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，我國實行城鄉二元戶籍制度，從性質上區別了城市戶籍與農村戶籍。隨著城鎮化、鄉村振興及城鄉融合發展等政策實施，城鄉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90年代中期開始，新一輪城鎮化與戶籍制度改革處于醞釀之中，到90年代后期分區域推進戶籍制度改革，以開放小城鎮戶籍為標志，顯示出在中國實行了近半個世紀的城鄉分割戶籍制度發生重大變化(李若建, 2003)[1]。傳統戶籍制度被認為從本質上制約著勞動力、資源在城鄉之間自由流動，引致城鄉收入差距增大、社會不公平等一系列問題。戶籍制度排斥農村遷移者均等享受城市社會福利待遇(蔡昉, 2010)[2]，為此政府進行了一系列戶籍制度改革。戶籍登記是戶籍制度的基礎，戶籍登記制度改革本質上形成了一個“二元換一元”的新型城鄉戶籍登記模式，不再區分城市戶籍與農村戶籍，有助于逐步建立起促進城鄉融合發展和要素自由流動的機制。

一項國家制度改革必然牽動經濟社會運行的變化，人口自由流動將催生更多新需求從而刺激相關行業(如房地產業)的發展。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稅來籌集相關建設資金，這使自由遷移與不動產產生聯系。有恒產者有恒心，房產重要性不言而喻。隨著新戶籍登記制度實施，產生了大量人口流動，直接擴大了購房人群數量，房價相應波動。戶籍登記制度改革是否帶動當地房價的上升呢？

通過系統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39個城市作為樣本。長三角地區橫跨三省一市，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調性和一致性，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)，依據不同地區政府文件與政策具體內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各市房地產市場變化以及政策沖擊對試點、非試點城市之間的影響。

后續內容安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分闡述理論框架與假設；第四部分介紹研究樣本、計量模型以及變量描述性統計；第五部分進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地房價的主要實證發現；第六部分為異質性檢驗；最后為結論與政策啟示。

二 文獻綜述

戶籍制度對我國社會發展與人口流動分布具有重要影響。自古以來，中國的戶籍劃分標準十分嚴格，即城鄉地域之間的制度區別一直存在。這種城鄉二元戶籍制度對人口結構與流動特征產生了深遠影響。雖然在特定歷史時期，城鄉二元戶籍制度為經濟發展、社會穩定作出了積極貢獻，但隨著城鎮化快速發展，城鄉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利保障成為現階段社會發展的需要(鐘榮桂和呂萍，2017)[4]。而戶籍制度所內生的制度壁壘、社會排斥、區域分割越來越阻礙城鄉與全國統一市場和整體管理體制的構建(任遠，2016)[5]。戶籍制度作為一項典型的時代產物，對人口遷移流動的約束越來越不能適應社會主義市場經濟對要素流動性的內在需求，其滯后性隨著經濟社會高速發展而愈發明顯，改革呼聲越來越高。

由于國情不一致性，多數國家不存在戶籍概念。國外學者重點研究人口遷移現象，探究其和地區資源與要素配置的關系。多數研究認為，人口流動與房價存在一定聯系。Cameron et al. (2005)[6]以英格蘭和威爾士地區為對象，運用人口凈遷移和總遷移數據研究表明，移民會影響房價。有學者認為，人口流動與房價存在正向關系。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關系。隨著越來越多居民從農村轉移到城市，城市人口增長和住房短缺孕育著住宅房地產的巨大潛力，房價急劇上升。周建軍等(2021)[8]認為經濟集聚導致的勞動力涌入會推高房價，即日本學者Tabuchi (1998)[9]所提出的由于存在“擁堵”效應，勞動力流入會促進房價上漲。但是，與此同時，也有學者認為人口流動與房價之間存在反向關系。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域流入，即房價與人口流動之間存在一定的負向關系。

