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2025 , Vol. 40 >Issue 7: 1816 - 1838

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20250706

自然资源观察

农地“三权分置”赋能农业农村新内生发展的效果及机制研究

  • 公茂刚 , 1, 2 ,
  • 韩方营 1
展开
  • 1.山东理工大学经济学院，淄博 255000
  • 2.山东理工大学马克思主义中国化研究中心，淄博 255000

公茂刚（1982- ），男，山东蒙阴人，博士，教授，硕士生导师，研究方向为“三农”问题。E-mail:

收稿日期: 2024-07-25

  修回日期: 2024-11-05

  网络出版日期: 2025-06-20

基金资助

国家社会科学基金项目(20BJY118)

山东省社会科学规划研究项目(23BJJJ07)

山东省自然科学基金项目(ZR2020MG045)

收起

Effect and mechanism of the "Three Rights Separation" of agricultural land in empowering the neo-endogenous agricultural and rural development

  • GONG Mao-gang , 1, 2 ,
  • HAN Fang-ying 1
Expand
  • 1. School of Economics, Shandong University of Technology, Zibo 255000, Shandong, China
  • 2. Research Center for Sinicization of Marxism, Shandong University of Technology, Zibo 255000, Shandong, China

Received date: 2024-07-25

  Revised date: 2024-11-05

  Online published: 2025-06-20

Fold

摘要

新内生发展是实现农业农村现代化的重要途径，土地产权制度改革在激活农业农村内外发展动力的过程中发挥着重要作用。基于多期双重差分法，使用2008—2022年中国206个地级市平衡面板数据，分析检验了农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的影响及其作用机制。研究发现：（1）农地“三权分置”显著提升了农业农村新内生发展水平；（2）促进土地规模化和吸引资本投资是农地“三权分置”政策效应发挥的两个重要渠道；（3）农地“三权分置”对农业资本深化程度较低和科学教育环境较好地区的农业农村新内生发展水平提升更大，且政策效应不会因农村劳动力流失和自然资源禀赋而表现出显著差异。研究结果为利用土地产权制度改革加快农业农村发展，进而实现农业农村现代化提供了更多理论支撑和经验证据。

关键词： 农地“三权分置”; 新内生发展; 土地产权; 农业农村现代化; 多期双重差分法

本文引用格式

公茂刚 , 韩方营 . 农地“三权分置”赋能农业农村新内生发展的效果及机制研究[J]. 自然资源学报, 2025 , 40(7) : 1816 -1838 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20250706

Abstract

Neo-endogenous development is an important way to realise the modernization of agriculture and rural areas, and the reform of the land property rights system plays an important role in activating the internal and external development momentum of agriculture and rural areas. Based on the multi-period double-difference method, the study analyses and examines the impact of "Three Rights Separation" of agricultural land on the neo-endogenous development of agriculture and rural areas and its mechanism of action using balanced panel data of 206 prefecture-level cities in China from 2008 to 2022. The study finds that: (1) "Three Rights Separation" of agricultural land significantly improves the level of neo-endogenous development in agriculture and rural areas. (2) Promoting land scale and attracting capital investment are two important channels through which we can exert the policy effect of "Three Rights Separation" of agricultural land. (3) "Three Rights Separation" of agricultural land has significantly raised the level of neo-endogenous development in agriculture and rural areas. (4) "Three Rights Separation" of agricultural land will enhance the level of neo-endogenous development of agriculture and rural areas to a greater extent in areas with a lower degree of deepening of agricultural capital and better scientific and educational environments, and the policy effect will not be significantly different due to the loss of rural labour and the differences in natural resource endowment. This paper provides more theoretical support and empirical evidence for the use of land property rights reform to accelerate agricultural and rural development and thus achieve agricultural and rural modernization.

Key words： "Three Rights Separation" of agricultural land; neo-endogenous development; agricultural land property rights; agricultural and rural modernization; multi-period double-difference approach

党的“二十大”报告指出“全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务仍然在农村”。在推进中国式现代化进程中，农业农村内生发展动力缺乏，使得乡村发展普遍面临自主性和持续性不足的问题[1]。自党的“十九大”提出乡村振兴战略以来，乡村得到了大量外部资源的注入，这些资源推动了乡村面貌的改善，促进了乡村产业的转型升级。然而，一方面，部分乡村虽然通过外部力量摆脱了绝对贫困，但未能充分利用这些资源激发自身的内生动力，最终丧失了自主发展和可持续发展的能力，甚至出现了“资源攫取”等现象[2]。另一方面，外部主导的乡村发展在部分地区表现出重复建设、低效运营和资金浪费的问题，导致资源配置效率低下。这种无效的外部资源注入，未能有效契合乡村发展的需求。基于对如何统筹协调内外部力量、破解“外促内丧”和“内动外缺”问题的反思，学者们逐步提出了一种整合乡村内外资源的新发展理念，即“新内生发展理论”[3]。
新内生发展理论强调内部力量与外部力量的双向互动与良性循环。具体而言，理论提出了“内化外部资源”和“外促内部发展”两个关键路径。“内化外部资源”指的是将外部投入的资源、技术和制度转化为内部发展的动力和能力，这不仅能强化内部的自主发展能力，还能提升外部资源的利用效率，避免资源浪费。“外促内部发展”则强调外部力量通过政策、资金、技术等方式，激励和引导内部力量的成长与壮大，从而实现内部发展路径的优化和多元化。当前学界对新内生发展的研究主要集中在其来源内涵[4]、价值理念[5]、实践应用[6]及机制路径[7]等方面。Ray[3]指出，新内生发展起源于对内外力量各自弊端的反思与改进；王兰[8]提出认同、赋权、合作和创新是新内生发展的核心动力；苏毅清等[1]认为“外部激活、内部重塑”是实现新内生发展的重要路径。在新内生发展的理论框架下，挖掘乡村内生发展动力是其根本目的，而外部力量则是激活这一动力不可或缺的手段，如何实现外部动力向内生动力的转化，是乡村实现新内生发展的核心问题[7]。总体而言，新内生发展理论将集体认同、本土文化、地方资源和农民主体视为发展根基，同时强调外部力量的必要性，认为适度的外部力量介入不可避免，主张通过稳定的利益联结机制，解决内外部力量之间的利益分配问题，以促进双方利益的深度融合，形成一种相互依赖、相互支撑的利益共同体。在这样的利益共同体中，内部力量因外部支持而得到增强，内部的发展成效又反过来为外部力量提供持续的收益，这种双向促进的关系，推动了双方在长期合作中的共赢与共荣。
作为中国农业农村改革的核心内容之一，农地产权制度始终关系着农村经济与社会的全面发展。1978年实施的家庭联产承包责任制改革极大地激发了农民的生产积极性，带来了巨大的改革红利。然而，这一制度设计也存在着“重效率而轻均衡”“重利用而轻所有”“重经营而轻使用”的局限性，阻碍了中国农业农村现代化的转型步伐[9]。进入21世纪，中国农村社会结构从乡土社会向城乡社会逐步演变，农业生产率的“刘易斯转折点”于2010年到来[10]，依赖分散经营的家庭联产承包责任制逐渐显现出其适应性不足的缺点。长期以来，“分得过重、统得过轻”的局面导致了农村集体组织的衰落与土地关系的混乱。为此，党中央在2014年启动了农地所有权、承包权、经营权“三权分置”的新一轮土地制度改革，旨在通过明晰农地产权关系，切实维护农民、集体及农业经营主体的权益，进一步解放农村生产力。已有研究表明，农地“三权分置”改革有效激发了农民的生产积极性，提升了农业产出率[11]；打破了外部生产要素进入农业农村的壁垒，吸引了工商资本对农业农村的投资[12]；此外，该改革还通过稳定土地承包经营权，增强了农业经营主体的投入积极性[13]。这些初步证据表明，农地“三权分置”改革不仅能调动乡村内生动力，还能引导外部资源流向乡村。
近年来，农地“三权分置”的改革成效受到了学术界的广泛关注。其中，推动农地流转是“三权分置”改革最重要且最直观的表现之一[14]。农地流转加速了小农户从土地经营中退出，使农业企业、种植大户等新型经营主体及工商资本得以进入农业农村领域[15]。同时，农地“三权分置”还加速了农业剩余劳动力向非农领域的转移，间接提升了农业和非农劳动力市场的效率[16]，促进了农户家庭收入的增长，但也在一定程度上加剧了农户间的收入差距[17,18]。此外，该改革还落实了村集体的土地所有权，使村集体的财产性收入显著增长，村集体的主体地位得到进一步加强[19]。总体来看，农地“三权分置”改革的诞生是基层探索与中央政策总结相结合的结果，既体现了“自上而下”的制度设计，也反映了“自下而上”的实践需求。通过明晰土地产权关系，改革不仅吸引了外部工商资本进入乡村，还盘活了乡村内部生产要素市场，产生了一批扎根于农村的新型农业经营主体，增强了乡村内生发展能力。这为破解乡村发展中“外促内丧”和“内动外缺”的双重困境提供了一个全新的视角。然而，鲜有研究深入探讨两者之间的密切联系。
综上所述，现有文献在新内生发展和农地“三权分置”改革效应的研究方面已经取得了诸多重要成果。然而，在新内生发展的研究中，定量方法的运用较为稀缺，且尚无学者对新内生发展水平进行系统测度。韩旭东等[20]通过村庄数据实证分析了“精英”对村庄新内生发展的影响，但其使用村集体收入作为新内生发展水平的替代指标，显然具有片面性。此外，既有研究多基于小样本数据，通常以一个村或一个县的定性分析为主，研究结论的外部有效性较为有限。对于农地“三权分置”改革的研究，已有文献多集中探讨其对乡村内部或外部单一因素的影响，而少有研究从全局出发，以新内生发展视角来系统分析该改革对乡村整体发展的影响效应及其内在机制。基于此，本文将以2008—2022年中国206个地级市为研究样本，将农地“三权分置”视为一项准自然实验，构建农业农村新内生发展评价指标体系并进行定量测度，深入分析农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展水平的影响及其作用机制，以期为加快农业农村现代化建设提供有益启示。
本文可能的边际贡献在于：（1）研究内容上，首次系统性地检验了农地“三权分置”对农业农村新内生发展的影响，为农地“三权分置”改革效应的研究提供了一个崭新的视角，进一步丰富和拓展了已有农地“三权分置”改革效应研究的文献。（2）研究方法上，既有文献多采用案例分析法对新内生发展进行质性研究，难以客观揭示其发展水平及内在影响机制。本文首次构建了农业农村新内生发展水平的评价体系，并通过实证方法测度中国农业农村新内生发展水平，填补了新内生发展研究中的量化测度空白。（3）研究尺度上，现有文献大多集中于村庄或县域等较小尺度的地方性研究，缺乏对大尺度整体规律的深入探讨，导致研究结论的适用范围相对有限。本文以中国206个地级市为研究样本，将研究尺度提升至全国地级市层面，弥补了以往新内生发展研究中尺度狭隘的不足，增强了研究结论的外部有效性与普适性。

