農村集體建設用地流轉與技術創新：地票制度的準自然實驗

米旭明

(深圳大學，廣東 深圳 518060)

一、引言及文獻評述

經濟高質量發展戰略目標的實現，本質上需要進一步深化相關制度改革，在更廣闊的范圍內促進資源優化配置，以此更大程度地實現市場對資源配置的決定作用。在優化中國資源配置的市場化改革中，以土地制度改革最為重要，具有牽一發而動全身的重要作用(劉守英，2018)。其中，建設用地制度極為特殊，這一制度不僅關系著產業集群擴張和城市持續發展，還對城鄉融合發展具有重要的意義。長期以來，中國一直實行“從中央到地方”、“先地區后用途”的建設用地管理制度。在該制度體系下，建設用地使用權配置具有城鄉分治的特征(余吉祥 等，2019)。這一特征導致土地難以實現跨地區優化配置(李江濤 等，2020)。近年來，隨著中國市場經濟迅猛發展和城市化水平的快速提高，人口跨地區流動和遷移日益頻繁(陸銘 等，2019)，由此導致既有建設用地管理體系的弊端日益凸顯。一方面，城市產業發展和建設用地供應的矛盾日益緊張，企業經營成本與居民安居成本持續攀升；另一方面，受限于資金和人力資本，農村相關產業發展滯后，建設用地利用效率低下，土地閑置情況在一定范圍內普遍存在。這些問題不僅制約了城鄉土地資源的持續優化配置，還不利于中國經濟雙循環戰略的實施和社會可持續發展。解決上述問題，需要進一步改革現有建設用地配置制度，改變土地要素配置沒有完全順應人口與資本流動趨勢的現狀，從而實現生產要素市場化的雙向流動，以破除城鄉融合發展瓶頸(米旭明 等，2020)。

中國統籌城鄉綜合配套方案正是在上述背景下展開的，這一制度改革有利于平衡城鄉經濟發展，實現經濟增長潛力的進一步釋放(陸銘 等，2009;陸銘，2011)。2007年6月7日，作為綜合配套改革試驗區，重慶市和四川省成都市率先推出地票制度，以實現城鄉建設用地優化配置。2013年，廣東省廣州市提出，為解決城市用地指標不足問題，將進行農村土地綜合治理，擇機實施地票制度。此后，2017年河南省鄭州市正式實施地票制度。雖然上述地區的政策具體操作流程與標準存在一定差異，但其政策內容和目標基本一致。以重慶市地票制度為例，在征得2/3以上村民同意后，農村居民可將農村建設用地申請復墾為耕地；當地土地管理部門驗收合格后，即可納入城鄉建設用地增減掛鉤指標，該指標可以在重慶市農村土地交易所上市交易(楊繼瑞 等，2011)。重慶市農村土地交易所數據顯示，自地票制度實施以來，成交金額迅速增長。2008年12月5日至2019年12月31日，共完成106次交易，總成交面積為312403畝，累計金額572.72億元，每畝均價20.17萬元(1)數據來源：重慶農村土地交易所。具體網站為：http://www.ccle.cn/index。。其中，72%的地票供給來自于人口凈流出區縣，81.4%落地于人口密集、建設用地資源緊張的主城區。地票制度改革突破了原有建設用地置換指標在區縣流轉的限制，從而得以在更大區域范圍內實現了農村集體建設用地流轉。

既有文獻主要從兩個方面深入分析地票制度的作用和意義：地票制度對建設用地流轉機制(謝新，2012;文蘭嬌 等，2016;顧漢龍 等，2018)、城鎮化發展和耕地保護的作用(楊繼瑞 等，2011;黃美均 等，2013;馮桂，2014；鄭沃林 等，2019)。這些研究有助于我們深入地理解統籌城鄉綜合配套與農村集體建設用地流轉改革的意義。與此同時，該領域仍然存在值得進一步深入研究的空間。首先，關于地票制度的研究主要集中于規范性理論分析層面，鮮有實證理論研究。其次，農村集體建設用地流轉改革實現了土地、資金在城鄉之間的雙向流動，而大多數研究僅關注該制度對農村的反哺功能和直接影響，缺乏對政策實施后城鄉融合發展與經濟增長質量的深入考察和分析。眾所周知，規模經濟與創新發展是經濟競爭力的重要源泉，其中創新活動尤為重要。作為“財富之母”，土地資源的配置效率不僅關系著規模經濟的獲得，而且與創新增長存在著緊密的聯系。具體而言，農村集體建設用地流轉改革不僅有利于農民分享級差地租收益，為農業發展注入寶貴的發展資金，還有助于農村家庭人力資本的積累。同時，它還能夠為城市發展提供額外的建設用地。新增的建設用地不僅能夠促進產業的集聚發展，形成更加科學合理的經濟增長結構，還能夠通過人口流動和遷移進一步實現大國人力資本的優化配置，為創新活動的開展提供良好的人口與市場環境。

