一.   问题提出

县域经济在维护社会稳定和推动国家经济发展中扮演着至关重要的角色。县域经济发展状况直接关系到农业现代化和农民生活水平的提升。有效的县域经济发展策略能够促进农业产业的转型升级，提高农产品的市场竞争力，增加农民收入。同时，县域经济发展在促进就业、创新和区域经济多样化方面也起着关键作用。因此，提升县域经济水平，不仅是解决农业、农村和农民问题的关键，而且是推动城乡协调发展、促进就业和创新的重要途径^[1-2]。

有效的产权制度往往被视为经济增长的根本驱动力^[3]。首先，明晰的产权制度确立了资源控制和使用的权利界限，减少了资源配置中的不确定性，有利于激发资源所有者投资、维护和优化资源使用的动力，从而提高生产效率和经济福利。其次，明晰的产权能显著降低市场交易成本^[4]。如果产权界定模糊，参与者在交易过程中就要投入更多的时间和资源以确认和保障交易的安全性，而高昂的交易成本会阻碍市场的有效运行和资源的合理分配。相反，如果产权界定明晰，交易双方就能快速、准确地识别资源的归属和价值，减少交易成本，促进市场效率提升。此外，产权明晰还有助于减少私人与社会经济活动之间的收益率差异。在一个健全的产权体系中，个体对自己所持有的资源拥有完整的控制权，不仅有利于激励个体进行有效的资源管理和创新，还能促使社会资源得到合理的分配和利用^[5]，推动经济增长和繁荣。可见，明晰界定和有效运作的产权制度是推动经济增长的关键因素。

作为中国特有的产权形式，农村集体产权制度是公有制经济在中国农村的重要实现形式。农村集体资产具有产权的共有性、集体成员的身份性以及权益分享的普惠性。如果盘活农村集体资产，进一步发展壮大农村集体经济，不仅能够保证农民收入持续稳定增长，也将使县域经济得到极大发展。事实上，健全产权规则和促进制度变革对中国经济增长做出了重要贡献^[6-8]。例如，农村信用合作社股份制改革和土地经营权抵押贷款试点都对经济发展有过显著的促进作用^[9-10]。得益于农村集体产权制度的强大生命力，中国体量巨大的集体资产才没有被闲置，尤其是在改革开放后，农村集体经济得到了更为充分的发展^[11]。近些年，在总结既往试点经验的基础上，中国组织开展了新一轮农村集体经营性资产产权制度改革(下文简称农村集体产权改革)试点。改革成效初现，政策红利也在逐步释放^[12-14]。但既往研究主要集中在农村集体经济的内涵特征、发展困境及其实现形式等方面^[15-17]。少量研究发现，农村集体产权改革在一定程度上提高了农民的收入水平，并在缩小城乡收入差距方面发挥了重要作用^[18-21]。然而，这些研究主要依赖于特定案例和实践经验的分析，缺乏大样本数据支持，难以形成普适性结论。

有鉴于此，本研究使用中国2010—2019年1 911个县级单位的面板数据，以新一轮农村集体产权改革试点作为准自然实验，采用广义双重差分法，实证分析农村集体产权改革对县域经济发展的整体性影响、作用机制和区域异质性。本文的主要贡献在于：其一，新一轮农村集体产权改革试点可作为一个较好的准自然实验，本文通过构建广义双重差分模型，能够更准确地评估农村集体产权改革的政策效应。特别是，通过比较改革前后的县域经济发展指标，可以有效地隔离改革本身的影响，更准确地量化其对县域经济增长的贡献。其二，本研究着重分析农村集体产权改革通过改变资源配置效率影响县域经济发展，不仅有助于理解农村集体产权改革的内在机理，也为探索促进农村经济社会发展的有效途径提供了新视角。

二.   政策背景与理论分析

一   政策背景

随着中国农村集体经济的发展壮大，一系列结构性问题逐渐显现，主要集中在集体产权结构方面。其中，产权不清晰不仅是传统集体产权结构的重要弊端之一，也是制约集体经济转型升级的主要瓶颈。此外，集体经济中资产归属不明确、收益分配不透明的问题日益突出，严重影响了农村经济的健康发展，加剧了农村的不平等和社会矛盾，降低了农民对集体经济的信任和参与度^[22]。更为严重的是，代理人问题，尤其是村干部的机会主义行为，在农村集体经济运营中普遍存在^[23]，包括滥用职权、贪污腐败等，不仅损害了农民的利益，也破坏了农村的社会和谐与经济发展。