1 理论分析与研究假说

1.1 农地“三权分置”改革影响农业农村新内生发展的基本原理

农地“三权分置”改革源自党和国家在现实约束下发展战略的不断调整优化，其结果是顶层设计与基层实践之间的双向调适，是政府适时回应社会经济发展需求并介入农村发展的典范，其根本目的是进一步解放农村生产力[21]，这一出发点与新内生发展理论中的核心理念不谋而合。具体而言，改革对新内生发展理论中的“集体认同”“本土文化”“地方资源”和“农民主体”均产生了深远影响。首先，农地“三权分置”后，集体土地所有权得到落实，土地流转由村集体统一组织，强化了集体经济的领导作用[19]，农民的“集体产权”意识被唤起，集体经济组织地位和作用再次获得农民的广泛认同。其次，改革通过进一步细化农地产权权能，克服了“两权分置”下政府对土地增值收益的过度攫取问题，农地开发使用的部分控制权和剩余索取权回归农民集体[22]，推动了国家治理重心向农村基层下移，有效降低了乡村治理的组织成本[23]，激发了乡村治理的内生动力，乡土文化得以传承和保留。最后，改革将土地经营权从承包权中分离，但土地所有权的农民集体主体地位未被动摇[21]，在激活土地要素活力的同时，改革有效避免了农民沦为“城市流民”[24]，既充分挖掘了农地资源的最大潜力，又保留了农民的乡村主体地位。基于上述分析，提出假说H1：农地“三权分置”改革显著促进了农业农村新内生发展。

1.2 农地“三权分置”改革影响农业农村新内生发展的机制

1.2.1 农地“三权分置”改革推动土地流转，实现农业规模经营，从而促进农业农村新内生发展

产权理论强调，产权明晰是资源高效配置的关键。农地“三权分置”改革强化了农地确权，对农地有“止争息纷”的作用[19]。依据经济理性的农户收益最大化原则，稳定的农地承包经营权赋予了农户土地市场化配置的资格和动机[25]，这激活了农村要素市场，推动了土地规模化经营，促进劳动力、资本、技术等生产要素的集聚。规模效应的产生不仅降低了土地经营成本，也提升了农业生产效率[11]。与此同时，规模化经营增强了农业经营主体的市场议价能力，延伸了农业产业链条，提高了农产品的市场价格和附加值[26]，从而增强了乡村发展的内生动力。同时，农地流转促进了新型农业经营主体发展[15]，这些主体带来了资金和技术，在农村内部产生了“知识溢出效应”，推动了农业由粗放型向集约型转变；他们与农户通过合同签订、雇佣关系以及日常交往等多种形式的互动，形成了“社会组织效应”[27]，以“契约精神”和“市场交易”等现代经济理念逐步取代了传统乡村的非正式社会制度，加快了农业农村现代化的进程[25]。基于此，提出本文假说H2：农地“三权分置”改革通过促进土地规模经营，进而影响农业农村新内生发展。

1.2.2 农地“三权分置”改革吸引资本投资农业农村，从而推动农业农村新内生发展

首先，农地“三权分置”改革的核心是对农村土地要素市场的优化，它赋予了土地经营权更完整的资本属性和更广泛的市场功能，使具备能力与意愿的农业经营主体能够通过市场化机制获取土地经营权[19]，打破了资本和技术等生产要素进入农业农村的制度壁垒，吸引了工商资本对农业农村的投资。其次，稳定的土地产权提升了农业经营者对土地使用的排他性，并提供了长期稳定的预期保障[13]。如果农户未来计划退出土地经营，由于“交易收益效应”，他们会增加当期对农地的投入以提高未来交易中的土地价值[28]；对于继续经营的农户，土地产权的不确定性降低，促使其更愿意增加对农地的投入[11]，从而提高农业经营效益。此外，“三权分置”通过重新界定并完善土地承包经营权，赋予其抵押与担保的权能，使土地抵押价值得以实现，降低了金融机构对农户贷款的风险和农户逆向选择行为的可能性[18]，从而有效缓解了农业经营主体的资金约束问题。最后，农地“三权分置”改革提高了国家财政支农资金的投入量及其使用效率[29]。国家财政支农通过农业基础设施投资与生产补贴的方式得以体现，而随着农业经营主体更加注重长期效益，农业基础设施投资需求明显增加[30]；在规模经营的影响下，农业补贴对农业生产的作用得到了显著增强，从而提高了资金的配置效率和使用效果[31]。综上，农地“三权分置”改革对吸引工商资本投资、增加农户土地投入、缓解经营主体资金约束以及优化国家财政支农效能方面产生了积极影响，极大地增强了农业农村发展的外部力量，并有助于进一步激发内生动力（图1）。据此，提出假说H3：农地“三权分置”改革通过吸引资本投资，进而影响农业农村新内生发展。
图1 影响机制理论传导

