撤縣設區改革對房地產市場的影響

中圖分類號：F293.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2025）03-0038-13

一、問題提出

行政區劃調整是推進國家治理體系和治理能力現代化的重要制度安排。自秦漢以來，郡縣制、州縣制在以農業經濟形態為主的歷史長河中發揮了重要作用。但面對改革開放以來人類文明史上規模最大的城鎮化進程，傳統行政區劃設置在土地空間、產業結構、社會治理和公共服務等方面，逐漸暴露出與快速城鎮化地區經濟社會發展不相適應的短板。尤其是在經濟發達地區和大城市周邊地區，長期以來因襲的分散化管理模式與城市社會的集約治理矛盾愈發明顯。隨著我國城鎮化率的不斷提高和空間集聚的不斷加速，在土地城鎮化、行政區經濟等政績觀影響下，撤縣設區、撤縣設市、撤地設市、撤鄉設鎮、地市合并等行政區劃調整頻繁發生，成為順應由“鄉土中國\"向“城鄉中國\"轉型的重要制度安排。

在眾多行政區劃調整模式中，撤縣設區改革的政策頻率和關注度相對較高，對地方經濟和城鎮化進程影響最為明顯，因而迅速成為當前我國最為主流的行政區劃調整形式[1-2]。21世紀以來，撤縣設區改革實踐逐步深入，關于撤縣設區改革的動因、效果和其他制度層面的探討，正逐步成為近年來研究的重要熱點，并呈現出與撤縣設區政策實踐同頻共振的學術景象[3]。伴隨著撤縣設區改革和城鎮化的快速推進，我國住房市場化改革也于1998年同步啟動，并在2003年前后出現全國房價的結構性上漲趨勢。中經數據網顯示，21世紀前20年我國城市建成區面積擴大了近1.7倍，而同期商品住宅平均銷售價格上漲了近4.1倍。與此同時，關于撤縣設區與區域房地產市場的聯動問題日益引起學界關注。一方面，撤縣設區增加了城市發展空間，擴大了城市住宅用地供給規模，可以從土地供給端有效降低所在城市的房價水平[4-5]，在短期內減緩一般地級市的房價增速[1]。但另一方面，撤縣設區在破除原有的行政壁壘后，將會顯著提升區域房價空間關聯度[6]，促進特大城市的房價上漲[1]。

由于樣本選擇、時間跨度和研究方法差異，關于撤縣設區對區域房地產市場的綜合影響，還存在許多不盡一致的結論和有待探索爭鳴的研究領域。其主要原因在于，現有文獻關于房價的口徑主要是基于各級統計年鑒和統計公報，實際上該指標只代表了城市的新房價格而未包括存量房價格。而住房和城鄉建設部統計顯示，2023年1—11月，全國存量房成交占比已穩步上升至 3 7 . 1 % ，目前已有7個省和直轄市的存量房成交量占比超過 5 0 % 。隨著近年來房地產投資和新房開工面積下滑，將會有越來越多的城市步入存量房時代。而撤縣設區對區域內存量房的影響更為顯著，并且呈現出與新房價格漲跌不一致的政策效果。因此，忽略存量房市場來研究撤縣設區的政策效應，極有可能造成有偏的估計結果。基于上述邏輯，本文的主要貢獻包括三個方面：一是綜合考慮供給端和需求端因素，構建了撤縣設區影響區域房地產市場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區改革的政策效果。二是基于當前房地產市場由增量向存量的轉型趨勢，通過匹配樣本城市的新房價格數據和存量房價格數據，更為全面地考察撤縣設區政策對區域房地產市場的綜合影響。三是從時空維度上，進一步考察撤縣設區對所在城市房價影響的時變特點、空間異質性和作用機制，從而為當前政策優化提供更有價值的理論基礎和事實依據。

二、制度背景和邏輯框架

科學審慎地推動撤縣設區，將城鎮化水平較高的縣納人市級層面統一規劃管理，是我國推進城市治理體系和治理能力現代化的重要舉措。分析研究撤縣設區改革對區域房地產市場的影響，必須首先對政策改革的時間頻率和作用機制詳細掌握。為此，本部分在對撤縣設區改革的相關政策、法規和文件進行歸納梳理的基礎上，根據既有文獻研究和邏輯框架推理提出研究假設，從而構建以自然實驗為基礎的政策評估及分析框架。

（一）制度背景

從1978年到2022年，我國共進行了248次撤縣設區改革（見圖1），其中東部地區是改革的重點區域，其次是西部地區和中部地區，東北地區撤縣設區改革占比相對較少。與此同時，撤縣設區改革的階段性特征也較為明顯。 8 3 % 的改革發生在2000年之后，2000年之前改革占比相對較少。

