秦 聰,賈俊雪

(中國(guó)人民大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872)

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退耕還林工程：生態(tài)恢復(fù)與收入增長(zhǎng)

秦 聰,賈俊雪

(中國(guó)人民大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，北京 100872)

本文基于1997年和2002年的村級(jí)調(diào)查數(shù)據(jù)，在一個(gè)相對(duì)統(tǒng)一的框架下，利用雙差分傾向得分匹配法識(shí)別出退耕還林工程對(duì)我國(guó)生態(tài)恢復(fù)和農(nóng)戶收入增長(zhǎng)的因果處置效應(yīng)。研究表明，該工程顯著增加了參與村莊的人均林地面積，對(duì)生態(tài)建設(shè)起到了積極作用，但并未對(duì)農(nóng)戶純收入產(chǎn)生明顯影響。僅對(duì)現(xiàn)有的退耕還林工程設(shè)計(jì)進(jìn)行完善不會(huì)提高其對(duì)農(nóng)戶增收的影響，但是通過在工程設(shè)計(jì)中減少資金和勞動(dòng)力的配套要求、由上級(jí)政府統(tǒng)籌工程的執(zhí)行以及加大工程的投資額會(huì)進(jìn)一步增加人均林地面積，在更大程度上改善工程參與村莊的生態(tài)環(huán)境。

退耕還林工程；農(nóng)民人均純收入；人均林地面積；雙差分傾向得分匹配法

一、引言

長(zhǎng)期以來，學(xué)術(shù)界和各國(guó)政府一直在積極探索如何在改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的同時(shí)維持或增加農(nóng)民的收入水平。最近幾十年，在“耕地輪休輪作制度”的經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，一些農(nóng)業(yè)大國(guó)普遍嘗試了“土地休耕保護(hù)項(xiàng)目(conservation set-aside program)”，將不適宜耕作的土地劃為環(huán)境保護(hù)用地，通過政府主導(dǎo)或農(nóng)民自主申報(bào)的模式，在這些地區(qū)推行還林還草等生態(tài)恢復(fù)工程[1-3]。但是，由于此類項(xiàng)目可能導(dǎo)致糧食產(chǎn)量的下降，引發(fā)糧食供給短缺，同時(shí)也會(huì)減少農(nóng)民的收入，因此其政策的有效性備受質(zhì)疑[4-6]。

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)歷了高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但隨之而來的環(huán)境污染和水土流失等生態(tài)問題也變得愈發(fā)嚴(yán)重。1998年長(zhǎng)江、嫩江和松花江流域突發(fā)特大洪水，致使全國(guó)29個(gè)省、市、自治區(qū)受災(zāi)，受災(zāi)面積3.18億畝，受災(zāi)人口2.23億人，直接經(jīng)濟(jì)損失達(dá)1666億元。這次洪災(zāi)引起了我國(guó)政府和社會(huì)各界對(duì)生態(tài)環(huán)境問題的關(guān)注，以及對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的深刻反思。1998年10 月，中央頒布《關(guān)于災(zāi)后重建、整治江湖、興修水利的若干意見》，以“封山植樹、退耕還林”為指導(dǎo)原則，通過實(shí)施“退耕還林工程”來改善我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)的生態(tài)環(huán)境。退耕還林工程于1999年在四川、陜西和甘肅三省率先試行，并自2002年至2008年在全國(guó)范圍內(nèi)正式實(shí)施。隨著退耕還林工程的中斷，2008年以來，我國(guó)廣大地區(qū)尤其是中西部地區(qū)依然飽受自然災(zāi)害困擾。有鑒于此，我國(guó)政府于2016年推行了新一輪的退耕還林工程。

為更加有效地推進(jìn)退耕還林工程的實(shí)施，提高工程在生態(tài)建設(shè)和農(nóng)民增收方面的影響，對(duì)第一輪退耕還林工程進(jìn)行合理評(píng)估從而積累經(jīng)驗(yàn)顯得尤為關(guān)鍵。本文旨在深刻揭示退耕還林工程對(duì)生態(tài)恢復(fù)和農(nóng)民增收的影響，豐富拓展此類文獻(xiàn)，為我國(guó)新一輪的退耕還林工程實(shí)踐提供良好借鑒。具體而言，本文以1999年起實(shí)施的退耕還林工程這一擬自然實(shí)驗(yàn)為基礎(chǔ)，利用1997年和2002年2423個(gè)村莊的調(diào)查數(shù)據(jù)和雙差分傾向得分匹配法(difference-in-difference matching)，有效地對(duì)樣本選擇偏差做以矯正。分別識(shí)別出該工程對(duì)參與村莊的人均林地面積以及農(nóng)戶的人均純收入的因果處置效應(yīng)，進(jìn)而通過分樣本研究考察了不同的工程設(shè)計(jì)對(duì)工程效果的影響。研究表明，退耕還林工程對(duì)生態(tài)恢復(fù)起到了積極作用，促使參與村莊的人均林地面積增長(zhǎng)約0.8畝；但是由于該工程沒有改善農(nóng)戶的收入和就業(yè)結(jié)構(gòu)，從而并未顯著增加參與農(nóng)戶的人均純收入。進(jìn)一步地，在不引入新的工程設(shè)計(jì)的情況下，僅針對(duì)現(xiàn)有工程設(shè)計(jì)的改進(jìn)無法提高退耕還林工程對(duì)農(nóng)戶收入水平的影響，但是通過在工程設(shè)計(jì)中減少資金和勞動(dòng)力的配套要求、由上級(jí)政府統(tǒng)籌工程的執(zhí)行以及加大工程的投資額則會(huì)增加更多的人均林地面積。

