、第三產(chǎn)業(yè)占比（tir）和常住人口數(shù)量（lnpop）等。二是影響房?jī)r(jià)的變量。包括城市建成區(qū)占比（ 、居住用地與工業(yè)用地面積比值 （ r a r ） 、醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)（lnbed）小學(xué)生人數(shù)（lnpup）、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資完成額 （ l ni n v ） 以及職工年平均工資（lnwage）等，并將以上控制變量除比值數(shù)據(jù)外作對(duì)數(shù)處理。

（三）PSM匹配和平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

為了科學(xué)準(zhǔn)確地測(cè)度撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)城市房?jī)r(jià)的凈影響，通過(guò)以下步驟來(lái)進(jìn)行估計(jì)檢驗(yàn)。首先，在經(jīng)過(guò)逐年傾向得分匹配后，處理組得到與自身?xiàng)l件更為近似的優(yōu)化控制組對(duì)照個(gè)體。其次，檢驗(yàn)處理組和控制組在改革發(fā)生前是否具有共同的發(fā)展趨勢(shì)，是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

在匹配前，處理組共有111個(gè)城市個(gè)體，2055條樣本數(shù)據(jù)；控制組共有155個(gè)城市個(gè)體，2892條樣本數(shù)據(jù)。在匹配后，為進(jìn)行各協(xié)變量在處理組和控制組是否具有相似性的平衡性檢驗(yàn)，本文通過(guò)比較匹配前后不同年份的logit回歸系數(shù)進(jìn)行判斷。匹配后大部分年份中各協(xié)變量的回歸系數(shù)明顯減小且不再顯著，偽回歸 R 方也明顯減小，這說(shuō)明在各年份各協(xié)變量不存在系統(tǒng)性偏差②?？傮w而言，處理組和控制組不存在顯著差異。通過(guò)進(jìn)一步繪制方程（17）（18）在匹配前后處理組與控制組傾向得分的核密度函數(shù)曲線圖③可以發(fā)現(xiàn)，雖然兩組數(shù)據(jù)在匹配后的密度曲線仍然存在一定差異，但是密度曲線相比匹配前更加相似，傾向得分值的集中區(qū)間進(jìn)一步重合，兩組均值也明顯靠攏，差距縮小，這一定程度上進(jìn)一步說(shuō)明逐年匹配有效。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)處理組和控制組在改革前是否具有相似的發(fā)展趨勢(shì)，繼續(xù)進(jìn)行多期DID平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。運(yùn)用事件研究法[15]，根據(jù)處理組城市的改革日期與年份之差生成每個(gè)改革城市在當(dāng)年相對(duì)自身改革日期的時(shí)間間隔。考察期為2002—2020年，共計(jì)19期。將政策發(fā)生前設(shè)為9期，改革發(fā)生前大于9期的時(shí)間間隔統(tǒng)一視為政策發(fā)生前第9期；將政策發(fā)生后設(shè)為9期，改革發(fā)生后大于9期的時(shí)間間隔統(tǒng)一視為政策發(fā)生后第9期④。以此生成不同時(shí)間間隔對(duì)應(yīng)的虛擬變量。使用刪除改革發(fā)生前一期的虛擬變量替換政策處理變量 d 后，將其全部納入前文基礎(chǔ)計(jì)量模型后進(jìn)行回歸，可以得到政策在不同時(shí)期的處理效應(yīng)。在去除前8期系數(shù)均值后，如圖3所示，由處理組和控制組雙重差分估計(jì)出的前8期政策系數(shù)在政策發(fā)生前并不顯著且圍繞0上下波動(dòng)，說(shuō)明在政策發(fā)生前處理組和控制組沒(méi)有明顯的差異，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，可以進(jìn)行雙重差分測(cè)算平均政策效應(yīng)。