为了应对这些挑战，并促进农村集体经济的可持续发展，中国自20世纪80年代末开始了农村集体产权制度的改革。这些早期改革多发生在东部经济较发达的地区，为后续的全面改革提供了重要的经验和借鉴。从2015年开始，基于早期改革的经验，农业农村部进一步推动了四批农村集体产权改革试点，试点的实施地区逐渐扩大：从2015年5月开始的29个县(市、区)的试点，到2017年扩展至100个县(市、区)，并在2018年和2019年进一步覆盖更多省份和县级行政单位，最后于2020年开始在全国范围内全面实施。截至2020年底，全国村级集体经济组织数量达到53.99万个，集体经济“空壳村”的数量显著减少，经营性收入和集体组织分红数量得到了明显提高。这一系列的农村集体产权改革举措，不仅解决了产权不清晰等结构性问题，还促进了农村集体经济的健康和可持续发展，为解决基层矛盾和增强经济发展模式的创新性提供了重要的制度保障。

二   理论分析

1   农村集体产权改革对县域经济发展的整体性影响

产权制度是影响经济效率及增长差异的基本因素。在中国，农村集体产权改革的核心在于明确赋予农民具有清晰界限和完全排他性的财产权利^[24]。其意义在于，通过转移资源产权，将资源从低效率者手中转移到高效率者手中，激发农村乃至整个县域经济的快速增长。农村集体产权改革的具体实施措施包括解决集体经济组织成员边界不清晰、集体产权关系模糊等问题，为集体资产的市场化运营创造了制度基础。历史上，由于集体经济组织成员界限模糊和产权关系不明确，农村集体资产往往未能有效参与市场经营。改革后，这些问题得到了基本解决，为基于市场逻辑的农村集体经济创新发展提供了制度基础。特别是，农村集体产权的权利结构重构不仅稳定并完善了家庭承包经营制度，还为打破农村集体资产和成员权利的村社封闭性提供了可能，适应了农业现代化发展趋势。这些改革措施不仅促进了农村生产力的发展，还增强了农村集体经济组织的对外开放性，为农村集体资产更有效地参与市场经营活动创造了条件，助力县域经济发展^[25-26]。据此，提出本文研究假设1：

H1  农村集体产权改革对县域经济发展具有促进作用。

2   农村集体产权改革对县域经济发展的间接影响

第一，生产效应，即农村集体产权改革有利于提高农村生产效率。制度安排对资源配置和生产效率的影响不容忽视。合理的制度安排能够有效激发土地、劳动等生产要素的潜力，并通过降低生产成本和交易成本促进资源的自由流动和高效配置^[27]，不仅保障了经济运行的效率，而且为经济的持续增长提供了动力。在农村集体产权改革的背景下，这一点表现得尤为明显。农村集体产权改革确保了集体成员能够通过承包、租赁等形式，成为土地、劳动等生产要素的权利主体。在权利明晰化的过程中，不仅激发了农民对集体经济组织发展的热情和投入，还强化了其在行使权利时的成本约束意识。这种权利与责任的明晰，加强了农民对资源利用的合理性，从而显著提高了农村的生产效率^[28]。从规模经营的角度看，以农村集体产权改革为载体的农村土地制度改革，使原来分散、闲置和利用效率低的土地得到有效利用。明确的产权制度激发了土地流转市场活力，农民可以根据自身条件选择将土地出租给效率更高的农业经营者。由此，不仅提高了土地的使用效率，也有助于进一步催生更多的专业大户、家庭农场和农业龙头企业等新型经营主体，加快实现农地规模经营，进而提高劳动生产效率。

另外，从人口流动视角来看，农村集体产权改革在城镇化中发挥了重要作用，尤其提升了农民市民化能力^[29]，使农村劳动力拥有更多进城工作的机会。由于要素报酬的均等化和农村剩余劳动力的减少会倒逼农业劳动生产率水平的提高，同时，城市劳动力的增多也会使得竞争加大，这使得一些入城劳动者回流农村^[30]，给当地带来先进的生产技术和丰富的知识经验，助力农业生产效率的快速提升。可见，通过土地和劳动力等生产要素的合理流动，既提高了农业生产效率，也促进了城乡间资源的优化配置，进而推动县域经济发展。

