朱蘭蘭 ， 蔡銀鶯 ， 劉小慶

(1.華中農業(yè)大學 公共管理學院，武漢 430070； 2.湖南省第二測繪院，長沙 410000)

基本農田用途管制對農民福利的影響及區(qū)域差異
——基于成都和武漢的比較

朱蘭蘭1， 蔡銀鶯1， 劉小慶2

(1.華中農業(yè)大學 公共管理學院，武漢 430070； 2.湖南省第二測繪院，長沙 410000)

以率先試點耕地保護基金的四川省成都市和尚未實行耕地保護經濟補償制度的湖北省武漢市43個村莊430名受訪農民為實證，建立微觀經濟模型分析基本農田用途管制對不同區(qū)域農民家庭農業(yè)收入及農業(yè)勞動力配置的影響，測算基本農田用途管制給農民家庭造成的福利損失、影響因素及區(qū)域差異。研究發(fā)現(xiàn)： ① 農民個體特征及其所在區(qū)域特征顯著影響基本農田用途管制的實施成效； ② 基本農田用途管制明顯提升受訪農民的家庭農業(yè)收入及農業(yè)勞動力配置，但受糧食作物比較利益低下、農地經營規(guī)模等的影響，武漢農民農業(yè)收入的相對增加量要高于成都農民，同時作物種植結構等的差異使武漢農民的家庭農業(yè)勞動力配置低于成都農民； ③ 經濟補償政策一定程度緩和了基本農田發(fā)展權受限給農民福利帶來的影響。

基本農田；用途管制；福利；效用函數(shù)；條件價值評估法

0 引言

規(guī)劃管制是政府利用強制權利干預資源配置的重要政策工具，一方面具有矯正負外部性與市場失靈、維護和提高整個社會的福利水平、促使公共利益均衡等基本功能[1],另一方面也會因土地發(fā)展受限下配套經濟補償機制缺乏而激發(fā)土地所有者的尋租行為及不正當動機產生，造成土地利用低效[2-4]。早在20世紀中期，歐美等發(fā)達國家就開始關注規(guī)劃管制下相關配套經濟補償機制缺乏所導致的負面效應，如B.D.Gardner認為農地保護將會使土地所有者產生“暴利”和“暴損”的福利非均衡配置[5]。隨后，政策制定者逐漸對利益受損者采用市場和政府相結合的福利補償及轉移政策，制定與此相應具有經濟誘因和效率的制度安排與公共政策[6]，代表性政策當屬土地發(fā)展權轉移和地役權購買。隨著相應補償機制的完善，規(guī)劃管制已成為歐美等發(fā)達國家及部分發(fā)展中國家保護農地資源的重要工具及有效手段。截止到2015年1月美國有28 個州實施農地保護項目，以近39億美元的成本代價保護超過258萬英畝(約104.41萬hm2)的農田[7]。規(guī)劃管制能夠在一定程度上消除貧困、改善弱勢群體的福利、促進福利均衡分配、優(yōu)化土地利用方式[8-12]。也有學者探討了土地規(guī)劃管制政策對生物多樣性及農民認知等方面的影響。K.Soini等對芬蘭農地保護政策研究顯示，農地保護政策實施顯著提升了農民對農地多樣性及農田保護等方面的認知[13]；D.Kleijn等對荷蘭動植物種類及數(shù)量研究表明，農地保護政策并沒有顯著增加生物多樣性，相反有些物種的數(shù)量有所下降[14]。