綜合來看，改革開放以來的撤縣設區歷程可劃分為以下五個階段：

1.政策試點期（1978—1997年）。該時期是中國城鎮化改革的初期發展階段，以“撤地設市”“撤縣設市”為主要政策方向，對中心城市的撤縣設區引導并不明顯，只限于小范圍政策試點。1983年，山東濰坊市撤濰縣設寒亭區、煙臺市撤福山縣設福山區，由此拉開了改革開放以來撤縣設區的序幕。

2.政策擴展期（1998—2004年）。自1997年國家出臺《關于進一步加強土地管理切實保護耕地的通知》后，“撤縣設市”審批隨之收緊。出于城鎮化發展的空間需要，全國撤縣設區數量隨之迎來第一波高峰期。

3.政策休眠期（2005—2010年）。由于前一時期城市快速發展過程中出現了土地資源浪費、人口城市化尚未跟進等粗放式發展問題，國家暫時收緊地方撤縣設區申請的審批。

4.政策高峰期（2011—2020年）。2009年財政部發布《關于推進省直接管理縣財政改革的意見》，要求2012年底全面推進省直管縣財政改革（民族自治地區除外）。為積蓄后備發展空間，諸多地級以上城市政府抓緊將周邊縣區調整為市轄區。國家發展和改革委員會在《2018年新型城鎮化建設重點任務》中提出要“穩步推進撤縣（市）設區”，在《2019年新型城鎮化建設重點任務》中提出要“穩妥有序調整城市市轄區規模和結構”，在《2020年新型城鎮化建設和城鄉融合發展重點任務》中提出，要有序推進“縣改市”“縣改區”“市改區”。在政策影響下，撤縣設區數量自2011年開始呈現快速增長態勢，后續年份其數量也保持在高位區間。其中，2016年全國發生29次撤縣設區調整，為改革開放以來的最高值。

5.政策收縮期（2021年至今）。由于上一階段撤縣設區過程中存在著“超前行動、揠苗助長”等失范行為[3]，2021年國家發展和改革委員會提出“慎重撤縣設區”，2022年政府工作報告中提出“從嚴撤縣建市設區”，撤縣設區改革由此按下減速鍵。2022年5月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于推進以縣城為重要載體的城鎮化建設的意見》，提出“縣城是我國城鎮體系的重要組成部分，是城鄉融合發展的關鍵支撐”，并強調“防止大拆大建、貪大求洋，嚴格控制撤縣建市設區”。在政策意見指引下，2022年全國沒有發生一例撤縣設區改革。

（二）邏輯框架

房地產市場與其他商品市場一樣存在顯著的行政區邊界效應[]，許多中心城市與周邊城市、主城區與遠郊縣區之間的房價差異在3倍以上。特別是在近年來房地產調控政策背景下，我國區域房地產市場的邊界效應更加凸顯。因此，系統分析撤縣設區等行政區劃調整對區域房地產市場帶來的綜合影響，對于準確把握“因城施策”“房住不炒”的房地產調控政策邏輯有所裨益。

按交易次數進行劃分，區域房地產市場可以分成新房市場以及廣義存量房市場。如圖2所示，對于新房市場而言，從統計角度看：一方面由于撤縣設區將改革縣納入全市統一的房地產市場，土地轉讓價格會隨原市轄區基準水漲船高[8]，從而在供給側形成區域房價上漲的推力；另一方面，由于改革縣的公共服務逐漸向市轄區趨同，在經濟發展、人口規模和收入水平等方面會形成積極預期，從而在需求側形成房價上升的拉力。在推力和拉力的共同作用下，改革縣的房地產市場價格會面臨較大上漲壓力。但鑒于改革縣房價基礎相對較低，即使撤縣設區前后的市場預期導致其房價上漲，但和其他現有市轄區相比，仍然會在統計角度上降低所在城市的新房平均價格。從供求關系角度看，對于撤縣設區所發生的城市而言，由于改革后獲得了撤設縣建設用地指標的統籌管理權限，在地方政府財權事權不匹配以及晉升錦標賽背景下，為增加本地財政收入并在區域競爭中占得先機[9-10]，市級政府會在土地財政激勵下顯著增加居住用地供給規模[11]，從而起到進一步降低新房價格的效果。因此從短期來看，在需求側如常住人口和公共服務水平等因素僅小幅度增長的情況下，撤縣設區政策對所在城市新房平均房價產生抑制效應。而對于撤縣設區所在城市的存量房市場而言：一方面，撤縣設區政策實施后建設用地指標的增加并不會直接導致存量房掛牌數量的增加，區域存量房供給總量短期內會保持相對穩定。在撤縣設區改革政策推動外來人口遷人并定居的背景下[12]，住房剛性需求的增加會對存量房價格形成積極的上漲壓力。另一方面，從新房市場與存量房市場的替代效應來看，撤縣設區帶來的居住用地供給規模增加會推動新房建設進程，增加區域內新房供給數量，在新房價格預期下行的趨勢背景下，可能會形成對存量房價格的間接抑制作用。

