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        農(nóng)地三權(quán)分置改革與縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長

        2021-09-25 08:17:24甘天琦
        關(guān)鍵詞:三權(quán)農(nóng)地增加值

        甘天琦,李 波*,鄧 輝

        (1.中南民族大學 經(jīng)濟學院/湖北全面小康建設(shè)研究院,湖北 武漢 430074;2.清華大學 土木水利學院,北京 100084)

        “農(nóng)地三權(quán)分置”又一次激起了農(nóng)村農(nóng)業(yè)改革的浪潮,這一制度也被認為是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制后的又一重大制度創(chuàng)新[1]。為持續(xù)深化農(nóng)業(yè)改革,引導(dǎo)土地適度規(guī)模經(jīng)營,《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》應(yīng)運而生,極大地發(fā)揮了金融的撬動作用。中國人民銀行發(fā)布的《中國農(nóng)村金融服務(wù)報告(2018)》數(shù)據(jù)顯示:涉農(nóng)貸款余額從2007年末的6.1萬億元增加至2018年末的32.7萬億元,年均增速16.5%(1)數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)站http://www.gov.cn/xinwen/2019/09/20/content_5431568.htm。。2019年,第一產(chǎn)業(yè)增加值超過7萬億元,農(nóng)村人均可支配收入達到16021元,七十年實際增長40倍(2)數(shù)據(jù)來源于人民網(wǎng)http://finance.sina.com.cn/roll/2019-08-08/doc-ihytcerm9347423.shtml。,金融支持農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長功不可沒。

        事實上,“農(nóng)地三權(quán)分置”改革賦予了農(nóng)民更加完整的土地權(quán)能[2],改善了農(nóng)戶難以從正規(guī)金融機構(gòu)獲得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需資金的難題[3]。一方面,在不改變土地集體所有制的前提下,承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)主體的分離打破了耕地流轉(zhuǎn)的藩籬,使閑置的土地資源與新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的用地需求有效銜接,土地配置活力得到釋放,實現(xiàn)了耕地配置效率的帕累托改進;另一方面,賦予經(jīng)營權(quán)抵押貸款的權(quán)能,使得農(nóng)戶或新型農(nóng)業(yè)合作組織擁有合法的抵押擔保品,能從銀行或正規(guī)金融機構(gòu)獲得生產(chǎn)所需資金,進一步激發(fā)了農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)的積極性。因此,本文從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的角度出發(fā),評估“農(nóng)地三權(quán)分置”改革背景下農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策效果及內(nèi)在機制,以期為持續(xù)深化農(nóng)業(yè)改革,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化提供科學依據(jù)。

        一、文獻綜述

        “農(nóng)地三權(quán)分置”是中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改革領(lǐng)域里程碑式的一步,也是近年來學界的研究焦點和熱點。自2008年中國人民銀行和原銀監(jiān)會聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于加快推進農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新的意見》以來,各地區(qū)結(jié)合本地實際,開展了“爭議中的試點”[4]。2015年和2016年中共中央國務(wù)院分別發(fā)布《關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)抵押貸款試點的指導(dǎo)意見》和《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》,在全國232個縣(市、區(qū))開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點工作。相關(guān)學者在農(nóng)村土地的權(quán)力分配與歸屬[5-8]、經(jīng)營權(quán)抵押貸款的實施與管理[9-12]和試點政策的經(jīng)濟效應(yīng)[13-15]等方面都做了豐富和細致的研究。