本文通過考察建設用地使用權跨城鄉優化配置促進創新活動增長的制度功能，利用地票制度改革的準自然實驗，評估農村集體建設用地流轉改革對技術創新的促進作用以及相應具體影響。由此，本文可能的貢獻在于：首先，拓展已有文獻的研究視角，將農村集體建設用地流轉改革的作用延伸到區域創新與企業創新層面；其次，豐富了有關區域創新、企業創新的研究。創新的復雜性、系統性和動態性決定了其影響因素眾多，但目前鮮有研究涉及區域差異、土地交易與創新的關系，本文正是對這一類研究缺失的補充。

二、理論分析與研究假設

1998年以前，隨著中國經濟發展水平的快速提高，農民建房需求日益增長，農村成為國家建設用地指標配置的主要地區(劉守英 等，2018)。此后，隨著城市化的不斷加速，農村人口持續流出，區域間人口和資金流向均發生重大變化，具體表現為:城市人口流入加速，建設用地日益緊張，部分區域房價上漲壓力持續增大。而農村地區人地分離現象日益突出，存量宅基地和其它集體建設用地使用效率低下。這就導致城市產業發展成本持續上漲，產業結構優化升級壓力不斷增加，經濟發展從要素驅動向創新驅動轉變的內在需求日益強烈(王紫綺 等，2020)。與此同時，受限于集體建設用地流轉范圍的制度，農村居民難以通過級差地租獲得增值收益，從而導致參與激勵不足。這種局面既不利于城市的擴張和產業進一步升級，也在一定程度上制約了鄉村振興和城鄉融合發展。

在鄉村振興戰略實施和國家統籌城鄉綜合改革的規劃下，建設用地指標優化配置改革通過構建城鄉統一的建設用地市場，在反哺“三農”的基礎上緩解城鎮建設用地日益緊張的局面。該制度是在“城鄉建設用地增減掛鉤”框架下的改革與實驗，其基本思想是：城鄉建設用地總量不增加，農村集體建設用地減少掛鉤城鎮建設用地，而將建設用地集中用于城鎮建設。建設用地使用權優化配置能夠對地區和企業技術創新活動產生重要影響。這是因為：雖然內生技術進步、企業家精神是創新的重要組成部分(Evans et al.，1989;Aghion et al.，1992)，但只有具備匹配合適的資本、生產要素和人力資本時，這些因素才能夠發揮激勵創新的作用(Romer，1986;Lucas，1988)。作為重要的生產要素，土地資源的優化配置在創新決策和政策實施中扮演著重要的角色(劉守英 等，2020)。農村集體建設用地流轉改革能夠進一步提高人力資本和土地資源的配置效率，為創新活動提供有利的要素環境。

農村集體建設用地流轉改革對技術創新的影響可能表現為兩個方面：建設用地使用效率效應和民營經濟發展效應。

1.建設用地使用效率效應

地票制度改革的核心思想是：突破既有管理體系對建設用地在城鄉間流轉的制度束縛，從而有效緩解了日益突出的人地矛盾。換言之，現有建設用地管理體系難以適應人口快速流動和產業不斷聚集的現實。因為現有建設用地管理體系既抑制了產業與城市內在發展需求，犧牲了經濟效率，又難以確保城鄉公平與城鄉融合發展。因此，通過有效的制度改革，建立更加動態的“人口-土地-產業”聯動制度體系，將農村存量巨大、效率低下的建設用地配置到發展效率更高、需求量更大的產業與城市中，這自然能夠釋放出可觀的發展紅利，促進產業發展和城市創新。基于此，隨著地票改革的推進，土地交易額持續增加，這能夠有效緩解城市核心區域與重要產業用地存在的緊張，為創新活動提供良好的要素環境。具體而言，地票交易形成的新增城鎮建設用地可能對創新活動產生以下幾個方面的作用：(1)房地產價格上漲將對企業創新活動產生抑制作用(Miao et al.，2014;王文春 等，2014;余靜文 等，2015)，因此，建設用地的增加有利于抑制上漲過快的房地產價格和租金，降低企業運營成本，提高創新投入的財務能力；(2)新增建設用地能夠使更多的企業留在中心城區，能夠促進區域產業集群的形成，為創新激發和創新合作提供便利，同時有利于擴大城市規模，形成集聚經濟效應，降低技術創新成本；(3)建設用地增加帶來的土地資源，有利于增強地方財政能力，有助于地方政府加強公共基礎設施建設，為公共服務提供財政保證，而良好的公共設施與公共服務環境有助于創新主體整合外部資源(Van Beers et al.，2008)，降低技術創新交易成本(Trantpoulos et al.，2017)，減小技術創新不確定性。

