作者简介：赵敏娟，西北农林科技大学经济管理学院教授，西安财经大学校长；彭凌志，西北农林科技大学经济管理学院硕士研究生。
文献来源：《中国农村经济》2024年第2期。
摘要：农村集体产权制度改革是中国农村改革的重大制度创新，对激活农村各类集体生产要素潜能，实现城乡要素有效配置，促进区域经济发展具有重要意义。本文基于2013-2020年中国1873个县（市、区）的面板数据，以中国农村集体产权制度改革试点为准自然实验，运用双重差分模型，考察农村集体产权制度改革对县域经济发展的影响。研究发现：第一，农村集体产权制度改革有助于激发地区发展动能，对县域一二三产业发展均产生了显著的促进效应。第二，在集体资产已经积累比较多的东部地区，农村集体产权制度改革进一步激发了发展活力，对县域经济发展的促进效应整体上比中西部地区更加明显。第三，脱贫攻坚战打响以后，国家对贫困县集体经济发展的支持力度较大，贫困县农村集体产权制度改革对县域经济发展的促进效应比非贫困县更加明显。第四，农村集体产权制度改革有利于县域产业结构优化和产业集聚水平提升，有助于提高县域经济发展质量。
关键词： 农村集体产权制度改革；县域经济发展；集体经济；多期双重差分模型
一、引言
共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。自古以来，县域作为国家政治、经济和社会系统中最基本的单元，在国家治理、经济发展和资源承载中具有重要地位。截至2022年底，中国内地县级行政区总计2843个，其中县域共有1866个，总面积占全国国土面积的90%左右，总人口占中国大陆人口的52.5%，地区生产总值占中国大陆地区生产总值的38.1%。由于县域覆盖了中国大部分面积和人口，特别是农村人口，因此实现县域的现代化和共同富裕是实现中国现代化和共同富裕的基础。要素投入和资源的有效配置是经济增长的主要源泉。从要素权属来看，在县域范围内，土地主要为村集体所有，大量资金为农村集体经济组织及其成员所有，劳动力主要为广大农村集体经济组织成员。改革开放以来，中国县域经济之所以快速发展，农民收入之所以快速增加，非常关键的一点，就是不断优化农村要素配置，包括农村劳动力要素流动、农民利用自身资金积累和土地发展高效农业、集体经济组织利用集体积累和资金发展乡村工业等。尽管改革开放以来，农村集体经济发展经历了起起落落，但一直是县域经济的基础构成。农村集体经济组织的土地、资金、劳动力要素能否得到高效配置，对县域经济发展具有重要作用。经过长期发展，农村集体经济组织，尤其是经济发达地区、城市郊区的农村集体经济组织，已经积累起庞大的资产。脱贫攻坚以来，贫困县积累的农村集体资产规模也迅速扩大。但农村集体资产产权一直存在归属不明、权责不清、管理僵化等问题，资源要素的配置效率不高，经济发展潜力没有得到充分释放。通过推动农村集体产权制度改革，达到明晰产权、完善治理结构、激发发展动力、防范发展风险等目的，农村集体经济发展将迎来新局面，也为县域经济发展增添新活力。
从20世纪80年代开始，中国就出现了农村集体产权制度改革的探索。90年代以后，这些探索就多了起来，并且主要集中在发达地区。21世纪以后，北京、上海、浙江等地的农村集体产权制度改革开始全面推开。部分地区、部分村庄之所以具有先行探索的积极性，主要是在工业化、城镇化水平快速提高的背景下，农村集体经济组织来自征地、物业等方面的收入水平高，集体成员普遍具有保护好自身权益的主动性，不少村“两委”也具有抓住发展机遇、增加村级收入的主动性。这些先行地区的改革，固然有政府的支持和推动，但整体上还是属于内驱型。它们的探索性实践，为后来中国农村集体产权制度改革的开展提供了经验。