國外含有配套經濟補償機制的相關農地保護政策已趨于成熟并取得顯著成效，而我國則處于初期探索階段。直至20世紀90年代后期才正式確立了以基本農田用途管制為核心的新型土地管制機制，以加強對農田的管理與保護[7]，且國內相關學者對土地用途管制的研究多集中于內涵界定[15-16]、制度設計[17-21]及宏觀區(qū)域的績效評價[22-24]，而對基本農田用途管制實施對農民福利影響的實證研究相對較少，如蔡銀鶯等認為基本農田保護區(qū)的設立使管制區(qū)域內土地發(fā)展權受到限制及影響，給農民等相關利益群體帶來機會及利益損失[1]。近年國內一些發(fā)達地區(qū)及城市積極試驗示范探索基本農田保護經濟補償?shù)膶嵺`方式及制度設計，如四川省成都市，廣東省廣州市、佛山市、東莞市，浙江省海寧市、臨海市、慈溪市，上海市閔行區(qū)、浦東新區(qū)，江蘇省蘇州市等，相繼對農民保護耕地提供3 000～ 7 500元·hm-2·a-1不等的直接補貼或經濟補償[25]，然而卻鮮有研究探討含有配套經濟補償機制的基本農田用途管制政策對農民福利造成的影響及其實施效應，嚴重阻礙了基本農田規(guī)劃管制政策的完善,降低了農田規(guī)劃管制的實施效率。因此,以率先在全國范圍內推行耕地保護經濟補償制度的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)四川省成都市和尚未實行經濟補償制度的基本農田用途管制區(qū)湖北省武漢市為實證，探討配套經濟補償機制對農民福利的影響,為土地用途管制配套經濟補償機制的設計提供依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)來源及樣本結構

1.1 數(shù)據(jù)來源

課題組于2012年12月對四川省成都市雙流縣的永安鎮(zhèn)和金橋鎮(zhèn)及崇州市江源鎮(zhèn)的部分村莊進行調研，共涉及18個村莊，223個農戶，獲取有效問卷221份，有效回收率為99.10%；于2013年10月對湖北省武漢市江夏區(qū)鄭店街、黃陂區(qū)三里鎮(zhèn)和蔡甸區(qū)張灣鎮(zhèn)的部分村莊進行調研，共涉及25個村莊，231個農戶，獲取有效問卷209份，有效回收率為90.48%。兩次調研過程中，考慮到農戶數(shù)據(jù)分布的均勻性，平均每個村莊抽取10個左右的農戶進行問卷調查。調研內容主要包括受訪農戶及家庭的社會經濟特征、受訪農戶對農業(yè)補貼政策的滿意度及受訪農民對土地用途規(guī)劃管制的認知等。

1.2 樣本結構

430個有效受訪農戶的戶均承包地面積為0.36 hm2，戶均勞動力2.62人，戶均農業(yè)勞動力1.52人。受訪農戶中，男性所占比例為59.77%；受訪者是家庭戶主的比例為36.51%；受訪農民受教育水平普遍較低，小學文化和文盲的比例為53.02%，37.67%的受訪農戶接受過初中教育，僅9.30%的受訪農戶接受過高中及以上教育；受訪農戶中16.05%的農民擔任過村干部；考慮到農業(yè)種植的特征，調查者多為中老年人，39歲及以下的受訪農民僅占11.63%，40～49歲的農民占24.65%，50～59歲的農民占23.49%，60歲以上的農民占40.23%；62.33%的受訪者為務農農民，非務農農民(包括外出和本地打工、從事農村個體經營、養(yǎng)殖等)占31.86%，非勞動力(包括完全在家照顧家庭、不從事任何經營性勞動的家庭主婦，傷、病等無勞動能力的成年人及學生、嬰幼兒等)相對較少，占5.81%。

2 理論方法

2.1 基本農田用途管制

土地用途管制是指政府利用強制權力干預資源配置的制度安排，是促進福利公平分配的有效工具。1998年全面修訂的《中華人民共和國土地管理法》正式確立了以土地用途管制為核心的新型土地管理制度，該制度的核心目標是保護耕地[22]，并于同年全面修訂《基本農田保護條例》(簡稱《條例》)以對基本農田實行特殊保護?！稐l例》將全國范圍內的大部分耕地劃入基本農田保護區(qū)范圍，對基本農田保護區(qū)內建窯、建房、建墳、挖沙、采石、采礦、取土、堆放固體廢棄物、占用基本農田發(fā)展林果業(yè)和挖塘養(yǎng)魚、閑置、荒蕪基本農田或進行其他破壞基本農田的活動進行了嚴格限制。