（四）基準(zhǔn)回歸

使用參與匹配的數(shù)據(jù)進(jìn)行雙重差分模型回歸可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于新房平均銷售價(jià)格，如表1列（1）所示，在控制時(shí)間和個(gè)體固定效應(yīng)但不加入控制變量時(shí)，政策處理變量 d 前的系數(shù)在 1 % 水平下顯著為負(fù)，但是此結(jié)果可能存在遺漏變量偏差，摻雜了其他因素對(duì)房?jī)r(jià)的影響。列（2）和列（3）中，在控制雙向固定效應(yīng)的同時(shí)，依次加入影響撤縣設(shè)區(qū)政策實(shí)施的變量以及影響房?jī)r(jià)的變量，政策處理系數(shù)同樣顯著。模型（3）的回歸結(jié)果顯示，撤縣設(shè)區(qū)政策的平均處理效應(yīng)為負(fù)，表明相對(duì)于未發(fā)生撤縣撤區(qū)改革的城市，撤縣設(shè)區(qū)政策在實(shí)施后可以顯著降低所在城市的新房平均銷售價(jià)格。此外，城市地區(qū)生產(chǎn)總值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比對(duì)新房?jī)r(jià)格的影響均顯著為正，說(shuō)明城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平會(huì)顯著促進(jìn)房?jī)r(jià)上漲。城市常住人口數(shù)量對(duì)新房?jī)r(jià)格的影響顯著為正，表明城市的人口因素是支撐房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的重要載體。城市建成區(qū)占比對(duì)新房?jī)r(jià)格的影響顯著為正，反映城市的擴(kuò)張水平是促進(jìn)新房?jī)r(jià)格上漲的重要因素。對(duì)于存量房?jī)r(jià)格，從列（4）到列（6）依次加入影響撤縣設(shè)區(qū)以及存量房?jī)r(jià)格的控制變量后，政策系數(shù)均在 5 % 的顯著性水平下顯著，表明撤縣設(shè)區(qū)政策在平均意義上相對(duì)于非改革城市而言，顯著推高了改革城市的存量房?jī)r(jià)格。通過(guò)比較列（6）和列（3）可以發(fā)現(xiàn)，撤縣設(shè)區(qū)改革政策在抑制改革城市新房?jī)r(jià)格的同時(shí)卻提高了存量房?jī)r(jià)格，從而可以從這個(gè)角度解釋過(guò)往文獻(xiàn)中關(guān)于撤縣設(shè)區(qū)提升或抑制所在城市房?jī)r(jià)的爭(zhēng)論。此外，如列（6）所示，在關(guān)鍵控制變量上，模型反映出城市GDP越高、常住人口數(shù)量越多、建成區(qū)占比越高，對(duì)城市存量房?jī)r(jià)格的提升作用越明顯。

五、進(jìn)一步分析

本部分分別從改變匹配方式和樣本時(shí)間區(qū)間、安慰劑檢驗(yàn)以及時(shí)空效應(yīng)和影響因素方面研究撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)房?jī)r(jià)的異質(zhì)性影響。在時(shí)間維度上，進(jìn)一步考察撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)所在城市的房?jī)r(jià)影響是否具有時(shí)變特點(diǎn)。在空間維度上，考察改革對(duì)房?jī)r(jià)的影響在不同地區(qū)以及不同人口規(guī)模條件下的差異性。與此同時(shí)，由于撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)通過(guò)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給側(cè)與需求側(cè)兩個(gè)方面來(lái)影響房?jī)r(jià)，所以本部分還分別從土地供給、人口數(shù)量和公共服務(wù)水平三個(gè)方面對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）改變匹配方式和時(shí)間區(qū)間

