陈伟 吴晓刚:房价上涨与城镇居民对地方政府的政绩评价

选择字号:   本文共阅读 242 次 更新时间:2020-12-01 22:53:19

进入专题: 房价上涨   城镇居民   房价上涨与城镇居民  

陈伟 (进入专栏)   吴晓刚  
2010)。

   地方政府土地财政和经营土地同时会引起居民积极的和消极的政绩评价,其影响结果可能在一定程度上会相互抵消。若考虑人们对住房价格的预期,消极影响甚至在一定程度上会冲淡地方政府在促进经济发展和提供公共服务方面的政绩。

   为了抑制住房价格快速上涨对人们生活的不良影响,中央政府在全国层面多次出台了住房价格调控措施。自2004年开始,中央政府开始出台房产调控政策,要求抑制住房价格快速上涨的势头。在舆论层面,住房价格快速上涨被认为是不良状态。虽然中央政府为此多次出台了住房价格调控措施,但地方政府是这些调控措施的具体执行者,在住房价格持续上涨时往往被认为政策执行不力(陈建东等,2014)。加之在民众对政府的差序信任格局中,往往更信任中央政府而更不信任地方政府(高学德、翟学伟,2013;Li, 2016)。中央政府的承诺和地方政府对住房价格调控的措施,会增加民众对房价稳定的预期。实际上,地方政府虽然在住房价格干预上受到中央政府的压力,但是地方政府还会根据城市住房市场运行状况,采取逆向干预措施,地方政府在土地出让收入方面的利益往往不利于实现住房调控结果(吴璟等,2015)。地方政府对城市土地市场的垄断被认为是大中城市房价加速上涨的主要原因(邵新建等,2012)。在多方力量的交织作用下,住房价格在一轮又一轮的房地产调控中持续走高。最终,地方政府对住房价格的调控结果更难达到民众期望,使得民众更容易对地方政府的政绩进行负面评价。结合如上理论和实证研究结果,本文提出如下研究假设:

   假设1:随着住房价格上涨,城镇居民对地方政府的政绩评价将变低。

   (三)居民的住房利益与对地方政府的政绩评价

   基于上述的政治经济过程,住房价格上涨是否会影响城镇居民对地方政府的政绩评价,还取决于房价上涨在多大程度上会影响他们的切身利益。

   一方面,住房价格上涨可能会在一定程度上损害城市居民利益。住房需求是城市居民的最基本的生存需求,居住支出是当前城镇居民的主要消费支出项。统计数据显示,2016年我国城镇居民的人均居住支出占人均消费支出的比例达到22.16%,仅次于食品烟酒消费支出(国家统计局,2017:165)。在住房价格上涨的过程中,城市居民的居住支出也相应增加。这不仅表现为购房成本持续增加,而且也表现为租房成本的增加(朱国钟、颜色,2013)。有学者基于西方文献的“住房财富效应”理论,认为住房财富的增长将会刺激居民在教育、休闲方面的消费投入,增加居民的生活舒适度和幸福感(李涛等,2011;杜莉等,2013;孙伟增、郑思齐,2013;张浩等,2017)。但是进一步的研究发现,中国住房市场对消费存在显著的负财富效应(胡颖之、袁宇菲,2017)。有购房动机的家庭或者处于偿还住房贷款时期的家庭,在住房价格上涨情况下消费被挤出的可能性更大,房价上涨对居民消费存在抑制作用(陈健等,2012;李江一,2017)。高房价对居民储蓄、投资行为的扭曲作用使得城镇居民的福利水平普遍下降,特别是中低收入阶层福利受损最多(陈彦斌、邱哲圣,2011)。

   另一方面,面对住房价格上涨,城镇居民内部基于住房产权还存在着利益分化的可能。拥有住房产权的居民和未拥有住房产权的居民在住房价格上涨过程中利益存在着差异。对于拥有住房产权的居民而言,住房价格上涨意味着其所拥有住房的市场价值增加,也即住房财富将会增加,由此更可能成为房价上涨的受益者。对于当前没有住房产权的居民,住房价格上涨则会增加他们的居住压力和生活成本。价格上涨意味着无住房产权的居民今后将会需要支付更高的住房购买价格。住房价格上涨往往带动住房租金上涨,因此会增加他们的居住支出。李忠路和吴晓刚对于政府信任的类似研究揭示,能否从政策中获益是影响人们政治信任的一个主要因素(Li & Wu, 2018)。社会公平感方面存在的差异,也会对民众在评价政府政绩时发挥着决定性的影响(田丰、孙正昕,2016)。这意味着,住房财富差异对社会公平感所造成的冲击,可能将进一步加剧无住房民众对政府政绩的负面评价。