根據(jù)《條例》要求并結合成都、武漢的實際現(xiàn)狀，問卷設計將基本農田內建房、建墳、挖沙、采石、取土、堆放固體廢棄物、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪農田活動限制作為基本農田用途管制的分析內容。實地調查中，成都及武漢受訪區(qū)域內農民在基本農田內挖沙、采石、取土及堆放固體廢棄物的發(fā)生頻率均低于5%，而97.91%的農民認為自己所在村莊從未發(fā)生過在基本農田內挖沙的行為，但農民將基本農田用于種樹或改成果園、閑置荒蕪的發(fā)生比率較高。因此，本研究中基本農田用途管制即指對在基本農田內建房、建墳、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和限制荒蕪的管制。將受訪者對管制項目的介意程度作為管制是否對受訪農民生產及生活產生影響的依據(jù)，如詢問“您是否介意閑置基本農田用于私人建房的管制？”回答“介意”的受訪者，則表明該項管制對其生產生活產生了影響，且對其農業(yè)生產的管制較深；反之，則無影響，且管制程度較淺。

2.2 微觀經濟模型

建立一個微觀經濟模型分析基本農田用途管制對農民收入和家庭農業(yè)勞動力配置的影響，構造農民的線性福利效用最大化函數(shù)：

(1)

式中：I表示農民收入；R表示農民的娛樂、休閑；U(I,R)表示農民的效用。假設農民收入僅由農業(yè)收入構成，且農業(yè)收入僅來源于從事與土地相關的農業(yè)經營活動；農戶家庭用于從事農業(yè)活動及休閑娛樂的時間投入為1；農戶農地的總經營面積為M。假設農戶家庭在農地上僅從事兩種活動，兩種活動的畝均收益分別為p1和p2。則農戶的家庭收入函數(shù)為：

(2)

式中：L1,L2分別表示在農地上從事兩種活動的家庭勞動力配置；M1,M2分別表示在農地上從事兩種活動的農地投入，即農地面積；T1,T2分別表示在農地上從事兩種活動包括技術在內的其他投資；f1,f2分別表示從事兩種活動的生產函數(shù)。假設基本農田用途管制前后農業(yè)生產技術保持不變，土地利用存在規(guī)模報酬遞減。同時，家庭農業(yè)勞動力的娛樂休閑時間R=1-L1-L2，則農戶的效用函數(shù)為：

(3)

根據(jù)假設，本研究只考慮從事與土地相關活動中的勞動力投入，根據(jù)效用函數(shù)構造無差異曲線(圖1)，U表示未受管制條件下農民的最大化福利效用曲線；U1表示基本農田用途管制下成都市受訪農民的福利效用曲線；U2表示基本農田用途管制下武漢市受訪農民的福利效用曲線。未受基本農田用途管制條件下，農民將基本農田用于種植糧食作物或經濟作物、閑置荒蕪、挖塘養(yǎng)魚、種樹或改成果園、建房、建墳等的選擇較為自由；而在管制條件下，農民將農田荒蕪閑置、建房、建墳、挖沙、取土、挖塘養(yǎng)魚等的行為受到限制，農民僅能夠將基本農田用于種植糧食作物或經濟作物，農民的效用降低，線性無差異曲線的移動方向為：U→U1,U→U2。由于成都市已于2008年1月試驗實施耕地保護經濟補償制度，因此認為基本農田用途管制給成都農民帶來的福利損失較武漢農民的小。Q表示未受管制下農民關于勞動力投入的收入曲線；Q1,Q2分別表示基本農田用途管制下成都、武漢受訪農民的收入函數(shù)曲線。