我國戶籍登記制度改革加速了區際人口流動，引起相應地區房價波動。目前國內直接對戶籍制度與房價關系進行研究的文獻較少。舊戶籍制度下，戶籍制約使流動人口在城鎮面臨居住難題，城鎮流動人口(特別是鄉城流動人口)在住房方面需付出比當地居民更高的代價(蔣耒文等，2005)[11]。隨著戶籍登記制度改革政策落地，快速城鎮化與城市經濟發展水平“剪刀差”效應帶來的人口流動與房價波動具有顯著正相關性(蘭峰和吳迪，2018)[12]。在不考慮資本投入影響的前提下，農村勞動力流動和產業結構調整是中國經濟實現快速增長的兩個非常重要的維度(程鵬，2014)[13]，工業化現象作為產業結構調整的重要結果，直接促進了農村勞動力流動，這種人口流動效應在“二元變一元”的改革下表現得更為明顯。因戶籍登記制度改革而出現的“農業轉移人口市民化”現象(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利，購買不動產是選擇之一。王春艷和吳老二(2007)[15]認為人口遷移會顯著影響房地產價格水平，大量人口遷入將增加對房屋的需求量, 導致房地產價格上漲。

綜上所述，戶籍登記制度改革帶動的地區人口流動對當地房地產價格產生了一定影響。已有文獻的研究樣本范圍選擇全國或各省會主要城市，這類樣本既有優勢又有不足。大范圍樣本得出的結論更加具有普遍性，但省會城市本身存在一定的“虹吸效應”，受其他因素影響，相關結論可能存在誤差。本文研究對象選取長江三角洲地區城市群，既包括特大型城市如上海，也涵蓋經濟發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。并通過構建“是否實施政策”虛擬變量，考察該變量系數顯著與否來判斷戶籍登記制度改革政策產生的凈效應。

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。由于傳統二元戶籍登記制度導致的收入不均、福利不公等負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：一方面使進城務工潮迅速到來，促進了城鄉間的人口流動；另一方面，隨著戶籍壁壘的“瓦解”，地區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，將進一步擴大城市新入和原有居民的購房需求，從而帶動當地房價上升。

圖1 戶籍登記制度改革傳導路徑

本文將戶籍登記制度改革引發的城鄉間人口流動稱為“勞動力效應”。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無法在城市落戶安家的障礙基本消失。城市地區各項資源與公共基礎設施顯著優于農村地區，因此逐漸形成了一個規律性的“鄉村流向城市”的人口流動特征。隨著我國提出積極穩妥地推進城鎮化發展戰略，城市建設與發展成為核心任務。這一過程中勞動力缺口不斷擴大，致使勞動力資源緊缺、價格上升，鄉村勞動力大量涌入城市去謀求相對更高的工資。從這一現象來看：首先，其加速了城鎮化進程。隨著資本積累不斷增多，城鎮工業進一步擴張，農村剩余勞動力逐漸向工資更高的城鎮遷移，由此促進區域城鎮化的發展(殷江濱和李郁，2012)[16]。 其次，要素的流動與融合得到進一步的提升。以往滯留在農村地區的要素與資源在市場“無形的手”的推動下進行再分配，優化了整個社會的資源要素組成與分布，城鄉勞動力要素以及產業發展過程中的其他資源得到有效流動；低收入的農村人口大舉流向城市，直接解決了農村閑置勞動力的就業問題，大幅提升了農村家庭的收入水平，因而能夠有效地縮小城鄉間收入差距。

區域間人口流動則可以概括為“智力流效應”。 “智力”，顧名思義是指高質量人才。相較于小城市，大城市擁有優質的公共服務資源和資本回報率，它產生的“虹吸效應”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，提高了地區資源利用率。同時，隨著地區人口數量的增加，市場各項需求擴大，產業規模化效應逐漸形成，促進地區產業和經濟發展。并且，通過提高人口與產業的空間匹配程度，緩解地區經濟差距(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，人口流動所導致的地區人口密集將直接稀釋公共資源。“物以稀為貴”，地區公共資源的人均量減少致使公共資源的單價升高。就房地產市場而言，公共資源單價的升高將通過“地產”和“房產”兩條路徑傳導。地產方面，由于土地的國有性，公共資源價格升高直接對應著土地開發成本與土地出讓金的上升。與此同時，開發商在獲得土地使用權的過程中，相關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的地產交易成本增加。房產方面，近年來，由于原材料價格和用工成本均增加，建房成本增加；多數房地產開發商的初始投資來自于銀行貸款，地價升高，導致其開發成本上升，順帶著貸款金額增加，因此銀行利息也將“水漲船高”；房產的初始成本構成中同樣包括了相關政府稅費，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嫁到房價中。地區房價的形成本身是“地產”與“房產”共同作用的結果，綜上所述，城鄉間人口流動與區域間人口凈流入都將導致當地的住房需求進一步擴大，使得房價因房地產市場供需不平衡而進一步上漲。為此提出假設1。