但從長期來看，無論是新房市場還是存量房市場，撤縣設區導致基礎設施、公共服務和產業配套不斷完善，常住人口規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。再加上撤縣設區政策紅利所帶來的投資投機性需求，在城市居住用地供給規模有限以及未同步出臺限購政策的背景下，這三類需求群體會共同作用于所在城市的住房市場，從而在需求端形成推高房價的壓力。此外，撤縣設區政策對不同地區、不同規模的城市房地產市場具有異質性影響。長期以來，受人口流動、產業政策和調控政策的差異化影響，我國四大區域、五類規模城市之間的購房者預期和市場分化嚴重。東部、中部、西部、東北四大區域在市場活躍度、商品房存銷比方面存在顯著的梯度差異，一、二線城市交替領漲與三線以下城市持續震蕩之間的城市分化態勢日趨明顯。此外，大量研究表明，撤縣設區或其他形式的行政區劃調整對房地產市場的影響，主要是通過土地市場的一致性來實現的[1，4]。也就是說，土地供給是撤縣設區政策影響房價的重要因素。但Zhangetal.[6]的研究表明，撤縣設區對房價的空間關聯和提升作用主要是通過住房需求的一致性實現的，而非統一的土地供給政策。撤縣設區實施后，城市政府會加強撤設縣交通醫療等基礎設施和公共服務建設，提高撤設縣與主城區之間的經濟社會協同性，從而產生房地產市場的空間關聯效應。因此，本文在理論與實證研究中，將會進一步通過房地產市場的供給側和需求側因素，對撤縣設區政策效應和作用機制進行深入考察。

三、理論模型

房地產同時具備投資和消費雙重屬性。無論哪一種屬性的價值實現都與其所在城市的居民收人、公共服務水平等因素密切關聯，既存在明顯的經濟區位特征，也表現出顯著的行政區邊界效應。現有相關研究表明：以撤縣設區為代表的行政區劃調整，一方面擴大了城市轄區規模，形成新規模經濟，提高了城市經濟發展質量[2]；另一方面重塑了城市行政邊界，降低了要素和產品市場分割的負面效應，提高了城市基本公共服務水平[13-14]。因此，行政區劃調整對城市住房價格的沖擊，既包括了其對需求端居民收人和公共服務等影響，也包含了其對供給端居住用地和房地產投資等影響。以下分別從城市家庭效用最大化和房地產企業利潤最大化出發，從供需兩方面著手，根據既有文獻研究構建出分析行政區劃調整影響城市住房市場作用機制的局部均衡模型。并在此基礎上，根據新房和存量房供給主體的不同，分析撤縣設區對所在城市兩種類型住房價格的影響及其差異。

（一）住房市場需求

假定經濟體中存在一個撤設縣 和一個撤設縣所在的城市主城區 。由于住房的投資和消費雙重屬性， 兩地區的居民都可以對兩地區的住房進行消費，以獲取住房對應的居住、公共服務等效用和投資收益。假定地區 i 代表性家庭的效用函數為：

其中， 分別表示代表性家庭在撤設縣 a 及所在城市主城區 b 住房市場上的消費指數， 表示居民對其他消費品的消費， 分別為對應消費品的消費效用彈性。盡管新房和存量房之間具有較強的相互替代性，但由于兩者分屬增量和存量兩個層次的市場，在我國快速城鎮化的過程中，兩者提供的功能并不完全一致。增量房通常居住體驗更好、房屋產權更明確、土地產權期限更長、交易成本更低，而存量房地理位置更接近市中心、公共服務配套更成熟。因此，進一步假定地區 i 代表性家庭在地區 j 的住房消費指數 由一組可以部分相互替代的存量房消費量 和新房消費量 組成，并使用 ρ 表示存量房消費量對住房消費指數的相對貢獻， 。由于戶籍等制度安排的存在，在區劃調整事件 ν 發生前，撤設縣 的家庭在城市主城區 b 住房市場上消費時面臨著住房附屬的醫療、教育等公共服務效用損失，用 表示地區 i 代表性家庭在城市主城區 b 住房市場上消費時得到的相對效用， ;城市主城區 b 家庭在本地住房市場上消費時則沒有效用損失，即 。行政區劃調整事件 ν 發生后，由于兩地行政分隔消失，撤設縣家庭因此得到的相對效用上升，即 。

地區 i 代表性家庭的預算約束為：

其中， 分別表示兩地區的住房消費價格指數，均由一組當地的存量房價格 和新房價格 組成。 代表其他消費品的價格。

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

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

將兩地區所有家庭對撤設縣所在城市存量房和新房的需求分別疊加，即可得到撤設縣所在城市存量房和新房的市場需求函數：

其中， 為地區 i 的居民總收入。

（二）房地產市場供給及均衡

相對于新房而言，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將其出租或交易以獲取收益，所以短期內存量房供給是缺乏彈性的。假定行政區劃調整前，撤設縣所在城市的存量房供給總量為常數 ，則存量房供給函數為：