與城市房地產資源密切相關的是地區人口年齡結構與勞動力技能結構。換言之，農村集體建設用地流轉改革可能對地區人口年齡和技能結構產生積極影響，為技術創新活動提供良好的人力資本環境，營造出規模化的市場需求條件。近年來，受國際經濟形勢、貨幣政策與土地供應結構等方面因素影響，中國大中型城市房地產價格和租金持續攀升，由此，城市居民安居成本不斷增加，而這種增加的安居成本在城市居民中呈現不均勻的分布，年青人成為受影響最大的群體(羅雙成 等，2019)，尤其是對高技能年青群體的影響尤為顯著(張莉 等，2017)。高昂的安居成本往往成為阻礙人口跨地區流動的重要因素，使得個人放棄更好的職業發展(Li et al.，2014)。相對而言，大多數遷移人口是技能水平和學歷層次較高、年齡較低的個體。安居問題導致勞動力流入減少甚至凈流出，使得不少中心城市陷入年青人荒和人才荒的境地，從而對技術創新活動產生不可忽視的負面影響。農村集體建設用地流轉改革能夠在一定程度上滿足居住需求，從而有效提高年青群體的安居能力，為持續的人口流入與勞動力結構改善提供良好的市場環境。近年來，華為、福耀、格力、騰訊等企業紛紛推出“以房引才”或“安居留才”計劃，這正是技術創新企業內在訴求的真實寫照。這些事例表明，安居問題已經成為制約企業創新投入和員工參與的主要障礙。上述問題的有效解決，離不開土地配置制度的重大變革，離不開建設用地配置效率進一步提高。

2.民營經濟發展效應

農村集體建設用地流轉改革對地區民營企業發展具有重要影響。民營經濟不僅是吸納就業、創造稅收、促進經濟增長的主力軍，還是推動創新、提升創新質量的重要力量。與國有企業相比，民營企業對創新成本與不確定性更加敏感，對持續高漲的用房用地成本更加關注(李宏彬 等，2009)。創新成本的明顯變化客觀上將增加企業的財務負擔，削弱企業的創新投資能力，降低企業創新回報水平，抑制企業技術創新投入熱情。當城市建設用地供應日益緊張、房地產價格漲幅較大時，上述影響更加明顯(Miao et al.，2014;王文春 等，2014;余靜文 等，2015)。將使用效率不高的農村建設用地轉移到用地矛盾突出、產業發展迅速的城鎮區域，地票改革能夠為城鎮發展與產業升級提供更多的土地資源。這些土地能夠更好地滿足產業發展的需要，降低企業的經營成本。經營成本的有效減低，有助于提高創新投資回報率，激勵民營企業增加創新投入，從而擴展創新范圍與深度。

綜上所述，農村集體建設用地流轉改革有利于建立“人口-土地-產業”動態聯動的制度體系，促進產業集聚和城市擴張；有利于促進地區人口和勞動力年齡結構優化，進而為創新提供良好的人力資本環境和規模化的市場需求；有利于改善民營企業創新環境，激勵它們增加創新投入。具體影響機制和研究主線見圖1。

圖1 研究主線與過程

三、數據樣本與研究方法

本文研究設計從以下兩個層面展開：一是使用《中國統計年鑒》數據、國家統計局數據、Wind數據、《中國人力資本報告2015》數據整理得到2000—2015年間中國省級面板數據，從區域層面考察農村集體建設用地流轉對技術創新的影響。雖然，四川省成都市也實施地票交易制度，但在政策實施過程中出現政策中止、政策修改等情況，所以剔除四川省相關數據。由于相關統計數據缺失，也剔除了西藏自治區數據，最終得到中國29個省份相關數據。二是使用A股上市公司財務和發明專利數據，從企業層面考察地票制度實施對技術創新的影響。公司財務和專利數據來自于CSMAR和Wind金融數據庫，由于專利數據僅限于2015年以前，因此選取2000—2015年作為樣本區間。為消除極端值影響，對主要連續變量進行1%的縮尾處理。

(一)地區技術創新增長評估

政策評估計量經濟學(Econometrics of Program Evaluation)被廣泛地用于評估各種社會經濟政策。其基本思路是利用應用計量經濟學方法對社會政策進行量化分析，旨在度量具體政策實施對特定活動、特定群體或相關地區的影響。其中，最常用的方法是合成控制法(Synthetic Control Method,簡寫為SCM)、雙重差分法(DID)和傾向得分匹配法(PSM)。由于2000—2015年間僅有重慶市和四川省成都市實施地票制度，其它地區并沒有受到該制度影響，因此，本文先使用SCM方法考察區域層面的創新影響。具體思路是：將實施地票制度作為一項對試點省份的自然實驗，試點省份在政策實施后作為處理組，同時根據未實施地票制度的省份組合構造出合成組的反事實狀態，進而通過分析政策實施后處理組與合成組在技術創新方面的差異來評估農村集體建設用地流轉改革的影響(Abadie et al.，2003)。作為一種非參數方法，SCM方法能夠根據數據確定合成過程中的權重，最大限度地減少主觀判斷(Abadie et al.，2010)。

