国家工业遗产项目认定的资本化效应研究——基于双重差分法的实证分析
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2.
Study on capitalization effect of the national industrial heritage designation:An empirical analysis based on DID method
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收稿日期: 2022-03-29
基金资助: |
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Received: 2022-03-29
作者简介 About authors
赵沁娜(1978—),ORCID:https://orcid.org/0000-0003-2707-0896,女,博士,副教授,主要从事资源环境经济研究,E-mail:
关键词:
Keywords:
本文引用格式
赵沁娜, 李航.
ZHAO Qinna, LI Hang.
作为老旧城区改造、城市更新的重要组成部分,工业遗产的保护与再利用得到世界各国的高度重视[1-2]。我国自2006年以来,逐步出台了《关于加强工业遗产的保护通知》《国家工业遗产管理暂行办法》(以下简称暂行办法)等系列文件,指导和规范工业遗产管理。特别是2021年5月《推进工业文化发展实施方案(2021—2025年)》的出台,进一步明确了“提高工业遗产保护利用水平是未来五年要完成的重点任务之一,力争在资源整合、要素供给、项目实施等方面推动形成政策合力”。可以预见,随着城市转型发展和传统产业改造升级进程的加快,工业遗产保护与再利用正进入重要的提升阶段。而自2017年启动的国家工业遗产项目申报与认定工作,更是标志着我国工业遗产保护与再利用工作迈上新台阶。从五批次国家工业遗产名录看,这些工业遗产基本保存完好,并通过保护性开发利用实现“华丽转身”,成为博物馆、公园、文化创意产业园,为所在城市带来了良好的社会效益和经济效益。目前学术界针对这类效益进行量化研究的文献并不多。基于此,笔者尝试以2017—2021年认定的国家工业遗产项目为研究对象,在特征价格模型的基础上采用双重差分法,观察国家工业遗产项目认定对周边住房市场的溢出效应及其时空动态趋势和空间异质性,进一步丰富城市可持续发展、工业遗产保护和文化经济学领域的研究成果。
1 文献综述
学者普遍认为,工业遗产的保护与再利用有助于改善城市居民的居住环境、生活质量,提升公共安全及城市形象,具有典型的正外部效应[3]。国内外不乏有关环境改善对住宅价格影响的研究成果,诸如环境治理[4]、城中村改造[5]、棕地再开发[6]等,应用最为广泛的研究方法是特征价格法。通过文献梳理,笔者发现最早将特征价格法应用于文化遗产领域的是FORD,且早期研究主要聚焦于历史文化遗产领域,以静态研究为主。如,FORD[7]通过分析比较巴尔的摩的历史街区与非历史街区的房产交易数据,发现位于历史街区的住宅获得了溢价。ASABERE等[8]的研究结果表明,位于联邦认证历史街区的住宅比其他地区住宅的售价高26%。LEICHENKO等[9]以得克萨斯州9个城市的历史街区为研究对象,分析不同保护措施对周边住宅价格的影响,发现住宅价格平均上升了5%~20%,且保护措施限制越少,住宅价格越高。RUIJGROK[10]的研究表明,建筑物及其周边环境具有的历史文化特征为其带来了15%的溢价。MORO等[11]的研究发现,都柏林的历史建筑和纪念馆等文化遗产为附近住宅的价格带来了积极的外部效应。综上可知,历史街区、纪念馆等文化遗产能为周边住宅市场带来显著的溢出效应。
近年来,DUIJN等[12]采用双重差分特征价格法分析了荷兰36个工业遗产改造项目对周边住宅价格的时间和空间效应,发现改造后对周边住宅价格的影响由消极的负面效应转变为积极的正面效应。WADU等[13]研究了香港湾仔区建筑遗产改造对附近零售物业价值的影响,结果显示建筑遗产改造可为附近零售物业带来价值的提升。KEE等[14]研究了香港工业遗产定级对周边住宅价格的影响,结果定级后带来了约11.1%的溢价,这种溢价效应随住宅与工业遗产的距离增加而减小。LIU等[15]采用双重差分法研究了荷兰42个宗教遗产改造项目,发现宗教遗产改造项目对附近住房价格具有显著的正外部效应,且规模大的和被列入国家名录的宗教遗产项目带来的正外部效应更大。TAN等[16]以新加坡为研究对象,发现当历史建筑被认定为保护对象时,将对周边住宅价格产生积极影响,且距离该历史建筑0.8~1.6 km的住宅区溢价最大。