第二，产业效应，即农村集体产权改革有利于促进产业集聚。经济活动的空间集聚，尤其是产业集聚的强化，是加快区域经济发展的前提条件之一^[31-32]。在经济发展新常态下，既往促进县域经济发展的潜力已被基本挖掘，不少县域产业模式发展单一，集聚程度低，整体市场竞争力不强，县域经济发展进入瓶颈期^[33]。壮大县域主导产业和培育新型产业，大力发展吸纳就业能力强的产业，是实现县域经济转型升级的关键^[34]。农村集体产权改革通过对集体资产还权赋能盘活农村闲置资源，进而吸引更多的农村人口和生产要素向本地优势产业集聚，尤其是推动县域二三产业的发展，成为支撑县域经济发展的新动能。在传统的农村集体产权制度中，资源(尤其是土地)的所有权和使用权往往不明确，导致资源配置效率低下。农村集体产权改革通过明晰产权，赋予农民更明确的土地使用权，增加他们对土地的投资和管理意愿。由此，使得土地资源可以更有效地被用于产业发展，促进特定产业尤其是与农业相关的产业集聚。

同时，基于新制度经济学视角，农村集体产权改革通过降低交易成本和不确定性，促进了资源的有效流动和市场的有效运作。明晰的产权减少了市场参与者之间的信息不对称，降低了交易成本，使得资本和劳动力能够更自由、更高效地流向那些有竞争力的产业集群。集聚的产业能够共享基础设施、市场信息、供应链和人才资源，从而降低生产成本、提高效率。总体上，农村集体产权改革通过优化资源配置，激励特定产业尤其是加工、制造等产业在农村集中，进而助力县域经济发展。

第三，资本效应，即农村集体产权改革有利于吸引资本流入。农村集体经济组织的发展，除了依赖自身的资源禀赋外，也离不开外部社会资金的支持。自上而下的农村集体产权改革具有显著的信号效应，可以吸引大量社会资本投入农村集体经济组织的发展中^[35]。农村集体产权改革通常意味着产权的明晰化和法律保护的加强。在传统的集体制度下，由于产权界定模糊，外部投资者在投资时往往难以准确评估风险，这种不确定性增大了投资的潜在风险^[36]。改革后，明确的产权安排和法律保障能够降低不确定性，从而吸引更多的外部资本，促进县域经济发展。当农民对其土地和资源有了更多的决策权和控制权时，他们更有可能进行创新，尝试新的农业技术或经营模式。这种从基层涌现的创新能够吸引外部投资者，特别是那些寻求新市场和新机会的投资者。

另外，基于市场经济视角，农村集体产权改革有助于形成更为高效和透明的市场。在改革前，农村经济往往受到较多的行政干预和限制，阻碍了市场的自然发展和资源的有效配置。农村集体产权改革在一定程度上有利于阻滞行政干预，使市场机制能够更有效地发挥作用，从而吸引外部资本，尤其是那些寻求高效市场环境的资本。此外，农村集体产权改革还有助于改善地方治理结构，增加透明度和责任感。改革通常伴随着更加民主和透明的治理机制的引入，有助于提高外部投资者对农村治理质量的信心。同时，良好的治理结构能够保证投资环境的稳定性和可预测性，增添外部资本进入的安全感。可见，农村集体产权改革有利于创造一个更有吸引力、更有效率和更具透明度的投资环境，从而吸引更多外部资本流入，助力县域经济发展。综上，提出本文研究假设2：

H2    提高生产效率、促进产业集聚和吸引资本流入是农村集体产权改革影响县域经济发展的重要传导途径。

3   农村集体产权改革对县域经济发展的异质性影响

在中国，农村集体经济组织的发展呈现出显著的区域异质性。东部地区的农村集体经济组织资产总额占全国的比重超过60%，其中经营性资产占比超过一半^[37]。原因在于，东部地区的经济发展水平较高，市场环境更为成熟。由此，东部地区的农村集体经济组织能更有效地利用发达的基础设施和市场资源，展现出较高的运营效率和创新能力。相比之下，西部地区的农村集体经济组织受限于较落后的基础设施和有限的市场接入，其资产总额和运营效率通常较低，经营性资产占比仅为23.9%。此外，村均集体经营收益在10万元以上的省份主要集中在东部，而中西部地区还存在不少村集体经营收益为负的情况。在这种情况下，农村集体产权改革的相关举措，如土地使用权的灵活转让和多元化的投资方式，往往能在东部地区有效激发市场活力，吸引更多社会资本。然而，在中西部地区，同样的改革措施由于缺乏足够的市场动力和资本投入，可能无法取得预期效果。由此，农村集体产权改革的积极政策效应在东部地区可能更容易释放，从而促进农村集体经济转型升级和县域经济发展。