        就“農(nóng)地三權(quán)分置”改革在經(jīng)濟學領(lǐng)域的研究而言,大致可以分為兩條主線。第一條主線聚焦于土地制度演進的原因。王小映認為土地制度的改進來源于其潛在的收益和獲利機會[16],正是這種利益驅(qū)動的作用才呈現(xiàn)出“調(diào)試型變遷”的特征[17],政府通過將自主選擇權(quán)交還給普通農(nóng)戶和經(jīng)營主體,明晰承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)的權(quán)能與界限,避免了利益主體受到可能的侵害[18]。但另一種觀點將我國土地制度的變遷歸因于中央政府由重視歸屬向重視利用演進[19],認為當今社會的小規(guī)模土地經(jīng)營模式不再利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的采用和發(fā)揮[20],“三權(quán)分置”改革通過明確權(quán)屬,再利用市場機制的有償性和競爭性來促進土地合理流動和適當集中,彌補土地經(jīng)營規(guī)模偏小的不足[21]。因此,在農(nóng)地所有制形式和生產(chǎn)經(jīng)營方式上,政府與農(nóng)民目標的相互融合才能尋求制度變遷的均衡[22]。第二條主線探索“三權(quán)分置改革”下土地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟績效。雖然Jacobson等的研究表明穩(wěn)定的地權(quán)對產(chǎn)量的影響并不明顯[23],但在中國的證據(jù)顯示,確權(quán)后的土地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)民收入水平[24],并在通過土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營的條件下提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[25]和農(nóng)地資源配置效率[26]。

        在“三權(quán)分置”改革背景下,農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的研究主要集中在其運行機理、影響因素和政策效果上。在運行機理方面,因農(nóng)地抵押貸款的多級“鏈式”交易過程決定的“混合型”治理結(jié)構(gòu)具有較低的交易費用[14],才促使了農(nóng)戶采用土地承包經(jīng)營權(quán)進行抵押貸款的行為響應(yīng)[27],從而導(dǎo)致農(nóng)村信貸供給規(guī)模增加和部分經(jīng)營規(guī)模較大的新型經(jīng)營主體信貸獲取能力提高[25]。在影響農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的影響因素方面,宏觀因素如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、土地流轉(zhuǎn)市場、農(nóng)村社會保障水平[17],地方政府承擔的“拓荒成本”和“差別匹配”的農(nóng)地抵押契約治理結(jié)構(gòu)[28],微觀因素如抵押價值和處置難度[26]、農(nóng)戶貸款經(jīng)歷與收入[29]、貸款利率和農(nóng)戶信用等級[29]等都被認為是影響經(jīng)營權(quán)抵押貸款的關(guān)鍵因素。在政策效果方面,部分研究使用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)分析了經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對農(nóng)戶的福利效應(yīng),一種觀點認為該政策瞄準對象是大農(nóng)戶和存量客戶,對小農(nóng)戶的融資難題并無作用[17],另一種觀點表明小農(nóng)戶對貸款行為的響應(yīng)更加積極[22],但因經(jīng)營權(quán)抵押貸款發(fā)生率低,其預(yù)期效果并不顯著[19]。這些微觀調(diào)研數(shù)據(jù)得到的結(jié)論并不一致,如學界關(guān)于“政策對于農(nóng)業(yè)收入增長和非農(nóng)收入增長”的結(jié)論就存在明顯的分歧[28-29]。

        上述文獻對“三權(quán)分置”改革的探索為本文研究奠定了堅實的基礎(chǔ),但依然有以下不足。其一,現(xiàn)有文獻更多集中在對土地產(chǎn)權(quán)制度方面的討論,農(nóng)地權(quán)屬變化的經(jīng)濟效益有待評估;其二,利用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)得到的政策效果并不一致,亟待更加科學合理的評價;其三,農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變更對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的作用機制仍需挖掘。鑒于此,本文根據(jù)2015年《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》的試點政策,利用2013-2019年中國縣域數(shù)據(jù),評估經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的經(jīng)濟效應(yīng),并探索其內(nèi)在機制。

        二、政策背景

        自1950年《土地改革法》頒布以來,我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度歷經(jīng)四次變遷。尤其是,1978年的土地改革提出在全國實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制,把土地產(chǎn)權(quán)分為所有權(quán)和承包經(jīng)營權(quán),自此,農(nóng)民生產(chǎn)積極性大幅度提高,農(nóng)民權(quán)益得到更多制度保障。在此制度背景下,我國多地開始對農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)抵押貸款進行探索,如糧食生產(chǎn)大省黑龍江在2010年選取6個生產(chǎn)大縣進行試點。但這種以土地承包經(jīng)營權(quán)為抵押標的物的貸款模式在制度設(shè)計上面臨權(quán)責主體模糊的潛在風險,一旦借款方農(nóng)業(yè)經(jīng)營失敗,法律上歸屬于農(nóng)民主體的承包經(jīng)營權(quán)就有被收回的可能,農(nóng)戶利益得不到有效保障,因此試點并未形成示范效應(yīng)并在全國展開。