从上述文献梳理情况看,国际上关于工业遗产溢出效应的研究成果比较丰富,经历了从静态研究到改造前后时空动态研究的过程,研究对象大多聚焦住宅市场,溢出效应测量结果也存在一定的差异,既有积极影响,也有消极影响。在国内,学术界和实践领域对工业遗产的关注和研究起步相对较晚,尚未形成系统的认定和保护体系,加之政策实施效果具有显著的滞后效应,往往需要采集较长时间跨度的数据观察其效应。因此,对于国内工业遗产认定或保护利用带来的资本化效应的实证研究并不多。而自2017年启动国家工业遗产项目申报与认定工作以来,已有五批次197个国家工业遗产项目被认定,可以为工业遗产的溢出效应研究提供相对丰富的样本和数据支持。
2 数据来源与研究设计
2.1 数据来源
所用数据主要包括两大类:国家工业遗产项目数据和二手房历史交易数据。其中,国家工业遗产项目数据来自工业和信息化网站2017—2021年公布的国家工业遗产项目名单。二手房历史交易数据全部来自链家网,交易时间跨度为2016—2021年。
2.1.1 国家工业遗产项目样本选择
图1
图1
五批次国家工业遗产项目分布示意
Fig.1
Distribution diagram of five batches of national industrial heritages
图2
表1 国家工业遗产项目样本基本概况
Table 1
名称 | 地址 | 使用现状 | 认定年份 |
---|---|---|---|
汉阳铁厂 | 湖北省武汉市 | 博物馆 | 2017 |
重钢型钢厂 | 重庆市 | 博物馆 | 2017 |
国营738厂 | 北京市 | 文化创意园 | 2018 |
国营751厂 | 北京市 | 文化创意园 | 2018 |
北京卫星制造厂 | 北京市 | 工业生产 | 2018 |
金陵机器局 | 江苏省南京市 | 文化创意园 | 2018 |
济南第二机床厂 | 山东省济南市 | 工业生产 | 2018 |
青岛啤酒厂 | 山东省青岛市 | 博物馆 | 2018 |
青岛国棉五厂 | 山东省青岛市 | 文化创意园 | 2018 |
成都国营红光电子管厂 | 四川省成都市 | 文化创意园 | 2018 |
北京珐琅厂 | 北京市 | 博物馆 | 2019 |
度支部印刷局 | 北京市 | 工业生产 | 2019 |
上海造币厂 | 上海市 | 博物馆 | 2019 |
成都市井街酒坊 | 四川省成都市 | 博物馆 | 2019 |
北京电报大楼 | 北京市 | 博物馆 | 2020 |
天津第三棉纺织厂 | 天津市 | 文化创意园 | 2020 |
兵工署第一兵工厂旧址 | 重庆市 | 博物馆 | 2020 |
大连造船厂修船南坞 | 辽宁省大连市 | 工业生产 | 2020 |
长春电影制片厂 | 吉林省长春市 | 博物馆 | 2020 |
哈尔滨卷烟厂旧址 | 黑龙江省哈尔滨市 | 封存保护 | 2020 |
哈尔滨电机厂 | 黑龙江省哈尔滨市 | 工业生产 | 2020 |
哈尔滨锅炉厂 | 黑龙江省哈尔滨市 | 封存保护 | 2020 |
大北电报局 | 上海市 | 博物馆 | 2020 |
山东省邮电管理局旧址 | 山东省济南市 | 博物馆 | 2020 |
2.1.2 二手房历史交易数据
样本数据预处理:剔除了位于多个国家工业遗产项目附近被重复统计的二手房房源;为保证二手房历史交易数据的准确性,在实证过程中剔除了存在缺失值的交易数据;为保证数据的客观真实性,消除极端值的影响,对样本数据进行了缩尾处理。最终收集到24个国家工业遗产项目2 km范围内2016—2021年的76 035个二手房历史交易数据。主要变量的描述性统计如表2所示。
表2 样本数据主要变量的描述性统计
Table 2
变量 | 量化指标 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
---|---|---|---|---|---|
住宅价格 | 万元/套 | 329.20 | 296.70 | 42.00 | 1 310.00 |
住宅价格对数 | 住宅价格的自然对数 | 5.42 | 0.89 | 3.74 | 7.18 |
房间数 | 住宅的房间数量/间 | 5.46 | 1.43 | 3 | 9 |
面积 | 住宅建筑面积/m2 | 79.88 | 34.09 | 32.35 | 179.42 |
装修情况 | 虚拟变量,对装修情况进行赋值:毛坯房(0)、简装房(1)、精装房(2) | 1.09 | 0.83 | 0 | 2 |
电梯 | 虚拟变量,对是否有电梯进行赋值:有电梯(1)、无电梯(0) | 0.64 | 0.48 | 0 | 1 |
房龄 | 房屋年龄=交易年份-建成年份/ a | 17.25 | 9.28 | 0 | 39 |
容积率 | 住宅小区实际容积率/ | 2.82 | 1.19 | 1.00 | 5.90 |
绿化率 | 住宅小区实际绿化率/ | 0.31 | 0.09 | 0.10 | 0.50 |
物业费 | 住宅小区物业管理费/(元/月·m) | 19.44 | 12.12 | 3.60 | 54.36 |
公园 | 虚拟变量,小区1 km内是否有公园,有(1)无(0) | 0.85 | 0.36 | 0 | 1 |
