“三塊地”改革對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究

張?jiān)戚x，汪 洋

（哈爾濱理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 黑龍江 哈爾濱 150040）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

“三塊地”改革標(biāo)志著新一輪農(nóng)村土地制度改革大幕的開啟，是中國(guó)共產(chǎn)黨建黨百年以來的一次重大制度創(chuàng)新，同時(shí)為發(fā)揮我國(guó)超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)、內(nèi)需潛力以及構(gòu)建新發(fā)展格局開辟了新路徑。黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要素市場(chǎng)化改革在推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展、助力實(shí)現(xiàn)中國(guó)式現(xiàn)代化等方面的重要作用，在要素市場(chǎng)化改革進(jìn)程中，生產(chǎn)要素的投入及全要素生產(chǎn)率的提升決定著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興離不開“人、地、錢”三要素，伴隨著經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，資本和勞動(dòng)力的邊際回報(bào)率遞減，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)趨緩，土地這一生產(chǎn)要素的市場(chǎng)化配置將成為經(jīng)濟(jì)新增長(zhǎng)極，而農(nóng)村土地要素改革勢(shì)必成為經(jīng)濟(jì)體制改革的重要任務(wù)。全球疫情影響下的經(jīng)濟(jì)疲軟、貿(mào)易保護(hù)主義高漲、中美貿(mào)易摩擦使得技術(shù)進(jìn)步短期內(nèi)進(jìn)展緩慢、投資拉動(dòng)作用減弱，以提高收入、擴(kuò)大內(nèi)需為核心的國(guó)內(nèi)大循環(huán)逐漸占據(jù)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主體地位。在構(gòu)建新發(fā)展格局中，構(gòu)建國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)是激發(fā)市場(chǎng)活力、增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動(dòng)力的重要基礎(chǔ)。農(nóng)村土地的新一輪改革正契合這一時(shí)代背景，“三塊地”改革在促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)、擴(kuò)大消費(fèi)需求的同時(shí)，也通過勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)移加快人口市民化進(jìn)程，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)數(shù)量和質(zhì)量的同步上升。因此，探究“三塊地”改革試點(diǎn)對(duì)居民消費(fèi)以及縣域經(jīng)濟(jì)的政策效應(yīng)，對(duì)全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展以及全體人民共同富裕具有重要意義。

權(quán)利的界定是市場(chǎng)交易的基本前提，“三塊地”改革的核心是在不改變農(nóng)村土地集體所有制的前提下，變更使用權(quán)及土地用途。土地要素市場(chǎng)化的本質(zhì)是賦予土地轉(zhuǎn)讓權(quán)，允許土地流轉(zhuǎn)更是要素自由流動(dòng)的前提。程令國(guó)等［1］通過研究我國(guó)農(nóng)地確權(quán)制度認(rèn)為，農(nóng)地確權(quán)在降低交易成本的過程中促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。在土地流轉(zhuǎn)過程中，紀(jì)月清等［2］認(rèn)為保持土地產(chǎn)權(quán)關(guān)系穩(wěn)定是土地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵。在此基礎(chǔ)上，嚴(yán)金明等［3］、劉守英［4］將“三塊地”改革視為一個(gè)研究整體，為農(nóng)村土地制度深化改革提供理論基礎(chǔ)。因此，諸多學(xué)者從農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的角度探究土地流轉(zhuǎn)的成效，主要分為減貧增收以及發(fā)展壯大縣域經(jīng)濟(jì)兩個(gè)切入點(diǎn)。從土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)的減貧增收這一切入點(diǎn)來看，土地流轉(zhuǎn)率與貧困發(fā)生率之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系［5］。土地流轉(zhuǎn)能降低農(nóng)戶未來陷入貧困風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，緩解貧困脆弱性［6］，也能通過收入效應(yīng)和就業(yè)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)貧困減緩和全面脫貧［7］。基于多視角、多維度的貧困指標(biāo)，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)也再次驗(yàn)證土地流轉(zhuǎn)的減貧效應(yīng)和異質(zhì)性［8］。另外，土地流轉(zhuǎn)可以為農(nóng)戶帶來明顯的家庭收入提升［9-10］：一方面產(chǎn)權(quán)改革形成穩(wěn)定的土地交易市場(chǎng)能提升居民財(cái)產(chǎn)性收入［11］，另一方面也能夠利用土地交易市場(chǎng)顯化土地投資品的屬性，通過土地投資實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)［12-13］，伴隨著剩余勞動(dòng)力的釋放、就業(yè)機(jī)會(huì)成本的下降則實(shí)現(xiàn)居民工資性收入增長(zhǎng)［14］。除土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)減貧增收外，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響成為新的研究熱點(diǎn)［15-17］。此外，從土地流轉(zhuǎn)發(fā)展壯大縣域經(jīng)濟(jì)這個(gè)切入點(diǎn)來看，土地是發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)的重要支撐，土地流轉(zhuǎn)更是發(fā)展壯大農(nóng)村縣域經(jīng)濟(jì)的有效手段［18］。土地流轉(zhuǎn)不僅有效提升縣域經(jīng)濟(jì)［19-20］，還增加土地收益和帶來較高人力資本的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力［21］，剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移通過邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率均等化，加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程［22］，為城鄉(xiāng)融合發(fā)展提供契機(jī)。