H1：戶籍登記制度改革會提高當地房價。

戶籍登記制度改革對大城市傳導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作用相對薄弱。另外，由于大城市具有良好的基礎設施和較高的工資收入水平，大城市的“虹吸效應”比小城市大，對周邊地區資源和要素的吸引力強。綜合分析，戶籍登記制度改革促進房價上升的作用主要體現在大型城市。為此提出假設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，城市落戶標準與門檻逐漸降低，促進地區間人口流動。人口流動將催生新的住房需求，從而改變當地房地產市場的供需平衡關系，最終對地區房價產生一定影響，且這種影響可能與地區人口流動的方向有關。此外，戶籍登記新制度的落實將有效促進城鄉間人口流動、推動我國的城鎮化進程，而地區城鄉收入差距的異質性會導致戶籍登記制度改革引起的人口流動存在異質性，進而使得不同地區房價對戶籍登記制度改革的響應存在差別。基礎設施建設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，基礎設施水平將成為影響勞動力流向的重要因素。為此本研究進一步提出假設3。

H3：人口流動方向、城鄉收入差距以及城市基礎設施建設使得戶籍登記制度改革影響房價的過程存在異質性。

四 研究設計、指標選取與數據來源

這一部分主要是將所選事件通過研究設計轉化為模型，進一步解釋說明模型中涉及到的變量和有關指標，最后介紹相關數據來源情況。

(一)研究設計

1.方法選擇

本文旨在探究我國戶籍登記制度改革對地區房價的作用效果。通過查閱相關政府文件可知，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。考慮到2008年金融危機對房地產市場的影響與沖擊，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，此時無錫便進入處理組，而其它在此時間內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“準自然實驗”環境。因此，本文運用多期雙重差分法(DID)比較地區房價在戶籍登記制度改革前后的差異。

2.長江三角洲地區城市戶籍登記制度改革試點情況

2014年7月30日，國務院頒布了《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》文件，活躍在我國半個多世紀的“城鄉二元戶籍管理”制度正式“退休”，取而代之的是“統一城鄉戶口登記制度”。這一新制度在戶口性質上不再區分“農業戶口”與“非農業戶口”，轉而改為統一的居民戶口。長江三角洲地區各市根據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行戶籍性質統一化的城市，無錫市于2014年便頒布了相關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城市紛紛加入“戶改”陣營中：2015年下半年便有五城進行了改革， 2017年長江三角洲城市群多數城市完成了戶籍登記制度改革。表1根據《長江三角洲城市群發展規劃》中的城市規模等級排序列舉了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地房價的政策凈效應。借鑒Beck et al. (2010)[19]的做法，設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，選取各地區住宅價格(元/平方米)并進行對數處理，下標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；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，參考廉永輝和張琳(2015)[20]的做法，本研究在模型中進一步控制時間趨勢Tt以保證估計結果的準確性。系數β1度量戶籍登記制度改革政策對地區房價的凈影響。如果政策確實推動了房價上漲，β1的估計值應顯著為正。

(二)變量和描述性統計

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]。經濟越發達的城市，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指數進行平減，各城市不同年份的房價原始數據來源于國家信息中心宏觀經濟與房地產數據庫(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三次政策實施分別是2014年、2016年以及2017年，且樣本區間為2010-2019年，根據各市政府發布的相關戶籍登記制度改革政策時間進行相應的整理與匯總，依次對各市進行賦值。如果該城市在當年落實了戶籍新政，則賦值為1，否則取值為0。為驗證假設2，參考《長江三角洲城市群發展規劃》的城市劃分標準及2019年年末市區常住人口數量，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雜和多樣，為更好地對政策效果進行評估，本文在基準方程中進一步引入了其他控制變量。從經濟發展、人口以及土地要素方面選取四個具有代表性的控制變量：地區生產總值、城市產業結構、年末常住人口數和城市建設用地面積。