總體而言，本文主要從如下兩個(gè)方面豐富拓展了已有文獻(xiàn)。第一，本文在一個(gè)相對(duì)統(tǒng)一的框架下同時(shí)考察了退耕還林工程的生態(tài)和經(jīng)濟(jì)影響。與國(guó)外的土地休耕保護(hù)項(xiàng)目不同，我國(guó)的退耕還林工程在致力于改善生態(tài)環(huán)境的同時(shí)，還力圖通過補(bǔ)貼和調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等手段提高農(nóng)民收入，從而在一定程度上解決農(nóng)村的貧困問題?！锻烁€林條例》明確指出：退耕還林工程必須將堅(jiān)持生態(tài)優(yōu)先與調(diào)整農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)相結(jié)合。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)分別在獨(dú)立的框架下探討了退耕還林工程的生態(tài)和經(jīng)濟(jì)影響，還鮮有研究在一個(gè)統(tǒng)一的研究框架下同時(shí)考察該工程的兩種影響*大量文獻(xiàn)對(duì)退耕還林工程的生態(tài)效應(yīng)給予了積極評(píng)價(jià)[7-8]：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局課題調(diào)研組(2004)[7]基于對(duì)西部大開發(fā)12個(gè)省區(qū)市的調(diào)查研究得出結(jié)論：退耕還林工程改善了生態(tài)環(huán)境，并且對(duì)本地區(qū)的糧食生產(chǎn)影響不大。韓洪云、喻永紅(2012)[8]運(yùn)用陳述偏好法中的選擇實(shí)驗(yàn)法，基于受益者視角評(píng)估了退耕還林工程的環(huán)境改善價(jià)值及其可持續(xù)性，得出結(jié)論：退耕還林工程對(duì)參與村莊帶來了較大程度的環(huán)境改善，而這種改善具有較好的可持續(xù)性。而關(guān)于退耕還林工程的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，文獻(xiàn)結(jié)論則產(chǎn)生了較大分歧[9-12]。劉璨、張巍(2006)[9]的研究表明：退耕還林工程對(duì)參與農(nóng)戶的收入產(chǎn)生了積極影響，越早參與工程對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)產(chǎn)生的效果越顯著。王愛民(2005)[10]的研究表明，退耕還林工程對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)和退耕農(nóng)戶的家庭收入的影響存在明顯的區(qū)域差異性，在不同的區(qū)域采用一致的補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)不能對(duì)全部區(qū)域產(chǎn)生同等的政策效果，部分地區(qū)實(shí)行退耕還林工程后，非農(nóng)收入比重變化不大，退耕農(nóng)戶主要收入來源轉(zhuǎn)為政府的糧款補(bǔ)助，這意味著退耕補(bǔ)貼一旦停止，退耕農(nóng)戶收入將會(huì)明顯下降。而徐晉濤、陶然、徐志剛(2004)[11]和易福金、陳志穎(2006)[12]則持反對(duì)意見，認(rèn)為退耕還林工程對(duì)農(nóng)民的增收效應(yīng)十分微弱。。由于現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究方法和結(jié)果上存在差異，我們無法對(duì)該工程的效果給出一個(gè)明確的評(píng)價(jià)。針對(duì)這一不足，本文利用統(tǒng)一的識(shí)別策略，對(duì)退耕還林工程的生態(tài)和經(jīng)濟(jì)影響做以系統(tǒng)分析，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)。

第二，本文研究有助于理清工程設(shè)計(jì)對(duì)于生態(tài)環(huán)境改善程度的影響。第一階段退耕還林工程的實(shí)施不僅極大改善了我國(guó)的生態(tài)環(huán)境，同時(shí)也為我國(guó)的生態(tài)治理提供了寶貴的經(jīng)驗(yàn)。通過深入分析該工程的設(shè)計(jì)對(duì)生態(tài)改善的影響，本文不僅深化了對(duì)退耕還林工程設(shè)計(jì)重要性的認(rèn)識(shí)，更重要的是為我國(guó)新一輪的退耕還林工程設(shè)計(jì)提供了一些有益思路。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下。第二節(jié)簡(jiǎn)要梳理了我國(guó)退耕還林政策的變遷。第三節(jié)給出本文的計(jì)量策略，第四節(jié)介紹了數(shù)據(jù)和變量。第五節(jié)給出基準(zhǔn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，進(jìn)行機(jī)制和分樣本異質(zhì)性分析。最后一節(jié)給出本文的結(jié)論和政策建議。

二、政策背景

我國(guó)的退耕還林工程肇始于1999年，但是在此之前我國(guó)政府對(duì)于農(nóng)村土地的使用進(jìn)行了長(zhǎng)期的探索，其中尤以林地和耕地的占比為主導(dǎo)。廣義而言，我國(guó)政府對(duì)退耕還林政策的探索可以追溯到新中國(guó)的建立之初。但是直到改革開放，退耕還林建設(shè)在實(shí)踐上一直處于停滯階段。從1978年開始，我國(guó)的退耕還林政策實(shí)踐可以大致劃分為3個(gè)階段。