党的十八大报告首次提出“全面建成小康社会”的目标和“必须坚持走共同富裕道路”的要求，并对依法维护农民集体收益分配权、壮大集体经济实力作出部署。顺应新形势新要求，2013年，党的十八届三中全会明确提出农村集体产权制度改革的任务要求，为农村集体产权制度改革提供了新的时代背景。2014年，中央全面深化改革领导小组第五次会议审议了《积极发展农民股份合作赋予农民对集体资产股份权能改革试点方案》，正式拉开农村集体产权制度改革的序幕。2016年，《中共中央国务院关于稳步推进农村集体产权制度改革的意见》明确要求：“构建归属清晰、权能完整、流转顺畅、保护严格的中国特色社会主义农村集体产权制度，保护和发展农民作为农村集体经济组织成员的合法权益。”到2021年底，中国农村集体产权制度改革阶段性任务基本完成，并进入巩固提升质量的阶段。《国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中明确提出：“深化农村集体产权制度改革，完善产权权能，将经营性资产量化到集体经济组织成员，发展壮大新型农村集体经济。”这一阶段的农村集体产权制度改革，在很大程度上是围绕全面建成小康社会、朝着共同富裕方向稳步前进的蓝图展开的，改革过程具有明显的行政推动型特征。
农村集体产权制度改革建立起产权清晰的集体产权制度，以市场化的形式经营集体资产，使大量闲置的农村集体资源要素活跃起来，生产力得到跃升，这对激活农村发展新动能具有关键作用。经过五批农村集体产权制度改革试点，到2021年，全国清查核实集体账面资产7.7万亿元，其中经营性资产3.5万亿元。对这些资源进行合理运营，并与相关要素组合，必将为县域经济发展注入强大动能。然而，学术界少有研究关注农村集体产权制度改革对县域经济的影响。已有关于农村集体产权制度改革效应的研究主要集中在农村集体产权制度改革的收入效应、乡村治理效应和对集体经济发展的促进效应三个方面。第一，在收入效应方面，罗明忠和魏滨辉通过分析全国县级面板数据发现，农村集体产权制度改革促进了农民增收，缩小了城乡收入差距。张衡和穆月英则从微观视角切入，发现农村集体产权制度改革缩小了农民群体的内部收入差距。第二，在乡村治理效应方面，胡伟斌和黄祖辉通过分析1657户农户数据发现，农村集体产权制度改革会促进农户民主参与行为，提高村庄治理民主水平。马平瑞和李祖佩基于鲁西南蔡庄村的案例分析提出，农村集体产权制度改革有助于乡村治理优化升级。第三，在对集体经济发展的促进效应方面，张应良和徐亚东从理论层面分析了农村集体产权制度改革对农村集体经济的影响，认为农村集体产权制度改革通过对外拓宽市场、对内延长产业链、获得规模经济等方式实现集体经济的持续增长。孔祥智通过六盘水市等3个案例分析提出，农村集体产权制度改革通过确权到人能提高集体经济组织的运行效率，推动集体经济发展。芦千文和杨艺武通过分析3833户农户数据证实了农村集体产权制度改革明显促进了农村集体经济发展。
梳理文献可知，农村集体产权制度改革的效应已经得到广泛关注，特别是关于其乡村治理、农民收入和村集体经济发展方面的效应研究已经相当丰富，但已有研究大多从微观视角、理论层面或通过案例分析的方法进行研究，尚少有在县域层面开展的整体性实证研究，且鲜有文献涉及农村集体产权制度改革与县域经济发展的关系。农村集体产权制度改革是以县域为单位推进的，分析其对县域经济的影响对于评估改革的整体效应和评价改革工作的成效具有重大现实意义。本文立足研究改革的县域经济发展效应，从以下几个方面拓展农村集体产权制度改革的效应研究：第一，从要素流动、产业结构和产业集聚的视角，分析农村集体产权制度改革对县域经济发展的直接影响，考察农村集体产权制度改革推动县域经济发展的作用机制。第二，以全国1873个县（市、区）为样本，采用多期双重差分模型和比较完整的县级数据进行实证研究，弥补现有文献从省级层面论证存在的不够精准、案例研究存在的系统性不够等不足。第三，在分析农村集体产权制度改革对县域经济发展整体效应的基础上，考虑区域异质性和时间动态效应，进一步考察该项改革对县域不同产业发展的影响，以深化和细化对改革效应的评估。
二、研究假说
合理的产权制度安排是资源资产得以合理配置的逻辑起点。农村集体产权制度改革对县域经济发展的促进效应，主要通过畅通生产要素流动和提高集体资源配置效率实现。第一，通过明晰产权结构、重塑治理机制、促使资产价值显化、促进资源要素畅通流动等，农村集体产权制度改革可以有效激发各类生产要素的活力和市场主体的创造力。集体经济组织统一组织实施土地开发利用和资产运营，有利于实现土地的多功能利用和农业规模化经营，并对农业生产性服务业发展产生积极影响。第二，农村集体经济组织利用集体资金和相关机器设备发展产后储存、运输等产业，盘活利用农村闲置用地等集体资源发展观光休闲农业、农村电商等新业态，延长了产业链，创造了新的就业岗位，促进了农民就地就近就业和增收。