此時，聯立方程（7）和（8），即可得到撤設縣所在城市存量房市場均衡價格為：

不同于存量房市場，我國新建商品房的供給主體為所在地區的房地產開發企業。城市的房地產開發企業在一級市場購入土地使用權，通過規劃設計、工程建造，將土地升級為物業進行銷售。盡管我國有著全球最多的房地產開發企業，但由于我國土地一級市場為政府壟斷，并且只認可由滿足條件的房地產企業開發這一種模式，使得我國新房產品和服務市場存在一定的市場壟斷，表現出明顯的寡頭壟斷特征。借助張清源等[4]的模型設定，假定新房市場為寡頭壟斷市場，撤設縣所在城市在區劃調整前有 N 個同質的房地產開發企業。區劃調整發生后，由于兩地區間行政區域分割被打破，兩地區開發企業可以在相同的市場內競爭，城市內的房地產開發企業增加，即 dN / dνgt;0 。假定房地產開發企業 i 建造新房產品的成本為：

其中， 為單位面積住宅的土地購置成本， c 為單位面積住宅的建安成本， 為該地產開發企業的當期住宅供給總量。

于是，每個房地產開發企業的利潤最大化決策為：

由于房地產開發商同質的假定，只需計算出單個地產商的最優供給量，并將所有地產商的供給量疊加即可得到撤設縣所在城市新房市場的總供給。該新房市場總供給也是均衡供給，為：

此時，撤設縣所在城市主城區 b 新房市場的均衡價格為：

（三）撤縣設區對市場均衡的影響

撤縣設區發生后，隨著兩地區家庭消費以及房地產開發企業投資的重新配置，撤設縣所在城市兩個房地產市場均衡也將隨之變化。為了判斷政策對存量房市場均衡的影響，首先將存量房市場均衡價格對區劃調整變量 ν 求導，得：

即撤縣設區實施后，所在城市存量房市場的交易量不會有明顯的變化，但存量房市場的價格將會提高，提高的程度既受到行政壁壘消失帶來的住宅附屬公共服務等效用提升的影響，也取決于城市存量房的數量以及居民收人水平的影響。進一步將撤設縣所在城市新房市場的均衡供給和價格對行政區劃調整變量 ν 求導，可以得到：

即撤縣設區發生后，受供給端房地產開發商競爭更加激烈，以及需求往中心城市集聚兩方面同時影響，撤設縣所在城市新房市場的供給總量會出現增加，新房的均衡價格將會出現下降。前者的邊際大小取決于兩地的居民收入、房地產開發企業數量以及行政壁壘減小帶來的住宅附屬公共服務等效用變化，后者則更多取決于房地產開發企業數量以及住宅用地的土地成本。綜合式（14）和式（16）推導結果，提出本文的研究假說：在撤縣設區政策影響下，所在城市短期內將會出現新房價格下降和存量房價格上升的市場分化態勢。

四、實證研究

為檢驗以上理論假設，本文使用基于傾向得分匹配的多期雙重差分法（多期PSM-DID）進行實證研究。雙重差分法通過比較處理組個體與控制組個體之間差異在實驗前后的變化，來量化估計政策對處理組個體的實驗效果，該理論方法要求控制組和處理組在實驗前后具有相似的變化趨勢。然而，在撤縣設區改革中，參與改革的樣本個體并不是隨機挑選的而是參考了眾多可觀測的變量指標，從而使處理組樣本個體可能在改革前具有顯著異于控制組的發展趨勢。因此，通過可測度的多個變量衡量每個城市實施改革的概率傾向得分，以此來為處理組城市匹配更加近似的對照個體，可以更好發揮DID方法的政策評估效用。此外，由于我國 80 % 以上的撤縣設區改革發生在2000年以后，不同城市的改革時點并不相同，因此本文選用多期PSM-DID方法來評估撤縣設區改革對區域房地產市場的綜合影響。

（一）研究設計

在具體操作上，首先根據被解釋變量不同設定兩個模型方程，然后對每個方程進行如下兩個步驟處理：（1）使用 1 ： 2 近鄰卡尺匹配方法以及協變量組合對數據進行逐年匹配，避免因面板數據使用混合截面匹配造成的自匹配問題，從而優化匹配效果；（2）將樣本研究期內發生撤縣設區改革的城市個體劃入處理組，未發生改革的城市個體劃人控制組，并將PSM匹配中參與權重非空的所有城市數據納入回歸模型進行分析。具體回歸模型如下：

