居 祥, 石曉平, 饒芳萍

(南京農(nóng)業(yè)大學 土地管理學院, 江蘇 南京 210095)

目前關于耕地保護的文獻很多，其中也有不少研究對耕地保護政策的效果進行了評價與分析。從已掌握的文獻來看，有的研究是將耕地保護的各類政策作為一個整體分析其綜合效果，還有的研究則是具體分析某一項政策的保護效果，例如分析基本農(nóng)田保護政策的效果等[1]。但是，卻鮮見土地督察制度的耕地保護效果的研究，這可能是由于中國土地督察制度建立的時間較短，國內(nèi)相關的研究相對較少，研究內(nèi)容覆蓋的還不是很全面[2-8]。隨著土地違法現(xiàn)象的日益增多，出于完善我國土地執(zhí)法監(jiān)察體系并加強對土地執(zhí)法監(jiān)督的目的，2004年10月，國務院出臺了《國務院關于深化改革嚴格土地管理的決定》(國發(fā)〔2004〕28號)，首次提出在我國建立土地督察制度。隨著該決定的頒布，我國對土地違法現(xiàn)象與土地督察的關注度日益提高，并于2006年7月，國務院辦公廳印發(fā)《關于建立國家土地督察制度有關問題的通知》(國辦發(fā)〔2006〕50號)，決定在我國正式建立土地督察制度。監(jiān)督檢查地方政府耕地保護責任目標的落實情況是土地督察主要職責中的首要職責，在土地督察主要職責中處于至關重要的地位[1]。因此，科學評價土地督察對耕地保護的作用效果是正確認識土地督察制度效果的重要方面，有助于進一步完善土地督察制度。在所掌握的文獻中，有關土地督察制度的研究還相對較少。之前的研究[1]表明，土地督察對減少耕地占用方面具有顯著影響。但是，在為數(shù)不多的有關土地督察制度的耕地保護效果研究中，還存在著些許不足、具有改善的空間，主要是由于之前的研究未對樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題予以足夠重視，從而可能使模型參數(shù)的估計產(chǎn)生偏差，這可能會影響土地督察耕地保護效果估算的準確程度——高估或者低估效果。為了解決樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題，提高土地督察耕地保護效果估算的精確程度，本文采用較為前沿的傾向值匹配分析方法(propensity score matching, PSM)對土地督察的耕地保護效果進行分析。目前，國外已有少量文獻將傾向值匹配方法應用于土地政策的研究，例如采用該方法對耕地保護政策的效果加以評估、分析耕地保護政策是否能減少耕地流失，評估開發(fā)權(quán)購買的耕地保護效果以及設置保護區(qū)的耕地保護效果等[9-11]。從所掌握的文獻來看，國內(nèi)還未見到采用該方法對耕地保護政策效果評估的相關報道。為此，本研究嘗試應用傾向值匹配方法對土地督察政策的耕地保護效果進行評估，解決樣本選擇偏誤問題，提高土地督察耕地保護效果估算的精確程度；比較不同評估方法對選擇性督察(專項督察)和隨機性督察(例行督察)效果評估的適用性；最終，比較分析督察政策變量定量表達方式的不同對督察政策效果評估結(jié)果的影響。

