基本农田保护政策的耕地保护效果评价

收稿日期： 2011-06-21

作者简介： 钟太洋，博士，讲师，主要研究方向为土地资源。

通讯作者： 黄贤金，教授，博导，主要研究方向为土地资源。

基金项目： 国家自然科学基金项目（编号：40801063；40971104）。

摘要 为分析基本农田保护政策对耕地保护的效果，论文把目标分解为两个问题，一是基本农田保护政策的实施是否对耕地流失面积的减少产生了影响；二是如果有显著影响，效果有多大，即因基本农田保护政策的实施，耕地流失面积减少了多少。论文收集了2004-2007年的省级面版数据，分别采用了固定效应模型、随机效应和混合OLS模型加以估计，固定效应和随机效应检验结果表明，固定效应和随机效应模型均不优于混合OLS模型。在模型估计结果的基础上，论文分析了基本农田保护政策对耕地流失的影响，并计算了基本农田保护政策的耕地保护效果。

关键词 土地经济学；政策效果评价；耕地保护；基本农田保护

中图分类号 F301.21 文献标识码 A

文章编号 1002-2104(2012)01-0090-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.01.015

基本农田保护政策是我国耕地保护政策中的重要组成部分，土地管理法第34条第2款规定“各省、自治区、直辖市划定的基本农田应当占本行政区域内耕地的百分之八十以上”。《基本农田保护条例》第9条明确规定“省、自治区、直辖市划定的基本农田应当占本行政区域内耕地总面积的80%以上，具体数量指标根据全国土地利用总体规划逐级分解下达”。自从1994年出台《基本农田保护条例》以来，基本农田保护政策业已实施16年多，那么，以保护耕地为目标的基本农田保护政策效果如何？从已收集到的文献来看，有不少文献分析了耕地保护政策的运行效果，有研究将耕地保护的各类政策作为一个整体分析了耕地保护政策的综合效果[1-6]，而有的研究则具体分析耕地保政策体系中具体某项政策的运行效果，例如分析土地用途管制制度的耕地保护效果[7-8]、耕地总量动态平衡政策效果[9]等，只有少量的文献对我国基本农田保护政策的耕地保护效果进行了分析[10-11]。从已有研究来看，有关基本农田政策效果的研究还可以在以下两个方面进一步深入：一是，在基本农田保护政策的表达指标方面，除采用虚拟变量和根据对政策强度的主观赋值之外，可以采用更为科学的定量指标来表达基本农田保护政策；二是，评价方法方面，除选择有关指标进行描述统计和对比分析、采用时间序列数据进行分析之外，还可以采用面板数据进行定量分析。

本文拟对以下问题进行分析：一是，基本农田保护政策是否对遏止耕地面积减少有效？二是，如果有效，基本农田保护政策的效果有多大？即因基本农田保护政策的实施，耕地流失面积减少了多少？

1 基本农田保护政策演变

1994年8月，国务院颁布了《基本农田保护条例》，正式确立了基本农田保护制度，1998年对《土地管理法》进行了修订，在耕地保护方面区分了一般农田和基本农田，并对基本农田规定了相对更为严格的保护措施，在数量保护方面，明确只有国务院才有批准征收基本农田的权利。《基本农田保护条例》也在1998年作了相应的修改。2003年，国土资源部下发了《关于进一步采取措施落实严格保护耕地制度的通知》》(国土资发［2003］388号)，进一步强调加强基本农田保护，提出了“基本农田五不准”，即“一是不准除法律规定的国家重点建设项目之外的非农建设占用基本农田；二是不准以退耕还林为名，将平原（平坝）地区耕作条件良好的基本农田纳入退耕范围,违反土地利用总体规划随意减少基本农田面积；三是不准占用基本农田进行植树造林，发展林果业；四是不准以农业结构调整为名，在基本农田内挖塘养鱼和进行畜禽养殖，以及其他严重破坏耕作层的生产经营活动；五是不准占用基本农田进行绿色通道和绿化隔离带建设。”2004年，国土资源部和农业部下发了《关于印发〈全国基本农田保护检查工作方案〉的通知》，并在全国范围内开展基本农田保护检查工作。2006年5月，国土资源部下发了《关于当前进一步从严土地管理的紧急通知》（国土资电发［2006］17号）和2006年8月国务院《关于加强土地调控有关问题的通知》（国发［2006］31号），这两个政策文件进一步加大了基本农田保护的力度。