其中：方程（17）為檢驗撤縣設區改革對新房價格的影響效果。 為第 i 個城市在第 年的普通商品房銷售價格，作為新房價格的指示變量。Treated為該城市是否發生撤縣設區改革的虛擬變量，如果該城市發生過改革則 T r e a t e d = 1 ，未發生改革則T r e a t e d = 0 ; P e r i o d 為城市在對應年份是否發生改革的虛擬變量，所有控制組城市個體在所有年份對應的 P e r i o d = 0 ，處理組城市個體在改革前對應的年份中 P e r i o d = 0 ，在改革當年及以后對應的年份中Peri-o d = 1 。本文在后續分析中使用Treated和Period兩變量的交乘項 d 進行組合分析，重點關注其回歸系數 表示的撤縣設區改革對新房價格的政策處理效應。方程（18）為檢驗改革政策對區域存量房價格的影響效果。 為第 i 個城市在第 年的存量房價格。Treated和Period兩變量的定義和方程（17）中相同。在后續分析中，重點關注其回歸系數 表示的撤縣設區改革對存量房價格的影響。

為了控制其他可能因素的干擾，從而分離出撤縣設區這一政策改革對城市房價的凈影響，根據特征價格法和既有文獻，在兩個方程中分別控制了可能影響城市新房價格的其他基本面因素 以及可能影響區域存量房價格的其他因素Con ，從而估計出撤縣設區改革對區域房價的凈政策效應。 和 分別為個體固定效應和時間固定效應， 和 為模型截距項， 和 為模型誤差項。

（二）數據說明

本文數據主要來自國家信息中心宏觀經濟與房地產數據庫、民政部官網以及相關年份《中國城市統計年鑒》和《中國城市建設統計年鑒》。為了獲取更為全面準確的樣本城市存量房價格信息，本文進一步補充了安居客、房天下、數據皮皮俠和中國房價行情網等專業平臺商品房微觀交易數據。數據獲取后進行如下清洗與整理：一是生成并調整改革日期（date）變量。在匯總民政部官網發布的2002—2020年行政區劃調整文件后，進一步明確發生撤縣設區改革的城市名單及其改革日期，從而確定Treated和Period數值并根據每個處理組城市的改革日期，生成對應的date變量。對于只發生過一次撤縣設區改革的城市，改革日期即為其改革時間；對于發生過多次改革的城市，改革日期取其距離2002年最接近的時間。二是進行異常值處理。對每個變量按城市個體分組，識別組內極端值并轉為缺失值。三是刪除部分城市個體。為后續更好進行傾向得分匹配，刪除至少一個變量數據全為空的城市個體；為避免過去發生撤縣設區改革對當期產出的影響以及未來發生改革的預期對當期產出的影響，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年被撤銷地級市的山東省萊蕪市數據。四是插補缺失值。運用線性插值法對每個變量在城市組內進行填補缺失值，隨后進行 1 % 縮尾處理，減少數據異常插補帶來的誤差影響。

經過上述處理，獲得了2002—2020年共266個地級及以上城市（不含港澳臺）的面板數據。其中，被解釋變量為城市商品房平均銷售價格以及存量房價格，主要解釋變量為撤縣設區的政策處理變量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：一是影響撤縣設區的變量。根據民政部制定的《市轄區設置標準（征求意見稿）》，直轄市和地級市設立市轄區需要滿足一系列經濟社會發展的門檻條件，包括地區生產總值（lngdp）、第三產業占比（tir）和常住人口數量（lnpop）等。二是影響房價的變量。包括城市建成區占比（ 、居住用地與工業用地面積比值 （ r a r ） 、醫院衛生院床位數（lnbed）小學生人數（lnpup）、房地產開發投資完成額 （ 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據外作對數處理。

（三）PSM匹配和平行趨勢檢驗

為了科學準確地測度撤縣設區改革對城市房價的凈影響，通過以下步驟來進行估計檢驗。首先，在經過逐年傾向得分匹配后，處理組得到與自身條件更為近似的優化控制組對照個體。其次，檢驗處理組和控制組在改革發生前是否具有共同的發展趨勢，是否滿足平行趨勢假設。

在匹配前，處理組共有111個城市個體，2055條樣本數據；控制組共有155個城市個體，2892條樣本數據。在匹配后，為進行各協變量在處理組和控制組是否具有相似性的平衡性檢驗，本文通過比較匹配前后不同年份的logit回歸系數進行判斷。匹配后大部分年份中各協變量的回歸系數明顯減小且不再顯著，偽回歸 R 方也明顯減小，這說明在各年份各協變量不存在系統性偏差②。總體而言，處理組和控制組不存在顯著差異。通過進一步繪制方程（17）（18）在匹配前后處理組與控制組傾向得分的核密度函數曲線圖③可以發現，雖然兩組數據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間進一步重合，兩組均值也明顯靠攏，差距縮小，這一定程度上進一步說明逐年匹配有效。