1 土地督察制度概述

隨著土地違法現(xiàn)象的日益增多，出于完善中國土地執(zhí)法監(jiān)察體系并加強對土地執(zhí)法監(jiān)督的目的，2004年10月，國務院出臺了《國務院關于深化改革嚴格土地管理的決定》(國發(fā)〔2004〕28號)，首次提出在我國建立土地督察制度。隨著該決定的頒布，我國對土地違法現(xiàn)象與土地督察的關注度日益提高，并于2006年7月，國務院辦公廳印發(fā)《關于建立國家土地督察制度有關問題的通知》(國辦發(fā)〔2006〕50號)，決定在中國正式建立土地督察制度[1]。土地督察的機構(gòu)主要有國家土地總督察辦公室以及9個派駐地方的國家土地督察局，即國家土地督察北京局、上海局、南京局、濟南局、武漢局、廣州局、成都局、西安局與沈陽局。國家土地總督察指派派駐地方的國家土地督察局代表其履行監(jiān)督檢査職責。各派駐地方的國家土地督察局的主要職責在《關于建立國家土地督察制度有關問題的通知》(國辦發(fā)〔2006〕50號)中明文規(guī)定：督察省級以及計劃單列市政府的耕地保護情況；監(jiān)督省級以及計劃單列市政府的土地執(zhí)法情況，核査其合法性與真實性；督察省級以及計劃單列市政府運用土地政策參與宏觀調(diào)控情況；積極開展土地管理的相關調(diào)査研究，并提出加強土地管理的政策建議；辦理國土資源部及國家土地總督察指派的其他事務。其中，專項督察與例行督察是國家土地督察機構(gòu)的核心業(yè)務[6]。由于2008年之后的年內(nèi)建設占用耕地面積數(shù)據(jù)還沒有公布(除2013年之外)，故本文對1999—2008年全國各省級地區(qū)土地督察制度實施對耕地保護的效果進行分析。各派駐地方的國家土地督察局督察范圍以及2007—2008年土地專項督查、例行督察地區(qū)詳見表1(自2007年起，土地督察才開始正式實施)。

2 研究方法與數(shù)據(jù)

2.1 傾向值匹配方法

社會試驗不同于自然試驗，往往會存在由于樣本選擇造成的內(nèi)生性問題。為了避免該問題，本文采用Rosenbaum和Rubin創(chuàng)立的傾向值匹配方法進行研究[11]。傾向值匹配方法的原理在于，按照一定的匹配方式，將干預組與控制組進行匹配，通過兩者之間的差異來體現(xiàn)政策的干預效應[11]。因此，匹配方式就顯得尤為重要。而僅通過一種特征進行匹配往往無法達到理想的匹配效果，為此，傾向值匹配通過將多個特征濃縮成一個指標，即傾向值進行匹配，這樣一來，既提高了匹配效果，又將多維降成一維，從而使多元匹配成為可能。

表1 全國2007-2008年土地督察地區(qū)

注：省內(nèi)只要有部分地區(qū)當年接受土地督察就被視為該省份當年接受土地督察；√表示有，-表示無。

本文采用傾向值匹配方法的優(yōu)點如下。①首先，PSM將干預組與控制組進行匹配，解決了以往計量模型由于非隨機樣本產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，提高了模型參數(shù)的估計精度。以往研究中的大多數(shù)模型，如面板模型[1]，其樣本的選擇往往都是非隨機的，這樣就會產(chǎn)生內(nèi)生性問題；②PSM合并了可能影響土地督察存在以及耕地流失的變量到傾向值的計算之中，因此它可以避免工具變量方法中的弱工具變量問題。以往研究中的模型為了解決內(nèi)生性問題，往往使用工具變量的方法。然而，在實際分析中很難選擇出“好”的工具變量[12]，會產(chǎn)生弱工具變量問題；③PSM不以線性估計為假設前提，即不需要固定的模型假設[11]。

傾向值是指根據(jù)綜合特征值X計算出來的，并且可以作為所有控制變量綜合指標的個體處于政策干預組的概率，即

P(D=1|X)∈(0,1)

(1)

式中：D——示性變量，若樣本在政策干預組，則D=1，否則為0；X——綜合特征值。在計算出樣本的傾向值之后，則該項政策的平均干預效應ATT(average treatment effect on the treated)為：

ATT =E(Y1|D=1)-E(Y0|D=1)

=E(Y1|D=1)-E{E(Y0|D=0,P(D=1|X))|

D=1}=E{E(Y1|D=1,P(D=1|X))-

E(Y0|D=0,P(D=1|X))|D=1}

(2)