第一階段(1978—1983年)：以營(yíng)造商品林為主的退耕還林階段。1978 年，我國(guó)政府啟動(dòng)了“三北”防護(hù)林體系建設(shè)工程，從而推動(dòng)退耕還林工作的開展。隨著經(jīng)濟(jì)建設(shè)的加快，可供采伐的天然林面積大幅減少，同時(shí)由于商品林見效快、收益高，農(nóng)戶在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)導(dǎo)向下進(jìn)行了商品林建設(shè)。這一階段的退耕還林具有兩個(gè)特點(diǎn)：一是，退耕還林主要發(fā)生在高山地區(qū)，而并非水土流失嚴(yán)重的中低山區(qū)；二是，由于缺乏有效監(jiān)管，商品林砍伐過度，部分退耕區(qū)出現(xiàn)返耕現(xiàn)象[13]。

第二階段(1984—1998年)：以營(yíng)造經(jīng)濟(jì)林為主的退耕還林階段。20世紀(jì)80年代初期，國(guó)家逐漸加大對(duì)貧困地區(qū)的投入，嘗試將扶貧與改善生態(tài)環(huán)境相結(jié)合，形成了以營(yíng)造經(jīng)濟(jì)林尤其是果樹為主的退耕還林政策。但是由于受市場(chǎng)因素的影響，這一時(shí)期政策對(duì)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)的影響都不穩(wěn)定。

第三階段(1999年至今)：以營(yíng)造生態(tài)林為主的退耕還林階段。在這一階段，綜合以往的小規(guī)模實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，我國(guó)政府正式實(shí)施了退耕還林工程。1999年四川、陜西和甘肅三省在全國(guó)率先開展退耕還林試點(diǎn)，當(dāng)年共完成退耕還林試點(diǎn)44.8萬公頃。次年，試點(diǎn)范圍新增17個(gè)省區(qū)市188個(gè)縣。2002年起退耕還林工程在全國(guó)正式實(shí)施。由于在2003年出現(xiàn)了糧食供應(yīng)短缺的問題，2004年起工程進(jìn)入鞏固階段，不再進(jìn)行大規(guī)模推進(jìn)。截至2008年第一輪退耕還林工程結(jié)束，全國(guó)累計(jì)完成退耕還林4.03億畝，其中退耕地造林1.39億畝，荒山荒地造林2.37億畝，封山育林0.27億畝。工程共涉及1.24億農(nóng)民。鑒于2008年之后我國(guó)部分地區(qū)依然面臨著生態(tài)環(huán)境惡化的問題，2016年我國(guó)啟動(dòng)了新一輪的退耕還林工程。

三、計(jì)量策略

本文擬回答的問題是：對(duì)于每個(gè)參與退耕還林工程的村莊而言，在其他因素保持不變的情況下，該村莊農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)和人均林地面積的增加在多大程度上可以歸因于退耕還林工程的實(shí)施。我們利用TGHLi∈{0,1}表示村莊i是否參與了退耕還林工程；Y表示結(jié)果變量，其中包含農(nóng)戶人均純收入和農(nóng)戶人均林地面積。如果我們可以同時(shí)觀察到村莊i參與(TGHLi=1)或者未參與(TGHLi=0)退耕還林工程之后的結(jié)果，那么兩者的差值(Yi1-Yi0)即為項(xiàng)目的因果效應(yīng)。但遺憾的是，對(duì)于單個(gè)村莊而言，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中我們僅能觀察到上述兩種狀態(tài)中的一種，缺失的另一種狀態(tài)則需要我們進(jìn)行反事實(shí)推斷，從而估算出退耕還林工程的因果效應(yīng)。根據(jù)Heckman等人(1997)[14]，相比于某個(gè)村莊i的因果效應(yīng)，我們此時(shí)應(yīng)該關(guān)注退耕還林工程的平均處置效應(yīng)(ATT)，即：

τATT≡E{Yi1-Yi0|TGHLi=1}

=E{Yi1|TGHLi=1}-E{Yi0|TGHLi=1}

(1)其中，E{Yi0|TGHLi=1}表示項(xiàng)目參與村如果未參加退耕還林工程時(shí)的結(jié)果變量，即為我們需要估計(jì)的反事實(shí)結(jié)果。由于村莊是否參與退耕還林工程受到一系列非隨機(jī)因素的影響，而這些因素也可能同時(shí)影響到農(nóng)戶人均純收入和人均林地面積，因此簡(jiǎn)單地將未實(shí)施退耕還林工程村莊當(dāng)作工程實(shí)施村莊的反事實(shí)對(duì)照組會(huì)帶來明顯的選擇偏差。