圖1 土地用途管制對農民家庭農業(yè)收入及農業(yè)勞動力配置的影響

結合效用函數(shù)及土地收益曲線，管制前農民勞動力投入的最佳位置為A點，管制后成都市受訪農民勞動力投入的最佳位置為B點，武漢市受訪農民勞動力投入的最佳位置為C點。由圖1知，基本農田用途管制提升了農民的農業(yè)收入，增加了農民對農地的勞動力投入。相比成都，基本農田用途管制對武漢市農民農業(yè)收入及農地勞動力投入的提升幅度相對更大。該部分微觀經濟模型的構建將作為基本農田用途管制對農民農業(yè)收入及家庭農業(yè)勞動力配置影響分析的理論基礎。

2.3 農戶基本農田受限福利損失測算

《條例》中限制性或禁止性強的規(guī)定一定程度上剝奪了管制區(qū)域內相關群體使用資源和空間的權利，將給受限地區(qū)相關權利主體帶來機會及利益的損失[1,26]。根據(jù)基本農田用途管制的定義，采用CVM模型測算具體管制項目給研究區(qū)農民帶來的福利損失[1]。

3 結果分析

3.1 實施成效及其影響因素

國外關于規(guī)劃管制政策實施效應評價已做了大量工作，包括對農業(yè)環(huán)境政策實施成效的影響因素分析。相關學者采用農民對相關規(guī)劃管制政策的參與意愿作為政策實施成效的評價并分析其影響因素，發(fā)現(xiàn)農民的年齡、受教育程度、在項目實施區(qū)的居住時間、農民是否參加農業(yè)培訓、從事農業(yè)生產的時間、農場規(guī)模、農民的健康狀況、農民的家庭收入、農民對農業(yè)環(huán)境的認知等因素均會影響規(guī)劃管制政策的參與意愿，對規(guī)劃管制政策的實施成效產生影響。借鑒已有研究成果，采用農民對基本農田用途管制的介意程度表示基本農田用途管制的實施成效，從農戶的個體特征(是否戶主、性別、年齡、受教育程度、職業(yè)類型和是否村干部)及所在區(qū)域分析其對基本農田用途管制實施成效的影響(表1)。

表1 基本農田用途管制影響因素的指標定義及特征

為簡化分析，令農民對禁止在基本農田內建房的介意程度為x1，建墳的介意程度為x2，種樹或改成果園的介意程度為x3，挖塘養(yǎng)魚的介意程度為x4，閑置荒蕪的介意程度為x5，則農民對基本農田用途管制的介意程度y的值為：

(4)

由式(4)知，因變量y為0-1變量，所以選用二元Logit模型分析基本農田用途管制介意程度的影響因素，運用軟件STATA12.1求解(表2)。結果表明，受訪者是否戶主、性別、年齡、受教育程度及其所在區(qū)域均對農民的介意程度具有顯著影響，而農民的受教育程度及職業(yè)類型對其介意程度的影響不顯著。具體表現(xiàn)為：是戶主受訪者對基本農田用途管制的介意程度明顯低于非戶主受訪農民，男性的介意程度高于女性，老年農民較中青年農民的介意程度低，成都農民對基本農田用途管制的介意程度低于武漢農民。成都農民對基本農田用途管制介意的比例為21.72%，不介意的比例為78.28%，而武漢農民對基本農田用途管制介意的比例為36.36%，不介意的比例為63.64%。由此可見，成都農民更愿意接受基本農田用途管制。