Fig. 1 Theoretical transmission of impact mechanisms

2 研究方法与数据来源

2.1 变量说明

2.1.1 被解释变量

被解释变量是农业农村新内生发展水平（Neo）。构建如表1所示的农业农村新内生发展水平指标体系，分为内源和外生两大维度，并运用熵权TOPSIS方法测度综合得分。
表1 农业农村新内生发展水平指标体系及描述性统计

Table 1 Indicator system and descriptive statistics for the level of neo-endogenous development of agriculture and rural areas

农业农村新内生发展水平指标体系 一级指标 二级指标 三级指标 指标含义及单位 方向 均值 标准差
内源 自然生态资源 地形条件 地形起伏度 - 0.6223 0.7113
地区耕地面积/农村人口/(hm2/人) + 0.4535 0.5523
农作物播种面积/农村人口/(hm2/人) + 0.3384 0.2653
气候水文 地区年平均降水量/mm + 1078.5020 534.3809
地区平均光照时间/h + 1984.7930 562.1349
生态环境 地区森林草原等面积/农村人口/(hm2/人) + 0.8727 2.1520
农业、林业二氧化碳排放量/万t - 323.3369 124.0246
经济资源 产业兴旺 农村居民人均可支配收入/元 + 10317.6245 4441.3260
第一产业总产值/亿元 + 170.0963 107.3058
第一产业从业人员/人 + 6583.466 13660.18
非粮作物播种面积/总播种面积/% + 0.3374 0.1628
生产效率 第一产业总值/第一产业从业人员/(万元/人) + 1.0583 0.7112
粮油棉产量/农作物播种面积/(t/hm2) + 4.0596 1.4132
粮油棉产量/乡村人口/(kg/人) + 1417.1250 1262.2380
资源投入 有效灌溉面积/农作物播种面积/% + 0.3895 0.1958
化肥施用量/农作物播种面积/(kg/hm2) + 380.8159 191.2838
农业机械总动力/农作物播种面积/(kW/hm2) + 6.8903 3.5953
市场需求变化 物流仓储用地面积/km2 + 3.7470 4.1934
农业科技进步 农业每年新申请发明专利数量/个 + 96.9971 188.0284
农业每年授权发明专利数量/个 + 24.8295 51.8292
农业每年新申请并注册实用新型专利数量/个 + 112.9942 188.7215
人文社会资源 人口教育 农村人口数量/万人 + 19.4988 12.3881
农村小学数量/个 + 325.9615 269.2077
综合影响力 地区拥有中国传统村落数量、农业文化遗产数量总和/个 + 4.9313 10.9050
地区拥有中国美丽休闲乡村、休闲农业示范县和乡村旅游示范县数量总和/个 + 1.6974 2.4505
公共服务 污水处理厂集中处理率/% + 83.8181 17.7828
生活垃圾无害化处理率/% + 90.1639 18.3477
每千人医院、卫生院床位数/(张/千人) + 12.9753 12.3839
外生 财政金融支持 财政支农 政府财政农林水事务支出/亿元 + 37.1449 26.7942
金融保险 农村金融机构营业网点数量/个 + 237.7540 143.2618
保险从业人员/人 + 26107.5500 20300.4200
人力资源
 教育环境 地区每千人拥有中小学专任教师数/(人/千人) + 8.5855 1.7953
人力资本 地区人口平均受教育时间/年 + 9.0881 0.7509
普通本专科在校学生数/年末总人口/% + 0.11 0.24
工商资本投入 市场参与 农业每年注册企业数量/个 + 2260.9980 2377.507
地区淘宝村拥有数量/个 + 4.5460 18.6774
吸引能力 农业每年新申请并注册专利总数/个 + 211.0498 355.4775
基础设施建设 对外可达 道路面积/总人口/(m2/人) + 18.0165 7.8067
公路客运量/万人 + 6602.6410 9429.7740
网络基础 每百人互联网用户数/(人/百人) + 20.7010 16.2047
移动电话年末用户数/万人 + 169.3811 113.578
市场物流网络 市场化水平 社会消费品零售总额/总人口/(万元/人) + 1.7830 1.1560
物流网络支持 邮政业务总量/亿元 + 11.5354 25.3270
电信业务总量/亿元 + 37.5823 46.9685
在内源维度上，资源是农村发展的关键，资源的丰厚程度决定了回乡人员如何进行家庭构建、流动性和资本积累，进而影响社会空间和乡村性的变迁[7]。因此，农业农村内源发展评价指标分为自然生态资源、经济资源和人文社会资源三大类。（1）自然生态资源由地形条件、气候水文和生态环境表征。地形在很大程度上决定了一个地区农业农村应当采取何种发展模式；气候水文条件直接影响农作物的生长周期和产量；生态环境则能够反映农村地区的环境可持续性，关乎农村的可持续发展和生态文明建设。（2）经济资源由产业兴旺、生产效率、资源投入、市场需求变化和农业科技进步衡量。产业兴旺是农村经济发展的基础，是推动农业现代化和产业升级的重要动力；生产效率是农业技术进步和规模化经营的体现，也是农业经济增长的核心驱动力；资源投入增加或减少直接影响产出规模和质量；市场需求变化衡量市场对农产品的需求；农业科技进步则是提升农业生产效率、降低生产成本、提高农产品质量的关键手段。（3）人文社会资源包括人口教育、农村综合影响力和基本公共服务。人口教育衡量农村地区的人口数量和教育资源情况，能够评估农村地区的人力资本状况；农村综合影响力反映农村地区的文化影响力和社会认同感，具有强大文化影响力的农村能够吸引外部资金和旅游业的发展，并增强社会认同感和社区凝聚力；基本公共服务的完善程度直接影响农村居民的生活质量和幸福感，良好的公共服务是提高农村生产力和推动现代农业发展的必要条件。
在外生维度上，新内生式发展理论认为，乡村并不是封闭、独立的空间，特别是在经济全球化背景下，乡村空间充斥着本土力量与外部力量的混合[3]。乡村应在与外部环境的持续互动中构建扎根于乡村利益的发展路径。因此，外生发展评价指标包括财政金融支持、人力资源、工商资本投入、基础设施建设和市场物流网络。（1）财政金融支持由财政支农、金融保险构成。政府的财政支持是农业农村发展的重要推动力，能够有效缓解农村基础设施不足、农业科技水平低等问题，更反映了政府对农业农村发展的重视程度；金融保险反映农村地区金融服务的普及程度和保障机制的健全情况。（2）人力资源包括地区教育环境、人力资本。教育环境是决定农村地区人力资本积累的基础条件，能够为农业农村现代化提供强有力的智力支持；人力资本则是农村经济和社会发展的重要动力。（3）工商资本投入由市场参与、投资吸引能力组成。市场参与反映农村地区工商资本进入市场的活跃程度；投资吸引能力反映农村地区对资本等外部资源的吸引力。（4）基础设施建设包括对外交通可达性、网络基础设施建设。对外交通可达性是农村经济发展的重要基础条件；网络基础设施在发展农村电子商务和数字乡村建设中具有关键作用。（5）市场物流网络包括地区市场化水平、物流网络支持。市场化水平反映地区经济与市场的融合程度；物流网络支持则反映了地区物流设施和服务的覆盖情况，两者都是农村市场扩展的重要外部条件。
指标体系中，地形起伏度借助封志明等[32]方法，利用区域内最高海拔、最低海拔、平地面积和区域总面积计算得出；年平均降水量来自欧洲中期天气预报中心发布的ERA5-Land数据集；耕地、森林和草原面积来源于武汉大学遥感信息处理研究所公开数据；中国传统村落、农业文化遗产、中国美丽休闲乡村、休闲农业示范县和乡村旅游示范县基于公开名单 ① 手工整理获得；农村金融机构营业网点数量根据国家金融监督管理总局许可证发布系统的数据整理获得；新注册企业数据是利用天眼查的高级检索，检索地区、行业和时间搜索后整理获得；淘宝村数量来源于阿里研究院公开数据；专利相关数据来源于中华人民共和国国家知识产权局的高级检索整理获得；其余数据主要来自《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》、各省份和各地级市统计局公布的统计年鉴与公报、Wind数据库和国泰安CSMAR数据库等。

