“三塊地”改革對縣域經濟發展的影響研究

張云輝，汪 洋

（哈爾濱理工大學 經濟與管理學院 黑龍江 哈爾濱 150040）

一、引言與文獻綜述

“三塊地”改革標志著新一輪農村土地制度改革大幕的開啟，是中國共產黨建黨百年以來的一次重大制度創新，同時為發揮我國超大規模市場優勢、內需潛力以及構建新發展格局開辟了新路徑。黨的二十大報告強調要素市場化改革在推動高質量發展、助力實現中國式現代化等方面的重要作用，在要素市場化改革進程中，生產要素的投入及全要素生產率的提升決定著經濟增長速度。全面推進鄉村振興離不開“人、地、錢”三要素，伴隨著經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，資本和勞動力的邊際回報率遞減，全要素生產率增長趨緩，土地這一生產要素的市場化配置將成為經濟新增長極，而農村土地要素改革勢必成為經濟體制改革的重要任務。全球疫情影響下的經濟疲軟、貿易保護主義高漲、中美貿易摩擦使得技術進步短期內進展緩慢、投資拉動作用減弱，以提高收入、擴大內需為核心的國內大循環逐漸占據推動經濟增長的主體地位。在構建新發展格局中，構建國內統一大市場是激發市場活力、增強經濟內生動力的重要基礎。農村土地的新一輪改革正契合這一時代背景，“三塊地”改革在促進農戶收入增長、擴大消費需求的同時，也通過勞動力結構性轉移加快人口市民化進程，實現消費數量和質量的同步上升。因此，探究“三塊地”改革試點對居民消費以及縣域經濟的政策效應，對全面推進鄉村振興、促進城鄉融合發展以及全體人民共同富裕具有重要意義。

權利的界定是市場交易的基本前提，“三塊地”改革的核心是在不改變農村土地集體所有制的前提下，變更使用權及土地用途。土地要素市場化的本質是賦予土地轉讓權，允許土地流轉更是要素自由流動的前提。程令國等［1］通過研究我國農地確權制度認為，農地確權在降低交易成本的過程中促進土地流轉。在土地流轉過程中，紀月清等［2］認為保持土地產權關系穩定是土地流轉的關鍵。在此基礎上，嚴金明等［3］、劉守英［4］將“三塊地”改革視為一個研究整體，為農村土地制度深化改革提供理論基礎。因此，諸多學者從農業現代化的角度探究土地流轉的成效，主要分為減貧增收以及發展壯大縣域經濟兩個切入點。從土地流轉實現的減貧增收這一切入點來看，土地流轉率與貧困發生率之間存在顯著負相關關系［5］。土地流轉能降低農戶未來陷入貧困風險的不確定性，緩解貧困脆弱性［6］，也能通過收入效應和就業效應實現貧困減緩和全面脫貧［7］?；诙嘁暯?、多維度的貧困指標，利用中國家庭追蹤調查（CFPS）數據也再次驗證土地流轉的減貧效應和異質性［8］。另外，土地流轉可以為農戶帶來明顯的家庭收入提升［9-10］：一方面產權改革形成穩定的土地交易市場能提升居民財產性收入［11］，另一方面也能夠利用土地交易市場顯化土地投資品的屬性，通過土地投資實現收入增長［12-13］，伴隨著剩余勞動力的釋放、就業機會成本的下降則實現居民工資性收入增長［14］。除土地流轉實現減貧增收外，農村土地流轉對城鄉收入差距的影響成為新的研究熱點［15-17］。此外，從土地流轉發展壯大縣域經濟這個切入點來看，土地是發展縣域經濟的重要支撐，土地流轉更是發展壯大農村縣域經濟的有效手段［18］。土地流轉不僅有效提升縣域經濟［19-20］，還增加土地收益和帶來較高人力資本的農村剩余勞動力［21］，剩余勞動力轉移通過邊際產出拉平效應實現城鄉勞動生產率均等化，加快新型城鎮化進程［22］，為城鄉融合發展提供契機。

然而，現有研究對“三塊地”改革試點整體的政策凈效應實證分析尚不充分，研究視角并未聚焦到縣域層次，不能完全、準確分析政策凈效應?；诖?，本文以“三塊地”試點政策構建準自然實驗，通過傾向得分匹配-雙重差分方法（PSM-DID）實證檢驗“三塊地”改革試點對縣域經濟的影響，探索“三塊地”改革與居民消費潛力、縣域經濟發展之間的影響機制。