然而，現(xiàn)有研究對(duì)“三塊地”改革試點(diǎn)整體的政策凈效應(yīng)實(shí)證分析尚不充分，研究視角并未聚焦到縣域?qū)哟危荒芡耆?、?zhǔn)確分析政策凈效應(yīng)?；诖?，本文以“三塊地”試點(diǎn)政策構(gòu)建準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過傾向得分匹配-雙重差分方法（PSM-DID）實(shí)證檢驗(yàn)“三塊地”改革試點(diǎn)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的影響，探索“三塊地”改革與居民消費(fèi)潛力、縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的影響機(jī)制。

二、理論分析

“三塊地”改革包括農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地入市、宅基地制度改革等3 個(gè)方面?！叭龎K地”改革試點(diǎn)從2015 開始設(shè)立，2017 年為了使政策產(chǎn)生疊加和協(xié)調(diào)效應(yīng)，充分發(fā)揮試點(diǎn)促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展、土地增效、農(nóng)民增收的政策效果，“三塊地”改革三管齊下發(fā)揮政策合力?！叭龎K地”改革能有效保障農(nóng)民的收益和財(cái)產(chǎn)權(quán)益，推動(dòng)土地制度變遷?！叭龎K地”改革能夠提升農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入并通過金融市場(chǎng)的發(fā)展釋放居民消費(fèi)潛力，同時(shí)“三塊地”改革釋放的大量剩余勞動(dòng)力也能推進(jìn)工業(yè)化進(jìn)程，進(jìn)而壯大縣域經(jīng)濟(jì)（圖1）。

圖1 “三塊地”改革作用機(jī)制

首先，農(nóng)村土地征收允許縣級(jí)政府優(yōu)化村莊用地布局，通過有效利用鄉(xiāng)村零星分散存量建設(shè)用地、盤活利用閑置宅基地和閑置房屋，以自主經(jīng)營(yíng)或是聯(lián)營(yíng)合資的方式實(shí)現(xiàn)縣級(jí)村集體資產(chǎn)的保值增值，從而實(shí)現(xiàn)縣域經(jīng)濟(jì)的壯大。同時(shí)，土地出讓的部分收入用來建立被征地農(nóng)民生活保障的長(zhǎng)效機(jī)制，完善農(nóng)民就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、住房等社會(huì)保障體系，降低農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄比例，釋放農(nóng)民消費(fèi)需求。