   城镇居民之间在拥有住房产权上存在的差异,可能使他们在面临住房价格上涨时存在着利益分化,而这种利益分化又可能最终影响不同居民对地方政府政绩的评价。故而我们进一步提出以下研究假设:

   假设2:房价上涨影响城镇居民对地方政府的政绩评价会因住房产权不同而存在差异。拥有住房产权的居民会随着住房价格的上涨而正向评价地方政府政绩; 没有住房产权的居民则会随着住房价格的上涨而更有可能给予地方政府政绩负面评价。

   在本文余下的部分,笔者将利用“中国家庭追踪调查”(China Family Panel Studies, CFPS)的数据进行实证分析,检验以上研究假设。

   三、数据、变量和模型

   (一)数据

   本文使用CFPS四轮调查数据进行分析,包括2010年基线调查和2012年、2014年以及2016年三轮跟踪调查数据。2010年的CFPS的基线调查首先在全国抽取了162个区县,然后根据内隐分层(implicit stratification)和与人口规模成比例(probability proportional to size, PPS)的方式进行分层抽样,随机抽取了649个居村委,再从居村委中抽取19986户家庭,对这些户家庭中的全部家庭成员进行访问。最后,CFPS获得了一个具有全国95%人口代表性的基线样本,包括14960户家庭,33600位成人,8990位少儿样本数据,家庭层面和个人层面的应答率均超过81%(谢宇等,2014)。

   在2012年、2014年以及2016年的后续三轮追踪调查中,CFPS不仅访问了2010年基线调查的基因家庭成员,还对新加入的家庭成员进行访问。对于跨区县迁移的个人样本,CFPS也通过面访、电话访问、家庭成员代为访问等多种形式进行跟踪调查。考虑到本研究关注的因变量为对县市地方政府的政绩评价,故而将样本限制为居住在2010年基线调查中162个区县的城镇居民。本文剔除不满20个城镇家庭样本的区县,并限定分析变量为非缺失值后,获得有效观察样本为41645人次,其中2010年、2012年、2014年、2016年样本分别为12574人、11031人、9294人、8746人,由此构成一个非平衡的面板数据。

   CFPS包括居村问卷①、家庭问卷和成人问卷等多套问卷,其中家庭问卷询问了家庭人口、住房、家庭收入以及家庭财富等家庭层面的信息,成人问卷包括教育、职业、社会态度以及政绩评价等信息。本研究主要将各轮调查的家庭问卷数据和成人问卷数据合并进行分析。在对住房价格的计算结果进行稳健性检验时,还使用了2010年和2014年的居村问卷数据。

   (二)变量

   本研究的因变量是居民对地方政府的政绩评价,其中地方政府被界定为县、县级市和城市中的区级(以下统称“县市”)政府。这是考虑到在中国的地方政府中,县市政府与地方民众的联系最为紧密,并且县市政府对地方经济更具有掌控权。具体而言,县市政府不仅是具体落实上级任务,从事实际管理的一级政府,而且是一级权能完整,具有土地等资源经营权和相对独立治理权的政府。县市级政府在城镇化、城乡统筹和一体化战略等方面具有独特权能和运作空间(折晓叶,2014)。县市政府深度介入房地产市场之中,承担土地供应、保障性住房建设以及住房价格调控等相关职能,与民众的日常生活息息相关。

   CFPS调查询问了被访者“您对去年本县/县级市/区政府工作的总体评价是什么?”,并提供5个选项,“1”表示有很大成绩,“2”表示有一定成绩,“3”表示没有多大成绩,“4”表示没有成绩,“5”表示比之前更糟了。本文数据处理时进行反向编码,其中“1”代表比以前更糟了,“5”代表有很大成绩。这样,民众对县市政府的政绩评价可以被视为一个连续变量,数值越大代表民众的评价越高。此外,为了对研究结果进一步验证,在后文还对5分类的政绩评价进行再编码生成一个二分虚拟变量,将4分和5分界定为给予县市政府好评,编码为“1”,将1至3分界定为给予差评,编码为“0”。本文使用该总体性的评价,综合反映城镇居民对于县市地方政府的政绩评价。实际上,县市地方政府有诸多具体工作,不同工作的政绩可能会有高低。若要对地方政府的政绩进行更为细致的评价,需要民众对政府各项具体工作成绩进行评价。但本研究更为关注的是民众对政府的整体性政绩评价,同时考虑到CFPS数据限制,故而仅使用民众对县市地方政府的总体评价作为因变量。