二、理論分析

“三塊地”改革包括農村土地征收、集體經營性建設用地入市、宅基地制度改革等3 個方面?！叭龎K地”改革試點從2015 開始設立，2017 年為了使政策產生疊加和協調效應，充分發揮試點促進農業農村發展、土地增效、農民增收的政策效果，“三塊地”改革三管齊下發揮政策合力?！叭龎K地”改革能有效保障農民的收益和財產權益，推動土地制度變遷?！叭龎K地”改革能夠提升農民財產性收入并通過金融市場的發展釋放居民消費潛力，同時“三塊地”改革釋放的大量剩余勞動力也能推進工業化進程，進而壯大縣域經濟（圖1）。

圖1 “三塊地”改革作用機制

首先，農村土地征收允許縣級政府優化村莊用地布局，通過有效利用鄉村零星分散存量建設用地、盤活利用閑置宅基地和閑置房屋，以自主經營或是聯營合資的方式實現縣級村集體資產的保值增值，從而實現縣域經濟的壯大。同時，土地出讓的部分收入用來建立被征地農民生活保障的長效機制，完善農民就業、養老、醫療、住房等社會保障體系，降低農戶的預防性儲蓄比例，釋放農民消費需求。

其次，集體經營性建設用地入市賦予農民土地流轉的權利，能夠有效顯化集體經營性建設用地使用權價值，給村集體帶來土地增值收益；在一定程度上也放活擔保物權，將集體經營性建設用地的使用權作為抵押財產向銀行業金融機構抵押貸款，為入市改革提供重要的資金支持的同時能夠讓農民分享到改革紅利，促進收入多元化。與此同時，“三塊地”改革中集體經營性建設用地入市也進一步推動農村地區金融發展進程，緩解農戶融資約束，進而改變農戶儲蓄行為。此外，集體經營性建設用地入市也進一步平衡城鄉建設用地權益，釋放大量農村剩余勞動力推動縣域工業化、城市化和現代化進程，為城鄉一體化發展鋪路。

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，既起到穩定保障的作用，也能實現土地資產盤活的效果。宅基地制度改革通過實現農村宅基地與城鎮住宅的城鄉置換，保障農戶的合法居住權益、推進農民市民化進程［23］；同時，盤活閑置的農村宅基地、農房，也進一步提高土地利用效率、增加村集體和農民收入。

三、數據來源、變量選取與模型選擇

（一）數據來源

“三塊地”改革試點主要集中在縣域地區，故采用2013—2018年《中國縣域統計年鑒》相關數據作為樣本數據。由于“三塊地”改革試點政策幾乎同時發布，且政策實施時區分性不大，極短時間內便將“三塊地”改革在33 個試點城市全面開展，因此本文主要評估“三塊地”試點政策的聯合效應［24］。在剔除部分數據缺失嚴重的縣（區）數據后，最終得到包含2 072 個縣（市、區）2013—2018 年橫跨6 年的平衡面板數據，其中32個試點縣域被設為處理組，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間虛擬變量的交互項（T×D）。其中，T為時間虛擬變量，“三塊地”改革試點設立于2015 年，以2015 年作為政策時間節點，“2013—2014 年”賦值為0；“2015—2018年”賦值為1。D為政策虛擬變量，處于實驗組的縣域賦值為1；控制組的縣域賦值為0。借助于PSM-DID 模型的設定，交互項系數能夠準確反映出改革試點的凈效應，估計系數α1為評價試點政策效應的重要依據。

2.被解釋變量 為了更好地識別“三塊地”試點政策有效性，從居民消費潛力和縣域經濟增長這兩個角度進行分析。我國農戶家庭收入除去消費支出后通常被用來儲蓄，同時投資行為、消費水平的改變也能通過儲蓄水平體現，因此采用居民儲蓄水平的對數值作為衡量居民消費潛力的代表變量，低儲蓄表明較強的消費意愿?，F階段農村改革任務的重點在于“農村集體產權制度改革試點”，而農村集體產權制度改革試點也大部分在縣（市）層次，因此采用縣（市）GDP增長的對數值對縣域經濟進行衡量。

