产权残缺的折价效应及影响机制：基于秦皇岛市“小产权房”交易价格的研究

秦 波，郝美竹，杨 莹

（1.中国人民大学公共管理学院，北京 100872；2.秦皇岛市山海关区自然资源和规划局，河北 秦皇岛 066200）

1 引言

中共中央要求坚持“推进以人为核心的新型城镇化”，并反复强调“房住不炒”。但是不少城市房价依然高企，住房供需结构失衡以及居住空间分异等问题仍然严峻[1]。一部分中低收入家庭难以支付正规住房的价格转而寻求“小产权房”[2-3]，相关交易屡禁不止。“小产权房”市场是多种因素共同作用的结果，城乡二元土地制度下农地逆行定价、征地补偿标准偏低是“小产权房”存在的制度根源[4]；村集体、农民、开发商、购房者等利益主体的逐利和分利是“小产权房”市场的重要推动因素[5]。

“小产权房”作为非正规住房中的一种典型形式，研究其背后产权残缺的折价效应及影响机制，对于深化不动产交易价格理论以及应对“小产权房”的问题具有重要意义。诸多学者从产权理论[6]、博弈行为[7]、社会资本[8]、帕累托改进[9]等理论视角，探讨“小产权房”的形成、影响与应对政策，但受限于数据获取，关于产权残缺折价效应的定量研究有限。住房的使用价值可分为对物理空间的使用和对公共服务的使用[10]，既有研究大多测度住宅物理特征对“大产权房”价值的影响[11-12]，少有研究剖析公共服务的影响。而城市中公共服务的获得通常与“大产权房”相连，例如“小产权房”持有者往往难以享有所在学区的基础教育资源等。总体而言，已有文献存在以下不足：一是探讨“小产权房”交易价格影响因素的研究相对有限，比如区位、邻里、结构等物理因素如何影响“小产权房”交易价格，及学区房等公共服务如何影响交易价格[13-15]？二是关于“小产权房”的研究多集中于理论层面的探讨和案例分析，定量研究较为有限。目前鲜有文献清晰测度产权残缺导致交易价格的折价，对于折价机制及其构成更是缺少研究。

本文基于河北省秦皇岛市三个市辖区2016—2020年1 000个“大”“小”产权房交易数据，控制建成环境等其他因素，考察产权残缺在住房价格中的折价效应，进一步从产权视角厘清影响机制，并重点以教育资源差异引致的折价为例探讨产权残缺对使用价值的折价机制，从而为理解和应对“小产权房”问题提供政策依据。

2 理论分析及研究假说

2.1 “小产权房”的交易价格

快速城镇化进程中，住房供应能力往往受到挑战，难以负担正规住房价格而居住在“小产权房”等非正规住房中的居民数量迅速上升[16]。外来流动人口的住房支付能力受其收入水平制约普遍较弱，多倾向于选择价格低廉的住房。既有实证研究也揭示“小产权房”持有者动机中，价格低是最重要的原因[17]。商品房交易价格受到诸多宏观和微观因素影响，宏观因素包括土地出让方式、土地供给弹性、居民收入水平、交通基础建设和城市吸引力等[18-22]；微观因素包括建筑因素、绿化率、到 CBD 距离、距地铁站距离、学区等[23-24]。微观层面的研究关注具体住宅的价格决定因素，Hedonic特征价格模型是较为常用的模型，认为住房价格受结构特征、邻里特征和区位特征的影响[25]。这些特征同样是“小产权房”价格的重要影响因素[26]，但限于数据获取，“小产权房”交易价格的影响因素缺少实证研究。据此，本文提出研究假说1：房屋的结构特征、邻里特征和区位特征对“小产权房”交易价格存在显著影响。