公交线路 | 小区500 m内公交线路条数/条 | 6.59 | 3.19 | 0 | 14 |
生活配套 | 小区1 km内是否有超市、餐饮、医院、银行,有每项计1分,共4分 | 3.34 | 0.48 | 3 | 4 |
教育配套 | 小区1 km内是否有幼儿园、小学、中学,有每项计1分,共3分 | 2.90 | 0.33 | 1 | 3 |
地铁站距离 | 小区到最近地铁站的直线距离/km | 0.80 | 0.65 | 0.10 | 4.50 |
CBD距离 | 小区到市政府的直线距离/km | 15.73 | 10.82 | 2.20 | 35.10 |
商圈距离 | 小区到最近商圈的直线距离/km | 1.08 | 0.57 | 0.10 | 3.90 |
2.2 研究设计
其中,
为更好地观察国家工业遗产项目认定带来的梯度效应,从空间计量经济学的角度出发,参考AMY等[27]的做法,通过引入距离变量
其中,
同时,为捕捉国家工业遗产项目认定政策对周边住宅价格的影响程度是否随时间变化,沿用WANG等[28]的方法,定义变量
其中,
3 实证结果分析
3.1 基准回归结果
表3为24个国家工业遗产项目对周边住宅价格影响的基准回归结果。从回归结果列(4)中可看出,调整后的R2为0.906 2,模型具有良好的解释力。其中,列(1)和列(2)为仅加入了关键变量和固定效应的回归结果。列(3)为添加了二手房的一系列特征控制变量的回归结果。列(4)为考虑了国家工业遗产项目对周边住宅价格影响距离梯度效应的回归结果。
表3 基准回归结果
Table 3
被解释变量: 住宅价格对数 | 回归结果 | |||
---|---|---|---|---|
(1) | (2) | (3) | (4) | |
treat | 0.004 2(0.930 4) | 0.011 8***(2.680 7) | 0.018 7***(7.003 6) | 0.019 0***(7.088 0) |
treat×post | 0.064 5***(8.030 3) | 0.048 5***(6.074 1) | 0.016 2***(3.837 9) | 0.104 8***(9.300 5) |
treat×post×D | -0.123 3***(-8.384 9) | |||
房间数 | 0.066 2***(42.330 1) | 0.066 1***(42.304 5) | ||
面积 | 0.008 1***(112.034 4) | 0.0081***(112.158 4) | ||
装修情况 | 0.017 9***(13.846 6) | 0.017 8***(13.800 6) | ||
电梯 | 0.035 0***(10.400 3) | 0.035 4***(10.519 2) | ||
房龄 | -0.003 5***(-15.818 1) | -0.003 5***(-15.942 9) | ||
容积率 | 0.000 3(0.312 2) | 0.000 2(0.164 8) | ||
绿化率 | 0.029 4**(2.104 2) | 0.027 1*(1.942 1) | ||
物业费 | 0.098 1***(59.007 2) | 0.097 8***(58.848 9) | ||
公园 | 0.018 1***(6.417 9) | 0.018 1***(6.411 5) | ||
公交线路 | -0.002 8***(-6.710 2) | -0.002 7***(-6.325 7) | ||
生活配套 | 0.027 7***(11.348 9) | 0.028 5***(11.680 4) | ||
教育配套 | 0.091 5***(30.918 3) | 0.090 5***(30.572 6) | ||
地铁站距离 | -0.057 4***(-31.246 6) | -0.057 1***(-31.108 6) | ||
CBD距离对数 | -0.103 1***(-19.897 8) | -0.1041 ***(-20.0732) | ||
商圈距离 | -0.058 3***(-29.655 6) | -0.057 6***(-29.296 0) | ||
常数项 | 6.012 3***(1.4×103) | 6.095 1***(1.2×103) | 5.072 9***(202.554 7) | 5.077 0***(202.594 9) |
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
工业遗产固定效应 | 否 | 是 | 是 | 是 |
样本量 | 76 035 | 76 035 | 76 035 | 76 035 |
调整R2 | 0.682 6 | 0.687 1 | 0.906 1 | 0.906 2 |
F-static | 1.1×104 | 9.9×103 | 2.2×104 | 2.2×104 |