        黨的十八大以來,黨中央高度重視農(nóng)村土地制度改革在全面深化改革中的重要性,將農(nóng)地承包經(jīng)營制度改革、三塊地試點改革和耕地保護與補償制度改革作為深化農(nóng)村土改的工作重點。其中,將傳統(tǒng)的農(nóng)地家庭承包經(jīng)營制度進行三權(quán)分置改革是一切工作的重中之重。2013年,中央農(nóng)村工作會議便提出順應(yīng)農(nóng)民意愿將承包權(quán)與經(jīng)營權(quán)分置并行的必要性,自此,三權(quán)分置的呼聲日益高漲。隨著三權(quán)分置落地進程的加快,2014年土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點首次在《關(guān)于引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》中被提及。為了試點工作的順利實施,2015年國務(wù)院出臺了《關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點的指導(dǎo)意見》一文,對全國試點工作如何實施進行統(tǒng)一規(guī)范。經(jīng)過多年探索,2016年,中共中央國務(wù)院出臺《關(guān)于完善農(nóng)村土地所有權(quán)承包權(quán)經(jīng)營權(quán)分置辦法的意見》,標志著政府對農(nóng)地“三權(quán)分置”正式作出制度安排。鑒于農(nóng)地所有權(quán)、承包權(quán)與經(jīng)營權(quán)的三權(quán)分置相關(guān)法律條文尚未編寫入農(nóng)村土地承包法,土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款缺乏法律支撐,2015年12月28日,全國人大常委會授權(quán)北京市大興區(qū)等232個土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點縣(市、區(qū))暫時調(diào)整實施《中華人民共和國物權(quán)法》《中華人民共和國擔保法》關(guān)于集體所有的耕地使用權(quán)不得抵押的規(guī)定。緊接著,2016年,中國人民銀行、中國銀保監(jiān)會、財政部和農(nóng)業(yè)農(nóng)村部聯(lián)合印發(fā)《農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點暫行辦法》,三權(quán)分置背景下土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策正式開始試點。截至2018年9月末,232個試點地區(qū)農(nóng)地抵押貸款余額達到520億元的規(guī)模,同比增長76.3%,累計發(fā)放964億元。金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興能力不斷增強,新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體融資難問題得到有效解決,現(xiàn)代農(nóng)業(yè)適度規(guī)?;l(fā)展得到有序推進。

        在試點工作獲得顯著成效的同時,三權(quán)分置立法步伐不斷加快。2018年12月29日,十三屆全國人大常委會第七次會議表決通過了關(guān)于修改農(nóng)村土地承包法的決定,土地經(jīng)營權(quán)的概念首次在法律中得到明確。2020年5月28日,十三屆全國人大三次會議表決通過民法典。根據(jù)黨中央有關(guān)精神和修改后的農(nóng)村土地承包法,民法典物權(quán)編第11章專門就“土地承包經(jīng)營權(quán)”作出詳細規(guī)定。自此,農(nóng)地“三權(quán)分置”被賦予豐富的法律內(nèi)涵,農(nóng)村承包土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款在全國范圍內(nèi)推行的時機已成熟。

        三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

        1.研究設(shè)計

        根據(jù)上文文獻與背景的闡述,本文選取中共中央國務(wù)院于2015年發(fā)布的《關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點的指導(dǎo)意見》(下文表述為《意見》)為基準,采用雙重差分法(difference in difference,DID)構(gòu)建非飽和模型如式(1):

        (1)

        其中,Econit表示i縣(市,區(qū))在t時期的經(jīng)濟績效,包含第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值;DID為Postt和Poilti的交互項,Postt表示試點時間的虛擬變量,試點之后的年份為1,其余年份為0;Poilti表示試點地區(qū)的虛擬變量,《意見》中設(shè)定的232個試點縣(市,區(qū))為1,其他地區(qū)為0;Xit為可能影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的控制變量,包含農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府財政支出水平、工業(yè)化水平和城鄉(xiāng)居民儲蓄水平等變量;φc為個體固定效應(yīng),控制僅隨地區(qū)變化的因素,本文將該固定效應(yīng)精確到地級市;θt為年份固定效應(yīng),控制僅隨時間變化的因素;ξit為隨機擾動項。本文關(guān)注的是交互項系數(shù)β1的大小及其顯著性水平。