(1)地區生產總值(GDP)對數值。反映經濟發展水平的變量地區生產總值(GDP)是影響房價增長的首要因素(王天雨，2019)[23]。若某地區生產總值較大，代表其經濟發展水平處于較高階段，居民收入較高，購買不動產是其重要支出，將有效帶動房地產需求上升，推動當地房價上漲，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指數對原始地區生產總值進行平減。

(2)年末常住人口數對數值。現有文獻探究影響住房需求變化因素時，將“人口數量與住房需求成同方向變動”假設作為研究基礎。而一些研究認為，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，由于大多數城市房地產供給彈性較低，將擴大地區人口與收入增長影響房價上漲程度。因此，人口作為城市基礎參數衡量指標，影響當地房價。

(3)城市產業結構。產業結構合理化和高級化程度的提升會對城市房價產生正向影響(范新英和張所地，2018)[25]，二三產業較為發達的地區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(周建軍等，2020)[26]，在此背景下，城市產業結構的調整會加大房價的波動。

(4)城市建設用地面積對數值。采用城市建設用地來控制城鎮化對房價的影響。已有文獻表明，城市建設用地面積對房價會產生顯著的正向影響(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計。

表2 主要變量及其計算方式

表3 主要變量描述性統計

(三)數據來源

本研究的數據樣本為2010-2019年長江三角洲城市群39個城市面板數據，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，房地產業受到較嚴重的沖擊與影響。考慮到金融危機不規則沖擊會影響整體回歸結果，且這一事件存在著滯后效應，因此將樣本期間起始年份定為2010年。各類原始數據分別來源于樣本年份《中國城市統計年鑒》《中國房地產統計年鑒》及各市統計年鑒。

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的一個前提假設是實驗組與對照組在政策沖擊前滿足平行趨勢。實驗組是當年受到政策沖擊的城市，對照組是當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生系統性差異。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生的經濟效應在年度之間的動態趨勢進行分解和剖析，只是在計算政策時點前后期數的時候與單期雙重差分法有所不同，單期DID是當前時間減去政策統一沖擊時間，而多期DID是將當前時間分別與各次政策實施時間相減。根據以上思路，建立回歸模型如下：

(2)

其中，lnHouseprice為地區住宅價格，用住宅銷售價格對數值表示。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代表當期，即政策實施年份，以Pre21作為基期進行平行趨勢檢驗。

為更直觀反映平行趨勢變化情況，作平行趨勢回歸系數圖。從圖2可以看出，在政策實施當期之前，Pre31、Pre11的系數基本在0左右(90%的置信區間包含了0值)，這表明在戶籍登記制度改革前，地區房價在不同城市中并沒有出現異質性的時間趨勢，其變化關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系數是顯著大于0的，且置信區間均位于0刻度線上方，表明政策實施后房價變化開始出現異質性，且實施戶籍登記新政對當地房價的影響在前兩年逐漸上升，第三年增速放緩。這一結果符合事物發展的邏輯規律，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，其所產生的政策凈效應將進一步顯現。

圖2 平行趨勢檢驗

(二)實證結果分析

上述檢驗結果表明模型(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)進行估計，結果如表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時的估計結果，列(2)則是加入個體固定效應的估計結果，列(3)是在控制時間趨勢和個體固定效應的基礎上進一步加入控制變量的估計結果。可以發現：無論是否加入控制變量，核心解釋變量系數的估計值均為正，說明戶籍登記新政對地區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地房價。

表4 戶籍登記新制度對地區房價的作用

加入控制變量后，核心解釋變量系數的顯著性與估計值均有所降低，其中回歸系數由0.231降為0.100，即10.0%。可見，戶籍政策頒布的可能性每增加一個標準差，當地房價將增加10個百分點。這證實了假設1，戶籍登記制度改革會提高當地房價。

