我国自然资源确权登记将加快全域立体发展

Demsetz（1967）指出产权明晰化是资源从低价值用途向高价值用途转移的前提。三维确权登记将原本模糊的"整体所有权"拆分为可独立交易的地上空间权、地表使用权和深层地下空间使用权，降低了产权界定中的信息成本和谈判成本。提出假说：H1——发放三维不动产证的试点城市，地下空间资产交易量显著高于未试点城市；H2——深层地下空间使用权单独设立后，废弃矿坑和盐穴等存量资产的再利用率显著提升；H3——产权明晰化程度越高的地区，自然资源资产的市场化配置效率越高。

以2024-2025年13个试点省市分批发放三维不动产证作为准自然实验，构建交错双重差分（Staggered DID）框架。处理组为已发放三维不动产证的城市（杭州、深圳、重庆、广州等），控制组为同期未实施三维确权的其他城市。利用各城市发放首张三维不动产证的时间差异构建事件研究法，检验平行趋势假定。同时以试点城市的地理高程变异度作为工具变量——地形越复杂的城市，三维确权的边际收益越高，而地形特征本身不受短期经济波动影响。

基准模型：$TransCost_{it} = \alpha + \beta_1 3DRight_{it} + \beta_2 Pilot_i \times Post_t + \gamma X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{it}$。其中 $TransCost_{it}$ 为城市 $i$ 在 $t$ 期的自然资源资产交易成本（以交易周期天数、中介服务费率衡量），$3DRight_{it}$ 为三维不动产证累计发放量，$Pilot_i \times Post_t$ 为试点政策虚拟变量，$X_{it}$ 为控制变量（城市GDP、土地面积、产业结构），$\mu_i$ 和 $\lambda_t$ 分别为城市与时间固定效应。

被解释变量包括：自然资源资产交易周期（天）、交易中介服务费率（%）、产权纠纷案件数量。核心解释变量：三维不动产证累计发放数量、深层地下空间使用权单独登记面积。控制变量：城市GDP总量、人口密度、第二产业占比、土地出让面积、地方财政收入。数据来源为自然资源部不动产登记中心月度统计报表（2020-2026）、各试点城市不动产登记局公开数据、中国裁判文书网产权纠纷案例，构建覆盖280个地级市的面板数据集。

第一，采用事件研究法（Event Study）检验政策效应的动态变化，验证处理组与控制组在政策实施前的平行趋势假定是否成立。第二，使用安慰剂检验，将试点时间随机前移1-2年，检验虚假政策效应是否显著（预期不显著）。第三，采用倾向得分匹配-双重差分（PSM-DID）重新估计，确保处理组与控制组在城市规模、经济发展水平等可观测特征上的平衡性。第四，排除直辖市样本，检验结论在普通地级市的适用性。

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Arrow-Debreu一般均衡框架要求所有状态下的产权完备界定，方能实现帕累托最优配置。三维确权登记实质上是将原来未被市场定价的"深层地下空间"和"低空空域"纳入可交易产权集合，扩展了市场的商品空间维度。提出假说：H1——三维确权后，地下空间使用权的交易价格反映了其储能、旅游等最优用途的影子价格；H2——产权明晰化使自然资源资产的市场化配置比例显著上升，行政划拨比例下降；H3——确权登记覆盖面积越大的地区，自然资源资产的全要素生产率越高。

利用盐穴资源的自然地理分布差异构建工具变量。盐穴的形成依赖于地质条件（岩盐层厚度和深度），这一自然禀赋外生于短期经济波动，但直接影响盐穴储能项目的投资回报和产权交易价格。以城市辖区内盐穴资源地质储量作为工具变量，通过两阶段最小二乘法（2SLS）识别确权登记对资源配置效率的因果效应。关键识别假定：盐穴地质储量的分布仅通过产权交易渠道影响经济效率，不存在其他直接传导路径（排他性假定）。

第一阶段：$3DRight_{it} = \pi_0 + \pi_1 SaltCave_{i} + \pi_2 Z_{it} + \nu_{it}$，其中 $SaltCave_i$ 为城市盐穴地质储量。第二阶段：$Efficiency_{it} = \alpha + \beta \widehat{3DRight}_{it} + \gamma X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{it}$。配置效率 $Efficiency_{it}$ 以随机前沿分析估计的技术效率指数衡量。同时构建特征价格模型：$\ln P_j = \sum_k \beta_k A_{jk} + \delta Depth_j + \theta Use_j + \phi Location_j + \varepsilon_j$，估计地下空间使用权出让价格中各属性的隐含价格。

被解释变量：自然资源资产配置效率（SFA技术效率指数）、地下空间使用权出让单价（元/平方米）。核心解释变量：三维确权登记覆盖率（已登记面积/可登记面积）。工具变量：城市辖区内盐穴地质储量（亿吨，来源于中国地质调查局数据）。特征价格模型的属性变量包括：地下空间深度（米）、用途类型（储能/旅游/战略储备虚拟变量）、距市中心距离。数据来源于自然资源部土地出让交易平台、中国地质调查局盐穴资源调查报告、各省不动产登记中心交易记录，覆盖13个试点省市2022-2026年数据。