2.2 产权残缺的折价效应

产权残缺是与产权完整相对应的一个概念。产权是以所有权为核心的一种权利，一项资产的完整产权包括使用权、收益权和转让权等。德姆塞茨认为产权残缺是“完整的产权权利束里有一部分被删除”，排他性和可让渡性是其中较为重要的两种权利[27]。“小产权房”作为在集体土地上建设的、未缴纳土地出让金等费用、面向社会公开销售的房屋，其产权主体存在多元化的特征。土地使用性质和用途改变的权力在政府，集体土地的名义所有权在村集体组织，具体使用权在农民，面向社会公开销售后，实际使用权在住房持有者。“小产权房”的产权对于任一主体而言都是不完整的。同时，“小产权房”的产权证不具备国家认可的法律效力，也不能合法转让过户，这些管制使得“小产权房”的排他性、使用权、收益权和转让权都存在残缺。

“如果最有价值的用途被限制，或者其转移被法律以某种方式限制，一个物品的价值就将下降”[28]，产权的完整性会影响产权主体对资源价值的预期，产权完整性越高，产权所有者可以获得的住房收益越接近完整产权的收益[29]。据此，本文提出解释产权残缺折价效应的概念框架：产权残缺会使“小产权房”住宅价值受到折损，既包括房屋的投资价值，也包括房屋的使用价值，其中，对使用价值折损的作用路径可以分别从供给侧与需求侧两个角度进行解释，并由此讨论产权残缺对住房结构特征、邻里特征与区位特征等特征价格因素潜在的影响效应。

（1）供给侧：产权残缺、住房供给质量与结构、邻里特征。产权残缺通过影响“小产权房”住房供给质量影响其使用价值，现实表现为住房的结构特征与邻里特征等特征价格因素上存在折价。首先，“小产权房”所占土地的所有权为集体所有。“小产权房”往往由村集体建设或委托给房地产开发商建设，共有属性导致其不具有完整意义的排他性，存在排他性残缺。其次，“小产权房”的转让权和产权所有者从资源中获取收入的收益权也受到限制，存在转让性残缺与收益性残缺，导致产权主体因激励不够而降低资源配置效率，开发商会因此产生寻租行为。再次，由于“小产权房”建设具有隐秘性，建设过程难以监管、信息不对称也会为产权代理人留出寻租空间，开发商会通过降低建设质量以节约成本。多数“小产权房”具有建筑质量较差、周边配套不足与环境混乱等结构特征与邻里特征，产权残缺可能导致住房供给质量降低从而降低其使用价值。

（2）需求侧：产权残缺、住房持有保障与住房区位特征。产权残缺通过影响“小产权房”持有者的住房持有安全感影响其使用价值，现实表现为住房的区位特征等特征价格因素上存在折价。“大产权房”持有者拥有完整合法的使用权、收益权与转让权，可以从住房资产的持久投资中获益，若持有者在未来预期销售该房，具有合法的交易资格与较低的交易成本；即便持有者没有在未来销售该房的预期，“大产权房”不必担心由于不具备法律认可的产权而发生的拆违和房产纠纷等情况，住房持有保障更高，这一内在价值增强了“大产权房”的投资属性与使用属性[26]。

相较而言，“小产权房”由于没有被正式的法律承认，财产权不完全受到法律保护且不具备完整的可转让性，在交易中面临较大的不确定性，使用中被拆违风险大、房产纠纷多，增加了“小产权房”的交易成本[30]，住房持有保障较低。已有研究讨论了产权残缺与住房持有保障之间的关系[3，31]，从区位特征来看，因为靠近市中心的“小产权房”被拆违的风险更高，距离市中心的远近可能影响其持有者的安全感知[26]。产权残缺可能会导致住房持有安全感降低从而降低其使用价值。

综上，从供给侧和需求侧两个角度来看，产权残缺通过住房供给质量和住房持有保障两条路径降低住房的使用价值，现实表现为住房在结构特征、邻里特征和区位特征等因素上存在折价。据此，本文提出研究假说2：房屋的结构特征、邻里特征和区位特征等特征因素可能对“小产权房”交易价格存在与“大产权房”不同的影响效应。