為解決這一問題，本文采取傾向得分匹配法對(duì)選擇偏差進(jìn)行矯正[15]。具體而言，我們利用probit模型估算出每個(gè)村莊的傾向得分P(X)，即控制變量X給定時(shí)村莊i參與退耕還林工程的預(yù)測(cè)概率，然后據(jù)此將參與工程的村莊(處置組)與未參與工程的村莊(對(duì)照組)進(jìn)行匹配。基于傾向得分的匹配為處置組樣本尋找到特征最為相似的對(duì)照組樣本并將其作為處置組的反事實(shí)結(jié)果，因此可以有效避免選擇偏差。但是Guo和Fraser(2014)[16]指出，我們通過傾向得分的估算僅能控制住可觀測(cè)變量的影響，仍然不能對(duì)不可觀測(cè)因素的影響加以控制，因此削弱了平均處置效應(yīng)估計(jì)的有效性。針對(duì)這一問題，我們將雙重差分的思想引入到傾向得分匹配法的框架中，形成了雙差分傾向得分匹配法(DID-PSM)：首先，通過分別對(duì)處置組和對(duì)照組樣本自身在事前和事后兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)的差分來消除兩組樣本自身的變化趨勢(shì)，進(jìn)而將兩組差分結(jié)果進(jìn)行再次差分從而估算出退耕還林工程的平均處置效應(yīng)。因此，這一方法能夠有效地對(duì)不可觀測(cè)因素的影響加以控制[17]。

雙差分傾向得分匹配法估算出的退耕還林工程的平均處置效應(yīng)為：

(2)

其中，I1和I0分別代表處置組和對(duì)照組村莊，Sp為共同支持域(regionofcommonsupport)，n1為落入Ii∩Sp區(qū)域內(nèi)的樣本數(shù)量，t0和t1分別代表退耕還林工程實(shí)施前時(shí)點(diǎn)和實(shí)施后時(shí)點(diǎn)。W(i,j)代表在對(duì)村莊i進(jìn)行反事實(shí)推斷時(shí)我們賦予對(duì)照組中村莊j的權(quán)重。目前，基于權(quán)重W(i,j)的構(gòu)造方法，匹配方法可分為內(nèi)核匹配法(kernelmatching)，最鄰近匹配法(nearest-neighbormatching)和卡尺匹配法(calipermatching)等。

四、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自“中國(guó)科學(xué)院‘農(nóng)村貧困與發(fā)展’項(xiàng)目社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查(2003)”。此次調(diào)查包含兩個(gè)部分：第一部分提供了1997年和2002年的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息、社會(huì)經(jīng)濟(jì)信息以及農(nóng)民收入信息；第二部分則描述了樣本期間各村莊退耕還林工程的實(shí)施情況。詳實(shí)的數(shù)據(jù)為下文估算出可靠的傾向得分提供了基礎(chǔ)，同時(shí)兩年的面板數(shù)據(jù)也是我們使用雙差分傾向得分匹配的必要前提。本次調(diào)查省份的選取具有較強(qiáng)的代表性，其中中西部?jī)?nèi)陸省份包括甘肅、吉林、陜西和四川，東部沿海省份則包含河北和江蘇(圖1)。省以下采取分層抽樣的方法，最終樣本包含36個(gè)縣， 216個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共2459個(gè)村級(jí)行政單位。

本文以1997年作為事前時(shí)點(diǎn)。之所以將1997年而非1998年作為事前時(shí)點(diǎn)，是因?yàn)槲覈?guó)的退耕還林工程開始于1999年，這樣處理可以減少工程預(yù)期效應(yīng)造成的估算偏差，并且保證匹配前的樣本沒有受到退耕還林工程的影響。然而由第二節(jié)政策背景的梳理可以看出，在1999年前，一些地區(qū)實(shí)施過具有退耕還林政策特征的早期實(shí)踐，為了排除這部分參與效應(yīng)(anticipationeffect)，我們?cè)跇颖局刑蕹祟惔迩f。本文最后使用的樣本包含2423個(gè)村，其中824個(gè)村(占總樣本的34%)參與了退耕還林工程，1599個(gè)村(占總樣本的66%)截至2002年尚未參與這一工程。

(二)結(jié)果變量

本文旨在考察以環(huán)境保護(hù)和農(nóng)民增收為目的的退耕還林工程的影響，因此我們分別利用農(nóng)民人均林地面積和農(nóng)民人均純收入(對(duì)數(shù)值)對(duì)其加以刻畫。為剔除通貨膨脹影響，我們利用農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將2002年的農(nóng)民人均純收入換算成以1997年的價(jià)格水平為基準(zhǔn)的實(shí)際值。表1對(duì)結(jié)果變量分別做以描述性統(tǒng)計(jì)。通過簡(jiǎn)單的比較，我們可以得到3點(diǎn)認(rèn)識(shí)：(1)在退耕還林工程實(shí)施前，處置組村莊比對(duì)照組村莊平均多擁有2.85畝的人均林地面積，但是相對(duì)更加貧困——兩者差異為-0.46，在1%置信水平上顯著；(2)在樣本期內(nèi)，處置組村莊的人均林地面積增長(zhǎng)顯著(增長(zhǎng)0.78畝，在1%置信水平上顯著)，而對(duì)照組村莊的人均林地面積幾無變化(增長(zhǎng)0.03畝，統(tǒng)計(jì)上不顯著)，兩者的增長(zhǎng)幅度差異非常明顯(相差0.75畝，在1%置信水平上顯著)；(3)盡管所有村莊的農(nóng)民人均純收入都顯著增加，但相比于對(duì)照組中的村莊，處置組中的村莊有著更高的收入增速(兩者差異為0.04，在1%置信水平上顯著)。不過，由于潛在的選擇偏差，我們很難將上述簡(jiǎn)單比較得出的差異完全歸結(jié)于退耕還林工程的實(shí)施。