其中，Y1|D=1)與Y0|D=1分別表示同一干預組樣本在干預組與控制組的耕地流失情況；E{E(Y0|D=0,P(D=1|X))D=1}表示基于相同傾向值匹配的匹配組的均值。

2.2 變量選擇

本研究內(nèi)容主要是土地督察制度對于耕地保護，即耕地面積減少的影響的效果評價。在有關耕地保護政策效果評估的研究中主要有2個指標來描述耕地面積的減少，即年內(nèi)耕地減少面積與年內(nèi)耕地面積凈變化量。年內(nèi)耕地面積凈變化是指年內(nèi)增加耕地面積與年內(nèi)減少耕地面積相減所得的差值。年內(nèi)耕地減少面積是指耕地轉(zhuǎn)為其他土地的面積的值，與凈變化量相比(耕地面積年內(nèi)增加和減少的差值)，可以更加直接刻畫出土地督察對耕地保護的效果，它包括建設占用、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及退耕還林占用等?？紤]到土地督察是以土地違法現(xiàn)象為主要對象，更準確地說，土地督察對耕地面積變化的影響主要應是對建設占用耕地的影響、而對其他3個方面原因?qū)е碌母販p少關注較少。基于此考慮，本文采用年內(nèi)建設占用耕地面積作為被解釋變量而沒有采用耕地減少總量與耕地凈減少作為被解釋變量。

在借鑒國外研究經(jīng)驗的基礎上，本文選取以下3個影響各地區(qū)土地督察制度以及耕地流失的主要因素： ①農(nóng)業(yè)部門的效益與發(fā)展程度。如果農(nóng)業(yè)收益足夠大，土地所有者將繼續(xù)經(jīng)營土地，而不是將土地非農(nóng)化，從而減少耕地流失，土地違法的潛力也會降低[11]；農(nóng)業(yè)的發(fā)展程度也會影響各地區(qū)土地督察制度存在以及耕地流失。這種影響體現(xiàn)在兩個相反的方面，一方面，如果一個地區(qū)農(nóng)業(yè)越發(fā)達，則該地區(qū)農(nóng)業(yè)部門的話語權(quán)相對越大，政府對農(nóng)業(yè)的支持也越大，這種情況下則會有效減少耕地流失與土地違法現(xiàn)象。另一方面，一個地區(qū)農(nóng)業(yè)越發(fā)達，則該地區(qū)耕地資源越豐富，從而導致土地違法的潛力增大，繼而影響土地督察的地區(qū)選擇。本文使用農(nóng)業(yè)收入占GDP比重與第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)比例來表示這一因素。 ②違法用地與地區(qū)經(jīng)濟。已有不少研究研究了違法用地與耕地流失之間的關系[13]。多數(shù)違法用地現(xiàn)象的產(chǎn)生都是由于侵占了耕地，從而導致了耕地資源的流失。違法用地也會直接影響土地督察的地區(qū)選擇；也有不少研究研究了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與耕地流失之間的關系[14-15]。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展離不開一定數(shù)量的土地供給，但由于土地稀缺，中國目前實行建設用地指標定量供應，大多數(shù)地區(qū)存在指標不夠用的情況。為了快速積累發(fā)展所需資金，各地區(qū)政府紛紛實行了簡單易行的土地財政。在實施土地財政的過程當中，都或多或少地導致了侵占了耕地以及違法用地現(xiàn)象的產(chǎn)生。本文使用本年發(fā)生土地違法案件數(shù)與人均GDP來表示這一因素。 ③住房需求。住房需求也需要大量的土地供給，本文使用人口密度與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入來表示這一因素。一個地區(qū)人口密度越高，說明該地區(qū)住房需求越大，土地需求量也越大，土地非農(nóng)化與土地違法的可能性也越大；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入則可能有兩個方面的影響，一方面，家庭收入的增加，人們往往會需要更大的住房，對住房的需求從剛性需求改為改善性需求。在這種情況下，土地需求量將會增加，土地非農(nóng)化與土地違法的可能性也會增大。另一方面，家庭收入的增加可能會提高其對生活品質(zhì)的追求。由于耕地具有一定的生態(tài)保護功能，為了有更好的生活環(huán)境，中高收入家庭可能會更加愿意保護耕地，從而減少耕地資源的流失以及違法用地的產(chǎn)生[11]。各變量及其定義具體詳見表2。