“大产权房”与“小产权房”由于产权残缺带来使用价值的差异，同质的房屋由于产权完整性不同造成交易价格之差为产权残缺的折价效应。“大产权房”的使用价值是结构特征、区位特征、邻里特征的函数Vc=fc（S，L，N），“小产权房”由于对产权的完整控制权受到限制，房屋的结构特征（S）、区位特征（L）、邻里特征（N）都会因此形成不同程度的折价（r·fc），“小产权房”受到产权残缺限制，其使用价值是折价效应（r）影响下结构特征、区位特征、邻里特征的函数Vs= （1 -r）fs（S，L，N）。“大产权房”与“小产权房”的价格之比为二者使用价值之比，对数化运算后，lnPc- lnPs= lnfc- ln（1 -r） - lnfs。当满足“大产权房”与“小产权房”除产权以外的其他特征因素具有同质性的条件时，即fc=fs，lnPc- lnPs= -ln（1 -r），此时折价效应r= 1-e-（lnPc-lnPs）。根据前文分析及以上推导，本文提出研究假说3：产权残缺是解释“大产权房”与“小产权房”交易价格差异的重要因素，并可利用特征价格模型测度产权残缺的折价效应。

2.3 产权残缺负外部性与公共资源获得

“小产权房”产权残缺具有溢出效应，其负外部性也会不利于“小产权房”持有者自身的公共资源获得，进而影响房屋交易价格。首先，由于“小产权房”违规建设难于监管，为城市整体空间规划布局和基础设施配置带来极大不便，其混乱和低质量的建成环境给邻近社区带来了显著的负外部性，对周围的生活环境造成严重影响[32]；其次，由于违规建设且未缴纳土地出让金等费用，其基础设施与公用服务供给不应属于地方政府的责任。现实中“小产权房”却通过其他非正式渠道“搭便车”获得基础设施与公共服务，为城市的基础设施（如污水处理系统和公共交通系统）增加了额外的负荷[10]，公共设施使用被摊薄，对周边公共资源形成挤占。“小产权房”产权残缺导致的公共设施供给责任模糊、供给质量低下造成了溢出效应，对一定范围内的基础设施与公共服务供给具有负外部性，使得“小产权房”的邻里特征因素存在折价。

由于“搭便车”等行为难以清晰界定，产权残缺的负外部性难以测度，“小产权房”产权残缺引致公共资源获得受限带来的折价效应有待探讨。“小产权房”持有者难以享受与产权相关的一系列公共资源[33]，比如户籍、社保、医疗等，实证分析难以衡量每一项公共资源获得受限导致的折价，但在公共基础教育资源与住房产权直接关联的入学政策下，“小产权房”的产权残缺属性将直接影响优质基础教育资源获得，这部分资源获得受限导致的折价是可以清晰衡量的。据此，本文提出研究假说4：在产权残缺的折价效应中，因产权残缺导致获取基础教育资源受限所引致的折价占一定比例。

3 研究设计

3.1 数据来源

秦皇岛市是京津冀一体化的节点城市。2021年末常住人口313.43万人，常住人口城镇化率为64.95%，全市居民人均可支配收入30 748元①数据来源：2021年秦皇岛市国民经济和社会发展统计公报。，经济社会发展状况属于我国较为典型的地级市，具有一定代表性。本文研究范围是秦皇岛3个市辖区：海港区、山海关区、北戴河区②抚宁2015年撤县设区，城市开发建设相对滞后，因此未纳入研究范围。。本文对三个区2016—2020年的1 000份“大产权房”与“小产权房”交易数据进行对比分析。“大产权房”交易数据是从市不动产登记中心2016—2020年所有交易数据中随机抽取的500条信息完整的数据。由于“小产权房”交易具有特殊性和隐秘性，并无常规统计记录其房屋属性与交易价格。本文“小产权房”交易信息是从“违法违规建设项目清查专项行动”成果中，经过筛选整理而得到的500条数据。该专项行动对秦皇岛各类违法违规建筑进行现场踏勘与调查，既包括违建工厂，也包括本文研究的“小产权房”。

基础教育资源数据通过访谈和查阅省市荣誉学校名单及权威网站排名形成，包括14个重点小学①海港区重点小学包括：青云里小学、新一路小学、文化里小学、东港里小学、建国路小学、迎宾路小学、建设路小学、迎秋里实验学校、西港路小学、和美实验学校；北戴河区重点小学包括：育花路小学、北戴河区实验小学；山海关区重点小学包括：南园小学、渝东街小学。。依据教育局及各学校招生简章，运用ArcGIS划定学区范围。1 000份住房样本数据经过落点，共217个样本在重点小学学区范围内，其学区变量赋值为1；不在学区范围内的样本，学区变量赋值为0。