2.1.2 核心解释变量

参考公茂刚等[11]研究，以地级市所在省份是否开始整省实施农地“三权分置”改革（Policy）作为核心解释变量，实施前policy=0，实施后policy=1。本文所研究省份开始实施整省农地确权登记颁证的具体时间见表2。
表2 各省（自治区）确立为整省农地确权登记颁证试点的年份

Table 2 The years when provincial-level regions were established as pilot cases for the registration and certification of agricultural lands

年份 省（自治区）
2014 山东、安徽、四川
2015 江苏、湖北、湖南、甘肃、宁夏、吉林、贵州、河南
2016 河北、内蒙古、黑龙江、广东、海南、陕西
2017 广西、青海

注：基于数据可得性，只针对以上19个省（自治区）的206个地级市展开研究。

2.1.3 控制变量

一个好的控制变量，应当是既影响处理变量又影响结果变量的混淆因子，而不影响处理变量但影响结果变量的预测变量也可以作为控制变量[33]。因此，本文参考相关研究[34]和控制变量选取原则，选取以下控制变量：经济发展水平（lnrgdp）。地区整体经济发展水平高低与农业农村发展高度相关。城乡居民收入差距（Gap）。城乡差距既关乎农地“三权分置”改革试点的选取，又对农业农村发展有深刻影响。该变量用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入之比表示。政府干预程度（Gov）。政府对地区经济发展的干预越多，则地区越容易率先开展农地“三权分置”试点 ② ，农业农村享受到的外生财政扶持和优惠政策的可能性就越大。用政府财政一般预算支出与地区生产总值之比衡量。城镇化水平（Urb）。城镇化进程对农业农村发展有复杂影响，用地区城镇常住人口与总常住人口之比表示。农村经济地位（Sta）。农业经济占比既与农地“三权分置”试点选取原则中的“典型性”有关，又与农业农村发展直接相关。用第一产业产值与地区生产总值之比表示。金融发展水平（Fin）。地区金融发展程度越高，农业农村能够申请助农贷款的可能性和金额也就越大。用地区年末金融机构贷款余额与地区生产总值之比衡量。外商投资水平（Open）。外商投资水平体现地区吸引投资能力。以地区实际利用外资额（按当年汇率换算成人民币）与地区生产总值之比表示。

2.1.4 机制变量

为验证农地“三权分置”改革影响农业农村新内生发展的间接影响机制，构建了土地规模化（Land）衡量土地规模经营，政府财政支农（Govin）和工商资本投入（Busin）衡量资金投入。

2.2 模型构建

农地“三权分置”改革于2014年、2015年、2016年、2017年分四批实施，因此本文构建多期双重差分模型来探究改革对农业农村新内生发展的影响。双重差分法可以有效消除传统因果分析方法中的混杂因素影响，一定程度上克服内生性，减少估计结果的偏误。

2.2.1 基准回归模型

本文在双重差分法基础之上，加入固定效应，构建双向固定效应模型，以此来进一步控制可能存在的不可观测变量。基准模型设定如下：
Y i t = β 0 + β 1 P o l i c y i t + β 2 X i t + μ i + v t + ε i t
式中： Y i t是被解释变量，衡量i市在第t年的农业农村新内生发展水平； P o l i c y i t为核心解释变量； β 1即为本文所关心的政策效应； X i t代表一系列控制变量； μ i和 v t分别表示个体固定效应和时间固定效应； ε i t为随机误差项；β0和β2分别为常数项和各控制变量系数。

2.2.2 机制分析模型

本文参考牛志伟等[35]做法，设计四段式中介效应模型进行机制检验。面对中介效应存在的因果推断缺陷，四段式中介效应考虑了中介变量与被解释变量之间的关系，可以弥补因果链条的完备性。模型设定如下：
Z i t = b 0 + b 1 P o l i c y i t + β 2 X i t + μ i + v t + ε i t
Y i t = c 0 + c 1 Z i t + β 2 X i t + μ i + v t + ε i t
Y i t = d 0 + d 1 P o l i c y i t + d 2 Z i t + β 2 X i t + μ i + v t + ε i t
式中： Z i t表示中介变量，分别为土地规模化（Land）和政府财政支农（Govin）；b0、c0、d0均为常数项；c1为中介变量对被解释变量的影响效应。此时中介效应检验分为4个步骤：首先，对式（1）进行回归，此步骤在基准回归中进行；其次，对式（2）回归判断解释变量对于中介变量的影响效应 b 1；再次，对式（3）回归判断中介变量对被解释变量有无影响；最后，在式（1）中引入中介变量 Z i t构成式（4）进行回归，检验解释变量对于被解释变量的直接效应 d 1和通过中介变量传导的中介效应 d 2。在完成上述步骤后，若 b 1 、 c 1和 d 2都显著，则表明中介效应存在；在此前提下，如果 d 1不显著，则表明存在完全中介效应；如果 d 1显著，则存在部分中介效应。此外，还通过Sobel检验对回归结果进一步判断。
同时，构建以下交互项模型：
Y i t = β 0 + β 1 P o l i c y i t + β 2 X i t + β 3 P o l i c y i t Z i t + β 4 Z i t + μ i + v t + ε i t
式中： Z i t表示工商资本投入（Busin）； P o l i c y i t Z i t表示核心解释变量与机制变量的交互项； β 3为本文重点关注的交互项系数。