3.控制變量 本文采用住戶儲蓄余額占GDP 比例、第二產業增加值的對數作為衡量居民消費潛力和縣域經濟增長的代表變量，用來檢驗實證結果的穩健性。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過程起到重要作用，以一般公共預算支出占GDP比例衡量政府規模；勞動力要素的遷移更是土地流轉中的重要議題之一，以非農就業人數的對數值衡量就業水平；以提供住宿的社會工作機構床位對數值衡量居民福利水平；人力資本的質量以每萬人在校小學人數替代，生活水平則以人均GDP的對數值表示；農村擁有的技術要素則通過設施農業種植占地面積的對數值來衡量農業機械化水平。

4.協變量“三塊地”試點縣域的挑選使得試點城市的選擇不具有隨機性，且縣域之間的資源稟賦、發展差距、自然稟賦、產業結構與金融市場的發展差異，難以符合雙重差分中共同趨勢的前提假設。選擇農業發展程度、工業發展程度、地域面積、人口規模、通信基礎、公共服務等作為協變量進行匹配，能夠有效緩解政策效果的評估偏誤。各變量說明與描述性統計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統計

（三）模型選擇

本文將2015年作為政策基期，將“三塊地”試點縣區設為處理組，未進入名單的城市作為控制組，構建一個分析“三塊地”改革試點的準自然實驗。由于試點樣本僅占全樣本1.5%，同時基層在推進“三塊地”改革試點時，不同縣（市）的空間布局、資源稟賦、發展階段存在差異，因此試驗區的選擇不具有隨機性，也難以滿足雙重差分模型共同趨勢前提假設。參考魏守華等［27］、徐志剛等［28］的研究，采用PSM-DID方法進行分析，使兩個方法之間優勢互補，避免樣本的選擇偏差也能有效解決因變量遺漏產生的內生性問題。因為政策實施會對微觀主體產生外生沖擊，故不存在逆向因果關系，所以能夠通過雙向固定效應模型控制不同年份的差異和時間變化趨勢，達到有效排除遺漏變量產生的誤差的效果。具體模型設定如下：

式（1）中，i為縣域地區，t為年份編號，μi和λt分別表示縣域個體固定效應和時間固定效應；εit為隨機擾動項；Yit表示被解釋變量，包括居民消費潛力和縣域經濟增長；testit表示i地區在第t年的改革狀態；Xit為縣域特征向量，選擇政府規模、就業水平、居民福利水平、人力資本、生活水平、農業機械化水平等變量以緩解因內生性問題可能引起的模型估計偏誤。

四、結果與分析

（一）傾向得分匹配

根據模型設計，鑒于不同縣域之間存在異質性問題，需要為處理組縣（市）尋找盡可能相似的對照組個體。借助Rosenbaum 等［29］和Heckman 等［30］的研究，以2014 年樣本數據進行PSM 處理，其中處理組為2015 年劃入“三塊地”改革試點區域，使用鄰近匹配、半徑匹配和核匹配方法進行匹配。由于半徑匹配能最有效地克服系統性差異及樣本選擇偏差，因此采用1∶4近鄰匹配確定權重計算傾向得分。

PSM 處理的可靠性要求匹配后處理組與對照組之間不存在顯著差異，滿足條件獨立性，因此首先進行平衡性檢驗。圖2為各協變量匹配前后的標準化偏差的變化圖，表2 為單個協變量的雙側t值檢驗、匹配前后標準化偏差值變動幅度以及匹配前后為R2、協變量聯合顯著性檢驗（LR檢驗）結果。由圖2可以直觀地看出：相比于匹配前，匹配后的各個指標更接近0 均值的范圍，這表明匹配后實驗組與對照組之間相對獨立。表2顯示，各協變量均值偏差都明顯下降，根據Rosenbaum 等［29］的研究，匹配后標準偏差的絕對值如果小于10%則說明匹配有效，各項指標基本小于10，表明匹配后有效達到降低標準偏誤的效果。與此同時，聯合樣本檢驗結果表明，匹配后的中位數偏差也由54下降至2，P值也上升至0.996，表明實驗組與對照組之間通過平衡性檢驗，滿足雙重差分平衡性假設的要求，降低選擇偏差對政策凈效應的影響。