表2 二元Logit回歸模型結果

說明：內戈爾科擬合優(yōu)度值為0.130。***，**，* 分別表示在1%，5%，10%的水平下顯著。

3.2 對農民農業(yè)收入的影響及區(qū)域差異

武漢農民的農業(yè)收入顯著高于成都農民，主要是種植結構的差異及土地經營規(guī)模的差異所致。從農地種植結構分析，成都市34.83%的受訪農民偏好農地單純種植糧食作物，52.04%的農民選擇兼種，僅13.12%的受訪農民選擇種植經濟作物，而33.97%的武漢農民傾向種植經濟作物，30.14%的受訪農民種植糧食作物，35.89%的受訪農民偏好兼種。從農地經營規(guī)模及集約利用角度分析，成都農民戶均耕地面積為0.17 hm2，而武漢農民的戶均耕地面積為0.53 hm2，糧食作物比較利益低下、農地經營細碎化致使成都農民的農業(yè)收入低于武漢農民的農業(yè)收入(表3)?；巨r田用途管制活動中，禁止在基本農田內建墳、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪對農民的農業(yè)收入具有顯著影響，且受管制影響較大農民的農業(yè)收入高于未受影響的農民，結論與微觀經濟理論分析假設相符，而禁止在基本農田建房的規(guī)定對農民的農業(yè)收入沒有影響(表3)。受管制影響的武漢農民的農業(yè)收入相對增加量遠大于成都農民農業(yè)收入的相對增加量。對于成都農民，受禁止在基本農田內建墳規(guī)定影響農民的農業(yè)收入遠高于未受該項管制影響的農民。

表3 基本農田用途管制對農業(yè)收入及家庭農業(yè)勞動力配置的影響

3.3 對農戶農業(yè)勞動力配置的影響及區(qū)域差異

采用家庭農業(yè)勞動力占家庭總勞動力數(shù)量的比值表示農戶農業(yè)勞動力的配置(表3)。成都市戶均勞動力配置高于武漢市戶均勞動力配置，主要是由于作物種植結構及種植類型差異所致。成都市農民種植糧食作物的比例相對較高，同時兼種及種植經濟作物農戶的經濟作物類型主要以蔬菜和藥材等需要精耕細作的經濟作物為主，因而需要耗費大量的農業(yè)勞動力，而武漢市受訪農民的經濟作物類型主要以棉花、油菜、花生及樹等為主。基本農田用途管制活動中，禁止將基本農田用于挖塘養(yǎng)魚和荒蕪閑置的規(guī)定對農民家庭勞動力配置影響顯著，受這兩項管制影響較大農戶的家庭農業(yè)勞動力配置遠高于受其影響較小的受訪農戶，結果與微觀經濟理論假設分析相符，而禁止在基本農田內建房、建墳、種樹或改成果園對受訪農戶家庭勞動力配置的影響較小。區(qū)域差異中，受挖塘養(yǎng)魚及閑置荒蕪管制的顯著影響，成都市受訪農民的家庭農業(yè)勞動力配置增加量大于武漢市家庭農業(yè)勞動力配置增加量。