本文重点关注交乘项
此外,在二手房的住房特征因素中,从经济学和常识角度看,大多数变量的回归系数正负号符合预期。回归系数显著为正的有房间数、面积、装修情况、电梯、绿化率、物业费、公园、生活配套和教育配套等变量,说明房间数越多,住宅面积越大、装修越好的精装房、配备电梯、绿化率越高、小区物业服务越优质、小区附近有公园、生活配套和教育配套越齐全,二手房价格越高。回归系数显著为负的有房龄、地铁站距离、CBD距离对数和商圈距离等变量,说明二手房房龄越短、与地铁站、CBD和商圈的距离越近,二手房价格越高。
3.2 动态效应检验
根据
表4 动态效应检验结果
Table 4
被解释变量: 住宅价格对数 | 回归结果 | |||
---|---|---|---|---|
(1) | (2) | (3) | (4) | |
treat | 0.003 5(0.790 0) | 0.011 4***(2.582 6) | 0.018 5***(6.903 8) | 0.018 7***(6.985 3) |
treat×post | 0.003 6(0.227 0) | 0.015 3(0.985 2) | -0.000 5(-0.059 9) | 0.087 8***(6.751 8) |
treat×trend | 0.043 2***(4.709 4) | 0.023 7***(2.612 2) | 0.012 0***(2.802 6) | 0.012 4***(2.905 0) |
treat×post×D | -0.123 7***(-8.398 0 ) | |||
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
工业遗产固定效应 | 否 | 是 | 是 | 是 |
住房特征因素 | 否 | 否 | 是 | 是 |
样本量 | 76 035 | 76 035 | 76 035 | 76 035 |
调整R2 | 0.682 7 | 0.687 1 | 0.906 1 | 0.906 2 |
F-static | 1.0×104 | 9.5×103 | 2.2×104 | 2.1×104 |
图3
图3
国家工业遗产项目认定对周边住宅价格影响的时空动态效应
Fig.3
Spatio-temporal dynamic effects of national industrial heritage designation housing prices in surrounding areas
3.3 稳健性分析
3.3.1 安慰剂检验
为进一步排除其他不可观测因素对实证结果的影响,借鉴CAI等[32]的方法随机化实验组和控制组,随机抽取交乘项并根据
图4
图4
Fig 4
t-value distribution of the estimated coefficients of treat×post
图5
图5
Fig 5
t-value distribution of the estimated coefficients of treat×post×D
3.3.2 倾向得分匹配
表5 PSM-DID的回归结果
Table 5
被解释变量: 住宅价格对数 | 回归结果 | |||
---|---|---|---|---|
(1) | (2) | (3) | (4) | |
treat | 0.001 3(0.223 2) | 0.004 8(0.817 7) | 0.011 9***(3.269 3) | 0.012 4***(3.407 2) |
treat × post | 0.086 0***(9.223 8) | 0.070 9***(7.572 2) | 0.030 6***(6.070 1) | 0.113 8***(9.947 4) |
treat × post × D | -0.115 7***(-7.965 7) | |||
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
工业遗产固定效应 | 否 | 是 | 是 | 是 |
住房特征因素 | 否 | 否 | 是 | 是 |
样本量 | 39 712 | 39 712 | 39 712 | 39 712 |
调整R2 | 0.664 5 | 0.672 7 | 0.898 5 | 0.898 6 |
F-static | 5.2×103 | 4.9×103 | 1.1×104 | 1.0×104 |
3.3.3 不同影响半径的回归结果
表6 不同影响半径的回归结果
Table 6
被解释变量: 住宅价格对数 | 回归结果 | |||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Re=0~500 m | Re=0~800 m | Re=0~1 000 m | ||||||