2.2.3 熵权TOPSIS法

本文使用熵权TOPSIS法测度评价中国农业农村新内生发展各子维度水平及综合水平。熵权TOPSIS法将熵权法和TOPSIS法两种方法的优点相结合，在现有关于农业农村发展水平测度研究中被广泛使用。具体计算步骤如下：
（1）原始数据的标准化处理：
M l k * M l k - M m i n M m a x - M m i n ,   M l k 为 正 向 指 标 M m a x - M l k M m a x - M m i n ,   M l k 为 负 向 指 标
式中：l表示地级市；k表示测度指标； M l k *和 M l k分别为原始和标准化处理后的数据指标。
（2）计算指标的信息熵 E j：
E j = l n 1 n ∑ l = 1 n M l k * / ∑ l = 1 n M l k * l n M l k * / ∑ l = 1 n M l k *
（3）计算各指标 M l k *的权重 W j：
W j = 1 - E j / ∑ j = 1 m 1 - E j
（4）构建农业农村新内生发展水平测度指标的加权矩阵 R：
R = r l k n × m
式中： r l k= W j× M l k *，表示指标k的特征值占比。
（5）根据加权矩阵 R确定最优方案 Q j +和最劣方案 Q j -：
Q j + = ( m a x r l 1 ,   m a x r l 2 ,   … ,   m a x r l m )
Q j - = ( m i n r l 1 ,   m i n r l 2 ,   … ,   m i n r l m )
（6）计算各测度方案与最优方案 Q j +和最劣方案 Q j -的欧氏距离 D l +和 D l -：
D l + = ∑ j = 1 m Q j + - r l k 2
D l - = ∑ j = 1 m Q j - - r l k 2
（7）计算各测度方案和理想方案的相对接近度 C l：
C l = D l - D l + + D l -
C l越大表明地级市l的农业农村新内生发展水平越优；反之，则越差。

2.3 数据来源及描述性统计

本文所用数据为地级市平衡面板数据，考虑数据可得性，选择2008—2022年中国206个地级市研究农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的影响及作用机理。各项数据主要来自《中国城市统计年鉴》、各省份和各地级市统计局公布的统计年鉴与公报等。为消除极端值的影响，对变量进行了前后1%的缩尾处理并对货币类变量进行基期标准化处理，对于部分缺失数据采用插值法补齐。各变量定义及描述性统计见表3。
表3 变量定义与描述性统计

Table 3 Variable definitions and descriptive statistics

变量符号 变量名称 变量描述 最大值 最小值 均值 标准差
Neo 新内生发展水平 由熵值TOPSIS法测算得出 0.1897 0.1156 0.1800 0.0096
Endo 内源发展水平 由熵值TOPSIS法测算得出 0.2421 0.1780 0.2288 0.0102
Exo 外生发展水平 由熵值TOPSIS法测算得出 0.2731 0.1058 0.2596 0.0171
Policy 农地“三权分置” 是否实施了农地“三权分置”改革（0~1虚拟变量） 1 0 0.5197 0.4997
lnrgdp 经济发展水平 人均生产总值（元）取对数 161476 7534.496 49330.97 31926.29
Gap 城乡居民收入差距 城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入之比 4.1420 1.4491 2.4098 0.5307
Gov 政府干预程度 政府财政一般预算支出与地区生产总值之比 0.6489 0.0672 0.1910 0.1005
Urb 城镇化水平 城镇常住人口与总常住人口之比 0.9368 0.2231 0.5322 0.1529
Sta 农村经济地位 第一产业产值与地区生产总值之比 0.3977 0.0095 0.1345 0.0791
Fin 金融发展水平 地区年末金融机构贷款余额与地区生产总值之比 3.1878 0.2872 0.9228 0.5367
Open 外商投资水平 地区实际利用外资额与地区生产总值之比 0.0834 0.0001 0.0167 0.0171
Land 土地规模化 劳均播种面积（hm2/人）取对数 7533.3160 2.6324 534.7183 1014.3330
Govin 政府财政支农 劳均财政支农（元/人）取对数 5883.3330 1.6750 441.6930 842.9175
Busin 工商资本投入 每万人农业新注册企业/(个/万人) 9458.8230 0.4913 19.2548 171.8657

3 结果分析

3.1 平行趋势检验

双重差分法的一个重要前提条件是满足平行趋势假设，因此本文采用事件研究法对处理前趋势进行检验，以确保农地“三权分置”试点前农业农村新内生发展水平变动趋势不存在显著差异。具体模型如下：
Y i t = d 0 + ∑ k = - 4 3 d 1 D i k + d 2 X i t + μ i + v t + ε i t
式中： D i k为一组虚拟变量，是年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，i市在第t年进行了试点，则取值为“1”，反之为“0”；k表示政策实施时间前后第k年（-4≤k≤3），本文分别将试点实施前4年以及后3年进行合并，并以试点实施前一年作为基准组。若试点前的系数 d 1不显著异于0，则通过了平行趋势检验。
图2展示了新内生发展的平行趋势检验结果。在改革实施之前，95%置信区间下的估计系数集中在0附近且不显著异于0，表明研究样本通过了平行趋势检验。进一步从动态效应来看，在改革当年，政策效应就已显现，估计系数迅速上升且显著异于零，并在随后时间内对农业农村新内生发展具有持续的带动作用，直到改革第3期政策效应不再显著。
图2 新内生发展的平行趋势检验

Fig. 2 Parallel trend test plot for neo-endogenous development

3.2 基准回归结果

基准回归结果如表4所示。表4列 (1) 为未加入控制变量的情况下，农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的影响估计系数在1%的水平上显著为正；列 (2) 加入全部控制变量后，回归系数为0.0031，同样在1%的水平上显著。这表明，改革有效地促进了农业农村新内生发展，相比于非试点地区，试点地区农业农村新内生发展水平平均高出0.0031个单位，假说H1得到验证。同时，考虑到新内生发展是由内源发展与外生发展两个子维度构成，列 (3)~列 (6) 分别为内源和外生回归的结果，结果表明，农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的子维度也表现出促进作用。在改革影响下，相较于非试点地区，试点地区的农业农村内源发展水平提升了0.0073个单位，外生发展水平提升0.0074个单位，这表明，农地“三权分置”改革对于农业农村内生发展和外生发展作用影响较为均衡，并非仅依靠外部力量的介入推动乡村新内生发展。
表4 基准回归结果

Table 4 Benchmark regression results

变量 新内生发展Neo 内源发展Endo 外生发展Exo
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Policy 0.0031***
(0.0004)		 0.0031***
(0.0004)		 0.0074***
(0.0007)		 0.0073***
(0.0007)		 0.0075***
(0.0007)		 0.0074***
(0.0007)
lnrgdp 0.0018
(0.0017)		 -0.0029**
(0.0014)		 0.0069**
(0.0030)
Gap -0.0014
(0.0010)		 0.0019*
(0.0011)		 -0.0034**
(0.0016)
Gov 0.0172***
(0.0052)		 0.0196***
(0.0050)		 0.0155*
(0.0083)
Urb -0.0037
(0.0045)		 -0.0094**
(0.0037)		 0.0021
(0.0083)
Sta 0.0109
(0.0073)		 -0.0030
(0.0085)		 0.0314***
(0.0111)
Fin -0.0028*
(0.0014)		 -0.0014
(0.0012)		 -0.0041*
(0.0024)
Open 0.0468**
(0.0219)		 0.0012
(0.0172)		 0.1054**
(0.0428)
常数项 0.1784***
(0.0002)		 0.1617***
(0.0199)		 0.2250***
(0.0003)		 0.2539***
(0.0156)		 0.2557***
(0.0004)		 0.1848***
(0.0360)
个体固定效应 是 是 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是 是 是
R2值 0.8182 0.8267 0.8173 0.8286 0.8134 0.8232
样本量/个 3090 3090 3090 3090 3090 3090

注：***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%的置信水平上显著；括号内为聚类到地级市层面的标准误。下同。