此外，由于缺乏足够的资本和技术，普通农户通常面临独立进入市场的挑战，限制了他们的市场竞争力和盈利能力。然而，农村集体经济组织通过统一的经营策略实现规模经济和成本分摊，不仅提升了个体农户的市场参与能力，还显著降低了他们进入市场的经济压力和交易风险^[38]。农村集体经济组织可以通过采购大宗商品和服务来降低成本，通过提供培训和技术支持来提升个体农户的生产效率和产品质量。可见，市场竞争通过促进要素市场的高效运作，降低农村集体经济的经营成本，成为推动农村集体经济发展的关键外部动力。一般而言，要素市场化程度越高，要素流通越频繁，产生收益的可能性也随之增加^[39-40]。这是因为市场化能够提高资源配置的效率，促进生产要素(如土地、劳动力和资本)在不同部门间的最优配置。在市场化条件下，农村集体产权改革不仅能够实现资金投入的市场化，引入更多的社会资本进入，还能促进专业化分工和协作。这种分工和协作，不仅有利于生产效率提高，还可以在更广阔领域内促进资源优化配置^[41]。这些因素共同作用于农村集体产权制度，使其在现代市场经济环境下发挥出更大的潜力。由此，提出本文研究假设3：

H3    在东部和市场化水平较高的地区，农村集体产权改革对县域经济发展的影响更加明显。

三.   数据说明、模型构建与变量描述

一   数据说明

本研究采用2010—2019年间中国27个省份1 911个县(市、区)的县域平衡面板数据，全面分析农村集体产权改革的经济影响。考虑到这一改革于2020年开始在全国范围内全面实施，因此，本文的数据截至2019年，以确保研究的时效性和相关性。农村集体产权改革试点地区的名单来源于农业农村部网站，其他关键经济指标源自相应年份的《中国县域统计年鉴》。在数据处理过程中，为了准确反映经济实况并消除价格波动的影响，以2010年为基期，对名义地区生产总值指标使用各省的消费者价格指数进行消胀处理，从而获得更具代表性的实际地区生产总值。此外，鉴于直辖市在政策和经济地位上的特殊性，以及在这些地区农业产值占比相对较低的事实，将北京、上海、天津和重庆四个直辖市从样本中剔除。这样的处理有助于避免这些地区的特殊情况对整体模型参数估计产生潜在偏差，从而确保研究结果的准确性和可靠性。

二   模型构建

农村集体产权改革试点地区的设立是逐步进行的，这种分阶段实施方式为本研究提供了独特的研究视角，有助于考察改革前后县域经济发展的变化，并与未实施改革的县域进行比较。传统的双重差分法适用于评估单一时点的政策效果，但鉴于农村集体产权改革逐期推进的特殊性，本文构建了一个广义双重差分模型。该模型不仅考虑改革试点县与非试点县之间的经济发展水平差异，还考虑时间的动态变化。具体的模型形式如下：

其中，Eco_{i, t}表示第t年第i县的经济发展水平；Reform_{i, t}是核心解释变量，即农村集体产权改革；X_{i, t}代表一系列控制变量，这些变量包括基础设施、信息建设、政府干预等；μ_i和δ_t分别为县域和年份的固定效应；ε_{i, t}是随机扰动项；此外，考虑到不同省份间的禀赋差异，本研究还进一步控制了“省份—年份”的联合固定效应θ_p×t。

三   变量描述

被解释变量：县域经济发展水平，具体表现为人均实际地区生产总值。为了便于分析，本文对这一数据进行了对数转换，以消除极端值的影响，确保数据的正态分布，从而使结果更具统计学意义。

核心解释变量：农村集体产权改革。本文采用了一个二元变量对其进行衡量，在入选农村集体产权改革试点地区之前该变量值为0，在入选当年及之后赋值为1。

控制变量：参考王奇等^[42]的研究，纳入了多个控制变量以排除其他可能影响经济发展的因素，主要包括基础设施、信息建设、政府干预、人力资本、存贷比和人口密度。这些变量有助于控制其他可能影响县域经济发展的因素，确保核心解释变量的影响能被准确估计。