為進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w系數(shù)結(jié)果的穩(wěn)健性，使用以下兩種方式對(duì)兩個(gè)回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，改變匹配方式。由于多期DID回歸模型依賴于各城市的匹配權(quán)重，因此匹配方式與結(jié)果也很大程度上影響著政策效應(yīng)的估計(jì)。在前文基準(zhǔn)回歸中，采用的是K近鄰卡尺匹配（ ，為避免因匹配方式自選擇導(dǎo)致的政策效應(yīng)估計(jì)具有偶然不穩(wěn)定性，在原數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上使用樣條匹配方式進(jìn)行重新匹配，隨后繼續(xù)在處理組和控制組具有不同程度的“平衡性\"基礎(chǔ)上進(jìn)行雙重差分回歸。如表2列（1）和列（5）所示，政策回歸系數(shù)顯著異于0。改變數(shù)據(jù)匹配方式?jīng)]有改變核心回歸系數(shù)的符號(hào)以及顯著性，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。第二，改變時(shí)間區(qū)間。在同一匹配方式下，基準(zhǔn)回歸數(shù)據(jù)中考察期范圍的不同也可能使政策效應(yīng)估計(jì)具有差異性。進(jìn)一步使用2003—2020年、2004—2020年以及2005一2020年三個(gè)不同考察期內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配和回歸，如表2列（2）～（4）和列（6）～（8）所示，政策估計(jì)系數(shù)均顯著異于0，表明三種考察期內(nèi)的回歸系數(shù)之間相差不大。因此，撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)顯著降低所在城市的新房?jī)r(jià)格，并會(huì)顯著提升存量房?jī)r(jià)格，該政策效應(yīng)具有系統(tǒng)穩(wěn)健性，不因匹配方式和時(shí)間區(qū)間的差異而變化。

（二）安慰劑檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸中，即使加入了眾多控制變量，仍然可能存在不可觀測(cè)的因素對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響，從而影響撤縣設(shè)區(qū)的政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。為此，使用在數(shù)據(jù)中隨機(jī)生成處理組的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，從而排除由其他隨機(jī)因素可能造成的經(jīng)濟(jì)影響。具體操作為：隨機(jī)抽取與原數(shù)據(jù)相同個(gè)數(shù)的處理組個(gè)體并進(jìn)行回歸分析，生成偽政策系數(shù)；將此過(guò)程重復(fù)500次，可得到500個(gè)偽系數(shù)及其 值。如圖4所示，偽系數(shù)均值非常接近于0，且這些系數(shù)的 值集中分布在0附近，進(jìn)一步表明大部分偽政策系數(shù)均不顯著，其他隨機(jī)因素的影響不明顯，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有高度穩(wěn)健性。

（三）時(shí)間效應(yīng)分析

通過(guò)時(shí)間效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，撤縣設(shè)區(qū)改革的影響效應(yīng)具有明顯的階段性特征，即在短期內(nèi)能降低新房?jī)r(jià)格而在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)推高新房?jī)r(jià)格。如表3所示，post2＼～post5的系數(shù)均顯著為負(fù)且絕對(duì)值顯著大于前2期，表明政策會(huì)在施行后第2＼～5年內(nèi)降低所在城市的新房?jī)r(jià)格。但從改革第6年開(kāi)始，政策對(duì)房?jī)r(jià)的抑制效應(yīng)逐漸消退，直至第9期開(kāi)始政策效應(yīng)顯著為正，表明在改革后第9年及之后的年份，政策會(huì)開(kāi)始顯著推高所在城市的新房?jī)r(jià)格。由此可見(jiàn)，撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)在短期內(nèi)顯著降低處理組城市的新房?jī)r(jià)格，但是這種政策的房?jī)r(jià)抑制效應(yīng)并不具有長(zhǎng)期持續(xù)性。而對(duì)于存量房?jī)r(jià)格，撤縣設(shè)區(qū)的政策提升效應(yīng)在后期逐漸顯現(xiàn)，并在改革后第9年達(dá)到最強(qiáng)。綜合來(lái)看，在撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)短期內(nèi)新房?jī)r(jià)格的抑制作用減弱后，新房?jī)r(jià)格和存量房?jī)r(jià)格在后期需求側(cè)的壓力作用下都出現(xiàn)了較強(qiáng)的提升趨勢(shì)。也就是說(shuō)，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)所在城市的新房市場(chǎng)和存量房市場(chǎng)的長(zhǎng)期拉動(dòng)作用具有一致性，但在短期內(nèi)會(huì)顯著降低所在城市的新房?jī)r(jià)格。