圖1 被調(diào)查省份分布圖

因變量年份平均值(標(biāo)準(zhǔn)偏差)全樣本(1)處置村(2)對(duì)照村(3)差異：(2)-(3)(4)農(nóng)民人均林地面積(畝)1997(t)171(691)359(987)074(441)285???(029)2002(t’)200(699)437(1027)077(391)360???(029)Δt029???(004)078???(004)003(005)075???(009)農(nóng)民人均純收入(對(duì)數(shù)值)1997(t)705(072)675(061)721(073)-046???(003)2002(t’)729(070)702(059)744(072)-042???(003)Δt024???(001)027???(001)023???(001)004???(001)村莊數(shù)2，4238241，599

注：Δt行和(4)列括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

(三)匹配變量

雙差分傾向得分匹配法是否可以有效校正選擇偏差依賴于處置組和對(duì)照組的樣本匹配質(zhì)量，而這又在很大程度上取決于傾向得分估算模型的設(shè)定是否合理。得益于調(diào)查提供的詳細(xì)信息，在同時(shí)參考匹配質(zhì)量的情況下，我們最終選取了21個(gè)匹配變量。為確保其沒有受到退耕還林工程的影響，這些變量均使用事前時(shí)點(diǎn)即1997年的數(shù)值。表2給出匹配變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中(1)列至(3)列分別為全樣本、處置組和對(duì)照組的統(tǒng)計(jì)描述，(4)列給出了樣本的組間差異?？傮w而言，在退耕還林工程實(shí)施之前，處置組和對(duì)照組在眾多維度上(21個(gè)匹配變量中的20個(gè))已經(jīng)存在顯著差異，表明退耕還林工程在參與村莊的選擇上并非是隨機(jī)的，表1反映出的差異性可能來自匹配變量間的差異。因此，我們需要矯正樣本的選擇偏差。

表2 匹配變量的描述性統(tǒng)計(jì)及傾向值估計(jì)結(jié)果

注：(4)-(5)列括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

具體而言，樣本村莊平均有居民1097人，其中半數(shù)左右(534人)為勞動(dòng)力。農(nóng)民的人均純收入約為1150元，其中約有30%來自非農(nóng)收入。得益于20世紀(jì)80年代起我國(guó)政府在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施改善方面的不懈努力，93%的農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)了通電；但僅有33%的農(nóng)戶可以使用自來水，12%的農(nóng)戶有條件使用電話。因此，樣本村莊的基礎(chǔ)設(shè)施總體上還較為薄弱。通過進(jìn)一步比較處置組和對(duì)照組之間的差異，我們可以得到兩個(gè)重要發(fā)現(xiàn)。第一，退耕還林工程的參與村莊坡地比例較高且較為貧窮：處置組村莊的坡地比例平均比對(duì)照組村莊高出22%，根據(jù)前文所述，相比于種植業(yè)這部分村莊更適合發(fā)展林業(yè)；處置組村莊的農(nóng)民人均純收入平均比對(duì)照組少約500元，而非農(nóng)收入占比也低了5%。由此可見，退耕還林工程較好地瞄準(zhǔn)到易林的貧困地區(qū)。第二，在基礎(chǔ)設(shè)施水平方面，無論是家庭電力、自來水和電話的覆蓋率，還是交通的便利程度，處置組村莊都處于明顯劣勢(shì)，表明參與退耕還林工程的村莊多為基礎(chǔ)設(shè)施較為落后的村莊。這反駁了Rogers(2014)[18]的觀點(diǎn)，即中國(guó)政府官員通常認(rèn)為基礎(chǔ)設(shè)施較好的村莊可以更加有效地利用扶貧資金，因而傾向于將扶貧資源分配給基礎(chǔ)設(shè)施較好的而非最貧困的村莊。

五、實(shí)證結(jié)果

本節(jié)首先估算出傾向得分并據(jù)此將處置組與對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配，然后給出退耕還林工程的因果處置效應(yīng)并進(jìn)行穩(wěn)健性分析，繼而對(duì)其作用機(jī)制加以分析，最后考察退耕還林工程在實(shí)施過程中的差異以及參與村莊間的差異對(duì)工程效果的影響。

(一)傾向得分估計(jì)與平衡性檢驗(yàn)

表2中第(5)列給出了傾向得分的估計(jì)結(jié)果。半數(shù)左右的匹配變量對(duì)村莊參與退耕還林工程的概率具有顯著影響，而且與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本保持一致。根據(jù)各村莊參與退耕還林工程的概率，我們對(duì)處置組和對(duì)照組樣本進(jìn)行匹配。為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)采用內(nèi)核匹配法和5對(duì)1最鄰近匹配法。

為保證雙差分傾向得分匹配法給出的因果效應(yīng)是真實(shí)可靠的，傾向得分的估算必須滿足兩個(gè)條件。首先，處置組和對(duì)照組樣本必須滿足共同支持條件，即兩組樣本具有較好的可比性。根據(jù)圖2給出的處置組和對(duì)照組傾向得分的分布，我們不難看出：盡管總體而言，處置組村莊比對(duì)照組村莊擁有更高的工程參與概率，但兩組樣本的傾向得分具有足夠大的重疊區(qū)域，從而滿足共同支持條件。