机制变量：考虑生产效率、产业集聚和资本流动三个机制变量。生产效率通过农村人均产值水平来衡量，即以第一产业总产值与乡村人口数的比值表示；产业集聚参考黄祖辉等^[43]的研究，使用第二、三产业增加值与行政区域面积之比来衡量；资本流动根据陈享光等^[44]的研究，采用资金流出作为指标，具体通过县域居民存款占地区生产总值比重与贷款余额占地区生产总值比重之差来衡量。

具体各项变量含义与描述性统计结果见表 1。

表  1  变量含义与描述性统计结果

变量	变量含义	均值	标准差
县域经济发展水平	县域实际生产总值与年末总人口之比(万元/人)，取对数	1.290	0.475
农村集体产权改革	农村集体产权改革试点政策	0.089	0.284
基础设施	全社会固定资产投资与名义地区生产总值之比	0.967	1.386
信息建设	固定电话用户数与年末总人口之比	0.113	0.080
政府干预	地方财政一般预算支出与名义地区生产总值之比	0.360	0.654
人力资本	普通中学在校学生数与年末总人口之比	0.048	0.017
存贷比	居民存款余额与年末金融机构各项贷款余额之比	1.682	1.619
人口密度	年末总人口与行政区域面积之比(万人/km2)	0.034	0.038
生产效率	第一产业总产值与乡村人口数(元/人)，取对数	8.416	1.054
产业集聚	第二、三产业增加值与行政区域面积之比(元/km2)	0.129	0.575
资本流动	居民存款占地区生产总值比重与贷款余额占地区生产总值比重之差	0.240	1.094

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四.   实证结果与分析

一   基准回归结果

本研究旨在探究新一轮农村集体产权改革是否对县域经济发展水平产生了积极影响。在这一研究中，本文将农村集体产权改革试点视为一个外生冲击，并采用广义双重差分模型对其与县域经济发展之间的关联进行详细实证检验。基准回归的结果如表 2所示。在列(1)中，本文未加入任何控制变量，以便直接观察农村集体产权改革的政策效应。结果显示，核心变量的回归系数在1%水平上显著为正，表明农村集体产权改革在没有考虑其他因素的情况下，已经对县域经济发展产生了显著的正向影响。随后，为了控制可能的混杂因素，在列(2)至列(4)中，本文逐步加入了其他重要的控制变量。在这些模型中，农村集体产权改革的回归系数始终为正，并在1%统计水平上显著。特别是在列(4)中，结果显示，在控制了其他所有变量后，农村集体产权改革可以促使试点地区的经济发展水平提升1.6%。综上，本文的研究假设1得到支持，即从全国范围看，农村集体产权改革对县域经济发展具有正向激励作用。

表  2  基准回归结果

变量	县域经济发展水平
	(1)	(2)	(3)	(4)
农村集体产权改革	0.029***(0.007)	0.028***(0.007)	0.024***(0.007)	0.016***(0.006)
基础设施		-0.010***(0.002)	-0.005***(0.002)	-0.007***(0.002)
信息建设		0.224***(0.036)	0.214***(0.034)	0.196***(0.033)
政府干预			-0.103***(0.016)	-0.102***(0.012)
人力资本			1.272***(0.152)	1.091***(0.153)
存贷比				-0.037***(0.003)
人口密度				-1.926***(0.435)
常数项	1.287***(0.001)	1.271***(0.004)	1.244***(0.009)	1.385***(0.019)
县域固定效应	控制	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制	控制
省份-年份固定效应	控制	控制	控制	控制
R2	0.925	0.926	0.930	0.934
观察值	19 110	19 110	19 110	19 110
注：*、* *、* * *分别代表在10%、5% 和1%水平上显著，括号内为稳健标准误。下表同。

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二   稳健性检验

1   平行趋势检验

在进行农村集体产权改革试点实施的效果评估之前，本研究严格遵循了平行趋势假设，确保试点地区(处理组)和非试点地区(对照组)在改革前的经济发展水平具有相似的趋势，从而消除先验差异带来的影响。为此，本文借鉴已有研究方法^[45]，对两组样本在改革前的经济发展趋势进行了严格的统计检验(见图 1)。结果显示，每个时间窗口的影响均不显著，意味着在农村集体产权改革试点正式实施前，处理组与对照组的县域经济发展水平并未表现出显著差异，符合双重差分法的基本假设。这一发现增强了后续分析结果的可靠性和说服力。此外，本文进一步利用双重差分法评估农村集体产权改革对县域经济发展的影响。结果发现，改革实施后，县域经济发展水平有了显著提升，特别是在改革实施的第一年，这一效应就已经显现。这一发现不仅证实了农村集体产权改革的正面效果，也为进一步的政策制定提供了有价值的经验证据。