        2.變量定義與數(shù)據(jù)說明

        考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性和政策時間節(jié)點(3)2015年中共中央國務(wù)院出臺《國務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點的指導(dǎo)意見》,并于2015年12月28日由全國人大常委會授權(quán)北京市大興區(qū)等232個土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點縣(市,區(qū)),雖然2016年11月3日,中共中央國務(wù)院又出臺《關(guān)于完善農(nóng)村土地所有權(quán)承包權(quán)經(jīng)營權(quán)分置辦法的意見》,再次明確232個試點縣(市,區(qū))名單,但關(guān)于農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點已經(jīng)開始實施,因此,選取2015年作為政策時間節(jié)點,設(shè)定2015年及之前年份的虛擬變量為0,2015年之后的年份為1。,本文使用2013-2019年縣域數(shù)據(jù)來進行模型的估計和檢驗,使用2013-2019年縣域數(shù)據(jù)的原因有以下幾方面。第一,因《中國縣域統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計口徑和指標發(fā)生了較大變化,部分重要數(shù)據(jù)如農(nóng)業(yè)增加值、機收面積、設(shè)施農(nóng)業(yè)占地面積等的起始年份是2013年,以往年份指標缺失較為嚴重。第二,自2008年和2009年分別小范圍內(nèi)試點《關(guān)于加快推進農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新的意見》和《關(guān)于進一步加強信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整促進國民經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展的指導(dǎo)意見》后,國家并未出現(xiàn)針對經(jīng)營權(quán)抵押貸款方面非常明確的指導(dǎo)意見,利于本文政策效果的干凈識別。第三,雖然2015年開始實施農(nóng)村土地改革三項試點工作,與本文時間節(jié)點重復(fù),但該政策主要針對土地征收、經(jīng)營性建設(shè)用地和宅基地的改革,與經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策有本質(zhì)區(qū)別。本文數(shù)據(jù)主要來源于2014-2020年《中國縣域統(tǒng)計年鑒》,部分數(shù)據(jù)來源于各省統(tǒng)計年鑒,缺失數(shù)據(jù)使用差值法補全,所有含價格水平的指標均以2013年為基期進行平減。主要變量說明如下:

        (1)縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。選取縣(市、區(qū))第一產(chǎn)業(yè)增加值與人均第一產(chǎn)業(yè)增加值衡量縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。選取第一產(chǎn)業(yè)增加值的原因有兩點,一是《中國縣域統(tǒng)計年鑒》僅公布了農(nóng)業(yè)增加值(2013-2017年)及牧業(yè)增加值(2013-2017年)指標,時間維度與本文不匹配;二是第一產(chǎn)業(yè)增加值具有更強的包容性,避免了因地理氣候因素產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)差異的影響。

        (2)主要控制變量。①財政支出水平。使用地方政府財政支出占地方GDP比重衡量財政支出水平。②產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。為控制地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響[30-31],增加產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量,使用第一產(chǎn)業(yè)GDP占GDP比重和第二產(chǎn)業(yè)GDP占GDP比重來衡量。③工業(yè)化水平。一系列的研究證據(jù)表明,工業(yè)化在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中意義重大[32-33],因此添加工業(yè)化水平控制變量,使用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)家數(shù)及規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值來衡量。④儲蓄水平。借鑒劉金全等[34]和顧寧等[35]的做法,增加儲蓄水平控制變量,使用城鄉(xiāng)居民存款余額衡量。相關(guān)變量的統(tǒng)計性描述如表1:

        表1 基礎(chǔ)變量的統(tǒng)計性描述

        四、計量結(jié)果分析

        1.基準模型結(jié)果分析

        根據(jù)以上數(shù)據(jù),估計模型(1)結(jié)果如表2,第(1)~(4)列為使用第一產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量的估計結(jié)果,第(5)~(8)列為使用人均第一產(chǎn)業(yè)增加值作為被解釋變量的估計結(jié)果。交互項DID的估計系數(shù)β均為正,且該處理效應(yīng)在統(tǒng)計上顯著,即與非經(jīng)營權(quán)抵押試點地區(qū)相比,試點地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)增加值與人均第一產(chǎn)業(yè)增加值有了明顯的增加,表明試點的政策效果非常明顯。在加入控制變量后,由第1與5列結(jié)果可知,交互項DID系數(shù)下降明顯,說明遺漏變量偏誤會嚴重高估政策效果。同時,在模型中分別加入年份固定效應(yīng)(列2、6)、城市固定效應(yīng)(列3、7)和同時加入年份與城市固定效應(yīng)(列4、8),即控制僅隨時間變化和僅隨城市變化的因素后,政策效果進一步降低,因此后文以控制城市和年份的雙向固定效應(yīng)結(jié)果為準。

        表2 基準模型回歸結(jié)果

        根據(jù)列4和列8的估計結(jié)果,在其他條件不變的情況下,試點地區(qū)較非試點地區(qū)在試點開始后第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值分別提升了約5.6%和4.2%,這也與基礎(chǔ)統(tǒng)計量得到的結(jié)論一致(4)除表1中基本的統(tǒng)計分析之外,作者進行了試點地區(qū)與非試點地區(qū)、試點前與試點后的詳細統(tǒng)計分析,結(jié)果備索。,說明基準模型回歸結(jié)果具有一定的可靠性。

        為進一步驗證基準回歸結(jié)果的準確性,通過更換對照組來進行穩(wěn)健性檢驗。具體做法為第一步保持處理組的樣本不變,根據(jù)處理組樣本中的縣(市、區(qū))的郵政編號查找處理組中樣本所在的地級市,第二步保留僅處在處理組所在地級市的縣(市、區(qū)),形成新的對照組,經(jīng)過處理后得到6799條樣本數(shù)據(jù),按照表2的方法進行重新估計,結(jié)果如表3。由列3和列6的結(jié)果可知,在加入控制變量和城市、年份固定效應(yīng)后,試點地較非試點地的第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值分別提高了5.0%和4.1%,與基準回歸結(jié)果基本一致,進一步證明上述模型結(jié)果在一定程度上的穩(wěn)健性。總之,上述估計結(jié)果表明,在試點經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策之后,有效發(fā)揮了金融支持縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的作用。

        表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

        2.內(nèi)生性問題的討論

        對于土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策而言,試點地區(qū)選取的隨機性是保證研究結(jié)論可信的前提。因此,對于潛在的樣本自選擇而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,需要進行兩點探討。一是實驗組與控制組差異性的檢驗;二是添加被解釋變量的滯后項緩解可能存在的內(nèi)生性。

        第一,選取政策發(fā)生前兩年(2013年和2014年)組合成新的樣本數(shù)據(jù),分別比較處理組和控制組第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值指標的核密度圖,用于判斷試點地區(qū)和非試點地區(qū)的主要經(jīng)濟特征是否存在明顯差異,如果差異明顯,說明可能存在樣本自選擇問題,反之則不存在。如圖1,結(jié)果顯示,在試點政策發(fā)生之前,試點地區(qū)和非試點地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值呈現(xiàn)出的核密度函數(shù)圖無明顯差異,即根據(jù)地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平而確定的試點假設(shè)不成立。同時通過繪制各控制變量試點組和非試點組的核密度函數(shù)圖,發(fā)現(xiàn)結(jié)果與主要被解釋變量結(jié)果一致(5)鑒于篇幅限制,本文并未列出各控制變量的核密度函數(shù)圖,備索。,因此根據(jù)統(tǒng)計意義上的分析,樣本自選擇的問題較弱。