(三)穩健性檢驗

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)經濟發展與城市化建設水平大幅度領先于其他城市，經濟體量與其他樣本城市之間懸殊較大，存在很強的“虹吸效應”，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行回歸，結果如表5列(1)所示：在剔除了相關特殊樣本后，政策變量的參數依舊顯著為正，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作用，剔除過后整體政策效果有所下降，這一檢驗結果同樣較為穩健。

表5 穩健性檢驗：調整樣本及反事實檢驗

(續上表)

2.安慰劑檢驗

為檢驗結果受省略變量影響的程度是否較大，本文構建一系列反事實框架對基準回歸結果進行安慰劑檢驗，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效應，則說明地區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：根據戶籍登記制度改革三次沖擊對所有樣本城市進行循環抽樣，將隨機分配到各沖擊年份下的各樣本城市作為新數據集進行回歸，并進一步畫出系數分布圖，以此來判斷是否通過安慰劑測試(Chetty et al., 2009)[28]。樣本期間內，戶籍登記制度改革分三次實行。將數據按照城市分組，然后在每個城市組內的year變量中隨機抽取一個年份作為政策時間。利用Bootstrap技術為各個城市隨機分配戶籍新政頒布的時間，按式(1)重復回歸500次。方法二：構造虛假的戶籍登記制度改革時間。本研究將各地區戶籍登記制度改革提前1年，構建虛假的虛擬變量放入式(1)進行回歸。方法一結果見圖3，研究發現戶籍新政頒布對地區房價影響的估計系數的p值呈近似正態分布且主要在0.1以上。這一結果表明戶籍新政頒布的虛假處理效應并不存在。基準回歸的估計系數(0.100)明顯不同于核密度分布的均值。方法二結果見表5列(2)，回歸結果并不顯著，說明戶籍新政的實施對地區房價的因果效應并非源于其它不可觀測因素。可見，戶籍登記制度改革對地區房價變化的顯著正影響不是由未觀察到的因素驅動的。

圖3 穩健性檢驗：安慰劑檢驗

六 異質性檢驗

(一)城市類別分組

根據城市劃分標準將39個城市劃分三大類進行分樣本回歸，結果見表6。

表6 異質性檢驗：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)核心解釋變量系數顯著為正，而列(1)、 列(3)結果并不顯著，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。從現實情況來看，上海、南京這一類型的超大城市房地產價格的影響因素復雜且多樣。盡管此類城市每年的人口流入數量較大，但由于智力流效應導致的高端生產要素和人才的集聚令當地房價產生異常波動，最終使得外來的大多數人群仍然無法購買住房，此時戶籍登記制度改革政策產生的凈效應并不顯著；另一方面，小城市則面臨著大量的人口流失，從需求端來看，人口外溢會使得當地的購房需求降低，因此戶籍新政對當地的房價并不產生影響。大、中城市的政策變量對應系數為0.105，表明戶籍登記制度改革程度每增加一個標準差，地區房價水平將增加10.5個百分點。這一異質性分析部分驗證了假設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，進一步分離出超大特大城市類型及相應情況，使本文結論更加完整。

(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地房價，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與年末戶籍人口數的差值(孫巍和徐邵軍，2018)[29]，并對其進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據后，發現由于存在年末常住人口數小于年末戶籍人口數的情況，即“人口流失”現象，“流動人口”指標存在負值。對此，本研究進行交互處理：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)進行參數估計，由表7列(1)可知，交互項的系數顯著為正，說明人口流入這一社會屬性進一步增強了戶籍登記制度改革對地區房價的促進作用。結合現實因素看，當地區“流動人口”為正時，表明該地區對外來人口吸引力較強，此類城市無論在基礎設施還是各項公共服務資源方面都處于較高水平。成為城市“新居民”人群將產生相應的住房需求，從而推高當地房價。

表7 異質性分析

(續上表)