图  1  平行趋势假设检验

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2   缓解估计量偏误

在经济学的实证研究中，尤其是在评估政策效应时，双向固定效应的多期双重差分模型是一种重要的方法。这种模型通过控制不随时间变化的个体特定效应和共同的时间趋势，旨在减少遗漏变量偏误的影响。然而，当处理涉及不同时间受政策影响的多个组别时，精确估计政策效应则变得更加复杂。具体来说，可以根据个体受政策影响的时间早晚及其是否曾经受到政策影响将样本分为四组。在这种情况下，一个关键的问题是控制组内的处理效应可能导致估计量偏差，特别是在处理组晚于控制组受到政策影响的情况下^[46]。为了解决这一挑战，本文采用Bacon分解方法对双向固定效应估计量进行细致分解。这种分解方法不仅揭示了不同分组间的交互作用，还能识别出哪些交互作用可能导致估计偏误。通过这种方法，本文发现可能导致估计量偏误的“晚处理组”与“早处理组”的权重仅占比3.7%，这表明这些特定组合对总体估计结果的影响是有限的。

3   安慰剂检验

为确保研究结论不受不可观测的随机因素影响，本文通过进行安慰剂检验来增强研究的可靠性。具体而言，从1 911个样本中随机选取816个县域作为“虚假”的农村集体产权改革试点地区，将其设定为“伪”实验组，而剩余样本则作为控制组。这样构建的虚拟政策变量用于模拟一种没有实际进行政策改革的情景。理论上，由于这些“伪”试点地区并未实际实施农村集体产权改革，且它们是通过随机过程选出的，因此对于当地的经济发展不应产生实际影响。这意味着在安慰剂测试中，这些“伪”农村集体产权改革的估计系数应接近于零。通过重复1 000次随机生成过程，由图 2可以发现，所生成的“伪”农村集体产权改革试点对县域经济增长的影响系数均值接近于零，并且与基准回归系数相比存在显著差异，表明后者是一个异常值。可见，本文的基准回归结果通过了安慰剂检验，表明县域经济发展水平的提升确实与农村集体产权改革政策的实施相关，从而证明了研究结论的稳健性。

图  2  安慰剂检验

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4   排除其他政策

在本研究期间，中国还实施了其他几项与农村经济发展密切相关的政策，如电子商务进农村综合示范项目和返乡创业试点政策。这些政策可能对县域经济发展水平产生显著影响，从而对本文的回归分析结果造成潜在偏差。为了尽可能排除这些政策因素的干扰，本文在基准回归模型中加入了这两项政策的虚拟变量。具体来说，如果某县域在某年实施了这些试点政策，则该变量赋值为1，否则为0。通过这种方法，可以更准确地分离出农村集体产权改革本身对县域经济增长的影响。估计结果如表 3中列(1)所示，在控制了这两个试点政策的影响后，农村集体产权改革的回归系数依然为正，并在5%水平上显著。这一发现表明，尽管存在其他政策的潜在干扰，农村集体产权改革对县域经济发展的积极效应仍然显著，进一步巩固了本文的研究结论。

表  3  稳健性检验结果

变量	县域经济发展水平
	排除其他政策(1)	改变估计方法(2)	更换样本区间(3)
农村集体产权改革	0.014**(0.006)	0.016**(0.006)	0.013**(0.006)
控制变量	控制	控制	控制
县域固定效应	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制
省份-年份固定效应	控制	控制	控制
R2	0.934	0.935	0.946
观察值	19 110	18 880	13 377

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5   改变估计方法

在农村集体产权改革试点的选择过程中，试点县域的确定往往经历了一系列程序，包括地方申报、省级预审和专家综合评审等。这可能会导致农村集体经济发展水平较高的县域更容易被选为试点，从而引入非随机性的偏差。为了降低这种非随机性对估计结果的影响，本研究采用了基于倾向得分匹配的双重差分法。该方法的具体步骤如下：首先，将县域是否为农村集体产权改革试点的状态设定为被解释变量，并选择县域的基本属性特征作为匹配变量，这些特征主要包括上文中提到的所有控制变量。接着，利用Logit模型计算样本县域的倾向得分。然后，从非试点县域中选择与试点县域在倾向得分上接近的县域，构成对照组。这一过程采用一对一近邻有放回的匹配方式进行。为确保匹配的有效性，本文还进行了平衡性检验，结果显示，匹配后试点县域与非试点县域间的特征偏差显著降低，证明了匹配效果的优越性。最后，基于匹配后的新样本，进一步检验了农村集体产权改革与县域经济发展之间的关系。表 3中列(2)回归结果表明，农村集体产权改革对县域经济发展的影响在系数的大小、方向及显著性方面与基准回归结果高度一致，这加强了本文主要结论的稳健性。

