基于倾向值匹配方法的土地督察制度的耕地保护效应研究

2018-09-21石晓平饶芳萍

水土保持通报 2018年4期

居祥, 石晓平, 饶芳萍

(南京农业大学土地管理学院, 江苏南京 210095)

目前关于耕地保护的文献很多，其中也有不少研究对耕地保护政策的效果进行了评价与分析。从已掌握的文献来看，有的研究是将耕地保护的各类政策作为一个整体分析其综合效果，还有的研究则是具体分析某一项政策的保护效果，例如分析基本农田保护政策的效果等[1]。但是，却鲜见土地督察制度的耕地保护效果的研究，这可能是由于中国土地督察制度建立的时间较短，国内相关的研究相对较少，研究内容覆盖的还不是很全面[2-8]。随着土地违法现象的日益增多，出于完善我国土地执法监察体系并加强对土地执法监督的目的，2004年10月，国务院出台了《国务院关于深化改革严格土地管理的决定》(国发〔2004〕28号)，首次提出在我国建立土地督察制度。随着该决定的颁布，我国对土地违法现象与土地督察的关注度日益提高，并于2006年7月，国务院办公厅印发《关于建立国家土地督察制度有关问题的通知》(国办发〔2006〕50号)，决定在我国正式建立土地督察制度。监督检查地方政府耕地保护责任目标的落实情况是土地督察主要职责中的首要职责，在土地督察主要职责中处于至关重要的地位[1]。因此，科学评价土地督察对耕地保护的作用效果是正确认识土地督察制度效果的重要方面，有助于进一步完善土地督察制度。在所掌握的文献中，有关土地督察制度的研究还相对较少。之前的研究[1]表明，土地督察对减少耕地占用方面具有显著影响。但是，在为数不多的有关土地督察制度的耕地保护效果研究中，还存在着些许不足、具有改善的空间，主要是由于之前的研究未对样本选择带来的内生性问题予以足够重视，从而可能使模型参数的估计产生偏差，这可能会影响土地督察耕地保护效果估算的准确程度——高估或者低估效果。为了解决样本选择带来的内生性问题，提高土地督察耕地保护效果估算的精确程度，本文采用较为前沿的倾向值匹配分析方法(propensity score matching, PSM)对土地督察的耕地保护效果进行分析。目前，国外已有少量文献将倾向值匹配方法应用于土地政策的研究，例如采用该方法对耕地保护政策的效果加以评估、分析耕地保护政策是否能减少耕地流失，评估开发权购买的耕地保护效果以及设置保护区的耕地保护效果等[9-11]。从所掌握的文献来看，国内还未见到采用该方法对耕地保护政策效果评估的相关报道。为此，本研究尝试应用倾向值匹配方法对土地督察政策的耕地保护效果进行评估，解决样本选择偏误问题，提高土地督察耕地保护效果估算的精确程度；比较不同评估方法对选择性督察(专项督察)和随机性督察(例行督察)效果评估的适用性；最终，比较分析督察政策变量定量表达方式的不同对督察政策效果评估结果的影响。

1 土地督察制度概述

随着土地违法现象的日益增多，出于完善中国土地执法监察体系并加强对土地执法监督的目的，2004年10月，国务院出台了《国务院关于深化改革严格土地管理的决定》(国发〔2004〕28号)，首次提出在我国建立土地督察制度。随着该决定的颁布，我国对土地违法现象与土地督察的关注度日益提高，并于2006年7月，国务院办公厅印发《关于建立国家土地督察制度有关问题的通知》(国办发〔2006〕50号)，决定在中国正式建立土地督察制度[1]。土地督察的机构主要有国家土地总督察办公室以及9个派驻地方的国家土地督察局，即国家土地督察北京局、上海局、南京局、济南局、武汉局、广州局、成都局、西安局与沈阳局。国家土地总督察指派派驻地方的国家土地督察局代表其履行监督检査职责。各派驻地方的国家土地督察局的主要职责在《关于建立国家土地督察制度有关问题的通知》(国办发〔2006〕50号)中明文规定：督察省级以及计划单列市政府的耕地保护情况；监督省级以及计划单列市政府的土地执法情况，核査其合法性与真实性；督察省级以及计划单列市政府运用土地政策参与宏观调控情况；积极开展土地管理的相关调査研究，并提出加强土地管理的政策建议；办理国土资源部及国家土地总督察指派的其他事务。其中，专项督察与例行督察是国家土地督察机构的核心业务[6]。由于2008年之后的年内建设占用耕地面积数据还没有公布(除2013年之外)，故本文对1999—2008年全国各省级地区土地督察制度实施对耕地保护的效果进行分析。各派驻地方的国家土地督察局督察范围以及2007—2008年土地专项督查、例行督察地区详见表1(自2007年起，土地督察才开始正式实施)。