(三)以城鄉收入差距分組

城鄉收入差距較大的地區戶籍登記制度改革對房價的促進效應更為明顯。本研究用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入(1)城鎮居民可支配收入和農村居民可支配收入均使用各城市以2010年為基期的CPI指數進行平減。的差額作為城鄉收入差距的代理變量lnGap，并與戶籍登記制度改革政策進行交互(Policy*lnGap)之后代入式(1)進行回歸，回歸結果如表7列(2)所示：城鄉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大意味著城鎮居民人均可支配收入增長速度超過農村居民人均純收入，“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]，巨大的城鄉收入差距以及戶籍登記制度改革之后農村移動人口市民化的便利使得諸多勞動力不斷流向城市，進而帶來了住房需求和房價的上升。因此，城鄉收入差距較大的地方，戶籍登記制度改革更能顯著促進房價的上升。

(四)以城市基礎設施分組

城市基礎設施的完善程度是影響勞動力流動的重要因素，人口傾向于從基礎設施水平較低的地區轉移到基礎設施水平較高的地區(張在冉，2018)[31]，基礎設施較為完善的城市能夠滿足人口對交通、醫療和教育等公共服務的需求。但是城市福利和公共服務體制往往是建立在戶籍制度基礎之上的(郭秀云，2010)[32]，在戶籍登記制度改革的背景之下，擁有較高基礎設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。基礎設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。因此本研究進一步以城市基礎設施變量作為分組依據: 使用年末實有城市道路面積(lnFacility)度量城市基礎設施水平(呂大國等，2019)[33]，在式(1)中引入城市基礎設施和戶籍登記制度改革政策的交互項(Policy*lnFacility)，表7列(3)結果表明：在基礎設施較為完善的城市，戶籍登記制度改革對房價的促進效果更為顯著。

七 結論與政策啟示

(一)主要結論

本文研究表明，戶籍新政出臺促進當地人口與要素資源流動，派生出額外購房需求，推動當地房價提高。具體看，一方面，戶籍新政促進人口跨區域流動，增強地區間勞動力資源流動性，降低產業用工成本、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的阻礙，原本活躍在農村地區的人群不斷涌入城市地區，落戶城市，這類新市民集聚產生住房需求，直接表現為房價上漲。

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，因此對房地產市場沖擊更為明顯。此外，政府大部分財政收入來自房地產行業，對房地產市場政策支持優于小城市。無論是超大特大城市還是小城市，都存在著規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量龐大，但多數為不具備購房能力的外來者，這一人口流動現象并不能對當地房價產生短期刺激；另一方面，小城市的功能建設尚未成熟、城市各項基本屬性有待提高，且大量人口外溢，直接導致當地的購房需求下滑，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、城鄉收入差距以及城市基礎設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性：當地區當年人口流動為正、城鄉收入差距過大以及城市基礎設施水平較好時將促進戶籍登記制度改革影響當地房價。

本文研究的長三角城市群內城市等級豐富，與全國城市等級具有相似性，研究結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，大中型城市數量較多，而且中國存在地區發展不平衡與異質性，加上本文多期DID中的平均處理效應僅源自于戶籍登記制度改革城市，本文結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，促進房地產市場平穩健康發展。房產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，新市民購買房產是其擁有的市民新權利之一。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造有利條件。

第二，深化農村改革，提升戶籍公共服務的普惠性。以戶籍登記制度改革為主線，進一步推動土地、養老等相關制度改革是鄉村振興的關鍵。農村人口市民化背后的土地問題不容忽視，應結合農民自身意愿，合理劃分和處理農村土地，給予相應補償與承諾，實現農村住宅產權可流通。市民化后享受一個真正市民的基本公共服務是政策最終目標，要縮小城鄉戶籍背后各種住房、保險、教育、醫療等附加物差距，降低城鄉戶籍轉換門檻，使進入城市生活的“農村人”成為真正的“城里人”。

第三，大力推進城市農村均衡發展。大城市對戶籍新政“吸收效應”優于其他類型城市。但城市并非越大越好。隨著城市規模增大，各種“城市病”紛紛涌現。城鄉均衡發展會衍生出“小鎮經濟”“縣域經濟”等新型經濟模式，使資源得到合理分配和擴散。這是政策的主要著力點之一。