6   更换样本区间

在本研究中，考虑到农村集体产权改革的实施时间为2015—2019年，而所使用的数据样本跨度为2010—2019年，存在一个潜在的问题：改革前的时间段(2010—2014年)相对较长，可能影响对改革效果的准确评估。为了解决这一问题，并验证研究结果的稳健性，本文进行了一项关键的样本敏感性检验。具体来说，剔除了2010—2012年的数据，将样本区间调整为2013—2019年，并对此新样本区间进行重新回归分析。这一处理可以更准确地捕捉改革前后县域经济状况的对比，从而提供更为精确的评估。调整后的回归结果如表 3中列(3)所示，即便在剔除了早期3年的数据之后，核心解释变量农村集体产权改革仍然在5%的水平上显著，且系数保持为正。这表明，农村集体产权改革对县域经济发展的积极影响并非由于样本区间的选择而产生。因此，本文的基准结论即使在更短的样本区间内也可以保持稳健。

三   影响机制检验

首先，关于生产效应。如表 4所示，列(1)的回归结果表明，农村集体产权改革对农村生产效率的提升有显著影响(回归系数为0.025，且在5%水平上显著)。这一结果不仅表明农村集体产权改革激发了土地、劳动等生产要素的活力，还说明改革促进了这些要素的自由流动和高效配置，从而显著提高了农村生产效率。进一步，生产要素的有效利用是推动经济增长的关键因素。农村生产效率的提高不仅降低了交易成本，保证了经济运行的效率，而且促进了县域经济的持续增长。因此，生产效率的提升成为农村集体产权改革促进县域经济发展的重要渠道。

表  4  影响机制检验

变量	县域经济发展水平
	生产效率	产业集聚	资本流动
	(1)	(2)	(3)
农村集体产权改革	0.025**(0.012)	0.027**(0.011)	-0.054***(0.017)
控制变量	控制	控制	控制
县域固定效应	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制
省份-年份固定效应	控制	控制	控制
R2	0.948	0.803	0.862
观察值	19 110	19 110	19 110

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其次，基于产业集聚的角度，农村集体产权改革同样展现出显著的积极影响。表 4中列(2)的估计结果表明，农村集体产权改革与产业集聚水平之间存在显著的正相关关系。这意味着，随着农村集体产权改革的深入，越来越多的优势产业被吸引至乡村，进而促进了第一、第二和第三产业的融合，提高了县域的产业集聚水平。而产业集聚通常可以提高地区竞争力和创新能力；同时，借助产业集聚所带来的规模经济和范围经济，最终实现县域产业结构升级和自身经济的快速发展。可见，促进产业集聚是农村集体产权改革提升县域经济发展水平的重要途径。

最后，资本效应也是一个不可忽视的方面。表 4中列(3)的回归结果显示，农村集体产权改革对资本流出产生了显著的负向影响，这表明农村集体产权改革有助于重构农村集体经济有效实现的产权基础，赋予农民更多的财产支配权，维护集体产权权益分配中的效率和公平，为集体经济吸引更多的外部资本流入提供完善的制度安排和制度环境。通过优化县域经济发展的制度环境，农村集体产权改革不仅直接推动了县域经济发展，还间接地通过吸引资本流入促进了县域经济发展水平的提高。

综上所述，农村集体产权改革不仅直接对县域经济发展产生显著的正面影响，还通过提升生产效率、促进产业集聚和吸引资本流入间接推动县域经济发展。这些发现为本文提出的研究假设2提供了进一步的支持和验证，展示了农村集体产权改革在促进县域经济发展中的重要作用。