為進一步檢驗處理組和控制組在改革前是否具有相似的發展趨勢，繼續進行多期DID平行趨勢檢驗。運用事件研究法[15]，根據處理組城市的改革日期與年份之差生成每個改革城市在當年相對自身改革日期的時間間隔。考察期為2002—2020年，共計19期。將政策發生前設為9期，改革發生前大于9期的時間間隔統一視為政策發生前第9期；將政策發生后設為9期，改革發生后大于9期的時間間隔統一視為政策發生后第9期④。以此生成不同時間間隔對應的虛擬變量。使用刪除改革發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計量模型后進行回歸，可以得到政策在不同時期的處理效應。在去除前8期系數均值后，如圖3所示，由處理組和控制組雙重差分估計出的前8期政策系數在政策發生前并不顯著且圍繞0上下波動，說明在政策發生前處理組和控制組沒有明顯的差異，滿足平行趨勢假設，可以進行雙重差分測算平均政策效應。

（四）基準回歸

使用參與匹配的數據進行雙重差分模型回歸可以發現，對于新房平均銷售價格，如表1列（1）所示，在控制時間和個體固定效應但不加入控制變量時，政策處理變量 d 前的系數在 1 % 水平下顯著為負，但是此結果可能存在遺漏變量偏差，摻雜了其他因素對房價的影響。列（2）和列（3）中，在控制雙向固定效應的同時，依次加入影響撤縣設區政策實施的變量以及影響房價的變量，政策處理系數同樣顯著。模型（3）的回歸結果顯示，撤縣設區政策的平均處理效應為負，表明相對于未發生撤縣撤區改革的城市，撤縣設區政策在實施后可以顯著降低所在城市的新房平均銷售價格。此外，城市地區生產總值和第三產業產值占比對新房價格的影響均顯著為正，說明城市的經濟發展和產業結構水平會顯著促進房價上漲。城市常住人口數量對新房價格的影響顯著為正，表明城市的人口因素是支撐房地產市場需求的重要載體。城市建成區占比對新房價格的影響顯著為正，反映城市的擴張水平是促進新房價格上漲的重要因素。對于存量房價格，從列（4）到列（6）依次加入影響撤縣設區以及存量房價格的控制變量后，政策系數均在 5 % 的顯著性水平下顯著，表明撤縣設區政策在平均意義上相對于非改革城市而言，顯著推高了改革城市的存量房價格。通過比較列（6）和列（3）可以發現，撤縣設區改革政策在抑制改革城市新房價格的同時卻提高了存量房價格，從而可以從這個角度解釋過往文獻中關于撤縣設區提升或抑制所在城市房價的爭論。此外，如列（6）所示，在關鍵控制變量上，模型反映出城市GDP越高、常住人口數量越多、建成區占比越高，對城市存量房價格的提升作用越明顯。

五、進一步分析

本部分分別從改變匹配方式和樣本時間區間、安慰劑檢驗以及時空效應和影響因素方面研究撤縣設區改革對房價的異質性影響。在時間維度上，進一步考察撤縣設區改革對所在城市的房價影響是否具有時變特點。在空間維度上，考察改革對房價的影響在不同地區以及不同人口規模條件下的差異性。與此同時，由于撤縣設區改革會通過區域房地產市場的供給側與需求側兩個方面來影響房價，所以本部分還分別從土地供給、人口數量和公共服務水平三個方面對政策效應進行檢驗。

（一）改變匹配方式和時間區間

為進一步檢驗模型回歸系數結果的穩健性，使用以下兩種方式對兩個回歸方程進行檢驗。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重，因此匹配方式與結果也很大程度上影響著政策效應的估計。在前文基準回歸中，采用的是K近鄰卡尺匹配（ ，為避免因匹配方式自選擇導致的政策效應估計具有偶然不穩定性，在原數據的基礎上使用樣條匹配方式進行重新匹配，隨后繼續在處理組和控制組具有不同程度的“平衡性\"基礎上進行雙重差分回歸。如表2列（1）和列（5）所示，政策回歸系數顯著異于0。改變數據匹配方式沒有改變核心回歸系數的符號以及顯著性，表明基準回歸結果具有穩健性。第二，改變時間區間。在同一匹配方式下，基準回歸數據中考察期范圍的不同也可能使政策效應估計具有差異性。進一步使用2003—2020年、2004—2020年以及2005一2020年三個不同考察期內的數據進行匹配和回歸，如表2列（2）～（4）和列（6）～（8）所示，政策估計系數均顯著異于0，表明三種考察期內的回歸系數之間相差不大。因此，撤縣設區改革會顯著降低所在城市的新房價格，并會顯著提升存量房價格，該政策效應具有系統穩健性，不因匹配方式和時間區間的差異而變化。

（二）安慰劑檢驗

在基準回歸中，即使加入了眾多控制變量，仍然可能存在不可觀測的因素對房價產生影響，從而影響撤縣設區的政策效應估計結果。為此，使用在數據中隨機生成處理組的方法進行安慰劑檢驗，從而排除由其他隨機因素可能造成的經濟影響。具體操作為：隨機抽取與原數據相同個數的處理組個體并進行回歸分析，生成偽政策系數；將此過程重復500次，可得到500個偽系數及其 值。如圖4所示，偽系數均值非常接近于0，且這些系數的 值集中分布在0附近，進一步表明大部分偽政策系數均不顯著，其他隨機因素的影響不明顯，本文的基準回歸結果具有高度穩健性。