2 研究方法与数据

2.1 倾向值匹配方法

社会试验不同于自然试验，往往会存在由于样本选择造成的内生性问题。为了避免该问题，本文采用Rosenbaum和Rubin创立的倾向值匹配方法进行研究[11]。倾向值匹配方法的原理在于，按照一定的匹配方式，将干预组与控制组进行匹配，通过两者之间的差异来体现政策的干预效应[11]。因此，匹配方式就显得尤为重要。而仅通过一种特征进行匹配往往无法达到理想的匹配效果，为此，倾向值匹配通过将多个特征浓缩成一个指标，即倾向值进行匹配，这样一来，既提高了匹配效果，又将多维降成一维，从而使多元匹配成为可能。

表1 全国2007-2008年土地督察地区

注：省内只要有部分地区当年接受土地督察就被视为该省份当年接受土地督察；√表示有，-表示无。

本文采用倾向值匹配方法的优点如下。①首先，PSM将干预组与控制组进行匹配，解决了以往计量模型由于非随机样本产生的内生性问题，提高了模型参数的估计精度。以往研究中的大多数模型，如面板模型[1]，其样本的选择往往都是非随机的，这样就会产生内生性问题；②PSM合并了可能影响土地督察存在以及耕地流失的变量到倾向值的计算之中，因此它可以避免工具变量方法中的弱工具变量问题。以往研究中的模型为了解决内生性问题，往往使用工具变量的方法。然而，在实际分析中很难选择出“好”的工具变量[12]，会产生弱工具变量问题；③PSM不以线性估计为假设前提，即不需要固定的模型假设[11]。

倾向值是指根据综合特征值X计算出来的，并且可以作为所有控制变量综合指标的个体处于政策干预组的概率，即

P(D=1|X)∈(0,1)

(1)

式中：D——示性变量，若样本在政策干预组，则D=1，否则为0；X——综合特征值。在计算出样本的倾向值之后，则该项政策的平均干预效应ATT(average treatment effect on the treated)为：

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)与Y0|D=1分别表示同一干预组样本在干预组与控制组的耕地流失情况；E{E(Y0|D=0,P(D=1|X))D=1}表示基于相同倾向值匹配的匹配组的均值。

2.2 变量选择

本研究内容主要是土地督察制度对于耕地保护，即耕地面积减少的影响的效果评价。在有关耕地保护政策效果评估的研究中主要有2个指标来描述耕地面积的减少，即年内耕地减少面积与年内耕地面积净变化量。年内耕地面积净变化是指年内增加耕地面积与年内减少耕地面积相减所得的差值。年内耕地减少面积是指耕地转为其他土地的面积的值，与净变化量相比(耕地面积年内增加和减少的差值)，可以更加直接刻画出土地督察对耕地保护的效果，它包括建设占用、农业结构调整以及退耕还林占用等。考虑到土地督察是以土地违法现象为主要对象，更准确地说，土地督察对耕地面积变化的影响主要应是对建设占用耕地的影响、而对其他3个方面原因导致的耕地减少关注较少。基于此考虑，本文采用年内建设占用耕地面积作为被解释变量而没有采用耕地减少总量与耕地净减少作为被解释变量。

在借鉴国外研究经验的基础上，本文选取以下3个影响各地区土地督察制度以及耕地流失的主要因素： ①农业部门的效益与发展程度。如果农业收益足够大，土地所有者将继续经营土地，而不是将土地非农化，从而减少耕地流失，土地违法的潜力也会降低[11]；农业的发展程度也会影响各地区土地督察制度存在以及耕地流失。这种影响体现在两个相反的方面，一方面，如果一个地区农业越发达，则该地区农业部门的话语权相对越大，政府对农业的支持也越大，这种情况下则会有效减少耕地流失与土地违法现象。另一方面，一个地区农业越发达，则该地区耕地资源越丰富，从而导致土地违法的潜力增大，继而影响土地督察的地区选择。本文使用农业收入占GDP比重与第一产业从业人数比例来表示这一因素。 ②违法用地与地区经济。已有不少研究研究了违法用地与耕地流失之间的关系[13]。多数违法用地现象的产生都是由于侵占了耕地，从而导致了耕地资源的流失。违法用地也会直接影响土地督察的地区选择；也有不少研究研究了地区经济发展与耕地流失之间的关系[14-15]。地区经济发展离不开一定数量的土地供给，但由于土地稀缺，中国目前实行建设用地指标定量供应，大多数地区存在指标不够用的情况。为了快速积累发展所需资金，各地区政府纷纷实行了简单易行的土地财政。在实施土地财政的过程当中，都或多或少地导致了侵占了耕地以及违法用地现象的产生。本文使用本年发生土地违法案件数与人均GDP来表示这一因素。 ③住房需求。住房需求也需要大量的土地供给，本文使用人口密度与城镇居民家庭人均可支配收入来表示这一因素。一个地区人口密度越高，说明该地区住房需求越大，土地需求量也越大，土地非农化与土地违法的可能性也越大；城镇居民家庭人均可支配收入则可能有两个方面的影响，一方面，家庭收入的增加，人们往往会需要更大的住房，对住房的需求从刚性需求改为改善性需求。在这种情况下，土地需求量将会增加，土地非农化与土地违法的可能性也会增大。另一方面，家庭收入的增加可能会提高其对生活品质的追求。由于耕地具有一定的生态保护功能，为了有更好的生活环境，中高收入家庭可能会更加愿意保护耕地，从而减少耕地资源的流失以及违法用地的产生[11]。各变量及其定义具体详见表2。