   关键自变量为所在县市的平均住房价格(万元/平方米),由各个县市的城市家庭样本计算得出。由于CFPS未公布调查样本所在县市的具体名称,故而没法加载县市的住房价格的外部统计数据。CFPS询问了被访家庭当前住房的市场价值和住房面积,笔者由此计算出该户家庭的住房单位市场价格(万元/平方米),最后将所有家庭样本的住房单位价格汇总,得出样本所在县市的平均住房价格。尽管该市场价格不是真实交易的价格,但是能够反映居民对于住房价格的市场估计值,能够代表该县市的住房市场价格。此外,使用四期追踪调查数据,也能够控制被访者回答住房市场价值时所存在的个人层面的偏误。

   为了进一步验证本文县市住房价格计算数据的可靠性,笔者还使用居村问卷数据进行了稳健性检验。CFPS在2010年和2014年进行了居村调查,在居村问卷中询问了居委会工作人员该居委会管辖范围内上月住房销售均价。表1同时呈现了使用两种方法对县市住房价格的计算结果进行稳健性检验的结果。在家户层次,2010年第一轮调查时,每个样本户回答的住房价格与居委会报告的住房价格存在着显著的差异(p < 0.01),均价比居委会回答的均价要低约520元;在2014年第三轮调查时,每个样本户回答的住房价格与居委会报告的住房价格却不再存在显著的差异。在县市层次,笔者分别根据家户样本数据计算了县市平均住房价格(本研究的关键自变量)和根据居委会数据计算的县市平均住房价格,对两个价格进行t检验发现,2010年和2014年两轮数据的两个住房价格均没有显著的差异,尽管通过家户样本数据计算的平均住房价格都比根据居委会数据计算的县市平均住房价格要略低。从该稳健性检验的结果来看,虽然本研究未直接调用外部统计数据,但通过样本户计算的县市平均住房价格具有可靠性。

   在住房产权变量方面,根据被访者回答的当前家庭住房产权类型区分为产权自有与否,住房产权为自有编码为“1”,住房产权为非自有编码为“0”。控制变量还包括了家庭层面的人均家庭纯收入,在过去一年内是否经历了拆迁或土地被征用等变量。人均家庭纯收入是一个类似国内生产总值(GDP)的指标,相对于GDP而言民众对于家庭纯收入的感受更为直观。在个人层面上,控制变量包括被访者当前是否为管理者或从事专业技术型职业(是 = 1)、受教育年限、党员身份、出生世代、婚姻状况以及性别等人口特征变量。

表2中列出了主要研究变量在各轮调查数据中的分布。从表2的主要变量描述结果可知,在2010年至2016年四轮调查中,民众对县市地方政府的政绩评分有一定的高低起伏,在1至5分的评分中,平均政绩评分在3.35至3.68分之间。在这6年期间,住房价格则稳步上升,在个人样本层面统计,县市住房平均价格从2010年的4330元/平方米上涨到2016年的6260元/平方米。住房自有率则比较平稳,一直保持在85%左右。拥有其他住房的居民略有增加,比例从2010年的18.5%,增加至2016年的24.1%。对混合数据中政绩评价和住房价格两个变量进行增广迪基-富勒检验(Augmented Dickey-Fuller test,(点击此处阅读下一页)

进入 陈伟 的专栏     进入专题: 房价上涨   城镇居民   房价上涨与城镇居民  

本文责编:陈冬冬
发信站:爱思想(http://www.aisixiang.com),栏目:天益学术 > 政治学 > 公共政策与治理
本文链接:http://www.aisixiang.com/data/123737.html
文章来源:《开放时代》2020年第6期

0 推荐

在方框中输入电子邮件地址,多个邮件之间用半角逗号(,)分隔。

爱思想(aisixiang.com)网站为公益纯学术网站,旨在推动学术繁荣、塑造社会精神。
凡本网首发及经作者授权但非首发的所有作品,版权归作者本人所有。网络转载请注明作者、出处并保持完整,纸媒转载请经本网或作者本人书面授权。
凡本网注明“来源:XXX(非爱思想网)”的作品,均转载自其它媒体,转载目的在于分享信息、助推思想传播,并不代表本网赞同其观点和对其真实性负责。若作者或版权人不愿被使用,请来函指出,本网即予改正。
Powered by aisixiang.com Copyright © 2021 by aisixiang.com All Rights Reserved 爱思想 京ICP备12007865号-1 京公网安备11010602120014号.
工业和信息化部备案管理系统