（三）時間效應分析

通過時間效應研究發現，撤縣設區改革的影響效應具有明顯的階段性特征，即在短期內能降低新房價格而在長期內會推高新房價格。如表3所示，post2＼～post5的系數均顯著為負且絕對值顯著大于前2期，表明政策會在施行后第2＼～5年內降低所在城市的新房價格。但從改革第6年開始，政策對房價的抑制效應逐漸消退，直至第9期開始政策效應顯著為正，表明在改革后第9年及之后的年份，政策會開始顯著推高所在城市的新房價格。由此可見，撤縣設區改革會在短期內顯著降低處理組城市的新房價格，但是這種政策的房價抑制效應并不具有長期持續性。而對于存量房價格，撤縣設區的政策提升效應在后期逐漸顯現，并在改革后第9年達到最強。綜合來看，在撤縣設區改革對短期內新房價格的抑制作用減弱后，新房價格和存量房價格在后期需求側的壓力作用下都出現了較強的提升趨勢。也就是說，撤縣設區改革對所在城市的新房市場和存量房市場的長期拉動作用具有一致性，但在短期內會顯著降低所在城市的新房價格。

結合張清源等[4]的研究結論，可以進一步分析時間效應背后的作用機理。撤縣設區改革的實施有效刺激了地方政府擴大商品房用地的供給規模，但由于政策審批、施工建設和房地產開發周期因素影響，商品房供給在當期并未顯著增加，因而改革當期對房價的抑制效應較小。隨著時間推移，在撤縣設區改革后的第2至5年，前期的開發投資開始逐步形成有效的商品房供給。由于配套設施、公共服務水平和產業基礎并不能在短期內優化，與之相關的住房需求增速仍小于住房供給的實際增速，這種短期內供大于求的市場結構會對所在城市新房價格產生抑制作用，但短期內對存量房市場的供需兩端影響較小。從長期來看，撤縣設區后新增的土地出讓面積會面臨自然約束瓶頸，導致商品房供給出現邊際遞減。隨著新區基礎設施逐步完善和人口不斷流人，商品房需求量會逐步超過供給，從而在長期內推高城市新房價格和存量房價格。

（四）空間異質性分析

第一，考察地區異質性。由于我國四大區域在比較優勢、產業基礎和人口規模等方面存在顯著差異，撤縣設區政策對房價的影響也可能存在空間異質性。如表4所示，撤縣設區改革對四大區域的城市房價具有不同的影響。東部地區由于經濟發展水平和空間集聚程度較高，房地產市場體系相對健全，許多城市已率先步人存量房時代。與全國情況一致，撤縣設區改革顯著降低了東部城市的新房價格并更大程度上提高了其存量房價格，改革政策對存量房需求側的提升作用更為明顯。而中西部地區和東北地區新房市場成交占比仍較高，存量房市場活躍度相對較低。相對于東部地區而言，撤縣設區改革對中西部地區和東北地區住房需求的提升作用相對較弱。特別是21世紀以來經濟轉型發展壓力較大、人口流出和老齡化嚴重的東北地區，撤縣設區改革并未能扭轉存量房市場的下行趨勢。

第二，考察城市規模異質性。2014年國家出臺的城市規模等級劃分標準將我國城市按城區常住人口規模劃分為5類7檔。在不同人口規模條件下，撤縣設區改革在不同類型城市之間可能存在異質性。實證研究結果表明（見表5），由于土地供給約束在不同規模城市之間存在很大差異，撤縣設區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價格，對超特大城市的新房價格抑制作用最為明顯。與此同時，撤縣設區改革顯著提升了I型大城市的存量房價格，而對其他三種類型城市的存量房價格提升作用并不明顯。由此可見，撤縣設區改革對于最具發展臨界優勢的I型大城市政策刺激作用最強，不僅未從供給端對新房價格產生抑制作用，而且在需求端顯著提升了存量房價格。

（五）市場基本面分析

為繼續探究改革政策對房地產市場供給側和需求側因素的影響，本部分選取城市建成區中居住用地面積對數作為衡量影響房地產市場供給側的因素變量指標，將其作為被解釋變量并在控制城市個體固定效應和年份時間效應的條件下進行雙重差分回歸分析。結果如表6列（1）所示，撤縣設區改革會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顯著。由此可見，政策實施會通過增加居住用地面積對所在城市房地產市場帶來顯著影響。在房地產市場需求側方面，人口數量和公共服務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量的衡量指標，選擇小學生人數以及醫院衛生院床位數作為公共服務水平的衡量指標，將以上變量的對數作為被解釋變量進行雙重差分回歸分析，進一步探究改革政策對所在城市人口數量以及公共服務水平的影響。如表6列（2）＼～（4）所示，政策處理系數均顯著為正，與以往的文獻研究相一致，表明改革政策會顯著提升所在城市的年常住人口數量，增加小學生人數以及醫院衛生院床位數，即改革會通過增加人口數量和提升公共服務水平等方式對所在城市房地產市場的需求側形成抬升效應。