3.3 稳健性检验

3.3.1 平行趋势假设敏感性检验

双重差分法能否干净地识别出处理组的平均处理效应（ATT），依赖于平行趋势假设是否成立，然而平行趋势假设是不可检验的。为此，Rambachan等[36]提出了一种“反事实”构想：假设处理期之前的平行趋势不成立，那么处理期之后的处理结果是否仍然显著成立，学界将其称之为平行趋势假设的敏感性检验。现有研究主要使用两种方法展开敏感性检验[37]：相对偏离程度限制与平滑限制。相对偏离程度的思想是处理后期违反平行趋势的程度不会大于处理前期违反平行趋势的程度；平滑限制的思想是处理后违反平行趋势程度不会比处理前线性外推趋势偏离太多。在操作中，需要设置一个最大偏离程度Mbar（Mbar= M + × 标 准 误， M +是一个大于0的常数），并设置一个与Mbar相对应的置信区间。若在最大偏离程度下，处理后估计量的置信区间仍然不包含0值，则说明处理效应对平行趋势的偏离程度具有良好的稳健性。以Mbar=2×标准误为例，若在此最大偏离程度下，相对偏离程度限制和平滑限制均通过，则分别意味着：（1）处理后期违反平行趋势假设的程度不会比处理前违反程度的2倍还要差；（2）处理前平行趋势最多外推（偏差） M b a r β 1 × 100 %后，处理结果是否仍然显著成立。本文选择Mbar=2×标准误来报告处理效应不显著的平行趋势违反程度临界值水平。
图3展示了政策实施当期平行趋势敏感性检验的结果。从图3a可以发现，在相对偏离程度限制下，处理后期违反平行趋势假设的程度至少不会比处理前违反程度的2倍还要差；从图3b可以发现，在平滑限制下，处理前平行趋势最多外推20%后，处理结果仍然显著成立。综上检验结果表明，即使平行趋势存在一定程度的偏离，农地“三权分置”改革仍然对农业农村新内生发展具有显著的推动作用。
图3 平行趋势敏感性检验（政策实施当年）

Fig. 3 Parallel trend sensitivity test (year of policy implementation)

3.3.2 异质性处理效应检验

现有研究发现，多期DID的双向固定效应（TWFE）估计量存在异质性处理效应：即同一政策对不同个体产生的效果存在差异，较早受处理的个体会作为较晚受处理的个体的控制组进入估计中。此时，无论静态还是动态估计结果，都有可能存在偏误。为此，本文使用Callaway等[38]提出的重新加权估计（CSDID）对基准回归中可能存在的异质性处理效应进行检验。其核心思想是将样本分成不同的子组，分别评估每个组的处理效应，然后通过特定的方法将各组的处理效应加权平均，从而计算出总体样本的平均处理效应（ATT）。此外，该方法的另一个优势是能够处理政策“全面铺开”情形：当不存在从未接受处理组时，CSDID可以使用尚未接受处理组作为控制组。CSDID共提供了4种不同类型的平均处理效应：（1）加权平均处理效应，使用等权重加权求和；（2）日历平均处理效应，按照年份分组加权求和；（3）分组平均处理效应，根据首次处理时间分组加权求和；（4）动态平均处理效应，根据首次处理时间分组加权求和。表5分别展示了4种类型的农地“三权分置”改革CSDID结果。可以看出，无论哪种结果均显著表明改革能够促进农业农村新内生发展，与基准回归结果一致，表明异质性处理效应所导致的估计偏差不会对本文产生严重问题。
表5 CSDID的异质性处理效应

Table 5 Heterogeneous treatment effects of CSDID

变量 加权平均
处理效应		 日历平均
处理效应		 分组平均
处理效应		 动态平均
处理效应
(1) (2) (3) (4)
Simple_Policy 0.0034***(0.0004)
Ave_Policy 0.0033***(0.0003) 0.0035***(0.0004)
Pre_Policy 0.0001
(0.0001)
Post_Policy 0.0029***(0.0004)
进一步，基于表5列 (4) 的动态平均处理效应，可以得到农地“三权分置”改革在前5期和后2期的事件研究（图4）。在改革之前，改革的政策效应几乎不存在，CSDID估计系数在0上下徘徊且多数在95%置信水平上不显著，而在政策实施当年，促进效果就立即显现出来，估计系数迅速上升且显著为正。本文基准回归与平行趋势检验通过了异质性处理效应。
图4 Callaway and Sant' Anna的事件研究

Fig. 4 Incident studies at Callaway and Sant' Anna

3.3.3 高维固定和替换聚类标准误

为了减少因未观测到的省级因素导致的农业农村新内生发展估计偏误，并更好地应对潜在的内生性问题，本文在控制地级市固定效应和时间固定效应的基础上，添加省份固定效应，以全面捕捉各省份之间的差异性。此外，将标准误进一步聚类到省份层面，以排除同一省份内地级市共享相似政策影响或经济环境，进而对农业农村新内生发展产生影响的可能性。表6列 (1)、列 (2) 为估计结果，估计系数仍显著为正，验证了基准回归结果的可靠性。
表6 稳健性检验结果

Table 6 Robustness test results

变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
Policy 0.0031***
(0.0004)		 0.0031***(0.0008) 0.0027***(0.0002) 0.0028***(0.0002) 0.0029**(0.0014) 0.0027***(0.0004) 0.0031***(0.0004)
L.Neo 0.8800***(0.0154) 0.8803***(0.0154)
Befone -0.0002(0.0003)
Beftwo 0.0002
(0.0003)
控制变量 是 是 是 否 是 是 是
L.控制变量 否 否 否 是 否 否 否
个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是
省份固定效应 是 是 否
聚类层面 地级市 省份 地级市
R2值 0.8267 0.8267 0.9684 0.9685 0.9042 0.7702 0.8267
样本量/个 3090 3090 2884 2884 3090 2790 3090

3.3.4 缓解潜在的内生性问题

为进一步缓解可能的内生性问题，在主回归中加入滞后一期的被解释变量。滞后一期的被解释变量代表着样本原有的农业农村新内生发展水平禀赋，可缓解部分的内生性问题。同时，将滞后一期的控制变量一并纳入回归。表6列 (3) 为纳入滞后一期的被解释变量，列 (4) 为同时纳入滞后一期的被解释变量和控制变量。结果表明，在缓解了一定的内生性问题后，改革的估计效果依然有效。

3.3.5 替换被解释变量

采用王淑佳等[39]提出的修正耦合协调度模型对农业农村新内生发展水平进行重新测算，该模型修正了传统模型中耦合度在解释耦合关系时效度降低的问题，并改进了传统模型中协调发展度计算的简化问题，具有更好的效度和信度。表6列 (5) 为回归结果，核心解释变量仍显著为正，表明基准回归的结果并不依赖于核心变量的构造方式。

3.3.6 改变样本范围

省会城市和中心城市往往具有特殊的地位和资源优势，可能在吸引外界投资、支农力度和农业农村原始禀赋方面与其他地区有显著差异。因此，将省会城市和中心城市样本剔除，以排除这些因素的影响。表6列 (6) 展示了剔除后的回归结果。尽管在剔除样本城市后估计系数有所下降，但仍显著为正。这进一步验证了基准回归结果的可靠性，说明改革对农业农村新内生发展的积极影响在各类城市中具有普适性。

3.3.7 预期效应检验

将试点时间提前一年和提前两年，构建试点前一年和前两年的政策变量。回归结果如表6列 (7) 所示，政策变量Policy系数值仍然显著为正，且虚构变量Befone和Beftwo均不显著，说明改革政策并无预期效应。