Rc=500~1 000 m | Rc=800~1 600 m | Rc=1 000~2 000 m | ||||||
基准回归 | PSM | 基准回归 | PSM | 基准回归 | PSM | |||
treat | 0.010 0** (2.155 1) | 0.033 6*** (5.241 5) | 0.020 8*** (6.268 2) | 0.049 7*** (11.341 3) | 0.019 0*** (7.088 0) | 0.012 4*** (3.407 2 | ||
treat×post | 0.157 0*** (5.135 1) | 0.140 9*** (4.714 5) | 0.084 3*** (5.556 2) | 0.071 8*** (4.766 4) | 0.104 8*** (9.300 5) | 0.113 8*** (9.947 4) | ||
treat×post×D | -0.368 6*** (-5.5161 ) | -0.335 9*** (-5.265 3) | -0.116 7*** (-4.888 0) | -0.128 9*** (-5.554 9) | -0.123 3*** (-8.384 9) | -0.115 7*** (-7.965 7) | ||
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | ||
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | ||
工业遗产固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | ||
住房特征因素 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | ||
样本量 | 24 398 | 11 052 | 51 157 | 25 817 | 76 035 | 39 712 | ||
调整R2 | 0.905 5 | 0.921 7 | 0.902 1 | 0.902 9 | 0.906 2 | 0.898 6 | ||
F-static | 7.0×103 | 3.9×103 | 1.4×104 | 7.2×103 | 2.2×104 | 1.0×104 |
3.4 异质性检验
由上可知,国家工业遗产项目认定会显著提升周边住宅价格,进一步探讨这一政策对不同发展水平的城市、不同使用现状的国家工业遗产项目和不同价位的住宅市场影响的差异,有助于相关部门有效地进行财政资源分配、探索保护利用新模式和房地产开发商对住宅市场的投资。因此,分别从城市等级、国家工业遗产项目使用现状和不同价位住宅市场的异质性视角进行研究。
3.4.1 城市等级异质性
表7 城市等级的异质性检验
Table 7
被解释变量:住宅价格对数 | 一线城市 | 新一线城市 | 二线城市 |
---|---|---|---|
treat | 0.001 4 (0.373 9) | -0.010 1*** (-2.988 7) | 0.048 0*** (5.764 1) |
treat×post | 0.089 9*** (5.787 1) | 0.062 7*** (4.813 8) | 0.094 9*** (2.649 1) |
treat×post×D | -0.127 8*** (-6.157 0) | -0.064 5*** (-3.869 0) | -0.055 4 (-1.169 9) |
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 |
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 |
工业遗产固定效应 | 是 | 是 | 是 |
住房特征因素 | 是 | 是 | 是 |
样本量 | 35 911 | 31 844 | 8 280 |
调整R2 | 0.737 4 | 0.821 3 | 0.814 0 |
F-static | 3.6×103 | 5.4×103 | 1.7×103 |
造成城市等级异质性的可能原因:一方面,在城市发展水平较低的地区,相关部门对政策和资金的支持力度更大;另一方面,工业遗产再利用伴随城市经济转型和产业结构调整而产生,城市发展水平越高,工业遗产保护与再利用的比例就越高,相应地,资源配置和利用效率也较高[34]。因此,二线城市和一线城市对国家工业遗产项目认定这一政策更敏感,更能刺激当地的住宅市场,而新一线城市对这一政策敏感程度较低。不同城市要结合城市发展特点,因地制宜探索工业遗产项目保护与再利用的政策和有效路径。
3.4.2 国家工业遗产项目使用现状的异质性
通过总结工业遗产项目保护和改造案例,得到其使用现状主要有4种:用于工业生产、改造为工业博物馆、改造为文化创意园和被封存保护。为了证实不同使用现状的国家工业遗产项目对周边住宅价格影响的异质效应,按照不同使用现状将样本数据分为四部分。