其次，集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地入市賦予農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)的權(quán)利，能夠有效顯化集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地使用權(quán)價(jià)值，給村集體帶來土地增值收益；在一定程度上也放活擔(dān)保物權(quán)，將集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地的使用權(quán)作為抵押財(cái)產(chǎn)向銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)抵押貸款，為入市改革提供重要的資金支持的同時(shí)能夠讓農(nóng)民分享到改革紅利，促進(jìn)收入多元化。與此同時(shí)，“三塊地”改革中集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地入市也進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展進(jìn)程，緩解農(nóng)戶融資約束，進(jìn)而改變農(nóng)戶儲(chǔ)蓄行為。此外，集體經(jīng)營(yíng)性建設(shè)用地入市也進(jìn)一步平衡城鄉(xiāng)建設(shè)用地權(quán)益，釋放大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力推動(dòng)縣域工業(yè)化、城市化和現(xiàn)代化進(jìn)程，為城鄉(xiāng)一體化發(fā)展鋪路。

最后，宅基地制度改革是“三塊地”改革中最重要、最特殊的一環(huán)，既起到穩(wěn)定保障的作用，也能實(shí)現(xiàn)土地資產(chǎn)盤活的效果。宅基地制度改革通過實(shí)現(xiàn)農(nóng)村宅基地與城鎮(zhèn)住宅的城鄉(xiāng)置換，保障農(nóng)戶的合法居住權(quán)益、推進(jìn)農(nóng)民市民化進(jìn)程［23］；同時(shí)，盤活閑置的農(nóng)村宅基地、農(nóng)房，也進(jìn)一步提高土地利用效率、增加村集體和農(nóng)民收入。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

“三塊地”改革試點(diǎn)主要集中在縣域地區(qū)，故采用2013—2018年《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。由于“三塊地”改革試點(diǎn)政策幾乎同時(shí)發(fā)布，且政策實(shí)施時(shí)區(qū)分性不大，極短時(shí)間內(nèi)便將“三塊地”改革在33 個(gè)試點(diǎn)城市全面開展，因此本文主要評(píng)估“三塊地”試點(diǎn)政策的聯(lián)合效應(yīng)［24］。在剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的縣（區(qū)）數(shù)據(jù)后，最終得到包含2 072 個(gè)縣（市、區(qū)）2013—2018 年橫跨6 年的平衡面板數(shù)據(jù)，其中32個(gè)試點(diǎn)縣域被設(shè)為處理組，剩余縣域則列入控制組。

（二）變量選取

1.解釋變量 本文核心解釋變量為政策虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)（T×D）。其中，T為時(shí)間虛擬變量，“三塊地”改革試點(diǎn)設(shè)立于2015 年，以2015 年作為政策時(shí)間節(jié)點(diǎn)，“2013—2014 年”賦值為0；“2015—2018年”賦值為1。D為政策虛擬變量，處于實(shí)驗(yàn)組的縣域賦值為1；控制組的縣域賦值為0。借助于PSM-DID 模型的設(shè)定，交互項(xiàng)系數(shù)能夠準(zhǔn)確反映出改革試點(diǎn)的凈效應(yīng)，估計(jì)系數(shù)α1為評(píng)價(jià)試點(diǎn)政策效應(yīng)的重要依據(jù)。

2.被解釋變量 為了更好地識(shí)別“三塊地”試點(diǎn)政策有效性，從居民消費(fèi)潛力和縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這兩個(gè)角度進(jìn)行分析。我國(guó)農(nóng)戶家庭收入除去消費(fèi)支出后通常被用來儲(chǔ)蓄，同時(shí)投資行為、消費(fèi)水平的改變也能通過儲(chǔ)蓄水平體現(xiàn)，因此采用居民儲(chǔ)蓄水平的對(duì)數(shù)值作為衡量居民消費(fèi)潛力的代表變量，低儲(chǔ)蓄表明較強(qiáng)的消費(fèi)意愿?，F(xiàn)階段農(nóng)村改革任務(wù)的重點(diǎn)在于“農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點(diǎn)”，而農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點(diǎn)也大部分在縣（市）層次，因此采用縣（市）GDP增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)值對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)進(jìn)行衡量。