(1)

式(1)是技術創新活動水平的決定方程。其中，Zi為i省份不受政策影響的控制變量；δt為控制變量的估計參數；λt為不可觀測的共同因子；μi為不可觀測的區域固定效應；εit為各省份觀測不到的瞬時沖擊。通過計算一個i+1維權重向量W=(w2，…，wi+1)，可以考察地票制度實施的影響。其中，對于任意i，W≥0，且w2+…+wi+1=1。wi能夠衡量控制組對實驗組的合成貢獻，具體結果如式(2)所示：

(2)

如果非奇異，則式(3)成立：

(3)

(4)

借鑒姚東旻等(2017)、余泳澤等(2017)、Sunder et al.(2017)的研究，其它研究變量設定如下：人均GDP對數值ln pgdp；城鎮化率urban；科技市場成交量與GDP比值tech；產業結構industry，使用第二產業占GDP比例衡量；R&D支出與GDP比值rdgdp；固定資產投資占地區GDP的比率fixed；政府支出占地區GDP的比率fin；進出口總額與GDP比值tradegdp；人均人力資本phcapital，該數據來自于中央財經大學中國人力資本與勞動經濟研究中心《中國人力資本報告2015》。

表1是主要變量的描述性統計。結果顯示，專利、發明專利申請受理密度平均值分別為14.9415和5.0645，標準差分別為20.8597和8.8351，說明不同省份之間差異非常大；人均人力資本平均值為188.8994，最大值801.8200，最小值為47.3500，標準差129.7228，差異更加明顯；其它變量中，城鎮化率、固定資產投資占地區GDP比率差異比較顯著，標準差均超過10。

表1 區域層面創新活動研究變量與描述性統計

(二)企業創新影響評估

在對地區層面的分析中，需進一步從企業層面展開，重點研究農村集體建設用地流轉改革對企業技術創新活動的影響。本文選擇雙重差分法進行檢驗，該方法能夠同時控制時間效應和分組效應。具體方程如下：

Innovationi,t=α+β1treatment×time+β2treatment+β3time+β4Controli,t+εit

(5)

其中，因變量Innovationi,t為企業技術創新變量。對于企業技術創新活動的度量，大部分文獻使用研發投入和專利產出(Hsu et al.，2014)。由于2007年以前中國上市公司研發投入數據大量缺失，為了確保研究結論的可靠性，本文未選擇研發投入作為企業創新水平的指標。在專利產出方面，常用衡量指標為專利申請數量、授權數量、引用量(Cornaggia et al.，2015;Dass et al.，2017)。前兩個指標側重于衡量創新活動的活躍度，后一個指標側重于衡量專利活動的質量。由于專利引用量數據難以獲得，所以大多數文獻僅使用前兩個指標(姚東旻 等，2017;余明桂 等，2017)。在發明專利、實用新型專利和外觀設計專利中，發明專利技術含量最高，研發難度最大，更能夠代表企業創新能力，所以本文選擇發明專利衡量企業技術創新水平，具體包括：(1)企業發明專利申請數量，使用上市公司發明專利申請數量加1的自然對數計算得到；(2)企業有效發明專利數量，使用上市公司有效發明專利數量加1的自然對數計算得到。前者重在度量企業從事發明專利活動的活躍度，后者重在度量發明專利的質量。

眾所周知，企業技術創新活動具有較強的排他性。如果領先于競爭對手申請發明專利并獲得授權，那么競爭對手只能被迫終止或者放棄同類創新活動(Gu，2016)。為了獲得并保持競爭優勢，創新企業更傾向于在專業經營領域中擴大技術創新活動范圍，增加專利申請數量，加快申請節奏。所以，發明專利申請數量能夠有效衡量企業技術創新活動的活躍度。另外，發明專利需要經過2至3年的初步審查和實質審查期，審查通過后才能夠獲得授權。在審查和授權期內，專利不僅需要經過專業機構的嚴格審查，還需要經受市場檢驗。在新技術層出不窮和創新競爭日益加劇的背景下，一些獲得授權的專利可能難以在市場獲得機會。加之中國不斷增長的專利年費，眾多企業在開展創新活動的同時，還需要根據技術發展和市場需求情況動態評估有效專利情況。當專利缺乏市場前景或出現更先進替代技術時，需要及時終止續費，以減少損失。只有技術領先程度高、創新性強、引用量多的專利，才可能長期處于有效狀態。根據《中國有效專利年度報告(2014)》，中國發明專利平均維持年限僅為6.0年。其中，5年以上占49.2%，10年以上占7.6%。綜上所述，有效發明專利數量能夠較好地衡量企業技術創新活動質量。