結(jié)合張清源等[4]的研究結(jié)論，可以進(jìn)一步分析時(shí)間效應(yīng)背后的作用機(jī)理。撤縣設(shè)區(qū)改革的實(shí)施有效刺激了地方政府?dāng)U大商品房用地的供給規(guī)模，但由于政策審批、施工建設(shè)和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)周期因素影響，商品房供給在當(dāng)期并未顯著增加，因而改革當(dāng)期對(duì)房?jī)r(jià)的抑制效應(yīng)較小。隨著時(shí)間推移，在撤縣設(shè)區(qū)改革后的第2至5年，前期的開(kāi)發(fā)投資開(kāi)始逐步形成有效的商品房供給。由于配套設(shè)施、公共服務(wù)水平和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)并不能在短期內(nèi)優(yōu)化，與之相關(guān)的住房需求增速仍小于住房供給的實(shí)際增速，這種短期內(nèi)供大于求的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)所在城市新房?jī)r(jià)格產(chǎn)生抑制作用，但短期內(nèi)對(duì)存量房市場(chǎng)的供需兩端影響較小。從長(zhǎng)期來(lái)看，撤縣設(shè)區(qū)后新增的土地出讓面積會(huì)面臨自然約束瓶頸，導(dǎo)致商品房供給出現(xiàn)邊際遞減。隨著新區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施逐步完善和人口不斷流人，商品房需求量會(huì)逐步超過(guò)供給，從而在長(zhǎng)期內(nèi)推高城市新房?jī)r(jià)格和存量房?jī)r(jià)格。

（四）空間異質(zhì)性分析

第一，考察地區(qū)異質(zhì)性。由于我國(guó)四大區(qū)域在比較優(yōu)勢(shì)、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和人口規(guī)模等方面存在顯著差異，撤縣設(shè)區(qū)政策對(duì)房?jī)r(jià)的影響也可能存在空間異質(zhì)性。如表4所示，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)四大區(qū)域的城市房?jī)r(jià)具有不同的影響。東部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和空間集聚程度較高，房地產(chǎn)市場(chǎng)體系相對(duì)健全，許多城市已率先步人存量房時(shí)代。與全國(guó)情況一致，撤縣設(shè)區(qū)改革顯著降低了東部城市的新房?jī)r(jià)格并更大程度上提高了其存量房?jī)r(jià)格，改革政策對(duì)存量房需求側(cè)的提升作用更為明顯。而中西部地區(qū)和東北地區(qū)新房市場(chǎng)成交占比仍較高，存量房市場(chǎng)活躍度相對(duì)較低。相對(duì)于東部地區(qū)而言，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)中西部地區(qū)和東北地區(qū)住房需求的提升作用相對(duì)較弱。特別是21世紀(jì)以來(lái)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展壓力較大、人口流出和老齡化嚴(yán)重的東北地區(qū)，撤縣設(shè)區(qū)改革并未能扭轉(zhuǎn)存量房市場(chǎng)的下行趨勢(shì)。