2 研究方法与数据

2.1 变量选择

本文以年内减少耕地面积为因变量，选择以下一些因素作为自变量：

（1）固定资产投资，有不少研究已证明了固定资产投资与耕地面积减少之间的关系[8]，由于固定资产投资项目需要占用一定数量的土地，因此，通常认为固定资产投资与耕地面积减少之间具有正向关关系；

（2）人均GDP，经济增长与耕地面积减少尤其是建设占用之间存在着相关性[12-13]，已有的研究对于人均GDP与耕地面积减少之间关系形式还存在争议[14]；

（3）路网密度，有研究认为与耕地减少之间存在联系[1,15]，一般认为路网密度的提高会增加耕地占用的可能，因此，路网密度与耕地面积减少之间可能存在正相关关系；

（4）年初耕地面积，一个地区某一年度耕地减少面积不应超过该地区的耕地总面积，从土地占用的角度来看，如果某一地区耕地面积比较大，在区域土地总面积总耕地比重相对较高的话，耕地被占用的可能性也相应会更高，也就是说某有地区年内减少耕地面积与该地区年初耕地面积应有正向关系；

（5）年度虚拟变量，在不同年份，除实施基本农田政策之外，国家还可能出台其他有关耕地保护的政策，这就导致耕地保护实际执行力度在年度之间存在差异，但是又很难将每年的政策力度加以量化，因此，这里设置年度虚拟变量以解决这一问题；

（6）基本农田保护率，在现行的土地统计体系中，基本农田面积包括耕地面积和非耕地面积，考虑到《基本农田保护条例》第9条的规定以及上一轮规划，即《全国土地利用总体规划纲要（1997-2010）》的规划期限是1997-2010，基期年为1996年，因此，这里采用每年年初基本农田中耕地面积与1996年耕地面积之比作为年度实际的基本农田保护率；之所以不用基本农田面积除以耕地面积计算基本农田保护率，是因为基本农田中包含耕地和非耕地，基本农田中的非耕地主要包括园地、林地、牧草地和其他农用地，这就导致有的地方基本农田面积大于耕地面积，因此，这里采用基本农田中的耕地面积与1996年耕地面积的比值作为基本农田保护率。因基本农田和一般耕地的征转审批存在差异，因此，如果某一地区的基本农田保护率越高，则其耕地占用的难度就更大，因此基本农田保护率对于耕地面积减少具有负向作用。

各变量的含义以及期望符号具体见表1。

其中，yit为第i区第t年年内减少耕地面积，a0为常数项，basicit为第i区第t年基本农田保护政策变量，Zit为第i区第t年影响耕地面积减少的其他因素，vit为残差项；δ为basicit的系数，β为Zit的系数向量，i为区域，t为年度。

为避免共线性的影响，计算了表1中除年度虚拟变量的解释变量之间的相关系数，固定资产投资与路网密度、人均 GDP的相关系数较高（分别为0.585和0.417）且均在1%水平上检验显著，因此回归模型中，未把这两个变量包含在内。经过变量筛选之后的回归模型为：

yit =a0+δbasicit+β1arableit+β2investit

+β3year2005+β4year2006+β5year2007+vit （2）

其中，β1、β2、β3、β4和β5分别为arableit、investit、year2005、year2006和year2007的系数，其余同式（1）。

2.3 效果评价方法

本文所要解决的问题是基本农田保护政策是否对遏止耕地面积减少有效？如果有效，基本农田保护政策的效果有多大？对于这些问题，判断和计算方法如下：

（1）是否有效的判断。如果δ0且检验显著，则认为基本农田保护政策对遏止耕地面积减少有效；否则，认为基本农田保护政策对遏止耕地面积减少无效；

（2）效果大小，这里定义为绝对效果。通过模型估计得到各变量的系数，并将自变量的实际观测值代入模型，

2.4 数据来源

各省年内减少耕地面积的数据来自各《中国国土资源年鉴》，只有2005年和2007年的《中国国土资源年鉴》有基本农田的统计数据，2005年《中国国土资源年鉴》中有2004年年初和年末基本农田数据，2007年《中国国土资源年鉴》中有2006年年初和年末基本农田数据，这相当于具备2004年年初、2005年年初、2006年初和2007年初的基本农田面积数据；在《中国统计年鉴》中有关1996年耕地面积数据对应的时点是1996年10月31日，在其他正式出版的文献资料中也没有1996年年末耕地面积数据，因此，1996年年末各省耕地面积数据采用了中国土地勘测规划院提供的数据。