圖2 標準化偏差的變化圖

表2 協變量匹配質量檢驗

由圖3 可以直觀地看出：PSM 之后滿足均值趨勢前提，在“三塊地”改革政策實施當年，土地交易帶來的預期收入效應降低了儲蓄養老傾向，增加了土地投資、居民消費，導致居民儲蓄開始下降；土地交易對縣域經濟增長的政策效果則在次年體現。同時核密度分布圖（圖4）表明，在傾向得分匹配前，處理組與對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

圖4 匹配前后傾向得分核密度分布

（二）雙重差分

由于同時期的政策和措施過多，固定時間效應及個體效應能夠有效消除時間趨勢、個體異質性對試點政策的影響。同時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照組間不隨時間變化的差異，二次差分則可消除由時間趨勢帶來的影響，經過雙重差分后即可得到政策實施效果的凈效應。

1.平行趨勢檢驗 雙重差分的前提之一便是要滿足平行趨勢假定，參考孫天陽等［31］的做法，采取事件研究法對平衡趨勢進行檢驗，以試點縣（市）設置當年作為基準年，為更加直觀反映回歸結果，給出回歸系數變化趨勢圖并以虛線標明置信區間。由圖5可知，政策實施前的估計值不顯著異于0，這表明政策實施前處理組和對照組之間存在共同趨勢，平行趨勢假設成立。

圖5 平行趨勢檢驗

2.回歸結果 根據前文設定的PSM-DID 基準回歸模型式（1）進行回歸，回歸結果如表3 所示?！叭龎K地”試點政策對居民消費潛力的交互項系數在10%的顯著性水平上為負，這表明“三塊地”試點政策在一定程度上改變了居民消費結構，農村儲蓄偏高的主要原因是農戶對未來不確定風險的防范、緩解融資約束的需要，其中融資約束導致邊際儲蓄傾向與消費之間呈現負相關，而在“三塊地”改革期間實現土地確權以及土地上市流轉，這二者的共同作用使得農戶在確定性的條件下能夠通過出讓、租賃或轉包土地或者通過經營權抵押獲得貸款，以此解決融資約束；同時土地流轉帶來的收入效應以及預期效益均能影響農戶的投資行為、消費行為。改革試點政策對當地經濟發展所造成的綜合影響在10%的顯著性水平上為正，這表明試點政策實現發展壯大縣域經濟的目標。土地流轉實現土地資源的優化配置，促進農業現代化、集約化發展；勞動力轉移增加居民收入、提升土地效率；農村產業結構的優化調整，推動新型城鎮化、工業化進程，共同促進農村經濟增長、集體壯大。出于謹慎性考慮，本文利用全樣本DID 方法進行回歸分析，其結果與基準回歸結果經濟學含義一致，但模型的擬合程度不如PSM-DID高，主要原因是試點縣域比例過小，導致政策效應被遮蓋，因此PSM-DID對實現平行趨勢以及評估政策凈效應更加有效。

表3 雙重差分回歸結果

3.穩健性檢驗 為了驗證基準回歸估計結果的穩健性，本文進行穩健性檢驗，結果如表4所示。具體操作說明如下：①替換解釋變量，中國儲蓄率的下降有利于消費①參見https://cn.weforum.org/events/the-davos-agenda-2021/sessions/strengthening-the-financial-and-monetary-systemeastern-hemispher。，選取居民儲蓄存款余額與地區生產總值比值的對數值來衡量儲蓄率，以工業產出的對數值來衡量縣域經濟增長；②變更匹配方式，通過1∶2 近鄰匹配獲得500個樣本進行回歸；③縮減政策區間，為考察試點政策是否受延期影響，刪除2018年數據進行回歸分析，結果表明延期擴大了政策實施效應；④更換匹配基期，“三塊地”改革自2013年便已開始籌備啟動［32］，為了更好切合政策實施時試點城市的發展特征，本文將PSM考察期提前到2013年，回歸結果與基準回歸一致。

表4 穩健性檢驗

為排除其他不可觀測因素對試點政策效果的影響，借鑒Feng 等［33］的方法進行安慰劑檢驗，檢驗結果如圖6所示。經過1 000次隨機過程后繪制“三塊地”改革試點政策系數的散點圖和核密度估計圖，可以看出試點系數仍然集中分布于0的附近，明顯有別于表3前兩列“三塊地”改革試點政策的系數（分別為-0.033 和0.013），且系數對應的P值大多大于0.1，拒絕安慰劑檢驗的估計結果與真實估計結果不存在差異的原假設，這表明未被觀測到的其他因素并未對估計結果造成顯著影響。