3.2 研究方法与变量选取

（1）特征价格模型。研究选用特征价格半对数模型，选取3类特征的16个因素作为控制变量。被解释变量为“大产权房”和“小产权房”的交易价格P（万/m2），总体而言“大产权房”的区位和邻里特征优于“小产权房”（表1）。

表1 变量定义及描述性统计Tab.1 Variable de fi nition and descriptive statistics

（2）倾向得分匹配（PSM）与双重差分模型（DID）。基于“反事实推断”的思路，运用倾向得分匹配模型（PSM）测算残缺产权的折价效应。房价的影响因素变量大多与区位因素相关，而“小产权房”往往距离市中心更远，可能导致产权残缺的折价效应估计存在偏误。为剔除可能由于区位因素造成的内生性问题，研究中除了将“距离市中心远近” “距公交车站距离”“附近是否有重点学校”等特征因素作为控制变量，还对“大”“小”产权房进行倾向得分匹配。分别从结构特征、区位特征、邻里特征中选择朝向、楼层、距公交站距离、优质教育资源可达性、绿化率、生活便利、娱乐设施、基础教育资源数量8个变量作为匹配变量。按1∶1比例进行核匹配，模型剔除掉与“小产权房”特征因素差别较大的“大产权房”样本120个，尽可能满足除产权类型以外住房特征同质性的假设。成功匹配样本880个，获得在协变量分布上没有显著差异的控制组（type= 0）和实验组（type= 1）以达到随机分配的效果。

进一步地，探究产权残缺引致教育资源获取差异而产生的使用价值折价。已有研究多用边界固定法、工具变量法、双重差分法、地理加权回归等模型分析学区权利的资本化效应[34]，本文运用双重差分模型（DID），测量产权残缺使得学区权利获取差异对房屋交易价格影响的净折价（图1）。

图1 产权—学区：双重差分模型示意图Fig.1 Property Rights-School District Housing:diagrammatic drawing of the DID model

拟合基准模型为：

式（1）中：α3为分组虚拟变量与政策实施虚拟变量交互项的系数，测量产权残缺带来的学区权利受限对房价影响的净效应，当α3＞0时，学区资源获得对住房交易价格具有正向影响，即因为不同的产权完整性，获取公共基础教育资源的差异导致的房价差异；被解释变量P为房屋交易价格（元/m2），主要解释变量有：“产权”（type）为分组虚拟变量，“是否在学区内（xq）”为政策实施虚拟变量，Z为控制变量；α0为常数项；α1、α2、α4为相关系数；εij为误差项。

4 实证分析

4.1 产权类型与住房特征价格

表2中模型（1）和模型（2）分别为“大”“小”产权房分组回归结果，模型（3）—模型（5）为全样本的半对数模型逐步回归结果，模型（6）为全样本的特征价格模型线性模型回归结果，以考察结果稳健性。

表2 不同产权类型住房交易价格影响因素回归结果Tab.2 Regression results of the in fl uencing factors of housing transaction prices with different property types

结构特征中，楼层、朝向对“小产权房”交易价格的影响较大，房龄对“小产权房”影响显著为负，产权残缺为开发商提供寻租动机与寻租空间，相较“大产权房”，“小产权房”的购房者基于对住房质量的担心更加关注结构特征。区位特征中，“距公交站距离”对“大产权房”的影响显著为负，距离公交车站距离越近，交易价格越高，符合预期假设；对“小产权房”影响不显著，这可能是由于距离公交站越近越可能位于交通主干道路周边，在城市更新和道路空间规划的需求下，“小产权房”被“拆违”的风险越高。“距市中心距离”对房价的影响一次项系数不显著或显著为正，加入二次项考察非线性关系，系数稳定为负，并在全样本半对数模型中显著。这说明到市中心的距离与住房价格存在倒U型关系，购房者倾向于购买与市中心距离适中的住房，过近可能存在拥挤问题，过远则不方便，考虑到距离市中心越近的“小产权房”越有可能面临拆违的风险，持有者更偏好适中区位条件的“小产权房”。