第三，农村集体产权制度改革促进了新型经营主体的培育和引进，吸引了外出务工人员返乡创业就业，为农村发展带来了资本要素、现代科技和企业家才能。新型经营主体和返乡创业人员选择合适的产业并将各类要素聚集到所选择的产业中，有利于农村产业的发展和壮大。第四，确定农民的股份权能可以消除农民对权益被侵占的顾虑，增强其进城务工的意愿。大量劳动力资源的供给，会对城镇二三产业的发展产生支撑作用。同时，集体产权归属明晰化还能分担农村人口的市民化成本（涂圣伟，2017），有利于提高农业转移人口落户城镇的意愿和能力，加速新型城镇化进程的推进，从而推动县域经济发展。据此，本文提出假说H1和假说H2。
H1：农村集体产权制度改革对县域经济发展有促进效应。
H2：农村集体产权制度改革促进了县域一二三产业的发展。
产业结构不合理、集聚水平低是阻碍县域经济发展的重要原因。通常来说，资源配置效率的提高和生产要素流动的畅通有利于地区产业结构优化和产生产业集聚效应。集体资源配置效率的提高意味着被闲置或低效利用的集体资产将被作为生产要素投入到各类产业。生产要素流动的畅通意味着生产要素流动成本下降，会促进包括农村集体资产以及劳动力在内的各类生产要素从回报率相对较低的产业流向回报率更高的产业，推动县域产业结构转型升级。经济活动的空间集聚是实现地区经济发展的重要推力，而农村集体产权制度改革会促进人力、资本、原材料等要素更加自由地流动和实现资源更高效率配置，有助于县域内产业实现集聚。具体来看：第一，农村集体产权制度改革通过培育新型经营主体和吸引外出务工人员返乡创业在县域范围内产生劳动力集聚效应，增加了县域劳动力总量和人力资本积累，这部分人员为当地产业发展提供资金和技术等要素，从而实现产业结构调整和产业集聚。第二，通过整合各类集体资产要素，将集体经营性资产与社会工商业资本融合，农村资源要素得以衔接现代产业链条。各类要素的有效供给有利于基于当地主导农业产业全链发展上下游相关产业，以优质生产要素供给的规模效应促进产业发展集聚效应的形成。第三，长期以来，一些县域产业结构中传统农业、牧业等第一产业占比较高，不注重利用当地特色资源发展特色产业，产业同质化程度高，缺乏竞争力。农村集体产权制度改革通过激活各类集体特色资源要素，并利用集体资金因地制宜开发乡村旅游和特色农业等新产业新业态，能改善县域产业结构，促进经济发展。据此，本文提出假说H3。
H3：农村集体产权制度改革通过优化产业结构和提升产业集聚水平两条路径促进县域经济发展。
三、研究设计
（一）变量选择与说明
1.被解释变量。本文的被解释变量是县域经济发展水平，分别采用县域实际地区生产总值、县域人均实际地区生产总值、县域一二三产业实际增加值来衡量。
2.核心解释变量。本文的核心解释变量是农村集体产权制度改革试点，若县（市、区）当年是农村集体产权制度改革试点，取值为1，否则取值为0。
3.控制变量。本文参考已有相关研究设置了一系列控制变量来控制其他因素对县域经济发展的影响（例如伍骏骞和张星民，2023；吴本健等，2022）。控制变量包括地域面积、人口密度、通信覆盖水平、服务业发展水平、人力资本水平、农业发展水平、政府财政收入水平、产业规模化水平、政府财政干预水平、居民储蓄水平、金融发展水平、医疗水平、福利设施水平。
4.中介变量。农村集体产权制度改革可能通过优化产业结构和提升产业集聚水平两条路径对县域经济发展产生影响。因此，本文引入产业结构和产业集聚水平两个中介变量进行机制分析。
5.稳健性检验变量。夜间灯光数据在区域经济研究中的应用越来越广泛，与地区生产总值存在显著正相关关系，可作为地区生产总值的良好替换指标。本文采用县域夜间灯光数据代替县域实际地区生产总值来衡量县域经济发展水平，从而进行稳健性检验。本文使用的灯光数据为基于自编码器模型的跨传感器校正方案进行修正的2013－2020年每月的NPP-VIIRS夜间遥感影像数据，然后对每年数据取平均值。
（二）数据来源