表2 倾向值匹配相关变量及其定义

2.3 数据来源

中国对各地土地违法行为进行统计是在1998年《土地管理法》修订之后，而2008年之后的年内建设占用耕地面积数据还没有公布(除2013年之外)，因此1999与2008年是两个重要的时间节点，故本研究对1999—2008年间全国各省级地区土地督察制度实施对耕地保护的效果进行分析。1999—2008年各地区年内建设占用耕地面积和本年发生土地违法案件数分别来自2000—2009年的《中国国土资源年鉴》；1999—2008年各地区第一产业占GDP比重、第一产业就业人员比例、城镇居民家庭人均可支配收入以及人均GDP数据分别来自2000—2009年的《中国统计年鉴》；1999—2008年各地区常住人口与各地区土地面积数据分别来自2000—2009年各地区的统计年鉴；2007—2008年土地督察的相关数据来自2008—2009年的《国家土地督察工作统计报表》《国家土地督察公告(2007年)》以及《国家土地督察公告(2008年)》。这里需要说明的是，由于西藏、香港、澳门与台湾地区相关数据的缺失，因此本研究的研究区域不包括这些地区。已有研究也在相同时段、相同层面上利用相同样本(西藏自治区除外)对土地督察的耕地保护绩效进行了研究，本文将在结果分析中对两者结果的差异进行分析。

3 结果与分析

3.1 倾向值匹配的估计结果

本文采用Logit模型计算倾向值，得出各地区实施土地督察政策的概率。获得倾向值后，需要进行干预组和控制组样本之间的匹配。倾向值匹配的常见方法主要包括最近邻匹配、半径匹配、内核匹配、局部线性回归匹配等。因此，在众多匹配方法之中，需要对这些匹配方法进行检验，以确定具体的匹配方法。

检验的方法主要是通过匹配变量的平衡性检验，即通过对政策干预组和控制组各匹配变量的标准偏差进行平衡性检验来判断匹配方法的效果。根据相关研究，一般认为只要标准偏差的绝对值小于20%就可以认为匹配有效[16]。还有一种方法也可以检验匹配的效果，就是对政策干预组和控制组匹配变量的均值进行T检验，以判断两者之间是否存在显著差异。T检验的原假设为干预组与控制组无显著差异，如果接受原假设则可认为匹配是有效的，否则就要选取其他的匹配方法[17]。本文选取4种较为常见的匹配方法：最近邻匹配、半径匹配、内核匹配以及局部线性回归匹配进行平衡性检验，检验结果详见表3。

表3 匹配变量的平衡性检验结果

由表3可知，在专项督查中，最近邻匹配与局部线性回归匹配的所有匹配变量的标准偏差绝对值都大于20%，半径匹配中也有2个匹配变量的标准偏差绝对值大于20%，而内核匹配中的所有匹配变量的标准偏差绝对值都明显小于20%，这说明在专项督查中，内核匹配是这4种匹配方法中匹配效果最好的；在例行督查中，最近邻匹配与局部线性回归匹配中分别有一个匹配变量的标准偏差绝对值大于20%，半径匹配中也有一个匹配变量的标准偏差绝对值明显大于20%，为63.500%，而内核匹配中的所有匹配变量的标准偏差绝对值都小于20%，这说明在例行督查中，内核匹配也是这4种匹配方法中匹配效果最好的。运用内核匹配的具体结果详见表4—5。从表4可以看出，在专项督查中，通过运用内核匹配法进行匹配，有64个控制组样本和16个干预组样本落入共同支持区间，仅有2个干预组样本被剔除；在例行督查中，通过运用内核匹配，有34个控制组样本和9个干预组样本落入共同支持区间，仅有2个干预组样本被剔除。这表明被剔除的干预组样本数较少，这种情况是可以接受的[16]。从表5可以看出，运用内核匹配法估算出的平均干预效应ATT，即土地督察的耕地保护效果。专项督查的平均干预效应ATT为-8 037.489，说明专项督察的耕地保护效果为8 037.489 hm2，即专项督察每年减少建设占用耕地面积8 037.489 hm2；例行督查的平均干预效应ATT为-62 741.880，说明例行督察的耕地保护效果为62 741.880 hm2，即例行督察每年减少建设占用耕地面积62 741.880 hm2。本研究也对估算结果进行了T检验，检验结果表明例行督察在1%的水平上显著，专项督查也具有较高的显著性水平。