圖2 處置組和對(duì)照組傾向得分的柱狀分布圖

表3 匹配樣本的平衡性檢驗(yàn)

(二)退耕還林工程的平均處置效應(yīng)

如前文所述，本文旨在考察退耕還林工程的實(shí)施對(duì)農(nóng)民收入和環(huán)境改善兩方面的影響。針對(duì)這一問題，本文首先估計(jì)了退耕還林工程對(duì)農(nóng)民人均純收入和人均林地面積的平均處置效應(yīng)。表4給出具體的估算結(jié)果： 兩種匹配方法給出的平均處置效應(yīng)在數(shù)值和顯著性上保持了較好的一致性。具體而言，退耕還林工程對(duì)農(nóng)民人均純收入沒有顯著影響(處置效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上不顯著)，意味著本次工程未能在農(nóng)民增收方面產(chǎn)生積極作用。這一結(jié)果佐證了徐晉濤等(2004)[11]以及易福金、陳志穎(2006)[12]的結(jié)論。另外，退耕還林工程對(duì)人均林地面積的平均處置效應(yīng)在0.8左右，且在1%的置信水平上顯著，說明退耕還林工程的實(shí)施導(dǎo)致參與村莊的人均林地面積增長(zhǎng)了約0.8畝。鑒于樹木的生長(zhǎng)需要一定的周期，在短短四年的時(shí)間內(nèi)，退耕還林工程已經(jīng)取得如此顯著的成果，可見其是非常有助于生態(tài)環(huán)境的改善。

表4 退耕還林工程的平均處置效應(yīng)

注：括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文基本結(jié)論的可靠性，進(jìn)而確保后續(xù)分析是真實(shí)有效的，本節(jié)進(jìn)行穩(wěn)健性分析。首先，我們對(duì)平行假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，從而確保處置組和對(duì)照組樣本在退耕還林工程實(shí)施之前具有相同的趨勢(shì)。如果兩組樣本在工程實(shí)施之前就存在明顯差異，那么雙差分傾向得分匹配法估計(jì)出的平均處置效應(yīng)很可能反映的是組間事前趨勢(shì)的差異，因此并非是真實(shí)的。為此，本文構(gòu)造了一個(gè)安慰劑檢驗(yàn)，即在樣本中隨機(jī)分配處置狀態(tài)[20]。具體而言，我們?cè)谌?331的村莊中隨機(jī)抽取785個(gè)村莊作為處置組，剩余的村莊即進(jìn)入對(duì)照組。基于這一虛擬的處置組和對(duì)照組，我們重新使用雙差分傾向得分匹配法進(jìn)行估算，并將上述過程重復(fù)1000次，考察全部結(jié)果的分布。由于安慰劑檢驗(yàn)具有隨機(jī)性，在沒有遺漏變量(例如工程實(shí)施之前的趨勢(shì))的情況下，得到的結(jié)果均值應(yīng)該趨近于零。圖3給出數(shù)值模擬出的平均處置效應(yīng)的具體分布情況。不論選取哪種匹配方法和結(jié)果變量，模擬出的平均處置效應(yīng)的分布都以0為中心，而且標(biāo)準(zhǔn)差較小。這表明本文的模型設(shè)定沒有受到遺漏變量問題的困擾，也說明處置組和對(duì)照組在工程實(shí)施前具有相似的趨勢(shì)。

(1) 農(nóng)民人均純收入，內(nèi)核匹配 (2) 農(nóng)民人均純收入，5對(duì)1最鄰近匹配

(3) 人均林地面積，內(nèi)核匹配 (4) 人均林地面積，5對(duì)1最鄰近匹配圖3 數(shù)值模擬出的平均處置效應(yīng)

其次，我們考察隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素對(duì)估算結(jié)果的影響。根據(jù)前文所述，雙差分傾向得分匹配法有效消除了不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素的影響，但是仍然無法排除隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素的影響。在本文的研究中，這一影響主要來自樣本期間由于村委會(huì)領(lǐng)導(dǎo)的更迭導(dǎo)致的領(lǐng)導(dǎo)能力的改變。為排除這部分不可觀測(cè)因素的影響，我們剔除了處置組中在樣本期間內(nèi)發(fā)生過領(lǐng)導(dǎo)更迭的村莊，并重新進(jìn)行估算。由表5第(1)列給出的估算結(jié)果可以看出，剔除樣本后的估算結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果保持了較好的一致性——退耕還林工程沒有顯著提高參與村莊的農(nóng)民收入水平，但是對(duì)人均林地面積有顯著為正的影響。由此可見，隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素對(duì)本文的估算沒有明顯影響。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