圖6 安慰劑檢驗

（三）進一步分析

1.異質性回歸分析 為了探究“三塊地”試點政策的異質性，按照農業產值占GDP 比例將試點縣（市）分為農業縣和非農業縣，表6 的回歸結果表明“三塊地”政策對第一產業比例較大的縣（市）政策效果更加明顯，進一步驗證“三塊地”試點政策對促進城鄉協調發展、實現鄉村振興的促進作用。

表6 異質性回歸分析

2.作用機制檢驗 按照江艇［34］的中介檢驗，進一步分析“三塊地”改革試點對居民消費潛力以及縣域經濟增長的影響機制（表7）。從表7 可以看出：“三塊地”改革試點對金融發展以及工業化進程呈現顯著正相關性，說明成為“三塊地”改革試點的縣域金融發展及工業化程度更高，這在一定程度上說明“三塊地”改革試點的設立有可能會通過金融發展和工業化影響居民消費潛力的釋放以及縣域經濟的壯大。

表7 機制檢驗

改革試點釋放的勞動力流入城市之后，勞動力結構轉移效應增加了第二產業勞動力供給，既提高農戶收入又迅速加快縣（市）工業化的進程，由此推動縣域經濟增長。改革試點通過推動土地入市交易而促成金融市場的完善，也緩解農戶和集體融資約束，進而改變農戶儲蓄行為，同時土地經營權出租也實現農戶增收，進而釋放居民消費潛力。同時在加入金融發展的平方項后，“三塊地”試點對居民消費潛力中金融發展一次項系數為正，二次項系數為負，表明金融發展與居民儲蓄之間存在倒“U”型關系（圖7）。通過繪制金融發展概率密度圖可以發現，我國縣（市）金融發展水平相對較低，尚未到達拐點，而土地流轉促進金融市場發展主要體現在利用土地實現抵押貸款增加上，增加的儲蓄存款又將其投入到投資、消費領域，進一步降低居民的儲蓄水平，加快內需潛力的釋放，也加快縣域經濟壯大。

圖7 金融發展概率密度圖及其與居民消費潛力的關系

五、主要結論與政策建議

采用2013—2018 年中國縣域面板數據通過PSM-DID 方法，對“三塊地”改革試點的政策效果進行分析，并進一步探究其作用機制。研究結果表明，試點政策確實起到釋放農戶消費意愿以及壯大縣域經濟的目標?！叭龎K地”試點政策不僅能夠通過土地確權加快縣域金融市場完善，降低未來風險的不確定性，減少農戶的預防性儲蓄，加強農戶消費意愿，還能通過土地上市流轉、抵押貸款緩解融資約束，改變農戶投資行為、消費偏好，同時拉動縣域經濟增長進一步釋放消費潛力。進一步分析發現，金融發展推動試點政策對居民儲蓄行為的改變，加快居民消費潛力的釋放；較高人力資本的農村剩余勞動力轉移加快城鄉要素自由流動，促進經濟增長，提升農戶收入及消費能力，進而帶動內需增長。其原因在于，“三塊地”試點改革的重點在于農村土地，因此政策凈效應主要體現在農業縣上，這也驗證了“三塊地”試點政策對促進城鄉協調發展、推進鄉村振興的作用。

基于以上研究結論，提出如下政策建議：首先，完善土地要素市場化改革。通過總結“三塊地”改革試點經驗并逐步擴大試點范圍，深化農村土地產權制度改革、推進市場化進程，同時加大農村土地流轉財政政策的支持力度、完善農地流轉過程中的利益機制，真正做到土地收益向集體和農民傾斜。其次，支持農村勞動力轉移就業。逐步消除農村剩余勞動力進城阻礙、拓寬農村勞動力轉移就業渠道、積極引導農村勞動力外出就業，同時完善社會保障制度、加強農村勞動力的技能培訓力度，實現更高質量和更充分就業。最后，推進構建農村金融新格局。深化農村金融改革、加快推廣土地抵押融資經驗、推進農村金融產品與服務創新，提升農村金融服務水平，通過提升農戶金融素養引導農戶的投資行為以及消費偏好。