3.控制變量 本文采用住戶儲(chǔ)蓄余額占GDP 比例、第二產(chǎn)業(yè)增加值的對(duì)數(shù)作為衡量居民消費(fèi)潛力和縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表變量，用來檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。參照徐升艷等［25］、李波等［26］的研究，“三塊地”改革期間行政力量在土地流轉(zhuǎn)過程起到重要作用，以一般公共預(yù)算支出占GDP比例衡量政府規(guī)模；勞動(dòng)力要素的遷移更是土地流轉(zhuǎn)中的重要議題之一，以非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的對(duì)數(shù)值衡量就業(yè)水平；以提供住宿的社會(huì)工作機(jī)構(gòu)床位對(duì)數(shù)值衡量居民福利水平；人力資本的質(zhì)量以每萬人在校小學(xué)人數(shù)替代，生活水平則以人均GDP的對(duì)數(shù)值表示；農(nóng)村擁有的技術(shù)要素則通過設(shè)施農(nóng)業(yè)種植占地面積的對(duì)數(shù)值來衡量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。

4.協(xié)變量“三塊地”試點(diǎn)縣域的挑選使得試點(diǎn)城市的選擇不具有隨機(jī)性，且縣域之間的資源稟賦、發(fā)展差距、自然稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與金融市場(chǎng)的發(fā)展差異，難以符合雙重差分中共同趨勢(shì)的前提假設(shè)。選擇農(nóng)業(yè)發(fā)展程度、工業(yè)發(fā)展程度、地域面積、人口規(guī)模、通信基礎(chǔ)、公共服務(wù)等作為協(xié)變量進(jìn)行匹配，能夠有效緩解政策效果的評(píng)估偏誤。各變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型選擇

本文將2015年作為政策基期，將“三塊地”試點(diǎn)縣區(qū)設(shè)為處理組，未進(jìn)入名單的城市作為控制組，構(gòu)建一個(gè)分析“三塊地”改革試點(diǎn)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。由于試點(diǎn)樣本僅占全樣本1.5%，同時(shí)基層在推進(jìn)“三塊地”改革試點(diǎn)時(shí)，不同縣（市）的空間布局、資源稟賦、發(fā)展階段存在差異，因此試驗(yàn)區(qū)的選擇不具有隨機(jī)性，也難以滿足雙重差分模型共同趨勢(shì)前提假設(shè)。參考魏守華等［27］、徐志剛等［28］的研究，采用PSM-DID方法進(jìn)行分析，使兩個(gè)方法之間優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，避免樣本的選擇偏差也能有效解決因變量遺漏產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。因?yàn)檎邔?shí)施會(huì)對(duì)微觀主體產(chǎn)生外生沖擊，故不存在逆向因果關(guān)系，所以能夠通過雙向固定效應(yīng)模型控制不同年份的差異和時(shí)間變化趨勢(shì)，達(dá)到有效排除遺漏變量產(chǎn)生的誤差的效果。具體模型設(shè)定如下：

式（1）中，i為縣域地區(qū)，t為年份編號(hào)，μi和λt分別表示縣域個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Yit表示被解釋變量，包括居民消費(fèi)潛力和縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；testit表示i地區(qū)在第t年的改革狀態(tài)；Xit為縣域特征向量，選擇政府規(guī)模、就業(yè)水平、居民福利水平、人力資本、生活水平、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平等變量以緩解因內(nèi)生性問題可能引起的模型估計(jì)偏誤。

四、結(jié)果與分析

（一）傾向得分匹配

根據(jù)模型設(shè)計(jì)，鑒于不同縣域之間存在異質(zhì)性問題，需要為處理組縣（市）尋找盡可能相似的對(duì)照組個(gè)體。借助Rosenbaum 等［29］和Heckman 等［30］的研究，以2014 年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行PSM 處理，其中處理組為2015 年劃入“三塊地”改革試點(diǎn)區(qū)域，使用鄰近匹配、半徑匹配和核匹配方法進(jìn)行匹配。由于半徑匹配能最有效地克服系統(tǒng)性差異及樣本選擇偏差，因此采用1∶4近鄰匹配確定權(quán)重計(jì)算傾向得分。