選取2000—2015年間滬深上市公司為樣本，具體篩選步驟如下：(1)剔除金融行業上市公司樣本；(2)剔除公司所在地為四川省和西藏自治區的上市公司樣本；(3)剔除ST、*ST類、無觀測值、關鍵指標缺失的上市公司樣本。具體研究數據均來自于CSMAR和Wind數據庫。表2是主要變量描述性統計。發明專利申請量對數、有效發明專利量對數平均值分別為1.5954、1.7099，最小值為0，最大值分別為8.6635和9.7496，標準差分別為1.244和1.3993，說明在技術發明方面，企業創新活動差異較大。

表2 企業創新研究主要變量與描述性統計

四、計量結果與分析

本文具體實證過程如下：首先，使用省級面板數據考察地票制度改革對地區技術創新水平的影響；其次，使用上市公司數據，運用單變量評估實驗組和控制組在政策實施前后的差異；最后，運用DID評估農村集體建設用地流轉改革對企業技術創新活動的影響。

(一)合成控制法評估結果

運用合成控制法，分別對地區專利申請受理密度、發明專利申請受理密度進行評估。在對專利申請受理密度分析中，計算確定三個省份為權重組合，具體省份和權重值為：天津市(0.138)、遼寧省(0.354)、甘肅省(0.508)。在對發明專利申請受理密度分析中，權重組合包括八個省份：北京市(0.014)、天津市(0.003)、內蒙古自治區(0.075)、江蘇省(0.079)、浙江省(0.008)、廣東省(0.162)、云南省(0.067)和甘肅省(0.593)。政策實施前九年擬合效果檢驗表明，技術創新水平差異度均小于2‰(Abadie et al.，2010;王賢彬 等，2010;劉甲炎 等，2013)，說明合成目標省份創新水平能夠很好地擬合真實情況。其它控制變量擬合情況如表3所示，結果表明相似度均較高。

表3 預測變量擬合與對比

圖2和圖3是SCM方法分析結果，其中，圖2是真實重慶與合成重慶在地票制度改革前后專利申請受理密度對比情況，圖3是發明專利申請受理密度對比情況。結果表明，2009年以前，真實重慶與合成重慶的創新水平基本重合，說明SCM方法能夠較好擬合創新活動實際增長路徑。2009年以后，真實重慶的技術創新水平提升迅速，與合成重慶之間的差異迅速擴大。為進一步觀測政策的實施效果，同時計算政策實施后實際與合成的技術創新水平差異，具體見圖3。結果顯示：政策實施前，專利申請受理密度的絕對值平均僅為0.2776；政策實施后，平均差異達到17.6252。發明專利申請受理密度在政策實施前后分別為0.0437和5.7714，差異值和差異比例逐年擴大。

圖2 實際與合成重慶專利申請受理密度對比

圖3 實際與合成重慶發明專利申請受理密度對比

為了確保上述結果的穩健性，進一步使用排列檢驗進行分析。其目的在于，排除其它難以觀測因素或者未被觀測因素對分析結果的影響。操作方法為：隨機選擇某控制組單元，假定其在同一時間也實施地票制度，以重復前述分析過程，得到重慶市與其他省份預測變動程度的分布。最終得到的結果相同，即表明存在某些偶然因素導致前述結果；否則，檢驗結果有效。圖4和5分別是專利申請受理密度、發明專利申請受理密度的排列檢驗結果。深黑色實線代表重慶市預測變動程度，淺黑色實線代表其它省份預測變動。圖4中，政策實施后，深黑色實線上升迅速，總體上顯著高于其它淺黑色實線。這說明實驗組與控制組的政策實施效果差異較大，要得到與實驗組相似的結果是小概率事件。有趣的是，根據圖5檢驗結果可以發現，政策實施后，深黑色實線明顯上升。在2008—2011年期間，重慶市發明專利申請受理密度顯著高于其它分析單元；此后，逐年下降，但在2013年以后大幅上升。

圖4 重慶市與其它省份預測變動程度分布(專利)

圖5 重慶市與其它省份預測變動程度分布(發明專利)

(二)處置組變化

那么，使用SCM方法評估的地票制度對技術創新活動影響是否真實？換言之，是否存在某些偶然因素驅動創新增長變化呢？為此，本文進一步采用安慰劑檢驗方法(Placebo Test)進行分析。該方法由Abadie研究美國加州控煙實施效果時提出(Abadie et al.，2010;Abadie et al.，2015)。具體做法為：刪除實驗組數據，選擇合成權重較大、最相似控制單元進行分析。假設該省份在同一時間也實施地票制度，使用SCM方法評估其“政策效果”，進而將檢驗結果與重慶市處理效應對比。如果結果不同，則說明農村集體建設用地流轉改革對技術創新活動的促進作用僅存在于重慶市。