四   异质性检验

正如前文理论分析所示，农村集体经济在组织数量、资产规模、经济效益等方面存在显著的区域差异。同时，考虑到中国不同地区之间经济发展水平、资源禀赋等方面的差异，本研究将样本划分为东部、中部和西部地区三个子样本，以检验农村集体产权改革对县域经济发展水平影响的区域异质性。结合表 5中列(1)至列(3)的结果可知，在东部地区，农村集体产权改革对县域经济发展水平的回归系数在5%水平上显著为正，表明农村集体产权改革在这些地区有效地促进了县域经济发展。可能的原因在于，东部地区经济更发达，市场机制更成熟，因此改革效果更为明显。相比之下，中部和西部地区由于集体经济规模相对较小，农村集体产权改革对县域经济发展的正面影响并未达到统计显著性水平。

表  5  异质性检验结果

变量	县域经济发展水平
	东部	中部	西部	高市场化	中市场化	低市场化
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
农村集体产权制度	0.039**(0.017)	0.014(0.009)	-0.008(0.012)	0.021**(0.009)	-0.012(0.012)	-0.014(0.010)
控制变量	控制	控制	控制	控制	控制	控制
县域固定效应	控制	控制	控制	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制	控制	控制	控制
省份-年份固定效应	控制	控制	控制	控制	控制	控制
R2	0.921	0.931	0.960	0.942	0.960	0.964
观察值	5 070	7 750	7 871	6 569	7 934	4 186

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此外，农村集体产权改革的关键在于按照市场经济逻辑实现农村集体资源的市场化经营。具有良好的市场运行环境是充分发挥农村集体产权改革政策作用的核心。为此，本文进一步按照樊纲市场化指数将不同县域划分为高市场化、中市场化和低市场化三组，并使用广义双重差分法进行分组回归。由表 5中列(4)至列(6)回归结果可知，在高市场化分组中，农村集体产权改革变量在5%水平上显著，且系数为正。这表明在市场化发展程度较高的地区，农村集体产权改革确实更容易发挥促进县域经济发展的政策效果。究其原因，农村集体产权改革为依据市场逻辑创新农村集体经济实现形式奠定了制度基础。要素市场化程度越高，越有利于提升资源配置效率和优化经济结构，更易促进具有可持续发展能力的农村集体经济生成，有效参与市场竞争，开展多元合作，更好地发挥农村集体产权改革促进县域经济发展的积极效应。

综上，本文的分析和实证结果验证了提出的研究假设3，即农村集体产权改革在不同区域的效果存在显著差异，且这种差异受到市场化程度的影响。这一发现对于理解和评估农村集体产权改革在中国不同地区的实际效果具有重要意义，为今后的政策制定和实施提供了宝贵的经验和启示。

五.   结论与启示

本文将新一轮中国农村集体产权改革试点作为准自然实验，基于2010—2019年1 911个县域的面板数据，采用广义双重差分方法系统评价了农村集体产权改革对县域经济发展的影响。研究结果显示，农村集体产权改革对县域经济发展具有明显的促进作用。通过平行趋势检验、安慰剂检验等一系列稳健性检验，研究结论的可靠性得到了进一步确认。从传导途径看，农村集体产权改革主要通过提升生产效率、促进产业集聚和吸引资本流入等途径来推动县域经济发展；异质性分析表明，农村集体产权改革的经济拉动效应在东部地区大于中西部地区，在高市场化水平地区大于中低市场化水平地区。

据此，本研究提出以下政策建议。一方面，乡村振兴战略目标的实现最终都要落在县域层面，在推动县域经济高质量发展的过程中，要充分利用好农村集体经济这一体量巨大的资源资产，全面推进农村集体产权改革；尤其是要确保农村集体资产的清产核资和股权量化，保障改革的顺利进行，实现城乡优势禀赋自由互换。在赋予广大农民充分财产权利的基础上，激活农村集体经济组织活力，创新新型农村集体经济组织形式，实现农村集体经济组织形态的多元化，使其成为提升县域经济发展水平的重要力量。另一方面，不同区域集体资产资源禀赋存在差异，但各地尤其是中西部地区还是应将自身优势与市场需求相结合，积极引入外来社会资本或争取政府在资金、土地等方面给予扶持，有针对性地制定推动农村集体经济组织发展的政策规划，提高农村集体经济组织的核心竞争力与可持续发展水平，避免盲目复制其他地区的发展经验。同时，各地还应加快推进要素市场化进程，扩大农村对外开放的程度，提升农村集体产权改革执行的包容性和灵活度，推动城乡要素双向流动与融合发展，在提高资源配置和劳动生产效率的基础上实现县域经济的高质量发展。