PSM 處理的可靠性要求匹配后處理組與對(duì)照組之間不存在顯著差異，滿足條件獨(dú)立性，因此首先進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。圖2為各協(xié)變量匹配前后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的變化圖，表2 為單個(gè)協(xié)變量的雙側(cè)t值檢驗(yàn)、匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差值變動(dòng)幅度以及匹配前后為R2、協(xié)變量聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)（LR檢驗(yàn)）結(jié)果。由圖2可以直觀地看出：相比于匹配前，匹配后的各個(gè)指標(biāo)更接近0 均值的范圍，這表明匹配后實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間相對(duì)獨(dú)立。表2顯示，各協(xié)變量均值偏差都明顯下降，根據(jù)Rosenbaum 等［29］的研究，匹配后標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值如果小于10%則說明匹配有效，各項(xiàng)指標(biāo)基本小于10，表明匹配后有效達(dá)到降低標(biāo)準(zhǔn)偏誤的效果。與此同時(shí)，聯(lián)合樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配后的中位數(shù)偏差也由54下降至2，P值也上升至0.996，表明實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間通過平衡性檢驗(yàn)，滿足雙重差分平衡性假設(shè)的要求，降低選擇偏差對(duì)政策凈效應(yīng)的影響。

圖2 標(biāo)準(zhǔn)化偏差的變化圖

表2 協(xié)變量匹配質(zhì)量檢驗(yàn)

由圖3 可以直觀地看出：PSM 之后滿足均值趨勢(shì)前提，在“三塊地”改革政策實(shí)施當(dāng)年，土地交易帶來的預(yù)期收入效應(yīng)降低了儲(chǔ)蓄養(yǎng)老傾向，增加了土地投資、居民消費(fèi)，導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄開始下降；土地交易對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策效果則在次年體現(xiàn)。同時(shí)核密度分布圖（圖4）表明，在傾向得分匹配前，處理組與對(duì)照組之間存在選擇偏差，而在近鄰傾向得分匹配后縣域之間的主要特征較吻合，樣本的選擇性誤差得到控制。

圖3 均值趨勢(shì)

圖4 匹配前后傾向得分核密度分布

（二）雙重差分

由于同時(shí)期的政策和措施過多，固定時(shí)間效應(yīng)及個(gè)體效應(yīng)能夠有效消除時(shí)間趨勢(shì)、個(gè)體異質(zhì)性對(duì)試點(diǎn)政策的影響。同時(shí)本文采用雙固定雙重差分的方法，一次差分用于消除處理組與對(duì)照組間不隨時(shí)間變化的差異，二次差分則可消除由時(shí)間趨勢(shì)帶來的影響，經(jīng)過雙重差分后即可得到政策實(shí)施效果的凈效應(yīng)。

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn) 雙重差分的前提之一便是要滿足平行趨勢(shì)假定，參考孫天陽(yáng)等［31］的做法，采取事件研究法對(duì)平衡趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)，以試點(diǎn)縣（市）設(shè)置當(dāng)年作為基準(zhǔn)年，為更加直觀反映回歸結(jié)果，給出回歸系數(shù)變化趨勢(shì)圖并以虛線標(biāo)明置信區(qū)間。由圖5可知，政策實(shí)施前的估計(jì)值不顯著異于0，這表明政策實(shí)施前處理組和對(duì)照組之間存在共同趨勢(shì)，平行趨勢(shì)假設(shè)成立。

圖5 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.回歸結(jié)果 根據(jù)前文設(shè)定的PSM-DID 基準(zhǔn)回歸模型式（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3 所示?！叭龎K地”試點(diǎn)政策對(duì)居民消費(fèi)潛力的交互項(xiàng)系數(shù)在10%的顯著性水平上為負(fù)，這表明“三塊地”試點(diǎn)政策在一定程度上改變了居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村儲(chǔ)蓄偏高的主要原因是農(nóng)戶對(duì)未來不確定風(fēng)險(xiǎn)的防范、緩解融資約束的需要，其中融資約束導(dǎo)致邊際儲(chǔ)蓄傾向與消費(fèi)之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，而在“三塊地”改革期間實(shí)現(xiàn)土地確權(quán)以及土地上市流轉(zhuǎn)，這二者的共同作用使得農(nóng)戶在確定性的條件下能夠通過出讓、租賃或轉(zhuǎn)包土地或者通過經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押獲得貸款，以此解決融資約束；同時(shí)土地流轉(zhuǎn)帶來的收入效應(yīng)以及預(yù)期效益均能影響農(nóng)戶的投資行為、消費(fèi)行為。改革試點(diǎn)政策對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展所造成的綜合影響在10%的顯著性水平上為正，這表明試點(diǎn)政策實(shí)現(xiàn)發(fā)展壯大縣域經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)。土地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、集約化發(fā)展；勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移增加居民收入、提升土地效率；農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)程，共同促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、集體壯大。出于謹(jǐn)慎性考慮，本文利用全樣本DID 方法進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果經(jīng)濟(jì)學(xué)含義一致，但模型的擬合程度不如PSM-DID高，主要原因是試點(diǎn)縣域比例過小，導(dǎo)致政策效應(yīng)被遮蓋，因此PSM-DID對(duì)實(shí)現(xiàn)平行趨勢(shì)以及評(píng)估政策凈效應(yīng)更加有效。