第二，考察城市規(guī)模異質(zhì)性。2014年國(guó)家出臺(tái)的城市規(guī)模等級(jí)劃分標(biāo)準(zhǔn)將我國(guó)城市按城區(qū)常住人口規(guī)模劃分為5類7檔。在不同人口規(guī)模條件下，撤縣設(shè)區(qū)改革在不同類型城市之間可能存在異質(zhì)性。實(shí)證研究結(jié)果表明（見(jiàn)表5），由于土地供給約束在不同規(guī)模城市之間存在很大差異，撤縣設(shè)區(qū)改革顯著降低了超特大城市、Ⅱ型大城市以及中小城市的新房?jī)r(jià)格，對(duì)超特大城市的新房?jī)r(jià)格抑制作用最為明顯。與此同時(shí)，撤縣設(shè)區(qū)改革顯著提升了I型大城市的存量房?jī)r(jià)格，而對(duì)其他三種類型城市的存量房?jī)r(jià)格提升作用并不明顯。由此可見(jiàn)，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)于最具發(fā)展臨界優(yōu)勢(shì)的I型大城市政策刺激作用最強(qiáng)，不僅未從供給端對(duì)新房?jī)r(jià)格產(chǎn)生抑制作用，而且在需求端顯著提升了存量房?jī)r(jià)格。

（五）市場(chǎng)基本面分析

為繼續(xù)探究改革政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)供給側(cè)和需求側(cè)因素的影響，本部分選取城市建成區(qū)中居住用地面積對(duì)數(shù)作為衡量影響房地產(chǎn)市場(chǎng)供給側(cè)的因素變量指標(biāo)，將其作為被解釋變量并在控制城市個(gè)體固定效應(yīng)和年份時(shí)間效應(yīng)的條件下進(jìn)行雙重差分回歸分析。結(jié)果如表6列（1）所示，撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)顯著增加所在城市居住用地面積供給，政策的土地供給效應(yīng)顯著。由此可見(jiàn)，政策實(shí)施會(huì)通過(guò)增加居住用地面積對(duì)所在城市房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來(lái)顯著影響。在房地產(chǎn)市場(chǎng)需求側(cè)方面，人口數(shù)量和公共服務(wù)水平是影響住房需求的重要因素。選擇年常住人口作為人口數(shù)量的衡量指標(biāo)，選擇小學(xué)生人數(shù)以及醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)作為公共服務(wù)水平的衡量指標(biāo)，將以上變量的對(duì)數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行雙重差分回歸分析，進(jìn)一步探究改革政策對(duì)所在城市人口數(shù)量以及公共服務(wù)水平的影響。如表6列（2）＼～（4）所示，政策處理系數(shù)均顯著為正，與以往的文獻(xiàn)研究相一致，表明改革政策會(huì)顯著提升所在城市的年常住人口數(shù)量，增加小學(xué)生人數(shù)以及醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)，即改革會(huì)通過(guò)增加人口數(shù)量和提升公共服務(wù)水平等方式對(duì)所在城市房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求側(cè)形成抬升效應(yīng)。

綜合以上分析，撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)同時(shí)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)供給側(cè)與需求側(cè)產(chǎn)生顯著影響。通過(guò)橫向比較政策系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，改革對(duì)居住用地供給產(chǎn)生的土地供給效應(yīng)，大于對(duì)人口數(shù)量、小學(xué)生人數(shù)和醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)的影響效應(yīng)。由于新房市場(chǎng)會(huì)直接受到土地供給增加的影響，在一定程度上說(shuō)明了政策對(duì)新房?jī)r(jià)格具有短期抑制效應(yīng)。然而，存量房市場(chǎng)不會(huì)因?yàn)楣┙o側(cè)的居住用地增加而形成新增存量房供給，但可以通過(guò)外來(lái)人口遷入、提升公共服務(wù)水平的方式持續(xù)刺激住房需求，這也在一定程度上解釋了改革政策對(duì)存量房市場(chǎng)的提振作用。