第一，使用Anderson-Rubin弱工具变量检验，确认盐穴地质储量与三维确权覆盖率之间的相关性强度（F统计量>10）。第二，替换配置效率的度量方式，以DEA-Malmquist全要素生产率指数替代SFA技术效率，检验结论对效率测算方法的敏感性。第三，采用Hausman检验比较OLS与2SLS估计量的一致性差异，验证内生性问题的严重性。第四，利用Bootstrap方法（1000次重抽样）估计置信区间，缓解小样本偏误问题。

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Lewis二元经济模型的核心逻辑是劳动力从低生产率部门向高生产率部门转移。类比而言，三维确权使经济活动从"地表二维平面"向"地上低空+地表+地下深层"三维立体空间拓展，本质上创造了新的"高生产率部门"——地下储能产业和低空经济产业。提出假说：H1——三维确权试点城市的新兴产业（储能、低空经济）企业注册数量增速显著高于非试点城市；H2——确权改革对产业结构高级化指数的提升效应在土地资源约束越紧的城市越显著（"土地瓶颈"假说）；H3——低空空域权属界定试点对无人机物流、低空旅游等产业的拉动效应具有空间溢出性。

采用空间双重差分设计，处理组为13个三维确权试点城市，控制组为通过合成控制法构造的反事实城市。利用试点城市的地理邻居加权构建合成控制组，确保合成控制组在政策实施前的产业结构、经济发展水平与处理组高度匹配。同时引入空间权重矩阵（基于城市间地理距离和经济距离），捕捉确权改革的空间溢出效应。关键识别假定：合成控制组能够准确模拟试点城市在无政策干预下的反事实产业结构路径。

合成控制法：对每个试点城市 $j$，构造权重向量 $W_j^*$ 使得 $\sum_{k \in K} w_k^* X_k$ 最接近 $X_j$，其中 $K$ 为非试点城市集合，$X$ 为政策实施前的产业结构特征向量。处理效应：$\alpha_{jt} = Y_{jt} - \sum_{k} w_k^* Y_{kt}$。空间DID模型：$Struc_{it} = \alpha + \beta_1 Reform_{it} + \rho W \cdot Reform_{it} + \gamma X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{it}$，其中 $W$ 为空间权重矩阵，$\rho$ 捕捉空间溢出效应。

被解释变量：产业结构高级化指数（第三产业与第二产业增加值之比）、新兴产业企业注册数量（储能+低空经济）、新兴产业固定资产投资额。核心解释变量：三维确权改革虚拟变量、低空空域权属试点虚拟变量。空间权重矩阵：地理距离倒数矩阵和经济距离矩阵。控制变量：人均GDP、城镇化率、研发投入强度、高校密度、基础设施投资。数据来源为国家统计局《中国城市统计年鉴》（2020-2026）、企查查企业注册数据库（按行业分类筛选）、自然资源部低空经济试点城市名单，覆盖全国290个地级市。

第一，采用排列检验（Permutation Test），将处理组身份随机分配给控制组城市，检验实际处理效应是否显著大于随机分配的处理效应（p<0.05）。第二，使用不同空间权重矩阵（邻接矩阵、经济距离矩阵、人口流动矩阵）重复估计，检验空间溢出效应的稳健性。第三，通过"甜甜圈"回归排除试点城市周边50公里范围内的控制组城市，缓解空间溢出效应对控制组的污染问题。第四，以传统制造业企业注册数量作为安慰剂结果变量，验证改革效应的产业特异性。

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Qian & Weingast（1997）的财政联邦主义理论指出，中国地方政府在经济管理上拥有实质性自主权。自然资源确权改革中，中央追求产权界定的完整性以最大化国有资产价值，而地方政府则在确权速度、登记范围和使用权配置上拥有执行裁量权。地方政府可能策略性地延缓确权以保留土地财政收入空间，或加速确权以吸引新兴产业投资。提出假说：H1——土地财政依赖度越高的城市，自然资源确权登记推进速度越慢；H2——拥有低空经济或储能产业规划的城市，更积极推进空域和地下空间的确权试点；H3——中央督查力度（如自然资源部通报）显著提升地方确权执行效率。

利用地方政府工作报告文本分析构建确权推进力度指标，以各城市工作报告中"确权""登记""三维""低空"等关键词的词频和语义强度衡量地方政府的政策注意力。利用中央自然资源督查通报的时间和内容差异作为外生冲击——督查通报对特定城市的确权进度施加压力，而督查对象的选择主要基于全国性标准而非地方经济条件。构建工具变量：城市到自然资源部驻地区域督查中心的距离，作为督查强度的代理变量（距离越近，督查覆盖概率越高）。