邻里特征中，容积率、绿化覆盖率、生活配套设施3项的系数在模型中均显著为正，且保持稳健，可见居住密度、绿色开放空间、公共服务便捷性等建成环境要素对“大”“小”产权房交易价格均有显著正向影响。物业费对“大产权房”价格影响显著为正，但对“小产权房”价格影响显著为负，这可能是因为“小产权房”购房者较低的住房持有安全感与较为敏感的价格弹性，较高的物业费一定程度抑制了交易价格。

结果显示结构特征、区位特征和邻里特征等因素对“小产权房”交易价格的同样具有显著影响，但在影响效应上存在一定差别，符合研究假说1和研究假说2。尤其教育资源的两项因素存在显著差异：区位特征中的“优质教育资源可达性”和邻里特征中的“基础教育资源数量”。“优质教育资源可达性”反映的是到优质教育资源距离，对“大产权房”交易价格的影响在1%的水平下显著为正（0.110），但对“小产权房”交易价格的影响在0.1%的水平下显著为负（-0.421）。这显示“小产权房”的产权残缺使得房主无法获取优质教育资源，因此附近有无重点小学不但不会吸引“小产权房”购房者，反而可能由于学区老旧建筑密、交通拥堵多而降低“小产权房”的使用价值。这一发现也为后文探究产权残缺导致公共服务获取受限的折价效应提供佐证。“基础教育资源数量”与“小产权房”交易价格在0.1%的水平下存在显著正相关关系（0.167），对“大产权房”交易价格影响则不显著（0.030）。如前所述，“小产权房”一定程度上摊薄了周边公共资源的供给，较高的资源数量有助于提高“小产权房”购房者资源可达性，因此，附近教育资源的数量是“小产权房”交易价格的重要影响因素。

4.2 产权残缺的折价效应

表3列出倾向得分匹配后样本回归结果，模型（1）和模型（2）为半对数模型回归结果，模型（3）和模型（4）为线性模型，被解释变量为房价P。模型（2）和模型（4）为取权重后的回归结果以考察稳健性，结果显示具有较好的稳健性。经过匹配后，样本尽可能地满足房屋具有特征要素同质性的假设，从而测度产权残缺的折价效应。

表3 倾向得分匹配后产权残缺的折价效应回归结果Tab.3 Regression results of the devaluation effect of truncation of property rights after propensity score matching

“大产权房”与“小产权房”由于产权残缺带来了使用价值的差异，这一差异反映的购房者偏好在表2结果中有所呈现，这一差异在价格中表现为多大比例可以用折价效应衡量，同质的房屋由于产权完整性不同造成交易价格之差为产权残缺的折价效应。表3中产权的系数均在0.1%的水平下显著为正，说明产权残缺是解释“小产权房”与“大产权房”交易价格差异的重要因素，符合研究假说3。产权折价r≈（1-e-0.550）×100%≈42.31%，与已有研究中认为产权残缺会导致房价下跌45%～60%[11-12]的测算结果具有一致性。结构特征、区位特征、邻里特征各变量系数与表2估计结果与显著性基本一致，表3中“基础教育资源数量”系数仍然显著为正，“优质教育资源可达性”系数不显著，与表2结果相同。线性模型中，被解释变量为房价P，模型（4）拟合优度较高，产权的系数为0.310，即用房价原始数值直接进行计算，会得到产权残缺会带来3 100元/m2的房价下跌，一定程度有助于理解“大产权房”（0.960万元/m2）与“小产权房”（0.404万元/m2）的交易价格均值的差异。

4.3 产权残缺与基础教育资源获得

表4为产权与公共基础教育资源可获得性对住房交易价格影响的实证分析结果。模型继续控制结构特征、区位特征、邻里特征与时间固定效应，控制变量系数方向与显著性与表2和表3保持基本一致，结果具有稳健性。模型（1）和模型（2）为经过倾向得分匹配后进行双重差分模型回归的结果，被解释变量分别为lnP和P。在线性模型中，交乘项对房价的影响在5%的置信水平下显著为正，完整产权享受的学区资源可获得性为“大产权房”价格带来的净高为800元/m2。基于前文测算的“大产权房”价格比“小产权房”高3 100元/m2，可见产权残缺的折价效应中约25.81%可归因于优质公共基础教育资源获得受限，符合研究假说4。