六、結(jié)論與討論

本文通過(guò)構(gòu)建理論模型和制度分析框架，使用2002—2020年全國(guó)266個(gè)地級(jí)及以上城市的面板數(shù)據(jù)，采用多期PSM-DID方法系統(tǒng)評(píng)估了撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)我國(guó)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的綜合影響。研究發(fā)現(xiàn)，撤縣設(shè)區(qū)政策實(shí)施后，所在城市短期內(nèi)將會(huì)出現(xiàn)新房?jī)r(jià)格下降和存量房?jī)r(jià)格上升的市場(chǎng)分化態(tài)勢(shì)。但從長(zhǎng)期來(lái)看，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)所在城市新房市場(chǎng)和存量房市場(chǎng)的提振作用具有一致性。通過(guò)異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，撤縣設(shè)區(qū)改革顯著降低了東部城市的新房?jī)r(jià)格并更大程度上提高了其存量房?jī)r(jià)格，而對(duì)中西部地區(qū)和東北地區(qū)住房需求的提升作用相對(duì)較弱。與此同時(shí)，撤縣設(shè)區(qū)改革顯著降低了超特大城市、Ⅱ型大城市以及中小城市的新房?jī)r(jià)格，對(duì)超特大城市的新房?jī)r(jià)格抑制作用最為明顯。此外，撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)于最具發(fā)展臨界優(yōu)勢(shì)的I型大城市政策刺激作用最強(qiáng)，不僅未從供給端對(duì)新房?jī)r(jià)格產(chǎn)生明顯抑制作用，而且在需求端顯著提升了存量房?jī)r(jià)格。在影響機(jī)制上，撤縣設(shè)區(qū)改革會(huì)通過(guò)增加居住用地供給、人口數(shù)量以及提升公共服務(wù)水平，從供給端和需求端共同作用于區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)。

基于本文的研究結(jié)論，主要有如下幾點(diǎn)政策啟示。第一，在當(dāng)前房地產(chǎn)市場(chǎng)供求關(guān)系發(fā)生重大變化的新形勢(shì)下，撤縣設(shè)區(qū)改革需要審慎推進(jìn)。雖然政策改革可以在長(zhǎng)期內(nèi)提振區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)特別是存量房市場(chǎng)，但由于在短期內(nèi)會(huì)對(duì)新房市場(chǎng)產(chǎn)生顯著抑制效應(yīng)，所以并不能作為地方政府穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)預(yù)期的有效政策工具。忽視地方發(fā)展實(shí)際盲目推進(jìn)撤縣設(shè)區(qū)改革，反而會(huì)影響區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的穩(wěn)定均衡發(fā)展。第二，在大國(guó)特征和區(qū)域差異背景下，撤縣設(shè)區(qū)改革的政策效果在不同區(qū)域、不同等級(jí)規(guī)模城市之間存在顯著的空間異質(zhì)性，政策本身也會(huì)導(dǎo)致城市內(nèi)部的新房市場(chǎng)和存量房市場(chǎng)供需結(jié)構(gòu)發(fā)生深刻變化。因此，撤縣設(shè)區(qū)改革的政策效果需要放置到較大空間范圍內(nèi)進(jìn)行深人觀察。地方政府不能盲目通過(guò)撤縣設(shè)區(qū)改革來(lái)刺激房?jī)r(jià)，而應(yīng)該深人貫徹落實(shí)“因城施策、一城一策\(yùn)"的調(diào)控思路，根據(jù)其比較優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平來(lái)夯實(shí)發(fā)展基礎(chǔ)，優(yōu)化城市空間拓展方案。第三，優(yōu)化完善城市市轄區(qū)設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)和準(zhǔn)入門檻。當(dāng)前許多地方掌握的公開(kāi)參照標(biāo)準(zhǔn)為民政部在2014年發(fā)布的《市轄區(qū)設(shè)置標(biāo)準(zhǔn)（征求意見(jiàn)稿）》，明確的可量化標(biāo)準(zhǔn)尚在研究制定之中。被撤并縣（市）的地方治理模式和經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型問(wèn)題，都亟需嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶W(xué)術(shù)理論和科學(xué)的制度設(shè)計(jì)進(jìn)行支撐。第四，鑒于撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)東部地區(qū)、超特大城市和I型大城市政策效果較為明顯，在當(dāng)前審慎從嚴(yán)把握撤縣設(shè)區(qū)的政策背景下，有必要進(jìn)一步加快推進(jìn)撤縣設(shè)區(qū)的分類標(biāo)準(zhǔn)制定，重啟改革試點(diǎn)并向上述地區(qū)適當(dāng)傾斜，增強(qiáng)優(yōu)勢(shì)地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的土地要素保障，充分激發(fā)優(yōu)勢(shì)地區(qū)城鎮(zhèn)化潛力，協(xié)同推進(jìn)撤縣設(shè)區(qū)改革與房地產(chǎn)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型，進(jìn)一步全面優(yōu)化上述地區(qū)限購(gòu)、限貸、限價(jià)、限售等限制性調(diào)控政策。第五，在當(dāng)下積極鼓勵(lì)提振內(nèi)需的背景下，應(yīng)當(dāng)充分重視撤縣設(shè)區(qū)改革對(duì)所在城市的居住用地供給、常住人口數(shù)量和公共服務(wù)水平提升等內(nèi)需培育的重要作用，并加強(qiáng)對(duì)需求引導(dǎo)的過(guò)程指標(biāo)監(jiān)督。在當(dāng)前房地產(chǎn)市場(chǎng)的轉(zhuǎn)型發(fā)展期，可充分利用政策工具和集聚效應(yīng)，進(jìn)一步擴(kuò)大國(guó)內(nèi)有效需求，加快修復(fù)房地產(chǎn)市場(chǎng)預(yù)期。