綜合以上分析，撤縣設區改革會同時對房地產市場供給側與需求側產生顯著影響。通過橫向比較政策系數可以發現，改革對居住用地供給產生的土地供給效應，大于對人口數量、小學生人數和醫院衛生院床位數的影響效應。由于新房市場會直接受到土地供給增加的影響，在一定程度上說明了政策對新房價格具有短期抑制效應。然而，存量房市場不會因為供給側的居住用地增加而形成新增存量房供給，但可以通過外來人口遷入、提升公共服務水平的方式持續刺激住房需求，這也在一定程度上解釋了改革政策對存量房市場的提振作用。

六、結論與討論

本文通過構建理論模型和制度分析框架，使用2002—2020年全國266個地級及以上城市的面板數據，采用多期PSM-DID方法系統評估了撤縣設區改革對我國區域房地產市場的綜合影響。研究發現，撤縣設區政策實施后，所在城市短期內將會出現新房價格下降和存量房價格上升的市場分化態勢。但從長期來看，撤縣設區改革對所在城市新房市場和存量房市場的提振作用具有一致性。通過異質性檢驗發現，撤縣設區改革顯著降低了東部城市的新房價格并更大程度上提高了其存量房價格，而對中西部地區和東北地區住房需求的提升作用相對較弱。與此同時，撤縣設區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價格，對超特大城市的新房價格抑制作用最為明顯。此外，撤縣設區改革對于最具發展臨界優勢的I型大城市政策刺激作用最強，不僅未從供給端對新房價格產生明顯抑制作用，而且在需求端顯著提升了存量房價格。在影響機制上，撤縣設區改革會通過增加居住用地供給、人口數量以及提升公共服務水平，從供給端和需求端共同作用于區域房地產市場。

基于本文的研究結論，主要有如下幾點政策啟示。第一，在當前房地產市場供求關系發生重大變化的新形勢下，撤縣設區改革需要審慎推進。雖然政策改革可以在長期內提振區域房地產市場特別是存量房市場，但由于在短期內會對新房市場產生顯著抑制效應，所以并不能作為地方政府穩定房地產市場預期的有效政策工具。忽視地方發展實際盲目推進撤縣設區改革，反而會影響區域房地產市場的穩定均衡發展。第二，在大國特征和區域差異背景下，撤縣設區改革的政策效果在不同區域、不同等級規模城市之間存在顯著的空間異質性，政策本身也會導致城市內部的新房市場和存量房市場供需結構發生深刻變化。因此，撤縣設區改革的政策效果需要放置到較大空間范圍內進行深人觀察。地方政府不能盲目通過撤縣設區改革來刺激房價，而應該深人貫徹落實“因城施策、一城一策\"的調控思路，根據其比較優勢和經濟社會發展水平來夯實發展基礎，優化城市空間拓展方案。第三，優化完善城市市轄區設置標準和準入門檻。當前許多地方掌握的公開參照標準為民政部在2014年發布的《市轄區設置標準（征求意見稿）》，明確的可量化標準尚在研究制定之中。被撤并縣（市）的地方治理模式和經濟社會轉型問題，都亟需嚴謹的學術理論和科學的制度設計進行支撐。第四，鑒于撤縣設區改革對東部地區、超特大城市和I型大城市政策效果較為明顯，在當前審慎從嚴把握撤縣設區的政策背景下，有必要進一步加快推進撤縣設區的分類標準制定，重啟改革試點并向上述地區適當傾斜，增強優勢地區高質量發展的土地要素保障，充分激發優勢地區城鎮化潛力，協同推進撤縣設區改革與房地產發展模式轉型，進一步全面優化上述地區限購、限貸、限價、限售等限制性調控政策。第五，在當下積極鼓勵提振內需的背景下，應當充分重視撤縣設區改革對所在城市的居住用地供給、常住人口數量和公共服務水平提升等內需培育的重要作用，并加強對需求引導的過程指標監督。在當前房地產市場的轉型發展期，可充分利用政策工具和集聚效應，進一步擴大國內有效需求，加快修復房地產市場預期。

注釋：

① 本文在實證研究中，處理組使用狹義范圍的撤縣設區界定，不包括撤市設區等其他行政區劃調整方式。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 本文借鑒現有文獻的普遍做法，保持k上下限選取的對稱性，因此將k設定在[-9，9]。

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責任編輯：賈鐵留

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

LIChao1，FENGJialiang2，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