3.3.8 安慰剂检验

通过构造虚拟的“政策处理组”来排除模型中可能无法控制的其他随机因素对结果的影响，本文进行了进一步的稳健性检验。按照原试点情况，随机抽取类似比例的地级市作为伪处理组，进行了500次回归。结果如图5所示，虚拟估计值集中分布在0附近且服从正态分布，而实际估计系数0.0031明显偏离这一分布。这表明，即使在排除不可观测的随机因素后，改革对农业农村新内生发展的促进作用仍然稳健。
图5 基于500次回归的安慰剂检验

Fig. 5 Placebo test based on 500 regression

3.4 机制分析

3.4.1 土地规模化

农地“三权分置”改革能够加快农地流转，使得农业规模化成为一个必然方向。土地生产要素集聚节省了人力、物力和时间，生产要素实现帕累托改进，提高了农业生产效率和农产品附加值。通过土地确权，农户减少了“差序格局”的熟人交易[25]，而转向以经济价值为目标的市场交易，获得了更高的土地租金收入，并使其能够从事非农就业，农户家庭总收入得以增长。此外，农地流转还推动了新型农业经营主体的发展，他们对乡村封闭和“非正式”的经济、文化和思想带来了冲击。土地规模化所产生的外部力量带动和内部力量激活，推动了农业农村新内生发展。为了验证土地规模化作用路径是否存在，本文采用取对数后的劳均播种面积作为土地规模化（Land）的衡量，该值越高意味着单位劳动力管理的土地面积越大。
表2列 (2) 的基准回归报告了土地规模化中介效应的第1步结果。表7列 (1) 农地“三权分置”改革系数在5%的水平下显著为正，说明改革可以促进土地规模化；列 (2)、列 (3) 中土地规模化均在10%的水平上显著为正，且在列 (3) 中农地“三权分置”改革系数值稍有下降，但仍在1%的水平上显著为正。在此基础上，进一步进行Sobel检验，结果显示Z值统计量为1.841，在10%的水平上显著，中介效应检验有效。以上结果说明土地规模化起到了中介效应，改革带动了地区土地流转，促进土地规模经营，从而提高农业竞争力，增加了农户收入，推动了农村现代化，最终促进了农业农村新内生发展，假说H2得到验证。
表7 机制检验回归结果

Table 7 Mechanism test regression results

变量 Land Neo Neo Input Neo Neo Neo
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
Policy 0.1375**(0.0003) 0.0030***(0.0004) 0.2005***(0.0709) 0.0029***(0.0004) 0.0026***(0.0005)
Land 0.0006*(0.0003) 0.0006*
(0.0003)
Input 0.0006**(0.0003) 0.0007**(0.0003)
Policy×Busin 0.0001**(0.0000)
控制变量 是 是 是 是 是 是 是
个体固定效应 是 是 是 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是 是 是 是
R2值 0.8272 0.8254 0.8282 0.8484 0.8257 0.8284 0.8276
样本量/个 3090 3090 3090 3090 3090 3090 3090
Sobel检验Z值 1.841* 2.435**

3.4.2 资金投入

农地“三权分置”改革能够优化农村土地要素市场，唤醒土地经营权的资本属性和市场功能，打破资本和技术进入壁垒。同时，改革还提高了财政支农资金的数量和使用效率，促进了政府对农业基础设施投资和生产补贴的投入。为了验证上述作用路径，本文分别构建以下变量衡量资金投入：采用取对数后的政府劳均财政支农支出作为政府财政支农（Govin）的衡量[40]，该数据可以很好地反映政府对农业的反哺力度；采用每万人农业新注册企业来衡量工商资本投入（Busin），农业每年度的新注册企业直接反映了工商资本进入农业农村领域的意愿和实际行动，每一个新注册的农业企业都意味着新的资本投入，反映了资本流向农业农村的趋势和规模。
表2列 (2) 基准回归报告了政府财政支农中介效应的第一步结果。表7列 (4) 农地“三权分置”改革系数在1%的水平上显著为正，说明改革可以促进政府财政支农；列 (5)、列 (6) 中政府财政支农均在5%的水平上显著为正，在列 (6) 中农地“三权分置”改革系数值稍有下降，但仍在1%的水平上显著为正。在此基础上，进一步进行Sobel检验，结果显示Z值统计量为2.435，在5%的水平上显著，中介效应检验有效。以上结果说明政府财政支农起到了中介效应，改革会增加政府财政支农，从而提高农业农村新内生发展水平。表7列 (7) 汇报了工商资本投入的调节效应检验结果，Policy×Busin在5%的水平上显著为正，表明观测到了工商资本投入在农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展水平的促进影响中显著的正向调节作用，随着工商资本投入增加，农业农村新内生发展水平不断提高。以上结果说明，改革会通过吸引农业资金，推动工商资本投资农业农村，加大财政支农金额和效率，进而促进农业农村新内生发展。据此，假说H3得到验证。

3.5 异质性分析

3.5.1 农业资本深化程度的异质性

农地“三权分置”改革协调了分散经营与规模经营，推动了现代农业技术装备的应用，挖掘了农业农村的内生动力。一方面，农地确权提升了农户对经营的长久预期，激励了他们投资农业机械，并降低了纵向分工的交易成本，从而增加了农用机械的需求；另一方面，改革引入新型农业经营主体，带来资本和先进技术，快速提升了地区的农业机械化水平。本文认为，如果一个地区的农业资本深化程度较低，那么农地“三权分置”改革将激发农业资本深化潜力，显著提升地区的农业机械化水平，从而提高新内生发展的边际效率。参考唐建军等[34]的研究，用劳均农用机械总动力来衡量地区的农业资本深化程度，并以50%的分位数划分出资本深化饱和程度较高组和较低组，采用Bootstrap方法进行组间系数差异性检验。
表8列 (1)、列 (2) 结果显示，在资本深化饱和程度较低时，农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的促进作用更大，组间系数差异性检验结果在1%的水平上显著，支持了这一结论。相比于资本深化饱和程度较高地区，改革对资本深化饱和程度较低地区的农业农村新内生发展水平提升作用平均高出0.0020个单位。这意味着改革对农业农村新内生发展的促进作用受到农业资本深化程度的影响，在资本深化饱和程度较低的地区，改革的边际效率更高，更能发挥政策作用。
表8 农业资本深化、科教环境和非农就业的异质性分析

Table 8 Heterogeneity analysis of agricultural capital deepening, scientific and educational environment and non-farm employment

变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6)
高饱和组 低饱和组 科教环境好 科教环境差 非农就业多 非农就业少
Policy 0.0020***(0.0006) 0.0040***(0.0005) 0.0042***(0.0006) 0.0020***(0.0003) 0.0024***(0.0007) 0.0033***(0.0005)
控制变量 是 是 是 是 是 是
个体固定效应 是 是 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是 是 是
R2值 0.8960 0.8607 0.8736 0.8793 0.8644 0.8828
样本量/个 1543 1530 1537 1539 1539 1530
经验P值 0.000*** 0.000*** 0.114