3.4 福利損失測度及區(qū)域差異

結合CVM測算方法，調研設計中進一步選取對管制規(guī)定“介意”的受訪農民，如選取對“限制農田用于私人建房是否介意？”回答“介意”的受訪者，通過構建假想市場詢問其在未受限制條件下農地轉為建設用地(如建房、建墳)、破壞農地土壤表層(如挖沙、取土、堆放固體廢棄物)、農地結構轉變(如挖塘養(yǎng)魚、農地用于種樹或改成果園、任意荒蕪、閑置)的可能性及管制給其每公頃農田帶來的損失，測算結果作為土地用途管制下經濟補償?shù)膮⒖家罁?jù)。依據(jù)前文分析，研究區(qū)域中發(fā)生頻率較高的管制活動中，禁止將基本農田用于建墳、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪的規(guī)定對農民的農業(yè)收入具有顯著影響，禁止將基本農田用于挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪的規(guī)定對農民的家庭勞動力配置有顯著影響。根據(jù)分析結果分別測算出成都及武漢受訪農民土地發(fā)展受限的損失額，測算出基本農田用途管制下禁止農田用于建墳、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪的管制活動給農民可能帶來的潛在機會損失及農田轉用的發(fā)生概率(表4)。測算結果可看出以下事實:① 未受基本農田用途管制條件下，武漢市受訪農民在基本農田內開展管制活動的可能性高于成都市受訪農民(表4)。對于武漢市受訪農民，將基本農田挖塘養(yǎng)魚的可能性相對最大，高達62.71%，同時農業(yè)比較利益的低下將驅使55%的受訪農民將基本農田閑置荒蕪，超過60%的受訪者會將基本農田用于建墳、種樹或改成果園；成都市受訪農民在未受管制條件下，將基本農田用于建墳的可能性相對最高，為55%，將農田閑置荒蕪或挖塘養(yǎng)魚的可能性遠遠低于武漢市受訪農民，在30%左右。兩個區(qū)域將基本農田用于建墳的高發(fā)生率說明目前農村規(guī)劃缺失，對于建墳這種徹底將農地轉換為建設用地的行為應嚴格管制，同時統(tǒng)一規(guī)劃建立農村集體的公共墓園，以加強對基本農田的保護。②由于限制了農田生產的機會成本，基本農田用途管制造成農田經濟價值損失，該部分損失可以運用政府管制措施糾正市場配置的失靈并通過經濟補償予以實現(xiàn)，補償額下限為基本農田的機會損失成本[27]，測算出基本農田用途管制下農田的機會損失額度為耕地保護經濟補償機制的完善提供借鑒。作為耕地保護經濟補償機制設計的試點，成都市受訪農民的福利損失額明顯低于武漢市受訪農民的福利損失額，結果與微觀經濟假設理論相同，耕地保護基金的發(fā)放減小了農民的福利損失(圖1)，基本農田用途管制給武漢市和成都市受訪農民造成的平均福利損失額分別為68 034.43，25 112.58元·hm-2·a-1。其中，禁止在基本農田內建墳的規(guī)定均給兩個區(qū)域的受訪農民造成較大的福利損失，禁止建墳給武漢市受訪農民造成的福利損失額為168 634.68元·hm-2·a-1，給成都市受訪農民造成的福利損失額為37 125.00元·hm-2·a-1。

表4 基本農田用途管制下農地保護各項管制活動給農民帶來的可能性損失

4 結論與政策建議

4.1 結論

作為受訪者主觀判斷的基本農田用途管制實施成效，受農民個體特征(是否戶主、性別、年齡、受教育程度)及其所在區(qū)域的顯著影響?；巨r田用途管制對受訪農民的農業(yè)收入具有顯著正向影響，即受禁止將基本農田用于建墳、種樹或改成果園、挖塘養(yǎng)魚和閑置荒蕪規(guī)定影響越深的農民，其農業(yè)收入相對越高。同時，由于受糧食作物比較利益低下、農地經營規(guī)模等的影響，武漢農民農業(yè)收入的相對增加量要高于成都農民?；巨r田用途管制加大了受訪農民對農業(yè)勞動力配置的比例，受禁止將基本農田用于挖塘養(yǎng)魚和荒蕪閑置規(guī)定影響越深的農民，其家庭農業(yè)勞動力配置比例越高。成都農民由于作物種植類型以糧食作物和需要精耕細作的經濟作物為主，基本農田用途管制實施后，該區(qū)域農民勞動力配置比例遠遠高于武漢農戶家庭農業(yè)勞動力配置比例。含有配套經濟補償機制的基本農田用途管制能夠在一定程度上減少農民福利損失。實證研究中，基本農田用途管制給成都農民造成的福利損失遠低于給武漢市受訪農民造成的福利損失，管制給成都農民造成的福利損失為25 112.58元·hm-2·a-1，而給武漢農民造成的平均福利損失卻高達68 034.43元·hm-2·a-1。