        圖1 第一產(chǎn)業(yè)GDP和人均第一產(chǎn)業(yè)GDP核密度分布

        第二,在主回歸模型中加入滯后一期的縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值,滯后一期的變量代表了樣本原有的農(nóng)業(yè)稟賦,用于緩解部分的內(nèi)生性問題,回歸結(jié)果如表4,第(1)~(4)列被解釋變量為第一產(chǎn)業(yè)增加值,且模型加入滯后一期的第一產(chǎn)業(yè)增加值,第(5)~(8)列被解釋變量為人均第一產(chǎn)業(yè)增加值,且模型加入滯后一期的人均第一產(chǎn)業(yè)增加值。結(jié)果顯示,在控制時間和地區(qū)固定效應(yīng),且添加滯后一期被解釋變量后,交互項系數(shù)大小下降,但依然正向顯著,說明在緩解了一定的內(nèi)生性問題后,政策估計效果依然有效。

        表4 內(nèi)生性問題的檢驗

        3.平行趨勢檢驗

        表2和表3通過雙重差分模型估計得到的處理效應(yīng)是否真實反映了經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策的效果,還需要進行平行趨勢假設(shè)檢驗,即在控制一系列可觀測因素的條件下,若未實施政策,處理組和控制組在時間上的變動趨勢是否一致。使用Jacobson等[23]的方法來檢驗平行趨勢,采用時間分析的框架來評估該政策的動態(tài)效應(yīng)。具體模型如式(2):

        (2)

        其中t0為經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策實施前一年,Postt0+k為年份的虛擬變量,k表示政策實施前后相應(yīng)的年份。βk用于捕捉假設(shè)政策在2015年前后k年實施是否對縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟績效產(chǎn)生顯著影響,若在政策實施之前已經(jīng)顯著異于0,則表明存在事前趨勢,雙重差分的結(jié)果不具有解釋力度。本文選取樣本時間年份為2013-2019年,因此,將2015年定義為基期,在回歸中加入2013-2014年和2016-2018年的年份虛擬變量與試點地區(qū)的交互項,來驗證平行趨勢假設(shè)是否通過。圖2平行趨勢結(jié)果顯示(左圖為第一產(chǎn)業(yè)增加值平行趨勢檢驗圖,右圖為人均第一產(chǎn)業(yè)增加值平行趨勢檢驗圖),不能判斷政策實施前2年估計結(jié)果顯著異于0,該政策并未發(fā)生事前趨勢,平行趨勢檢驗通過。但在政策實施后1~3年內(nèi),處理效應(yīng)不再明顯,出現(xiàn)這樣短期效果的原因下文將在機制分析中詳細闡述。

        圖2 平行趨勢檢驗

        4.機制分析

        上文的研究結(jié)論表明經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策的實施,顯著提高了試點地區(qū)的縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平,但這種顯著的政策效果僅在試點政策實施當年較為明顯,并未產(chǎn)生長期效果。鑒于以上結(jié)論提出兩點疑問:①為何政策效果僅在短期內(nèi)有效?②經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策實施后如何提升了試點地區(qū)縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的水平?

        (1)機制分析一:為何政策效果僅在短期內(nèi)有效?

        為何政策效果僅在短期內(nèi)有效?潛在的原因可能有兩點:第一,經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策在試點實施之后并未有效地吸引獲得土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶或新型農(nóng)業(yè)合作組織采取貸款的形式從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營,導(dǎo)致政策試點失??;第二,試點政策實施后的第二年,除試點地區(qū)以外,處于同一轄區(qū)的非試點地區(qū)吸納了試點成功的經(jīng)驗開始采取相同或相近的方式,鼓勵金融支持農(nóng)業(yè)發(fā)展,導(dǎo)致政策效果外溢,掩蓋了試點地區(qū)的政策效應(yīng)。對于第一點原因,光韻田園產(chǎn)業(yè)研究院公布的數(shù)據(jù)顯示(6)數(shù)據(jù)來源于https://www.sohu.com/a/302993797_120085474。,截至2018年9月末,全國232個試點地區(qū)農(nóng)地抵押貸款余額520億元,同比增長76.3%,累計發(fā)放貸款964億元,說明試點政策實施之后,吸引了大量獲得土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶貸款,并非試點政策的失敗導(dǎo)致政策失效。因此下文著重驗證第二點潛在的原因。