注：经验P值是组间系数差异性检验的P值，由Bootstrap法重复计算500次所得。

3.5.2 地区科学教育环境的异质性

地区科学教育环境极大地影响农业农村的新内生发展。科学教育环境越好，人力资源的质量就越高，越有利于农业知识和技术的传播。科教环境好的地区拥有更强的农业创新能力，能够不断研发和推广适应当地条件的新技术和新方法。这些地区的科研机构与农业企业之间的合作也更加紧密，通过产学研结合，能够更快地将科研成果转化为生产力，推动农业技术进步和生产方式创新。本文以地区政府科学和教育财政支出金额来衡量地区的科学教育环境，并以50%的分位数划分出科教环境好和差两组，进行分组回归分析。
表8列 (3)、列 (4) 结果显示，农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的促进作用在科教环境好的地区更大，组间系数差异性检验结果同样支持这一结论。相比于科教环境差的地区，改革对科教环境好的地区的农业农村新内生发展水平提升作用平均高出0.0022个单位。这意味着农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的促进作用受到地区科学教育环境的影响，在科学教育环境更好的地区，改革更能发挥政策作用。

3.5.3 农村非农就业的异质性

农村非农就业对农业农村新内生发展水平具有双重影响。一方面，农村非农就业增加了农户收入，使得农户能够将部分非农收入投资于农业生产，提高农业机械化和现代化水平。另一方面，农村非农就业导致部分劳动力从农业部门转移到非农部门，可能引起农业劳动力不足，农村人力资源结构趋于老龄化和女性化，不利于农业农村的新内生发展。为了探究农地“三权分置”改革对农业农村的促进作用是否会受到地区劳动力非农就业的影响，本文以地区第二产业从业人员占第一、二产业从业人员总数的比例来衡量农业劳动力非农就业水平。该比例越大，说明工业部门劳动力数量在农业和工业部门劳动力总数中的占比越高，可以在一定程度上反映农业部门向工业部门的劳动力转移率。本文将样本按50%分位数划分为非农就业多组和非农就业少组，并进行分组回归分析。
表8列 (5)、列 (6) 结果显示，组间系数差异性检验的经验P值结果为0.114，农地“三权分置”改革对农业农村新内生发展的促进作用在非农就业水平组别之间没有显著差异。这表明，改革对农业农村新内生发展的促进作用不会受到农业劳动力流失的影响。可能的原因在于，农业生产和非农经济活动本身就具有互补性，非农就业会通过“增收效应”一定程度上反哺农业农村[41]。更为重要的是，改革使土地实现规模化经营，从而促进了农业机械化水平的提高，现代化的农机社会化服务对农业劳动力进行了替代，从而减弱了非农就业的负向影响。

3.5.4 自然资源禀赋的异质性

不同自然资源条件下会衍生出不同的农业模式和农村生活方式，这对农村新内生发展具有深远影响。地形、降水量和光照时间等自然资源禀赋，不仅决定了农业生产的基本条件和产出效率，还影响了农民的生活方式和经济收入水平。为了探究地区自然资源禀赋是否会影响农地“三权分置”改革的政策效果，本文采用以下指标来衡量地区的自然资源禀赋。（1）地形起伏度：衡量地形平坦程度，对农业机械化和规模经营有重要影响。（2）地区年平均降水量：决定了农业用水的供应情况，对农业生产的稳定性和产出有直接影响。（3）地区年平均日照时长：影响作物的光合作用效率和生长期，直接关系到农业产出。根据这些指标的50%分位数，将样本分为高和低自然资源禀赋组，进行分组回归分析，以探究不同自然资源条件下农地“三权分置”改革的政策效果。
表9结果显示，基于Bootstrap法的费舍尔组合检验结果分别为0.348、0.186和0.192，均未通过显著性要求。这表明，改革对农业农村新内生发展的促进作用在不同自然资源禀赋条件下均没有显著差异，改革对农业农村新内生发展的促进作用并不受地区自然资源禀赋的限制影响。可能的原因在于，农地“三权分置”改革的核心在于明晰产权、促进土地流转和增加资本投入，这些措施对不同自然资源条件下的农村地区都能产生积极影响，无论地形、降水量和光照时间如何，政策的基本机制都能发挥作用。此外，农地“三权分置”改革不仅涉及土地流转，还包括金融支持、技术推广等多方面的综合措施，这些措施共同作用，可能削弱了单一自然资源禀赋对政策效果的影响，从而在不同资源禀赋条件下表现出一致的效果。这表明改革具有广泛的适用性和普遍的有效性。
表9 自然资源禀赋的异质性分析

Table 9 Heterogeneity analysis of natural resource endowments

变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6)
地形平坦 地形崎岖 降水量大 降水量小 日照时间长 日照时间短
Policy 0.0028***
(0.0007)		 0.0031***
(0.0004)		 0.0035***
(0.0006)		 0.0028***
(0.0005)		 0.0031***
(0.0005)		 0.0037***
(0.0007)
控制变量 是 是 是 是 是 是
个体固定效应 是 是 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是 是 是
R2值 0.8385 0.8275 0.8544 0.8193 0.8105 0.8740
样本量/个 1545 1545 1526 1529 1521 1538
经验P值 0.348 0.186 0.192

4 结论与启示

本文基于农地“三权分置”改革这一准自然实验，构建2008—2022年中国206个地级市平衡面板数据，实证检验了农地“三权分置”对农业农村新内生发展的影响。研究发现：（1）农地“三权分置”改革显著地促进了农业农村新内生发展水平的提高。同时，改革对农业农村新内生发展的各个子维度均具有促进作用。（2）农地“三权分置”改革主要通过促进土地规模化和吸引资金投入等渠道发挥对农业农村新内生发展的促进作用。（3）地区农业资本饱和程度、地区科学教育环境会对改革的政策效应产生差异化影响；同时，农村非农就业所导致的农村人力资本流失、地区自然资源禀赋差异并不会影响改革的政策效果，农地“三权分置”改革具有良好的普适性和政策穿透力。
基于上述结论，提出以下政策启示：
（1）深化农村土地产权制度改革，完善配套政策。巩固“稳定承包权，放活流转权”的改革方向，进一步细化土地权能体系，明确村集体、承包农户和经营主体三者之间的权利与义务关系，增强农户对土地产权的认知和行使能力。通过健全农地确权、流转机制，强化土地流转市场的规范化运作，推动土地向新型农业经营主体集中，实现规模化经营。与此同时，结合地方实际，制定与“三权分置”改革相配套的支持政策，确保政策的区域适应性与落地可行性。各地政府应优化农村金融服务体系，扩大金融服务的覆盖面，开发适合农业经营主体的小额信贷、合作社贷款、农业保险等金融产品，缓解资金约束，推动农业资本的有效配置，助力农业现代化与农村经济的可持续发展。
（2）推动乡村内外部力量的有机融合，形成内外协同的新内生发展模式。新内生发展理论强调，乡村发展不仅需要依靠内部力量，还应通过外部力量的支持，形成双向互动和良性循环。要通过“以内化外、以外促内”的方式，实现内部力量与外部力量的有机融合，做到“内主外辅”。通过产权改革和政策支持有效激活农村土地、生态、文化等内部资源，合规引导和激励外部资金、技术等力量的投入，实现对内部力量的补充与支持。通过双向互动、协调融合，推动农业农村在内外力量的共同作用下，实现持续的自我发展和外部赋能，提升整体内生发展的水平。
（3）强化工商资本在农业农村投资中的监管，防范潜在风险。尽管工商资本的进入在短期内能够推动农业农村经济增长，但其资本逐利属性可能引发诸如“掠夺性”经营、耕地用途的“非粮化”和“非农化”等问题，威胁农业农村的长期内生发展能力。因此，政府必须建立健全土地流转监管体系，完善土地流转合同和法律保障，确保土地用途与国家政策和法律法规一致。设立严格的准入标准，对工商企业的社会责任感和可持续经营能力进行评估，以防止过度开发、环境破坏，确保农业农村的健康发展。

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