本文希望构造一个覆盖中国尽可能多县域的平衡面板数据以保证研究结果的可靠性，但受限于县级数据的可获得性，同时考虑到2013年前和2020年后有较多县（市、区）的相关指标数据存在缺失，最后选择将2013－2020年作为研究时期。在剔除部分数据缺失严重样本的前提下，本文收集整理了2013－2020年中国30个省份1873个县（市、区）的平衡面板数据，试点县（市、区）在2015年、2017年、2018年、2019年、2020年先后开展农村集体产权制度改革。农村集体产权制度改革试点地区以及试点开展时间来源于国家发展和改革委员会网站历年公布的改革试点名单；2013－2020年各省份生产指数来源于2013－2020年历年《中国统计年鉴》；夜间灯光数据来源于地理遥感生态网科学数据注册与出版系统；其余指标数据来源于2013－2020年历年的《中国县域统计年鉴》。
主要变量的含义和描述性统计如表1所示。
（三）模型设定
本文将农村集体产权制度改革试点看作一项准自然实验，采用双重差分模型（DID）评估农村集体产权制度改革试点对县域经济发展的影响，将农村集体产权制度改革试点县（市、区）作为处理组，其他县（市、区）作为对照组。由于各地区试点开展时间不一致，本文参照Becketal.的做法，采用多期双重差分模型进行研究。本文构建模型如下：
四、估计结果及分析
（一）基准回归结果
表2中，（1）列和（2）列分别报告了在控制双向固定效应和加入控制变量后，农村集体产权制度改革试点对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的影响。结果表明，农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著，且系数为正，说明该项改革显著促进了县域经济发展。从效应大小看，农村集体产权制度改革对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的提升作用分别为0.8%和0.9%。（3）列～（5）列分别为控制双向固定效应和加入控制变量后，农村集体产权制度改革试点对县域一二三产业实际增加值的影响。结果显示，农村集体产权制度改革试点分别在10%、1%、1%的水平上显著，且系数为正，即农村集体产权制度改革对县域一二三产业发展产生了显著的促进效应。农村集体产权制度改革对县域二三产业实际增加值的提升作用较大，分别为1.3%和0.9%，对县域第一产业实际增加值的提升作用较小，为0.1%。综上，假说H1和假说H2得到验证。
（二）平行趋势检验
处理组和对照组满足平行趋势假设是DID估计结果有效的基本前提。本文参考已有研究，使用事件研究法考察试点开展前处理组和对照组的县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值是否具有平行趋势。考虑到农村集体产权制度改革试点主要集中在2017年之后开展，试点开展后3期之后的样本量较少，可能导致加入控制变量后估计的自由度不足，本文参考齐秀琳和江求川（2023）的做法，将试点开展后3年之后的数据汇总到第3期。同时，将试点开展前4年之前的数据汇总到第−4期。建立以下模型进行检验：
（三）稳健性检验
1.安慰剂检验。本文参照白俊红等（2022）的研究，使用安慰剂检验进一步检验回归结果的稳健性。利用Stata软件从所有样本县（市、区）中随机抽取部分样本县（市、区）作为处理组，同时随机选择试点开展时间，然后重新对其进行双重差分估计，得到核心解释变量的参数估计结果。重复该过程500次，再将500次估计的系数核密度估计值以及p值分布呈现在图中，如图2所示。其中，随机处理得到的系数估计值集中在0附近，而且p值绝大多数超过0.1。基准回归中农村集体产权制度改革试点对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的系数分别为0.008和0.009，显著区别于安慰剂检验测试的结果。这在一定程度上说明了基准回归估计结果具有稳健性。