表2 傾向值匹配相關變量及其定義

2.3 數(shù)據(jù)來源

中國對各地土地違法行為進行統(tǒng)計是在1998年《土地管理法》修訂之后，而2008年之后的年內(nèi)建設占用耕地面積數(shù)據(jù)還沒有公布(除2013年之外)，因此1999與2008年是兩個重要的時間節(jié)點，故本研究對1999—2008年間全國各省級地區(qū)土地督察制度實施對耕地保護的效果進行分析。1999—2008年各地區(qū)年內(nèi)建設占用耕地面積和本年發(fā)生土地違法案件數(shù)分別來自2000—2009年的《中國國土資源年鑒》；1999—2008年各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比例、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入以及人均GDP數(shù)據(jù)分別來自2000—2009年的《中國統(tǒng)計年鑒》；1999—2008年各地區(qū)常住人口與各地區(qū)土地面積數(shù)據(jù)分別來自2000—2009年各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒；2007—2008年土地督察的相關數(shù)據(jù)來自2008—2009年的《國家土地督察工作統(tǒng)計報表》《國家土地督察公告(2007年)》以及《國家土地督察公告(2008年)》。這里需要說明的是，由于西藏、香港、澳門與臺灣地區(qū)相關數(shù)據(jù)的缺失，因此本研究的研究區(qū)域不包括這些地區(qū)。已有研究也在相同時段、相同層面上利用相同樣本(西藏自治區(qū)除外)對土地督察的耕地保護績效進行了研究，本文將在結(jié)果分析中對兩者結(jié)果的差異進行分析。

3 結(jié)果與分析

3.1 傾向值匹配的估計結(jié)果

本文采用Logit模型計算傾向值，得出各地區(qū)實施土地督察政策的概率。獲得傾向值后，需要進行干預組和控制組樣本之間的匹配。傾向值匹配的常見方法主要包括最近鄰匹配、半徑匹配、內(nèi)核匹配、局部線性回歸匹配等。因此，在眾多匹配方法之中，需要對這些匹配方法進行檢驗，以確定具體的匹配方法。

檢驗的方法主要是通過匹配變量的平衡性檢驗，即通過對政策干預組和控制組各匹配變量的標準偏差進行平衡性檢驗來判斷匹配方法的效果。根據(jù)相關研究，一般認為只要標準偏差的絕對值小于20%就可以認為匹配有效[16]。還有一種方法也可以檢驗匹配的效果，就是對政策干預組和控制組匹配變量的均值進行T檢驗，以判斷兩者之間是否存在顯著差異。T檢驗的原假設為干預組與控制組無顯著差異，如果接受原假設則可認為匹配是有效的，否則就要選取其他的匹配方法[17]。本文選取4種較為常見的匹配方法：最近鄰匹配、半徑匹配、內(nèi)核匹配以及局部線性回歸匹配進行平衡性檢驗，檢驗結(jié)果詳見表3。