表8 国家工业遗产项目使用现状的异质性检验
Table 8
被解释变量:住宅价格对数 | 工业生产 | 博物馆 | 文化创意园 | 封存保护 |
---|---|---|---|---|
treat | 0.020 5***4.335 9) | 0.041 2***(10.444 0) | -0.036 8***(-7.354 9) | -0.073 7***(-5.279 6) |
treat×post | 0.094 5***(4.518 5) | 0.144 4***(9.220 5) | 0.124 8***(7.617 9) | -0.080 5*(-1.769 7) |
treat×post×D | -0.078 3***(-2.904 0) | -0.230 5***(-10.432 7) | -0.082 9***(-4.018 1) | 0.161 3**(2.491 5) |
年份固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
城市固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
工业遗产固定效应 | 是 | 是 | 是 | 是 |
住房特征因素 | 是 | 是 | 是 | 是 |
样本量 | 15 620 | 38 647 | 19 452 | 2 316 |
调整R2 | 0.906 5 | 0.885 1 | 0.928 6 | 0.724 4 |
F-static | 5.6×103 | 1.2×104 | 8.9×103 | 275.024 0 |
3.4.3 资本化效应的住宅市场划分
图6
显然,不同价位的住宅市场对国家工业遗产项目认定所带来的资本化效应的敏感程度不同。图6中的交乘项
4 结论与政策启示
以2017—2021年国家工业遗产认定项目为研究对象,通过采集国家工业遗产项目和二手房历史交易数据的相关信息,在特征价格理论基础上构建双重差分模型,研究了国家工业遗产项目认定的资本化效应。研究结果显示:
(1) 从整体上看,国家工业遗产项目认定对周边住宅价格具有显著的积极影响。认定后工业遗产项目周边的住宅价格显著提升1.62%,且随着时间的推移,住宅市场将进一步感知认定带来的好处,距离国家工业遗产项目500 m内的住宅能以更高的价格交易。安慰剂检验、倾向得分匹配和不同影响半径回归结果进一步佐证了结论的稳健性。
(2) 国家工业遗产项目认定对于不同等级城市、不同使用现状的国家工业遗产项目和不同价位的住宅市场的影响存在显著异质性。从城市等级层面看,城市环境和城市发展水平是国家工业遗产项目认定产生积极效应的重要驱动因素,位于二线城市的国家工业遗产项目对住宅价格的资本化效应比一线城市和新一线城市更显著;从国家工业遗产项目的使用现状看,改造为工业博物馆的项目所带来的经济效益最大,被封存保护的项目甚至会带来负经济效益;从住宅分市场角度看,低档住宅因其自身的居住环境和配套设施尚未完善,较高档住宅更能感知国家工业遗产项目认定带来的资本化效应。
基于上述分析,得到以下政策启示:① 在国家工业遗产项目认定的加持下,工业遗产项目保护与利用具有显著的溢价效应。各城市应主动将工业遗产保护与再利用纳入城市整体发展战略,将保护和利用、传承和发展有机结合,积极组织企业申报国家工业遗产项目,让工业遗产项目成为城市转型发展的新动能。与此同时,不同等级的城市要因地制宜实现工业遗产保护与再利用。一线和新一线城市具有区位优势,新兴产业基础较好,其工业遗产改造为文化创意园区、办公场所等的应用前景广阔。而二线城市一定程度上对土地财政的依赖程度较高,新兴产业基础相对薄弱,地方政府应立足长远,把握工业遗产保护与再利用为区域及城市发展带来的高溢出效应,注重顶层设计,将工业遗产资源和产业动能结合起来,推动城市文化品牌的提升及经济可持续发展。② 从工业遗产保护和利用实践看,目前我国工业遗产以改造为文化创意园区为主,存在功能单一、效益低下、功利性较强等问题。而本文的研究结果显示,不同使用现状的国家工业遗产项目对周边住宅市场的影响存在异质性,工业生产、工业博物馆和文化创意园的功能定位对周边住宅市场均有很好的溢价效应,尤其是工业博物馆,溢价效应最高。因此,各城市一定要高度重视工业遗产改造的功能定位,其在一定程度上决定了工业遗产改造能否成功、能否实现可持续发展。学术界亦非常有必要对其内在演化逻辑和功能选择机制展开深入研究。③ 国家工业遗产项目认定资本化效应的市场分化特点也表明,工业遗产项目改造在改善周边人居环境的同时,也会带来房价的上涨,购房者将面临更高的购房成本。因此,建议政府在制定相关政策时,综合考虑工业遗产项目改造带来的潜在影响,以提高社会的整体福利水平。
http://dx.doi.org/10.3785/j.issn.1008-9497.2023.02.013
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