        為探索經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策的外溢效果,本文重新設(shè)計政策實驗:第一步從全樣本中剔除試點樣本,形成新的實驗數(shù)據(jù)。第二步將原試點地區(qū)所在的其他縣(市、區(qū))定義為實驗組,其他非試點地區(qū)定義為控制組,重新進行政策實驗。采取這一做法的原因有兩條:第一,原試點地區(qū)覆蓋了所有省份,以原試點地區(qū)所在省份的其他縣(市、區(qū))為實驗組將會導(dǎo)致控制組樣本缺失;第二,政策試點效果最近的傳播范圍為試點縣所在的地級市,也便于政策經(jīng)驗的復(fù)制與傳播。因此,本文在重新構(gòu)建實驗組與控制組后估計模型(1),結(jié)果如表5。估計結(jié)果顯示,在政策實施當期的2015年,交互項系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著,但在隨后的2016和2017年,相較于非試點地區(qū),試點地區(qū)所在的其他縣(市、區(qū))的第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值發(fā)生了明顯的提升,特別是在2016年,政策的作用效果為7.7%,甚至高于基準回歸結(jié)果中得到的4.2%,且隨時間的推移效應(yīng)逐漸減弱,說明正是由于溢出效應(yīng),掩蓋了政策的長期效果,從而也解釋了平行趨勢檢驗中政策長期效果不顯著的原因。此外,自“三權(quán)分置”政策出臺以來,2014年中共中央國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》,理論上這一政策的實施對經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策效果的評估可能具有一定的影響,導(dǎo)致長期效果減弱,但該政策對于所有縣(市、區(qū))的影響同質(zhì),因此本文暫未考慮政策交互作用的影響。

        表5 機制分析一:溢出效應(yīng)的結(jié)果檢驗

        (2)機制分析二:經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策改變了什么?

        為回答第二個問題,探索試點政策的內(nèi)在機制,選用中介效應(yīng)模型進一步識別,模型構(gòu)建如式(3)和式(4):

        (3)

        (4)

        其中,lnterit為本文選取的中介變量。在中介效應(yīng)模型中,本文關(guān)注的是交互項系數(shù)β2和β3系數(shù)的大小與顯著性水平,若β2顯著且β3不顯著,則說明存在完全的中介效應(yīng),若在式(3)中加入中介變量后,β3依然顯著且絕對值小于β1,則存在部分中介效應(yīng)。其余變量含義與上文一致。

        在機制分析部分,下文著重考慮了規(guī)模效應(yīng)與技術(shù)進步兩種潛在的中介機制。規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)進步被認為是提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的有效手段,但鑒于縣域數(shù)據(jù)的可得性,本文使用農(nóng)業(yè)機械總動力(power)和設(shè)施農(nóng)業(yè)占地面積(area_fac)分別作為反映規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)進步的代理變量,并利用聯(lián)合模型(1)、(3)、(4)探索經(jīng)營權(quán)抵押貸款對縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的中介機制。模型估計結(jié)果如表6,其中第(1)~(5)列的縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟指標為第一產(chǎn)業(yè)增加值,第(6)~(10)列的縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟指標為人均第一產(chǎn)業(yè)增加值,其他控制變量與固定效應(yīng)與前文相同。

        由表6可得,農(nóng)業(yè)機械總動力(power)和設(shè)施農(nóng)業(yè)的占地面積(area_fac)都只存在部分的中介效應(yīng)。以第一產(chǎn)業(yè)增加值作為因變量時,加入農(nóng)業(yè)機械總動力后,經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策效果由5.6%下降到4.8%,加入設(shè)施農(nóng)業(yè)占地面積之后,政策效果下降到4%;以人均第一產(chǎn)業(yè)增加值為因變量時,政策效果由4.2%分別下降到3.9%和3.1%。因此,潛在的機制在于:一方面,經(jīng)營權(quán)抵押貸款能強化土地規(guī)?;?jīng)營的政策效果,另一方面,使得獲得土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶改善現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)狀況,通過實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)進步提升縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平。