2.PSM-DID。由于农村集体产权制度改革试点并非严格意义上的准自然实验，可能存在由样本选择偏差所导致的内生性问题。根据相关政策文件，提高农民收入和促进经济发展是农村集体产权制度改革的重要目标，因此，发展相对滞后的中西部贫困县地区更有可能被选择或更早被选择为试点地区，从而导致样本自选择偏差问题。因此，本文进一步采用多期PSM-DID模型进行稳健性检验。对于面板数据使用PSM-DID模型的处理方法主要有两类：一是将面板数据视为截面数据直接进行截面PSM匹配，然后再使用DID模型进行估计；二是参照BöckermanandIlmakunnas的方式进行逐期PSM匹配，然后再使用DID模型进行估计。两种方式都存在一定不足，但这两种方法仍然是现行条件下较好的研究方式，因此本文同时采用这两种方法进行PSM匹配。具体做法为：选取模型（1）中的控制变量作为协变量，分别按照构造截面PSM和逐期匹配的方式使用1∶1近邻匹配进行PSM匹配，其中，逐期匹配方法参照了白俊红等的具体做法。将两种方法的匹配结果中非共同支撑部分剔除，得到两套满足共同支撑域的数据集。运用多期DID重新检验农村集体产权制度改革对县域经济发展的促进效应。
表3展示了PSM-DID检验的结果。（1）列和（2）列为被解释变量是县域实际地区生产总值的检验结果，（3）列和（4）列为被解释变量是县域人均实际地区生产总值的检验结果。从表3可知，在通过PSM匹配后，农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著且系数为正，与上文结果基本一致，由此进一步肯定了基准模型回归的结论。
3.其他稳健性检验。第一，采用夜间灯光数据衡量经济发展水平。与地区生产总值相比，夜间灯光数据不受地区间价格因素变动的影响，能更真实地反映一国或地区的经济发展状况。本文采用县域夜间灯光数据代替县域实际地区生产总值进行回归，回归结果如表4（1）列所示。农村集体产权制度改革试点在1%的水平上显著，且系数为正，说明了研究结论的稳健性。
第二，剔除北京和浙江的样本。中国农村集体产权制度改革试点在2015年正式开展，但是浙江和北京两个省份2015年之前在村级层面几乎就已经完成了全部的改革任务（完成改革村比例：在2014年，北京为100%，浙江为75%，其余省份介于0%～10%），即这两个省份的实际改革进度与试点开展的进度有所差异，所以这两个省份的样本可能会对回归结果的有效性产生影响。本文将这两个省份的样本剔除后进行回归。回归结果如表4（2）列和（3）列所示，农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著，且系数为正，进一步说明研究结论是稳健的。
第三，剔除市区和县级市样本。虽然市区和县级市同属于县级行政级别，但是两者的经济社会形态存在明显的差异（陈熠辉等，2022）。总的来说，相对于同区域内的县，市区和县级市的经济和产业发展基础更好，在改革开始之前其农村集体经济就已经有更长足的发展。本文将市辖区和县级市样本剔除后再进行回归，回归结果如表4（4）列和（5）列所示。农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著，且系数为正，再次说明研究结论是稳健的。
第四，排除其他政策干扰。考虑到在本文研究时期内开展的农民工返乡创业试点、电子商务进农村综合示范县、宽带中国示范城市和新型城镇化建设等政策对县域经济发展会产生影响，从而可能对前述结论产生干扰，因此，本文将这些政策变量纳入基准回归模型再次进行回归。表4（6）列和（7）列的结果显示，农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著，且系数为正，农村集体产权制度改革依然促进了县域经济发展。
五、进一步分析
（一）异质性分析
首先，考虑农村集体产权制度改革对县域经济发展影响的地区差异，估计结果如表5所示。从表5（1）列～（3）列和（4）列～（6）列看，农村集体产权制度改革试点的估计结果均显著且系数为正，但在不同地区对县域经济发展的促进效应存在差异。其中：对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的提升作用，东部地区分别为1.2%和1.0%，西部地区分别为0.5%和0.7%，中部地区分别为0.4%和0.3%。同时，县域实际生产总值和县域人均实际生产总值在东部县域与中部县域的组间系数差异检验结果均在1%水平显著，县域实际生产总值和县域人均实际生产总值在东部县域与西部县域的组间系数差异检验结果均在10%水平显著。因此，可以认为农村集体产权制度改革对东部县域经济发展的促进效应明显高于中西部。这主要可能是地区资源禀赋、国家其他政策和经济环境的差异导致政策所带来的效应有所不同。第一，东部地区有较好的集体经济基础。中国最早的农村集体经济组织改革开始于东部地区的江苏等省份，到2019年，东部地区农村总集体资产占全国64.7%，良好的集体经济基础有助于改革的实施。第二，东部地区经济发达，大量的就业机会更容易吸纳全国由农村集体产权制度改革所释放的农村剩余劳动力。第三，农村集体产权制度改革主要通过促进县域二三产业发展来推动县域经济发展，而相较于中西部地区，东部地区县域有更好的交通、通信等基础设施，且对乡村休闲旅游等消费需求更高，县域二三产业具有更好的发展条件。