表3 匹配變量的平衡性檢驗結(jié)果

由表3可知，在專項督查中，最近鄰匹配與局部線性回歸匹配的所有匹配變量的標準偏差絕對值都大于20%，半徑匹配中也有2個匹配變量的標準偏差絕對值大于20%，而內(nèi)核匹配中的所有匹配變量的標準偏差絕對值都明顯小于20%，這說明在專項督查中，內(nèi)核匹配是這4種匹配方法中匹配效果最好的；在例行督查中，最近鄰匹配與局部線性回歸匹配中分別有一個匹配變量的標準偏差絕對值大于20%，半徑匹配中也有一個匹配變量的標準偏差絕對值明顯大于20%，為63.500%，而內(nèi)核匹配中的所有匹配變量的標準偏差絕對值都小于20%，這說明在例行督查中，內(nèi)核匹配也是這4種匹配方法中匹配效果最好的。運用內(nèi)核匹配的具體結(jié)果詳見表4—5。從表4可以看出，在專項督查中，通過運用內(nèi)核匹配法進行匹配，有64個控制組樣本和16個干預組樣本落入共同支持區(qū)間，僅有2個干預組樣本被剔除；在例行督查中，通過運用內(nèi)核匹配，有34個控制組樣本和9個干預組樣本落入共同支持區(qū)間，僅有2個干預組樣本被剔除。這表明被剔除的干預組樣本數(shù)較少，這種情況是可以接受的[16]。從表5可以看出，運用內(nèi)核匹配法估算出的平均干預效應ATT，即土地督察的耕地保護效果。專項督查的平均干預效應ATT為-8 037.489，說明專項督察的耕地保護效果為8 037.489 hm2，即專項督察每年減少建設占用耕地面積8 037.489 hm2；例行督查的平均干預效應ATT為-62 741.880，說明例行督察的耕地保護效果為62 741.880 hm2，即例行督察每年減少建設占用耕地面積62 741.880 hm2。本研究也對估算結(jié)果進行了T檢驗，檢驗結(jié)果表明例行督察在1%的水平上顯著，專項督查也具有較高的顯著性水平。

表4 運用內(nèi)核匹配的具體情況統(tǒng)計

表5 運用內(nèi)核匹配的處理效應統(tǒng)計

3.2 土地督察的耕地保護效果分析

從以上的傾向值匹配估計結(jié)果以及檢驗結(jié)果可以看出，土地督察的耕地保護效果顯著，即對減少建設占用耕地面積產(chǎn)生影響。依據(jù)以上的估算結(jié)果得出，專項督察每年減少建設占用耕地面積8 037.489 hm2，例行督察每年減少建設占用耕地面積62 741.880 hm2，成效顯著。