        表6 機制分析二:潛在的中介機制檢驗

        5.異質(zhì)性分析

        前文整體分析與機制分析顯示,經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策能促進土地規(guī)?;?jīng)營與生產(chǎn)技術(shù)水平的進步,進而促進縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展,那么對于不同發(fā)展水平的地區(qū)而言,該政策是否展現(xiàn)出異質(zhì)性表現(xiàn)?為此,繼續(xù)使用雙重差分方法,并結(jié)合分位數(shù)回歸探索可能存在的異質(zhì)性。

        圖3為異質(zhì)性分析的結(jié)果,上圖以第一產(chǎn)業(yè)增加值劃分分位點,下圖以人均第一產(chǎn)業(yè)增加值劃分分位點,本文關(guān)心的是圖3(1a)和圖3(2a)的結(jié)果,其余控制變量的分位圖不做進一步討論。結(jié)果顯示,政策對于第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值的20分位點到80分位點的樣本影響變化幅度不大,對于較為貧困地區(qū)(第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值的0到20分位點樣本數(shù)據(jù))的影響更大,說明相對于非貧困地區(qū)而言,較貧困地區(qū)受到政策沖擊后,調(diào)動農(nóng)戶生產(chǎn)積極性的效果更加明顯。對于較發(fā)達地區(qū)而言(第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值的80到100分位點樣本數(shù)據(jù)),政策效果呈現(xiàn)相反趨勢,但并不影響全文的總體結(jié)論,經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策對于提升第一產(chǎn)業(yè)增加值而言效果明顯,但對于提升人均第一產(chǎn)業(yè)增加值作用效果有限,可能的原因在于發(fā)達地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平更高,這一證據(jù)可在圖3(1e、1f、2e、2f)中找到相應(yīng)的證據(jù)。

        圖3 異質(zhì)性分析:分位數(shù)回歸結(jié)果

        五、結(jié)論與政策含義

        “土地三權(quán)分置”改革的探索是中國農(nóng)業(yè)制度變遷歷史上又一次偉大的變革,與之相配套的土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款試點政策是否能有效提升縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平,亟待討論。本文基于2013-2019年縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù),使用雙重差分和中介效應(yīng)方法,評估了2015年《國務(wù)院關(guān)于開展農(nóng)村承包土地的經(jīng)營權(quán)和農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)抵押貸款試點的指導(dǎo)意見》政策效果并探索了內(nèi)在作用機制。研究發(fā)現(xiàn):(1)經(jīng)營權(quán)抵押試點政策對于試點地區(qū)的縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平有顯著的提升作用,政策的實施使試點地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值提高5.6%、人均第一產(chǎn)業(yè)增加值提高了4.2%,這一結(jié)論也得到穩(wěn)健性檢驗和平行趨勢檢驗的支持。(2)雖然經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策效果非常顯著,但長期效果并不明顯,主要是政策的溢出效應(yīng)導(dǎo)致。(3)在作用機制方面,該政策通過提高了試點地區(qū)規(guī)?;a(chǎn)與農(nóng)業(yè)技術(shù)水平,進而作用于縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長,但這兩種效果僅存在部分的中介效應(yīng)。(4)異質(zhì)性分析方面,經(jīng)營權(quán)抵押試點政策實施之后,相對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū),較落后地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值的提升效果更加明顯。

        因此,作為農(nóng)業(yè)制度變遷史上最重大的改革實踐之一,“三權(quán)分置”中農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策在一定程度上提升了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平,然而政策的實施效果還有待進一步提升,作用機制還有待進一步挖掘。一方面,要充分發(fā)揮政策效果,引導(dǎo)農(nóng)戶規(guī)?;a(chǎn)的同時,用好金融支農(nóng)政策;另一方面,要積極摸索和細化經(jīng)營權(quán)抵押貸款政策條款,對于不同發(fā)展水平的地區(qū)給予差異化的激勵支持;此外,還要將政策制度化和法制化,確保產(chǎn)生良好的中長期效果的同時,穩(wěn)步推進“農(nóng)地三權(quán)分置”改革。不管怎樣,相信自2020年關(guān)于“農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款”相關(guān)條款進入民法典后,政策的全面實施勢在必行,也將極大推動中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的長遠發(fā)展。

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