其次，考虑农村集体产权制度改革对县域经济发展的影响在贫困县和非贫困县之间是否存在差异，估计结果如表6所示：
本文的贫困县为2104年国家乡村振兴局公布的国家级贫困县。表6结果表明，农村集体产权制度改革试点均在1%的水平上显著，且系数均为正。从效应大小来看，改革对贫困县实际地区生产总值和人均实际地区生产总值的提升作用均为1.2%，对非贫困县的提升作用则均为0.7%。同时实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值在贫困县和非贫困县之间的组间系数差异检验结果均在10%水平显著。因此，可以认为农村集体产权制度改革对贫困县县域经济发展的促进效应更强。一方面，政府对贫困县集体经济发展的支持力度相对于一般地区更大。脱贫攻坚期间，政府为农村集体经济发展提供大量资金扶持，贫困县集体经济的资本总量增加更快，农村集体产权制度改革与扶贫政策可以形成“组合拳”，更有效地推动地区经济发展。另一方面，贫困县城乡要素配置效率通常相对更低，导致产业结构更落后，产业集聚水平也更低，从而农村集体产权制度改革通过提高贫困地区生产要素配置水平，对贫困县县域经济和产业发展能产生更积极的效应。
最后，考虑农村集体产权制度改革对县域经济发展的影响在不同地形区域的差异。本文在基准回归模型中加入农村集体产权制度改革试点与县域地形起伏度的交互项进行回归，以探究不同地形情况下农村集体产权制度改革对县域经济发展促进效应的差异性，估计结果如表7所示。从表7看，农村集体产权制度改革试点与县域地形起伏度的交互项对县域实际地区生产总值的回归系数在1%的水平上显著且符号为负，说明复杂的地形会削弱农村集体产权制度改革对县域经济发展的促进效应。地形起伏度每提高1%，农村集体产权制度改革对县域实际地区生产总值增长的提升作用将削弱0.2%。可能的原因是，第一，地形起伏度较高的地区一般经济发展水平较为滞后，地区劳动力向地势更平坦地区外流较为严重，同时农村集体经济物质资本较少，使得农村集体产权制度改革促进县域经济发展的潜力较小。第二，在地形起伏度高的地区，交通条件相对较差，不利于各类要素在区域内流动，而农村集体产权制度改革促进县域经济发展的一个重要驱动力就是畅通城乡之间要素流动。
（二）作用机理检验
结合理论分析部分，本文引入产业结构和产业集聚水平两个中介变量来构建中介效应模型，并基于中介效应依次检验的思路，对（2）式和（3）式依次进行回归，以探究农村集体产权制度改革促进县域经济发展的作用机理。第一步，分析农村集体产权制度改革对县域产业结构和产业集聚水平的影响。表8展示了对（2）式的检验结果。表8（1）列和（2）列分别展示农村集体产权制度改革试点对产业结构和产业集聚水平的影响，结果显示，农村集体产权制度改革试点对产业结构和产业集聚水平的系数分别为0.002和0.018，且均在1%的水平上显著，说明农村集体产权制度改革对县域产业集聚水平提高和产业结构优化存在积极作用。
第二步，分析各中介变量对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的影响。（3）式的估计结果如表8（3）列～（6）列所示，（3）列和（5）列是在（1）式基础上加入产业结构作为一个核心变量进行回归，代表了产业结构在农村集体产权制度改革促进县域经济发展中的中介作用的回归结果，（4）列和（6）列是在（1）式基础上加入产业集聚水平作为一个核心变量进行回归，代表了产业集聚水平在农村集体产权制度改革促进县域经济发展中的中介作用的回归结果。