圖6結果顯示，在政策實施前，合成甘肅的專利、發明專利申請受理密度擬合情況均非常好，該情況一直延續至2010年；此后實際與合成出現差異，但差異較小。值得關注的是，在圖7擬合的發明專利中，合成與實際甘肅在2013年前始終交織在一起，隨后合成甘肅超過實際甘肅，并且持續上升。這說明假設的“政策實施”并沒有促進甘肅省內技術創新的改善。

圖6 實際與合成甘肅專利申請受理密度對比

圖7 實際與合成甘肅發明專利申請受理密度對比

進一步地，借鑒Abadie et al.(2015)的方法，對所有合成權重超過0.1的控制組單元進行安慰劑檢驗(2)專利申請受理密度合成分析中，三個組合省份權重值超過0.1，具體包括：天津市(0.138)、遼寧省(0.354)、甘肅省(0.508)；發明專利申請受理密度分析中，權重值超過0.1的省份是廣東省(0.162)和甘肅省(0.593)。。圖8、圖9分別是實際與合成遼寧專利申請受理密度對比、實際與合成廣東發明專利申請受理密度對比情況。結果表明，遼寧、廣東兩省均出現與重慶市截然相反的結果，即預測值在假設的“政策實施”后超過實際值，且差距迅速擴大。圖10結果亦是如此，“政策實施”前合成天津與實際天津差距較小，此后合成天津超過實際甘肅專利申請受理密度，但是，總體上二者差距不大。另外，其它合成權重大于0.1的省份，預測變動程度分布分析結果同樣如此。上述安慰劑檢驗結果表明，地票制度對技術創新的促進作用僅存在于重慶市。

圖8 實際與合成遼寧專利申請受理密度對比

圖9 實際與合成廣東發明專利申請受理密度對比

圖10 實際與合成天津專利申請受理密度對比

圖11 甘肅與其它省份預測變動程度分布(專利)

(三)雙重差分法檢驗

為了確保上述研究結論的有效性和穩健性，進一步使用DID考察地票制度改革對地區技術創新活動的影響。具體檢驗方程如下：

Innovi,t=β0+β1treat×time+β2treat+β3time+β4Controli,t+εit

(6)

其中，因變量Innovai,t為地區技術創新變量，分別為專利和發明專利申請受理密度；變量treat為政策實施變量，實驗組為1，變量time為政策實施時間；交互項treat×time考察地票制度改革對地區技術創新的影響；Control是控制變量，具體定義如表1所示；另外，還有地區和年度虛擬變量。分析結果如表4所示。

表4 地票制度改革對地區技術創新的影響

(續表4)

表4列(1)、列(3)分別是地區專利申請受理密度、發明專利申請受理密度的估計結果。可以發現，treat×time系數均在1%的水平上顯著為正。進一步地，為了確保地區創新活動變化趨勢在地票制度改革地區和其它地區之間直接不存在系統性差異，借鑒相關研究(Giroud，2013;饒品貴 等，2019)對共同趨勢假設進行檢驗。具體思路為：進一步考察地票改革前兩年(Before2)、前一年(Before1)、改革當年(Current)、改革后第一年(After1)、第二年(After2)、第三年及以后(After3_)的地區技術創新的影響。表4中列(2)、列(4)分別為地區專利申請受理密度、發明專利申請受理密度檢驗結果。可以發現，地票改革前兩年和實施當年，估計系數均不顯著；從政策實施后第一年開始，估計系數不斷增大，且在1%的水平上顯著。由此說明，農村集體建設用地流轉改革能夠顯著促進地區創新水平提升，且隨著時間延伸，這一促進作用不斷增強。

(四)企業技術創新的單變量分析

與此同時，本文使用A股上市公司數據，從微觀層面考察政策實施對技術創新活動的影響。具體做法是：將公司所在地為重慶市的上市公司作為實驗組，其它上市公司作為控制組；在雙重差分法估計之前，先對實驗組和控制組企業發明專利活動的差異進行單變量分析；在不考慮政策實施時間的情況下，分析兩組企業的差異。結果表明：在發明專利申請數量方面，實驗組平均值為1.8805，控制組為1.5925，差異在5%的水平上顯著；有效發明專利數量方面，實驗組和控制組平均值分別為1.7240和1.5816，但并不顯著。另外，考察了實驗組和控制組在政策實施前后創新水平的差異情況，結果如表5所示。

表5列(5)、列(6)的結果顯示，由于時序性因素的影響，無論控制組還是實驗組，在政策實施前后技術創新水平均存在明顯差異，顯著性水平均達到1%以上。因此，必須考慮樣本間的橫向差異，即用實驗組差異減去控制組差異，得到列(7)中雙重差分值。該值消除了時序性變動差異，能夠較好地觀測政策實施效果。由此可以發現，雙重差分值均在5%以上的水平顯著。