表4 运用内核匹配的具体情况统计

表5 运用内核匹配的处理效应统计

3.2 土地督察的耕地保护效果分析

从以上的倾向值匹配估计结果以及检验结果可以看出，土地督察的耕地保护效果显著，即对减少建设占用耕地面积产生影响。依据以上的估算结果得出，专项督察每年减少建设占用耕地面积8 037.489 hm2，例行督察每年减少建设占用耕地面积62 741.880 hm2，成效显著。

为了分析评估结果的准确性，本研究将倾向值匹配方法得到的评估结果与之前研究的评估结果(1999—2008年的评估)进行了比较。本研究与之前研究的可比性主要在于： ①两者都是对土地督察政策的耕地保护效果进行评估，并且都是选取年内建设占用耕地面积作为被解释变量； ②研究的时间段相同，即都是研究1999—2008年土地督察政策对年内建设占用耕地面积的影响； ③研究的层面相同，即都是从省级层面上对土地督察的耕地保护效果进行研究。因此，综合以上几点原因，本研究与之前研究具较高的可比性。这里需要注意的是，虽然本研究与之前的研究是从相同内容、相同时间、相同层面，即省级层面上对1999—2008年土地督察的耕地保护效果进行研究，但两者的估算方法却略有不同。之前的研究是采用土地督察比例，即督察地区面积与该省行政辖区面积之比来估算土地督察的耕地保护效果[1]，而本研究则采用的是虚拟变量，即省内只要有部分地区出现土地督察就被赋值为1，否则为0。在这种情况下，本研究具有高估土地督察耕地保护效果的可能。然而，为了探究之前的研究是否存在样本选择偏误问题，比较不同评估方法对选择性督察(专项督察)和随机性督察(例行督察)效果评估的适用性以及比较督察政策变量定量表达方式的不同对督察政策效果评估结果的影响，因此，还是有必要将本研究与之前的研究进行比较。根据之前的研究，2007和2008年，由于实行了专项督察，分别减少建设占用耕地面积32 160.52，6 442.90 hm2，2008年，由于实行了例行督察，减少建设占用耕地面积41 127.79 hm2[1]。通过比较可以看出，就专项督查而言，本研究估算的结果要比之前研究的结果小很多。即便是在具有扩大土地督察耕地保护效果的可能性的前提下，本研究的估算结果依然较小，其原因可能是：专项督查存在样本选择偏误，即由于样本选择产生的内生性问题，遗漏变量也可能影响建设占用耕地面积，导致以往的研究对专项督查的耕地保护效果估算偏大。专项督察是指对某一类具体的土地违法违规行为进行督察，2007—2008年就违规设区扩区、以租代征、非法占地、违法占用基本农田、违反土地利用规划等热点问题对北京、辽宁、黑龙江、浙江等省市进行了专项督查。可以看出，这些地区的选择并非随机产生的，而是由于这些地区都是土地违法违规问题比较严重的地区，由此产生了样本选择偏误，从而使以往的研究对专项督查的耕地保护效果估算偏大。就例行督查而言，本研究估算的结果比之前研究的结果大。可能存在以下两方面的原因： ①之前的研究是采用土地督察比例来估算土地督察的耕地保护效果，而本研究则采用的是虚拟变量，本研究具有扩大土地督察耕地保护效果的可能； ②例行督察是指国家土地督察机构依据法律法规和政策，针对督察区域一定时段内土地利用和管理情况进行的全面的常规性监督检查和评估，自2008年实行以来几乎覆盖了全国所有省级地区，其对地区的选择相对专项督查而言，随机性更强，因此样本选择偏误也较小，从而以往的研究对例行督查耕地保护效果的估算也较为准确。综合以上两点原因，故而本研究估算的结果与之前研究的结果相比较大。

通过对比分析表明，对于专项督察而言，由于专项督查地区的选择并非随机产生的，由此产生了样本选择偏误，即由于样本选择产生的内生性问题，故采用倾向值匹配方法估计其效果更为合理；而对于例行督察而言，由于例行督察地区的选择随机性强、督察也更为全面，样本选择偏误也较小，故此前采取督察地区面积比例表达政策并采用面板数据估计其效果更为合理。以上对比分析也表明，在土地政策评估中，对于政策变量不同的定量表达方式，不同估计方式的适用性不同；在土地政策评估中，也需要考虑政策及其对象的相互关系不同，以此考虑政策效果评估方法的选择。