从表8可见，产业结构对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的系数分别为0.301和0.399，产业集聚水平对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的系数分别为0.049和0.143，且均在1%的水平上显著。同时，本文对（3）列～（6）列的回归结果进行了Sobel检验，z值均在1%的水平上显著为正。检验结果说明，产业结构优化为县域经济的高质量发展注入了新活力，产业集聚水平的提高节约了生产成本并提高了生产效率，从而拉动了县域经济发展，即农村集体产权制度改革通过优化产业结构和提升产业集聚水平两条路径实现了对县域经济发展的促进效应。综上，假说H3得到验证。
由于产业结构和产业集聚水平与经济发展可能存在互为因果关系，从而导致内生性问题，影响结果的稳健性。因此，本文使用滞后一年的产业结构和产业集聚水平对县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值进行稳健回归，检验产业结构和产业集聚水平促进经济发展的稳健性。检验结果如表9所示，结果表明，滞后一年的产业结构和产业集聚水平均在1%的水平上显著，且系数为正，说明产业结构和产业集聚水平促进经济发展的结果是稳健的。
六、结论与启示
基于2013－2020年中国1873个县（市、区）的面板数据，本文实证分析了农村集体产权制度改革对县域经济发展的影响，得到以下结论：第一，农村集体产权制度改革促进了县域实际地区生产总值和县域人均实际地区生产总值的提高。第二，农村集体产权制度改革对县域经济发展的促进效应存在区域差异。在经济发展水平较高、集体资产积累较多的东部地区，改革的效应比中西部地区更为明显；在脱贫攻坚战期间，贫困县农村集体经济获得的指导和扶持较多，农村集体产权制度改革的效应比非贫困县更为明显。第三，农村集体产权制度改革对县域一二三产业都有不同程度的促进效应，其中对二三产业发展的促进效应较为明显。第四，农村集体产权制度改革通过优化地区产业结构和提升地区产业集聚水平助推县域经济和产业的发展。
本文研究的主要启示包括以下3个方面：第一，要不断巩固改革成果，持续释放改革红利。研究表明，农村集体产权制度改革对县域经济和产业发展有显著推动效应。今后要赋予集体资产更加完整的权能，对集体产权的流转范围进行更广泛的探索，加速推动农村集体生产要素的市场化，进一步畅通城乡之间的要素流动，使农村集体经济组织要素得到更加高效的配置。由于不同地区农村集体产权制度改革的效应具有明显的差异，在深化改革的过程中，不仅要持续释放改革对东部地区、城市郊区等农村集体经济发展基础较好的地区和扶贫资产积累较多的脱贫地区县域经济发展的促进效应，同时，中西部地区要立足于本地区的资源禀赋和市场需求，吸收东部地区的改革经验和经济发展模式，进一步激发改革促进中西部县域经济发展的潜力，有针对性地加大工作力度。
第二，指导农村集体经济组织找准发展路径，建立健全资产资源价值实现机制。集体经济组织在土地资源和组织动员能力方面的优势是独特的，在经营性资产、资金、生态资源、文化等方面也有优势，发展潜力很大，但具体到每个组织情况又非常复杂。要把发展农村集体经济组织作为促进县域经济发展的重要内容，因地制宜、因村谋划、因村施策，加强引导和指导，用好国家在推动乡村振兴、巩固拓展脱贫攻坚成果等方面的扶持政策，不仅要在发展特色优势农业、搭建农业社会化服务平台等农业领域稳步发展，也要在文化产业、乡村旅游、物业、劳务、资源资金入股企业等方面做好文章。
第三，以放活农村集体经济组织要素配置为抓手，激发县域经济发展新活力。改革开放以来的实践表明，农村经济快速发展、农民快速增收都与放活要素和放宽限制有关，非粮农业发展、农民工就业、乡镇企业发展、非公有制经济发展等都与放活土地、劳动力等要素配置紧密相关。在严格保护农民权益、让农民获得实惠、符合法律法规的前提下，放活农村集体经济组织的土地使用权和经营权是给县域经济发展注入新动能的关键。目前，中国县域经济依然存在土地、资金等要素供给不足以及要素配置自由度不高等问题，深化农村集体产权制度改革是重要的突破口。要激活农村集体经济组织发展动能，促进土地、资金、生态、文化等资源要素高效配置，增强县域经济的产业融合度和要素整合度，优化产业结构和提升产业集聚水平，推动县域经济高质量发展。