再次，我們考察不同的修剪策略(Trimming strategy)對(duì)基準(zhǔn)結(jié)果的影響。Black和Smith(2004)[21]指出，當(dāng)傾向得分匹配嚴(yán)重依賴于傾向得分分布的尾部時(shí)，共同支撐條件可能會(huì)被違背，估計(jì)結(jié)果因而是有偏的。這里，我們嘗試采用2%、5%和10%三種修剪水平，分別剔除掉對(duì)照組傾向得分分布尾部最極端的2%、5%和10%的樣本[22]。表5中第(2)—(4)列給出的估算結(jié)果表明：無論采取哪一種修剪策略，與基準(zhǔn)結(jié)果相比，退耕還林工程的平均處置效應(yīng)在顯著性和數(shù)值上都相差無幾。這意味著，基準(zhǔn)結(jié)果并不依賴于傾向得分分布的尾部。

最后，根據(jù)各村莊參與退耕還林工程的年份，我們將處置組樣本劃分為四組，分別考察不同組別的平均處置效應(yīng)。表5中第(5)—(8)列的結(jié)果表明，兩種匹配方法得到的平均處置效應(yīng)基本一致，并且與基準(zhǔn)結(jié)果具有較好的一致性。由此可見，本文的基準(zhǔn)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

(四)機(jī)制分析

基于穩(wěn)健的模型設(shè)定，本節(jié)著重考察退耕還林工程影響農(nóng)民收入水平的作用機(jī)制，并借此考察工程的其他經(jīng)濟(jì)目標(biāo)是否實(shí)現(xiàn)。首先，退耕還林工程一方面嘗試通過經(jīng)濟(jì)林的建設(shè)增加村民的農(nóng)業(yè)收入，另一方面通過技術(shù)培訓(xùn)等手段使勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，從而獲得更多的非農(nóng)收入。本節(jié)分別考察退耕還林工程對(duì)農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的影響，具體結(jié)果見表6第(1)和(2)列：不同的匹配方法得出的結(jié)果高度一致，得出的平均處置效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。這表明退耕還林工程沒有顯著增加參與村莊的農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入，也因此導(dǎo)致了工程對(duì)人均純收入的影響并不顯著。其次，由表6第(3)列的結(jié)果缺少統(tǒng)計(jì)上的顯著性，說明在全部勞動(dòng)力中非農(nóng)就業(yè)的占比沒有顯著提升。表6第(4)和(5)列的結(jié)果進(jìn)一步說明，在非農(nóng)部門的勞動(dòng)力中，本村就業(yè)人口和在外打工人口的占比都沒有明顯變化。綜上所述，由于農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入沒有顯著提升，勞動(dòng)力向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移也沒有實(shí)現(xiàn)，因此退耕還林工程未能對(duì)農(nóng)民人均純收入產(chǎn)生積極的影響。

(五)分樣本異質(zhì)性分析

本節(jié)通過樣本分類的方法，考察工程設(shè)計(jì)和農(nóng)民收入水平差異對(duì)退耕還林工程效果的影響。首先，在實(shí)施過程中，退耕還林工程會(huì)要求部分參與村提供一定數(shù)量的資金或者勞動(dòng)力配套。為考察這一設(shè)計(jì)的影響，我們按照工程是否需要配套資金或勞動(dòng)力將處置組分為兩組，分別進(jìn)行研究。表7中第(1)和(2)列的估算結(jié)果表明：無論采用哪種匹配方法和配套設(shè)計(jì)，退耕還林工程都不會(huì)顯著提高農(nóng)戶的收入水平，但是對(duì)人均林地面積的增加則有明顯促進(jìn)作用。值得注意的是，就工程對(duì)人均林地面積的平均處置效應(yīng)的數(shù)值而言，不需配套的村莊要高出需要配套的村莊一倍左右，說明需要村莊配套的工程設(shè)計(jì)效果并不盡如人意。這主要是因?yàn)閰⑴c退耕還林工程的村莊相對(duì)貧困，要求村民進(jìn)行工程配套會(huì)占用其本就不多的資本，從而降低村民的參與熱情。

表6 機(jī)制分析

注：括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

其次，本節(jié)考察工程執(zhí)行單位的差異對(duì)退耕還林工程效果的影響。我們按照工程執(zhí)行單位是村委會(huì)還是上級(jí)政府，將處置組分成兩組分別估算其平均處置效應(yīng)。表7中第(3)和(4)列的估算結(jié)果表明：兩組分樣本結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果相似，退耕還林工程沒有影響農(nóng)戶的收入水平，但是增加了人均的林地面積。同樣值得注意的是，就工程對(duì)人均林地面積的平均處置效應(yīng)的數(shù)值而言，上級(jí)政府執(zhí)行的工程通常要高于村委會(huì)執(zhí)行的工程。這可能是因?yàn)樯霞?jí)政府的領(lǐng)導(dǎo)能力更強(qiáng)，在工程的實(shí)施過程中能夠調(diào)動(dòng)更多的人力物力。

進(jìn)一步，我們考察各村莊獲得退耕還林工程投資額的差異對(duì)工程效果的影響。我們根據(jù)各村獲得退耕還林工程投資額的中位數(shù)將處置組樣本劃分為兩組：一組為高投資額組，即獲得的投資額大于中位數(shù)，另外一組為低投資額組。表7的第(5)和(6)列給出分組估算結(jié)果：就工程對(duì)農(nóng)民收入的因果處置效應(yīng)而言，高投資額組和低投資額組在數(shù)值上和顯著性上基本一致，表明村莊獲得工程投資額的多寡并未導(dǎo)致工程對(duì)農(nóng)民收入影響的差異；另一方面，雖然無論投資額高低退耕還林工程都會(huì)顯著增加人均林地面積，但是獲得高投資額的村莊的人均林地面積增長(zhǎng)幅度要遠(yuǎn)高于低投資額組，表明投資額對(duì)工程效果的影響在于人均林地面積的增長(zhǎng)幅度而非農(nóng)民的收入水平。