表3 雙重差分回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn) 為了驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。具體操作說明如下：①替換解釋變量，中國(guó)儲(chǔ)蓄率的下降有利于消費(fèi)①參見https://cn.weforum.org/events/the-davos-agenda-2021/sessions/strengthening-the-financial-and-monetary-systemeastern-hemispher。，選取居民儲(chǔ)蓄存款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值比值的對(duì)數(shù)值來衡量?jī)?chǔ)蓄率，以工業(yè)產(chǎn)出的對(duì)數(shù)值來衡量縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；②變更匹配方式，通過1∶2 近鄰匹配獲得500個(gè)樣本進(jìn)行回歸；③縮減政策區(qū)間，為考察試點(diǎn)政策是否受延期影響，刪除2018年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果表明延期擴(kuò)大了政策實(shí)施效應(yīng)；④更換匹配基期，“三塊地”改革自2013年便已開始籌備啟動(dòng)［32］，為了更好切合政策實(shí)施時(shí)試點(diǎn)城市的發(fā)展特征，本文將PSM考察期提前到2013年，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為排除其他不可觀測(cè)因素對(duì)試點(diǎn)政策效果的影響，借鑒Feng 等［33］的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖6所示。經(jīng)過1 000次隨機(jī)過程后繪制“三塊地”改革試點(diǎn)政策系數(shù)的散點(diǎn)圖和核密度估計(jì)圖，可以看出試點(diǎn)系數(shù)仍然集中分布于0的附近，明顯有別于表3前兩列“三塊地”改革試點(diǎn)政策的系數(shù)（分別為-0.033 和0.013），且系數(shù)對(duì)應(yīng)的P值大多大于0.1，拒絕安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果與真實(shí)估計(jì)結(jié)果不存在差異的原假設(shè)，這表明未被觀測(cè)到的其他因素并未對(duì)估計(jì)結(jié)果造成顯著影響。

圖6 安慰劑檢驗(yàn)

（三）進(jìn)一步分析

1.異質(zhì)性回歸分析 為了探究“三塊地”試點(diǎn)政策的異質(zhì)性，按照農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比例將試點(diǎn)縣（市）分為農(nóng)業(yè)縣和非農(nóng)業(yè)縣，表6 的回歸結(jié)果表明“三塊地”政策對(duì)第一產(chǎn)業(yè)比例較大的縣（市）政策效果更加明顯，進(jìn)一步驗(yàn)證“三塊地”試點(diǎn)政策對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用。

表6 異質(zhì)性回歸分析

2.作用機(jī)制檢驗(yàn) 按照江艇［34］的中介檢驗(yàn)，進(jìn)一步分析“三塊地”改革試點(diǎn)對(duì)居民消費(fèi)潛力以及縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制（表7）。從表7 可以看出：“三塊地”改革試點(diǎn)對(duì)金融發(fā)展以及工業(yè)化進(jìn)程呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性，說明成為“三塊地”改革試點(diǎn)的縣域金融發(fā)展及工業(yè)化程度更高，這在一定程度上說明“三塊地”改革試點(diǎn)的設(shè)立有可能會(huì)通過金融發(fā)展和工業(yè)化影響居民消費(fèi)潛力的釋放以及縣域經(jīng)濟(jì)的壯大。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)