表4 产权、优质公共基础教育资源获得与住房交易价格PSM-DID回归结果Tab.4 Regression results of the property rights, public education accessibility and housing transaction prices using PSM-DID

为进一步探究不同收入群体的调节效应，模型（3）、模型（4）添加产权、学区与住房面积的交乘项，被解释变量分别为lnP和P。由于难以获得“小产权房”持有者的个体收入信息，研究运用住宅面积区分人口收入特征。通常而言，居民住宅面积越大，家庭财富水平越高，中低收入阶层住房面积会较小[35]；与本地城市户口持有人相比，农业转移人口愿意为了较低的价格而放弃舒适的居住环境，因此居住空间更小，住房质量也更低[36]。表4拟合结果显示，线性模型交乘项系数在5%的水平下显著为正，住房面积越大的购房者，越愿意承担更高的学区内“大产权房”价格。“小产权房”持有者中一部分人群由于户口限制，其子女面临基础教育资源获取受限的问题。基础教育资源按“产权”分配，会加剧优势区位房价的上涨，抬高城市低收入群体进入“大产权房”的壁垒，一定程度上降低了住房市场资源配置的效率。在低收入群体迫切的住房需求和逐渐严格的“小产权房”管控下，可能导致其住房居住环境的进一步恶化。

5 结论与讨论

研究基于秦皇岛三个市辖区2016—2020年的1 000份“大”“小”产权房交易数据，运用特征价格模型和PSM-DID模型，识别并测量产权残缺在住房交易价格中的折价效应，并以公共基础教育资源获取差异为例，探讨产权残缺导致的使用价值折价。研究发现：

（1）相比于“大产权房”，“小产权房”由于产权残缺存在折价效应，包括产权不清导致交易成本升高所带来投资价值的折价，以及由于无法享受完整产权所保障的公共服务而导致使用价值的折价。房屋的结构特征、邻里特征和区位特征等特征因素对“小产权房”交易价格具有显著影响，但与“大产权房”相比影响效应存在不同。

（2）控制结构特征、区位特征、邻里特征等其他因素，秦皇岛市的“小产权房”相较“大产权房”折价42.31%，价格约低3 100元/m2。产权完整性的差异是“大”“小”产权房价格差异的重要原因。

（3）“小产权房”折价效应中约25.81%可归因于其住户无法享受完整产权所保障的公共基础教育资源。

基于研究发现，本文认为“小产权房”产权残缺通过住房供给质量和住房持有保障两条路径影响住房结构特征、邻里特征与区位特征的使用价值，并形成折价效应，其负外部性也会进一步降低持有者公共资源的获得。因此，应坚决治理“小产权房”增量，同时对符合一定条件尤其是因复杂历史原因形成的存量“小产权房”，可以考虑以补缴土地出让金（具体金额可参考当地产权残缺的折价水平）等形式将其权利束中残缺部分予以补齐，或转变为经济适用房，从而一定程度上化解产权残缺带来的负外部性与“拆违”带来的社会成本和资源浪费。同时，随着全国学区房改革推行，“混片学区抽签入学”等方式可能会降低优质教育资源的溢价，有利于中低收入群体从“小产权房”等非正规住房市场转入“大产权房”市场，一定程度上抑制“小产权房”的交易行为。

研究亦有不足之处：一是受“小产权房”交易隐秘性的局限，数据来源于秦皇岛的违建清查专项行动，代表性受限；二是由于难以获得购房者特征及住房选择偏好等数据，住房的投资属性与交易成本部分未进行实证分析。更进一步的研究可以集中在以下两方面：一是继续深化理论层面关于产权残缺的探讨，尤其是不同类型、不同属性的残缺所导致的折价机制；二是完善实证分析，获得更多城市“小产权房”持有者风险感知与投资偏好的相关数据，以期进一步探讨住房产权残缺与其投资与使用价值之间的关系。