最后，我們考察參與村莊的初始收入水平對(duì)工程效果的影響。與前文分析相似，我們根據(jù)各村在1997年人均純收入的中位數(shù)將處置組樣本劃分為兩組：一組為高收入組，即初始收入水平高于中位數(shù)，另外一組則為低收入組。表7的第(7)和(8)列給出分組估算結(jié)果：退耕還林工程對(duì)于低收入組和高收入組的人均純收入沒有顯著影響(平均處置效應(yīng)統(tǒng)計(jì)上不顯著)，但是對(duì)兩組的人均林地面積產(chǎn)生了積極的影響，而且在數(shù)值上大致相當(dāng)。這反駁了Liu和Wu(2010)[23]的觀點(diǎn)，即初始收入較高的村莊將得到更多的補(bǔ)貼，從而人均收入水平隨之增加。

六、結(jié)論及政策建議

生態(tài)保護(hù)和減緩貧困是當(dāng)下我國(guó)在發(fā)展中面臨的兩大難題，如何有效地對(duì)其進(jìn)行解決已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界和社會(huì)各界的焦點(diǎn)議題。為尋找一劑良方以同時(shí)緩解上述問題，我國(guó)在1999年啟動(dòng)了迄今為止世界上最大規(guī)模的生態(tài)建設(shè)工程——退耕還林工程，試圖在改良生態(tài)的同時(shí)致力于實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收和勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。那么這一工程的成效如何，是否實(shí)現(xiàn)了生態(tài)建設(shè)和收入提高這兩個(gè)目標(biāo)？為科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)卦u(píng)估退耕還林工程的效果，本文利用雙差分傾向得分匹配法，對(duì)這一工程的經(jīng)濟(jì)影響和生態(tài)影響加以考察。

表7 分樣本分析結(jié)果

注：括號(hào)里的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的置信水平上顯著。

研究表明，退耕還林工程可以顯著增加參與村莊的人均林地面積，但是并未對(duì)其村民的收入水平產(chǎn)生積極的影響。其原因在于，工程并未帶來農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的提高，勞動(dòng)力向非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移成效也不明顯，因而非農(nóng)收入也沒有顯著增加。分樣本結(jié)果表明，就工程的生態(tài)影響而言，工程設(shè)計(jì)中的資金和勞動(dòng)力配套要求會(huì)降低工程的效率，而由上級(jí)政府統(tǒng)籌工程的執(zhí)行以及加大工程的投資額則會(huì)促使這一工程發(fā)揮更大的作用；但是，就工程的經(jīng)濟(jì)影響而言，僅對(duì)現(xiàn)有政策設(shè)計(jì)加以改進(jìn)并不會(huì)提高農(nóng)戶的收入水平。

上述結(jié)論對(duì)于我國(guó)未來退耕還林工程的設(shè)計(jì)具有良好的借鑒意義。首先，退耕還林工程在生態(tài)建設(shè)方面無疑取得了成功——顯著增加了人均林地面積，從而提升了我國(guó)陸地涵養(yǎng)水源和防止旱澇災(zāi)害的能力。為進(jìn)一步改善我國(guó)的生態(tài)環(huán)境，我們應(yīng)該堅(jiān)定不移地推進(jìn)這一工程的建設(shè)。其次，為提高工程的效率，我們應(yīng)該加大投資額，同時(shí)將工程的執(zhí)行交給上級(jí)政府由其統(tǒng)籌規(guī)劃，盡量避免給參與工程的村莊造成額外的負(fù)擔(dān)。最后，鑒于目前退耕還林工程對(duì)農(nóng)民收入的影響并不顯著，我們需要引入新的制度設(shè)計(jì)或者藉由其他扶貧項(xiàng)目來提高農(nóng)民的收入水平。

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(本文責(zé)編：海 洋)

Grain for Green Programme: Environment Recovery and Income Growth

QIN Cong， JIA Jun-xue

(SchoolofFinance,RenminUniversityofChina,Beijing100872,China)

Drawing on a village panel data of 1997 and 2002, and the difference-in-difference matching estimator, we identify the average treatment effect of China’s Grain for Green Programme on the rural environment and income of residents in a uniform frame. We find that the program significantly improved the rural environment by increasing the forest land area per capita, while had almost no effects on the income of rural residents. This insignificance cannot be changed by the variation of the program design. However, if we can lose the matching requirements in the design, be more obedient to the order from upper level governments, and increase the financial support to the program, the Grain for Green Programme would further improve the rural environment.

Grain for Green Programme; Net income per capita; Forest land area per capita; Difference-in-difference Matching

2017-02-17

2017-05-28

中國(guó)人民大學(xué)科學(xué)研究基金(中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助)項(xiàng)目(17XNH003)

秦 聰(1988-)，男，遼寧錦州人，中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院博士生，研究方向：財(cái)政政策、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。

F326.2

A

1002-9753(2017)07-0126-13