改革試點(diǎn)釋放的勞動(dòng)力流入城市之后，勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移效應(yīng)增加了第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力供給，既提高農(nóng)戶收入又迅速加快縣（市）工業(yè)化的進(jìn)程，由此推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。改革試點(diǎn)通過推動(dòng)土地入市交易而促成金融市場(chǎng)的完善，也緩解農(nóng)戶和集體融資約束，進(jìn)而改變農(nóng)戶儲(chǔ)蓄行為，同時(shí)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)出租也實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收，進(jìn)而釋放居民消費(fèi)潛力。同時(shí)在加入金融發(fā)展的平方項(xiàng)后，“三塊地”試點(diǎn)對(duì)居民消費(fèi)潛力中金融發(fā)展一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，表明金融發(fā)展與居民儲(chǔ)蓄之間存在倒“U”型關(guān)系（圖7）。通過繪制金融發(fā)展概率密度圖可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)縣（市）金融發(fā)展水平相對(duì)較低，尚未到達(dá)拐點(diǎn)，而土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)金融市場(chǎng)發(fā)展主要體現(xiàn)在利用土地實(shí)現(xiàn)抵押貸款增加上，增加的儲(chǔ)蓄存款又將其投入到投資、消費(fèi)領(lǐng)域，進(jìn)一步降低居民的儲(chǔ)蓄水平，加快內(nèi)需潛力的釋放，也加快縣域經(jīng)濟(jì)壯大。

圖7 金融發(fā)展概率密度圖及其與居民消費(fèi)潛力的關(guān)系

五、主要結(jié)論與政策建議

采用2013—2018 年中國(guó)縣域面板數(shù)據(jù)通過PSM-DID 方法，對(duì)“三塊地”改革試點(diǎn)的政策效果進(jìn)行分析，并進(jìn)一步探究其作用機(jī)制。研究結(jié)果表明，試點(diǎn)政策確實(shí)起到釋放農(nóng)戶消費(fèi)意愿以及壯大縣域經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)?！叭龎K地”試點(diǎn)政策不僅能夠通過土地確權(quán)加快縣域金融市場(chǎng)完善，降低未來風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，減少農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，加強(qiáng)農(nóng)戶消費(fèi)意愿，還能通過土地上市流轉(zhuǎn)、抵押貸款緩解融資約束，改變農(nóng)戶投資行為、消費(fèi)偏好，同時(shí)拉動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)一步釋放消費(fèi)潛力。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展推動(dòng)試點(diǎn)政策對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為的改變，加快居民消費(fèi)潛力的釋放；較高人力資本的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移加快城鄉(xiāng)要素自由流動(dòng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提升農(nóng)戶收入及消費(fèi)能力，進(jìn)而帶動(dòng)內(nèi)需增長(zhǎng)。其原因在于，“三塊地”試點(diǎn)改革的重點(diǎn)在于農(nóng)村土地，因此政策凈效應(yīng)主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)縣上，這也驗(yàn)證了“三塊地”試點(diǎn)政策對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展、推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的作用。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議：首先，完善土地要素市場(chǎng)化改革。通過總結(jié)“三塊地”改革試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)并逐步擴(kuò)大試點(diǎn)范圍，深化農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革、推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程，同時(shí)加大農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)財(cái)政政策的支持力度、完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的利益機(jī)制，真正做到土地收益向集體和農(nóng)民傾斜。其次，支持農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)。逐步消除農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)城阻礙、拓寬農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)渠道、積極引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)，同時(shí)完善社會(huì)保障制度、加強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力的技能培訓(xùn)力度，實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè)。最后，推進(jìn)構(gòu)建農(nóng)村金融新格局。深化農(nóng)村金融改革、加快推廣土地抵押融資經(jīng)驗(yàn)、推進(jìn)農(nóng)村金融產(chǎn)品與服務(wù)創(chuàng)新，提升農(nóng)村金融服務(wù)水平，通過提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)引導(dǎo)農(nóng)戶的投資行為以及消費(fèi)偏好。