表5 實驗組與控制組政策實施前后的技術創新水平差異

(五)企業技術創新的進一步分析

為進一步考察地票制度改革對企業技術創新的影響，本文使用雙重差分法進行檢驗。雙重差分法能夠控制地票制度改革，可能同時影響實驗組和控制組的經濟沖擊變量。表6是檢驗結果。

表6 地票制度改革對企業技術創新活動的影響

表6中Panel A、Panel B分別是發明專利申請量、有效發明專利數量的檢驗結果。列(1)和列(3)中，treatment和time交互項系數均為正，且在10%的水平上顯著為正。相對于沒有受到地票制度改革影響的企業，受到政策影響企業的發明專利申請數量、有效發明專利數量分別增加1.5928(e0.4655)、1.4635(e0.3808)。控制變量中，企業規模asset、資產負債率lev、是否分紅dividend均對技術創新具有顯著影響。雖然上述結果說明，地票制度改革能夠明顯促進企業技術創新。但是，僅當實驗組和控制組滿足共同趨勢假設才能夠確保上述結論的有效性。共同趨勢假設要求的是：在沒有實施地票制度的情況下，重慶市企業的技術創新活動與其它地區企業的變動趨勢隨時間變化不存在系統性差異。基于此，進一步考察地票改革前兩年(Before2)、前一年(Before1)、改革當年(Current)、改革后第一年(After1)、第二年(After2)、第三年及以后(After3_)的企業創新活動影響。表6中列(2)、列(4)分別為企業發明專利申請量、有效發明專利數量的檢驗結果。可以發現，地票改革前兩年、實施當年、實施后第一年、第二年，估計系數均不顯著；政策實施后第三年開始，估計系數分別在1%和10%的水平上顯著，且隨著時間延伸，系數值不斷增大。這意味著，雖然地票制度改革的影響具有一定滯后性，但總體上能夠有效促進企業技術創新活動的開展。

五、中間影響機制檢驗

前文檢驗結果表明，農村集體建設用地流轉改革能夠有效地促進技術創新活動。那么，這種影響是否來自于前文理論分析中所闡述的相關機制呢？借鑒MacKinnon et al.(2002)、溫忠麟等(2014)提出的研究方法，使用省級統計數據依次對中介變量進行檢驗，以確定中間影響機制。具體方程如下所示：

Innovi,t=β0+β1treat×time+β2treat+β3time+β4Controli,t+εit

(6)

Mi,t=α0+α1treat×time+α2treat+α3time+α4Controli,t+εit

(7)

Innovi,t=φ0+φ1treat×time+φ2Mi,t+φ3treat+φ4time+φ5Controli,t+εit

(8)

其中，式(6)為前文檢驗地票制度改革對地區技術創新活動影響的DID模型。Mi,t代表中介變量，分別是人均建設用地面積perland、民營個體企業就業人數占地區從業人員比例private_r1、民營個體企業就業人數占地區總人口比例private_r2。表4檢驗結果已顯示，β1顯著為正。φ1為直接效應，α1φ2是中介效應。由于表4已對式(6)進行檢驗，后續將重點檢驗式(7)和式(8)。

前述理論分析表明，通過農村集體建設用地流轉改革，地票交易能夠有效提升地區建設用地使用效率。具體而言，將農村利用效率低下的建設用地轉移到集聚產業區域與中心城區。這一做法不僅能夠提高經濟發展效率，還能夠減少新增建設用地需求。基于此，本文利用地區人均建設用地構建中介變量perland，以便進行分析。如果上文分析正確，那么地票制度改革后，地區人均建設用地數量將明顯下降。表7是建設用地優化配置機制檢驗結果。

表7 建設用地優化配置機制檢驗

(續表7)

其中，表7的列(1)和列(4)為基本檢驗結果。列(2)、列(5)是同一回歸，結果顯示，treat×time估計系數在1%的水平上顯著為負。這說明，地票制度改革后，地區人均建設用地面積顯著減少，即土地利用效率明顯提高。列(3)和列(6)中，同時將交互項與人均建設用地變量perland納入方程。結果表明，中介變量perland在列(3)中顯著為負，同時交互項系數明顯下降；而列(6)中，變量perland不顯著。這說明，建設用地優化配置是地票制度改革促進地區專利申請量增加的一個重要渠道。換言之，農村集體建設用地流轉改革能夠通過專利申請受理密度促進地區技術創新。