基准模型：$Speed_{it} = \alpha + \beta_1 LandFin_{it} + \beta_2 IndPlan_i + \beta_3 Inspect_{it} + \gamma X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{it}$。其中 $Speed_{it}$ 为城市 $i$ 的确权推进速度（已确权面积/可确权面积年度增量），$LandFin_{it}$ 为土地财政依赖度（土地出让收入/一般公共预算收入），$IndPlan_i$ 为是否纳入新兴产业规划虚拟变量，$Inspect_{it}$ 为中央督查虚拟变量。博弈论模型采用不完全信息动态博弈，求解中央（委托人）和地方（代理人）的贝叶斯均衡策略。

被解释变量：确权推进速度（年度确权面积增量/可确权总面积）、确权登记覆盖率。核心解释变量：土地财政依赖度（土地出让收入/一般公共预算收入）、新兴产业规划虚拟变量、中央督查虚拟变量。文本分析变量：地方政府工作报告中确权相关关键词TF-IDF值。控制变量：城市GDP、财政收入、自然资源禀赋指数、主政官员特征（年龄、任期、学历）。数据来源为各省市自然资源厅年度报告、自然资源部督查通报、CSMAR地方财政数据库、CNRDS官员特征数据库，覆盖31个省级行政区和290个地级市2023-2026年面板数据。

第一，使用文本分析的不同阈值（如Top 10%、Top 20%关键词频率）重新构造政策注意力指标，检验结论对变量构造方式的敏感性。第二，采用工具变量法（以到督查中心的距离作为督查强度的IV），进行两阶段最小二乘估计，缓解督查对象的自选择偏误。第三，利用主政官员更替作为外生冲击（官员变更年份的确权速度变化），检验地方领导更替对确权执行的影响，验证激励假说。第四，对比不同资源禀赋类型的城市（矿产资源型 vs. 生态资源型 vs. 海洋资源型），检验央地博弈模式的异质性。

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Thaler（1985）的心理账户理论表明，个体对不同资产归入不同心理账户，赋予不同的估值权重。自然资源确权登记将原本"抽象的国家所有权"转化为"具体的、可交易的产权证书"，实现了产权的"有形化"——类似于房产证之于住房的效应。禀赋效应（Kahneman et al., 1990）预测，一旦地方政府持有确权证书，其对生态资产的"禀赋感"增强，愿意以更高价格出让使用权。提出假说：H1——已确权的生态资源在交易平台上的溢价率显著高于未确权的同类资源；H2——产权证书的"有形化"展示（如证书样本、3D地图）显著提升投资者的支付意愿（框架效应）；H3——禀赋效应使已确权地区的地方政府更积极地推动生态产品价值实现。

设计三阶段混合识别策略。第一阶段：利用5个国家公园首批确权登记作为准自然实验，以确权前后周边地区生态投资项目数量和投资额的变化构建DID。第二阶段：与地方自然资源部门合作开展田野实验，在生态资源交易平台上随机向潜在投资者展示"已确权"与"未确权"的同类生态资源项目，通过随机分配识别"确权标签"的因果效应。第三阶段：在线离散选择实验，随机操控产权证书的呈现方式（纯文字描述 vs. 证书图片 vs. 3D空间地图），识别"有形化"程度的框架效应。关键假定：田野实验和在线实验中的随机分配保证了处理效应的外部有效性。

DID模型：$Invest_{it} = \alpha + \beta_1 Certified_i \times Post_t + \gamma X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{it}$，其中 $Invest_{it}$ 为地区生态投资额。田野实验模型：$WTP_i = \alpha + \tau_1 Certified_i + \tau_2 3DMap_i + \tau_3 Cert_i + \gamma Z_i + \varepsilon_i$，处理变量分别为"已确权标签""3D地图展示""证书图片展示"。离散选择实验采用条件Logit模型：$P(choose_j) = \exp(V_j) / \sum_k \exp(V_k)$，$V_j = \beta_1 Price_j + \beta_2 CertType_j + \beta_3 Visual_j + \varepsilon_j$。

DID被解释变量：地区生态投资项目数量、生态产品价值实现交易额。田野实验处理变量：确权标签（0/1）、展示方式（文字/证书图片/3D地图）。离散选择实验属性：生态资源类型（森林/湿地/水域）、确权状态（已确权/未确权）、展示方式（3种水平）、投资门槛金额（4个水平）。个体特征变量：投资经验、环境关注度量表、风险偏好。DID数据来源于自然资源部生态产品价值实现试点监测数据（2022-2026）。田野实验通过地方生态资源交易平台实施（N=3000投资者）。在线实验通过Credamo平台采集（N=1500），实验时间为2026年第四季度。

第一，采用Harrison & Rutström（2008）的方法检验在线实验中的假设性偏差，比较陈述偏好（问卷回答）与显示偏好（田野实验实际行为）的一致性。第二，使用贝叶斯层次模型整合三个阶段的实验数据，通过信息共享提高估计精度，并检验跨阶段效应的一致性。第三，在DID分析中加入安慰剂检验——以非生态类投资（如商业地产投资）作为替代被解释变量，验证确权登记效应的生态资源特异性。第四，通过子样本分析（按投资者类型分为机构投资者/个人投资者/地方政府平台），检验禀赋效应和框架效应的异质性。

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