4.2 政策建議

基本農田用途管制下土地發(fā)展受限使農田利用效率及農民福利嚴重受損，但耕地保護經濟補償制度能夠一定程度上緩和土地發(fā)展受限所帶來的影響。同時，基本農田用途管制下土地產權不完整性及不穩(wěn)定性均在一定程度上降低了土地利用效率[28]。因此，在基本農田用途管制政策完善過程中，一方面應考慮管制政策下配套經濟補償機制的設計，縮小管制給農民所帶來的福利損失；另一方面，應結合土地產權特征及功能，賦予農民更多的權利，提升土地利用效率，綜合提升基本農田用途管制政策實施成效。

[1] 蔡銀鶯,余元.基本農田規(guī)劃管制下農民的土地發(fā)展權受限分析——以江夏五里界鎮(zhèn)為實證[J].中國人口·資源與環(huán)境,2012,22(9):76-82.

[2] Innes R.Takings,Compensation,and Equal Treament for Owners of Developed and Undeveloped Property[J].Journal of Law and Economics,1997,40(2):403-432.

[3] Turnbull G K.Land Development under the Threat of Taking[J].Southern Economic Journal,2002,69(2):290-308.

[4] Lueck D,Michael J A.Preemptive Habitat Destruction under the Endangered Species Act[J].Journal of Law and Economics,2003,46(1):27-60.

[5] Gardner B D.The Economics of Agricultural Land Preservation[J].American Journal of Agricultural Economics,1977,59(6):1027-1036.

[6] 蔡銀鶯,張安錄.規(guī)劃管制下農田生態(tài)補償?shù)难芯窟M展分析[J].自然資源學報,2010,25(5):868-879.

[7] American Farmland Trust.Status of State Purchase of Agricultural Conservation Easement Programs[EB/OL].(2015-09-30)[2016-05-30].http://www.farmlandinfo.org/2015-status-status-state-purchase-agricultural-conservation-easement-programs.

[8] Pagiola S,Arcenas A,Platais G.Can Payments for Environmental Services Help Reduce Poverty? An Exploration of the Issues and the Evidence to Date from Latin America[J].World Development,2005,33(2):237-253.

[9] Tschakert P.Environmental Services and Poverty Reduction:Options for Smallholders in the Sahel[J].Agricultur- al Systems,2007,94(1):75-86.

[10] Bennett E M,Peterson G D,Gordon L J.Understanding Relationships among Multiple Ecosystem Services[J].Ecology Letters,2009,12(12):1394-1404.

[11] Van Rensburg T M,Murphy E,Rocks P.Commonage Land and Farmer Uptake of the Rural Environment Protection Scheme in Ireland[J].Land Use Policy,2009,26(2):345-355.

[12] Markussen T,Tarp F,Van Den Broeck K.The Forgotten Property Rights:Evidence on Land Use Rights in Vietnam[J].World Development,2011,39(5):839-850.

[13] Soini K,Aakkula J.Framing the Biodiversity of Agricultural Landscape:The Essence of Local Conceptions and Constructions [J].Land Use Policy,2007,24(2):311-321.

[14] Kleijn D, Berendse F, Smit R,etal. Agri-environment Schemes Do Not Effectively Protect Biodiversity in Dutch Agricultural Landscapes[J].Nature, 2001, 413:723-725.

[15] 王萬茂.土地用途管制的實施及其效益的理性分析[J].中國土地科學,1999,13(3):9-12.

[16] 王靜.土地用途分區(qū)管制與區(qū)域土地資源可持續(xù)利用淺析[J].中國人口·資源與環(huán)境,2001,11(4):83-86.

[17] 宇向東,赫晉珉,王博祺.中國土地用途管制的技術支撐體系[J].農業(yè)工程學報,2008,24(8):16-19.

[18] 譚術魁,張孜儀.尋租行為在土地用途管制中的衍生路徑及抑制[J].中國土地科學,2012,26(5):76-81.