注釋：

① 本文在實(shí)證研究中，處理組使用狹義范圍的撤縣設(shè)區(qū)界定，不包括撤市設(shè)區(qū)等其他行政區(qū)劃調(diào)整方式。② 由于篇幅限制，方程（17）和（18）匹配前后不同年份的logit回歸結(jié)果未在正文中展示，有興趣的讀者可以向本文作者索取。③ 由于篇幅限制，方程（17）、（18）在匹配前后處理組與控制組傾向得分的核密度函數(shù)曲線圖未在正文中展示，有興趣的讀者可以向本文作者索取。④ 本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的普遍做法，保持k上下限選取的對(duì)稱性，因此將k設(shè)定在[-9，9]。

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責(zé)任編輯：賈鐵留

The Impact of County-to-District Reform on the Real Estate Market

LIChao1，F(xiàn)ENGJialiang2，PUYoushao3

（1.National Academy of Economic Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 1Ooo06，China; 2.Faculty of Applied Economics， University of Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 102488，China; 3.Institute for SustainableDevelopment，Macau Universityof Scienceand Technology，Macau 99o78，China）

Abstract：TheCountyto-DistrictReformhashadaremarkableefectonregionalcoordinateddevelopmentandrealestatemarketstabilityinChina.ispapersstematicallvaluatestecomprehensieipactofCountt-DistrictReforoCina’sgioalalestatemarketbyconstructingatheoreticalmodelandinstutionalanalysisframeworkwhileusingthemultistagePSM-DDmetodThe studfindsthataftertheimplementationofCountyto-DistrictRefo，theexpansionofurbanareaswillafecttherealtatearket onboththesupplyanddemandsides，whichwilleadtoadiferentiationtrendofallngnewhousepricesandrisingstockhouseprices intheshortterm.However，inthelongrun，theCounty-to-DistrictReformhasconsistentlyboostedthenewhousingmarketandstock housing market.Troughfurtheranalysis，itisfoundthatthepolicyfectofreformontheeasteregion，supermegacities，andtye Imegacitiesisorebious，anditectsthesupplyofsidentallnd，theumberofpermanentesidents，ndthelelfpublic serviceinthecitisfroasplysideandemandside，specielyTherefore，itiscessarytootiieandimprovetesadds fortheestablishmentofurbanmunicipaldistrits.ItsugestsleveragigpolicytolstosynegisticalladvanetheCountytoDict Reform and the transformation of real estate development models.

Keywords：county-to-district；real estate market；policy effects；market fragmentation