為了分析評估結(jié)果的準確性，本研究將傾向值匹配方法得到的評估結(jié)果與之前研究的評估結(jié)果(1999—2008年的評估)進行了比較。本研究與之前研究的可比性主要在于： ①兩者都是對土地督察政策的耕地保護效果進行評估，并且都是選取年內(nèi)建設占用耕地面積作為被解釋變量； ②研究的時間段相同，即都是研究1999—2008年土地督察政策對年內(nèi)建設占用耕地面積的影響； ③研究的層面相同，即都是從省級層面上對土地督察的耕地保護效果進行研究。因此，綜合以上幾點原因，本研究與之前研究具較高的可比性。這里需要注意的是，雖然本研究與之前的研究是從相同內(nèi)容、相同時間、相同層面，即省級層面上對1999—2008年土地督察的耕地保護效果進行研究，但兩者的估算方法卻略有不同。之前的研究是采用土地督察比例，即督察地區(qū)面積與該省行政轄區(qū)面積之比來估算土地督察的耕地保護效果[1]，而本研究則采用的是虛擬變量，即省內(nèi)只要有部分地區(qū)出現(xiàn)土地督察就被賦值為1，否則為0。在這種情況下，本研究具有高估土地督察耕地保護效果的可能。然而，為了探究之前的研究是否存在樣本選擇偏誤問題，比較不同評估方法對選擇性督察(專項督察)和隨機性督察(例行督察)效果評估的適用性以及比較督察政策變量定量表達方式的不同對督察政策效果評估結(jié)果的影響，因此，還是有必要將本研究與之前的研究進行比較。根據(jù)之前的研究，2007和2008年，由于實行了專項督察，分別減少建設占用耕地面積32 160.52，6 442.90 hm2，2008年，由于實行了例行督察，減少建設占用耕地面積41 127.79 hm2[1]。通過比較可以看出，就專項督查而言，本研究估算的結(jié)果要比之前研究的結(jié)果小很多。即便是在具有擴大土地督察耕地保護效果的可能性的前提下，本研究的估算結(jié)果依然較小，其原因可能是：專項督查存在樣本選擇偏誤，即由于樣本選擇產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，遺漏變量也可能影響建設占用耕地面積，導致以往的研究對專項督查的耕地保護效果估算偏大。專項督察是指對某一類具體的土地違法違規(guī)行為進行督察，2007—2008年就違規(guī)設區(qū)擴區(qū)、以租代征、非法占地、違法占用基本農(nóng)田、違反土地利用規(guī)劃等熱點問題對北京、遼寧、黑龍江、浙江等省市進行了專項督查?？梢钥闯?，這些地區(qū)的選擇并非隨機產(chǎn)生的，而是由于這些地區(qū)都是土地違法違規(guī)問題比較嚴重的地區(qū)，由此產(chǎn)生了樣本選擇偏誤，從而使以往的研究對專項督查的耕地保護效果估算偏大。就例行督查而言，本研究估算的結(jié)果比之前研究的結(jié)果大?？赡艽嬖谝韵聝煞矫娴脑颍?①之前的研究是采用土地督察比例來估算土地督察的耕地保護效果，而本研究則采用的是虛擬變量，本研究具有擴大土地督察耕地保護效果的可能； ②例行督察是指國家土地督察機構(gòu)依據(jù)法律法規(guī)和政策，針對督察區(qū)域一定時段內(nèi)土地利用和管理情況進行的全面的常規(guī)性監(jiān)督檢查和評估，自2008年實行以來幾乎覆蓋了全國所有省級地區(qū)，其對地區(qū)的選擇相對專項督查而言，隨機性更強，因此樣本選擇偏誤也較小，從而以往的研究對例行督查耕地保護效果的估算也較為準確。綜合以上兩點原因，故而本研究估算的結(jié)果與之前研究的結(jié)果相比較大。

通過對比分析表明，對于專項督察而言，由于專項督查地區(qū)的選擇并非隨機產(chǎn)生的，由此產(chǎn)生了樣本選擇偏誤，即由于樣本選擇產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，故采用傾向值匹配方法估計其效果更為合理；而對于例行督察而言，由于例行督察地區(qū)的選擇隨機性強、督察也更為全面，樣本選擇偏誤也較小，故此前采取督察地區(qū)面積比例表達政策并采用面板數(shù)據(jù)估計其效果更為合理。以上對比分析也表明，在土地政策評估中，對于政策變量不同的定量表達方式，不同估計方式的適用性不同；在土地政策評估中，也需要考慮政策及其對象的相互關系不同，以此考慮政策效果評估方法的選擇。

4 結(jié) 論

(1) 通過匹配變量的平衡性檢驗，發(fā)現(xiàn)內(nèi)核匹配是最好的匹配方法。運用內(nèi)核匹配法進行匹配，估算出專項督察每年減少建設占用耕地面積8 037.489 hm2，例行督察每年減少建設占用耕地面積62 741.880 hm2。

(2) 專項督查地區(qū)的選擇并非隨機產(chǎn)生的，由此產(chǎn)生了樣本選擇偏誤，即由于樣本選擇產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，采用傾向值匹配方法能夠更為準確地估算專項督查的耕地保護效果。

(3) 例行督察對地區(qū)的選擇相對專項督查而言，隨機性更強、督察也更為全面，因此樣本選擇偏誤也較小，以被督察地區(qū)面積比重表達政策變量方式估計得到的例行督查耕地保護效果要比傾向值匹配方法估計得到的結(jié)果更為可靠。

(4) 在土地政策評估中，需要考慮政策及其對象的相互關系的不同，以此考慮政策效果評估方法的選擇。