[19] 穆松林,高建華,毋曉蕾,等.土地發(fā)展權及其與土地用途管制的關系[J].農村經濟,2009(11):26-28.

[20] 李彥,趙小敏,鷗名豪.基于主體功能區(qū)的土地利用分區(qū)研究——以環(huán)鄱陽湖區(qū)為例[J].地域研究與開發(fā),2011,30(6):126-129.

[21] 王郁.英國開發(fā)規(guī)制的現(xiàn)狀問題與發(fā)展趨勢[J].地域研究與開發(fā),2009,28(5):16-20.

[22] 張全景,歐名豪.我國土地用途管制之耕地保護績效的定量研究——以山東省為例[J].中國人口·資源與環(huán)境,2004,14(4):56-59.

[23] 曹瑞芬,蔡銀鶯,張安錄,等.中國土地用途管制績效的時空差異性分析[J].資源科學,2013,35(6):1125-1133.

[24] 張全景,歐名豪,王萬茂.中國土地用途管制制度的耕地保護績效及其區(qū)域差異研究[J].中國土地科學,2008,22(9):8-13.

[25] 朱蘭蘭,蔡銀鶯.土地用途管制下基本農田發(fā)展權受限的區(qū)域差異及經濟補償——以湖北省武漢、荊門、黃岡等地區(qū)為實證[J].自然資源學報,2015,30(5):736-747.

[26] 張效軍,歐名豪,高艷梅.耕地保護區(qū)域補償機制研究[J].中國軟科學,2007(12):47-55.

[27] 吳明發(fā),歐名豪,楊渝紅,等.基本農田保護經濟補償?shù)慕洕鷮W分析[J].經濟體制改革,2011(4):18-21.

[28] 黃季焜,冀縣卿.農地使用權確權與農戶對農地的長期投資[J].管理世界,2012(9):76-81.

Impacts on Farmers’ Welfare and Its Regional Differences under Farmland Use Regulation: Comparing Chengdu with Wuhan

Zhu Lanlan1, Cai Yinying1， Liu Xiaoqing2

(1.CollegeofPublicManagement,HuazhongAgriculturalUniversity,Wuhan430070,China; 2.TheSecondSurveyingandMappingInstituteofHunanProvince,Changsha410000,China)

The purpose of this study is to analyze the implementation effectiveness of farmland-use regulation, estimate the influence of land-use regulation on peasants’ household agri-income and agri-labor input, measure the peasants’ family welfare loss caused by the regulation, and compare regional differences of the regulation’s impacts on farmers’ welfare using empirical data from Chengdu City located at Sichuan Province where has started the experiment of economic compensation for farmland conservation first and Wuhan City located at Hubei province without economic compensation for farmland protection. By the help of micro-economic model, binary logit model and contingent valuation method (CVM), the study is conducted and the results are as follows: firstly, farmers’ individual characteristic and their distribution have significantly influence on effectiveness of the regulation. Secondly, the regulation can increase farmers’ household agri-income and agri-labor input both in Chengdu and Wuhan. However, affected by the lower comparative advantage of food crops, farmland production scale and crop planting adjustment, farmers in Wuhan have higher increase of household agri-income and lower increase of agri-labor input than that in Chengdu. Finally, economic compensation policy for farmland protection, to a certain degree, remit the effect caused by rights` restriction under land-use regulation.

basic farmland; farmland-use regulation; welfare; utility function; contingent valuation method (CVM)

2015-03-23；

2016-06-07

國家自然科學基金項目(41371519,71573099)

朱蘭蘭(1990-)，女，湖北十堰市人，博士研究生，主要從事土地資源管理及農業(yè)經濟研究，(E-mail)zhulanlan2010@163.com。

蔡銀鶯(1979-)，女，廣東潮州市人，教授，博士，主要從事土地資源管理及農業(yè)經濟研究，(E-mail)caiyinying@mail.hzau.edu.cn。

F301；F062.1

A

1003-2363(2016)04-0143-06