進一步地，將使用效率不高的農村建設用地轉移到用地矛盾突出、產業發展迅速的城鎮區域中，有利于降低企業尤其是民營企業的經營成本，從而激勵民營企業增加創新投入，由此擴展創新活動的范圍與深度。基于此，本文利用地區民營企業與個體就業人數數據分別構建兩個變量：民營個體企業就業人數占地區從業人員比例private_r1、民營個體企業就業人數占地區總人口比例private_r2。如果上文分析正確，那么農村集體建設用地流轉改革后，地區民營企業就業人數比例將明顯上升。表8是民營企業發展機制檢驗結果。其中，列(1)和列(4)為基本檢驗結果。列(2)、列(5)中，treat×time估計系數在1%的水平上顯著為正。這說明，地票制度改革后，地區民營企業就業人數明顯上升。列(3)和列(6)中，同時將交互項與變量private_r1加入方程。結果表明，中介變量private_r1均正顯著，同時交互項系數明顯下降。表9情況亦是如此，不再贅述。上述檢驗結果表明，民營企業發展是地票制度促進地區技術創新的一個重要渠道。

表8 民營企業發展機制檢驗(一)

(續表8)

表9 民營企業發展機制檢驗(二)

六、研究結論與政策含義

一直以來，建設用地使用權城鄉間優化配置的制度障礙不僅導致眾多人口流出的農村地區建設用地大量閑置、土地使用效率低下，還對進一步獲取規模經濟、實現集聚增長產生不利影響。與此同時，其對技術創新活動的影響也不容忽視。本文通過考察建設用地使用權跨城鄉優化配置促進創新的制度功能，利用地票制度改革進行準自然實驗，以評估農村集體建設用地流轉改革對技術創新的具體影響。研究結果顯示，農村集體建設用地流轉改革能夠顯著提高地區專利活動密度、增加企業發明專利申請數量和有效發明專利數量，這意味著，建設用地使用權跨城鄉優化配置能夠有效提高技術創新的數量，并改進其質量；進一步的影響渠道研究表明，建設用地使用效率與民營企業發展是重要的影響渠道，農村集體建設用地流轉改革通過這些渠道會促進技術創新活動的開展。

上述研究結果對于推進城鄉土地資源市場化配置改革、促進技術創新和經濟高質量增長、實現城鄉融合發展具有如下政策含義：

第一，實施鄉村振興戰略、推進統籌城鄉綜合配套改革并不是資本的單向流動和輸入，也不僅僅局限于反哺“三農”、保護耕地、緩解城鎮建設用地矛盾。嚴格而言，這是建立城鄉要素雙向流動與合理配置機制，在推動鄉村全面振興的同時，有效實現城市產業結構優化與區域競爭力升級。政策部門需要繼續在財政、土地、金融等領域進一步加大改革力度，逐步消除阻礙城鄉土地資源優化配置的不利因素，進一步加強市場配置土地資源的決定性作用，在更大范圍內實施農村集體建設用地流轉改革，為中國經濟高質量增長提供新動力。

第二，農村集體建設用地流轉改革能夠優化人均建設用地配置效率和促進民營經濟發展。這意味著，短期內，政策部門應盡快清除限制農村集體建設用地流轉的制度障礙，提高土地利用效率，引導產業與經濟更好地在城市集聚，以有效促進技術創新。長期而言，應加快實現建設用地跨省份、跨城鄉配置，建立并完善“人口-產業-土地”聯動的制度體系。通過戶籍制度改革、公共服務體系建設的方式消除聯動機制的制度障礙，最終，在市場化配置土地要素的基礎上，形成三類極具特色與競爭力的區域，即具有世界競爭力的大都市產業群和創新群、具有區域輻射與帶動能力的中心城區以及具有規模化農業與創新旅游業的新農村區域。在規模經濟與技術創新的雙競爭力驅動下，實現中國城鄉要素良性互動、經濟協調發展、社會融合進步的良性發展局面。

第三，當前，技術創新集群已成為引領全球創新的重要方式，其對科技、經濟的外溢效果也有目共睹。政府相關部門需要更加關注實體企業尤其是民營企業技術創新需求和痛點，圍繞產業發展特點、技術創新規律和人才參與激勵制定城鎮新增建設用地的使用方案，以完善城市規劃和產業規劃，促進技術創新集群的形成和發展。同時，民營企業對創新成本的高度敏感性是決定其是否參與創新活動的關鍵所在。政府相關部門應進一步深入優化區域營商環境的制度體系，最大程度地消除影響創新活動不確定性的制度障礙。最后，在中國構建國內國際雙循環體系和高質量發展的背景下，不斷深入實施資源配置市場化改革將成為經濟社會可持續發展的重要保證。未來，區域間將會出現更加深入的經濟協作、核心產業的不斷集聚與發展，使得中心城市的持續做強做大將成為不可避免的發展趨勢，其背后是人口、資金、土地等多種資源與要素的頻繁流動與快速配置，政府相關部門應關注這一發展趨勢，著力建設并形成動態的聯動配套制度。