人均GDP数据来自2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》，并用GDP指数修正为可比价人均GDP。

固定资产投资数据来自2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》全社会固定资产投资，并用全社会固定资产投资价格指数修正为可比价固定资产投资。

路网密度则根据2005、2006、2007和2008年的《中国统计年鉴》中公路里程数据和区域土地面积计算得到。

需要特别说明的是，由于在2005年《中国国土资源年鉴》中，没有天津2004年初的基本农田数据，因此，在以下的分析中，未把天津包含在内；当然，本文分析所涉及的数据均不包含港澳台地区。另外，数据均为省级数据。

3 结果与分析

3.1 模型估计结果与分析

本文的数据为省级面板数据，这里分别采用固定效应模型、随机效应模型和混合OLS模型加以估计，并分别用F检验和B-P检验对固定效应和随机效应加以检验。固定效应检验的F值为1.93，对应的P值为0.0109；B-P检验的卡方值为1.15，对应P值为0.2842。综合以上检验结果，固定效应和随机效应模型均不明显优于混合OLS模型。因此，这里只报告混合OLS模型估计结果。估计结果具体见表2。

模型检验的F=16.48，其对应的P值为0.000 0，R2为0.47，N=120；各系数的T检验均在10%水平上显著，因此，模型拟合较好，可以用于解释。

从表2可以知道， arable、invest和basic的符号与预期一致。年度虚拟变量year2005、year2006和year2008均检验显著，这三个年度虚拟变量的系数符号均为负，这说明与2004年相比较，2005年、2006年和2007年有更小的截距项。这可能是由于2005年国务院下发了《国务院办公厅关于印发〈省级政府耕地保护责任目标考核办法〉的通知》（〔2005〕52号），开始实施省级政府耕地保护责任目标考核制度、2006年5月国土资源部下发了《关于当前进一步从严土地管理的紧急通知》（国土资电发〔2006〕17号）和2006年8月国务院《关于加强土地调控有关问题的通知》（国发［2006］31号），这些文件的出台加强了耕地保护的力度，使得相对于2004年，2005、2006和2007年耕地保护的力度相对更大、形成更为严格的用地政策和耕地保护政策环境。比较年度虚拟变量year2005、year2006和year2007的回归系数可以发现，这三个变量系数的绝对值越来越大，这说明，在2004-2007年期间，耕地保护的政策力度逐步加大，可能在2004-2007年期间地方各级政府面临着更大的耕地保护压力，2006年9月，国土资源部上报的《全国土地利用总体纲要》在国务院第149次常务会议上没有被通过，2007年，国务院了《国务院关于完善退耕还林政策的通知》（国发〔2007〕25号），其中明确“原定‘十一五’期间退耕还林2 000万亩的规模，除2006年已安排400万亩外，其余暂不安排”，即暂停了退耕还林。

和预期一样，固定资产投资的符号为正，回归系数表明，固定资产投资每增加1亿元约需增加4.3 hm2 耕地，这与对土地用途管制制度绩效采用基本建设投资数据的一项研究的估计结果比较接近[8]。年初耕地面积这个变量的回归系数的符号也与预期一致，估计得到的系数为正且系数检验显著，表明区域耕地减少面积与该区域的资源基础相关的，耕地面积相对多的地区其耕地减少面积也相应多一些。

3.2 政策效果评价

根据模型估计结果，δ的符号为负且t检验值在10%水平上检验显著，这说明基本农田保护政策对遏止耕地面积减少确实产生了显著影响。δ等于-364.435 5，这说明，基本农田保护率每提高1%，每省每年平均约能减少耕地流失面积364.4 hm2。

采用式（5），计算各区域各年度基本农田保护政策效果，计算结果见表3。

表3的数据是根据式（5）计算的，从式（5）来看，式（5）的计算出来的值的含义是与不实行基本农田保护制度、不划定基本农田保护区相比较，各地区各年度（2004年-2007年）以不同比例的基本农田保护率划定基本农田实施基本农田保护制度，减少耕地面积减少量。从表3可以看出，2004年-2007年期间，由于实施了基本农田保护政策、划定了基本农田保护区，全国（不包括天津市和港澳台地区，下同）分别减少了耕地流失面积为853 44519 hm2、847 72491 hm2、859 55937 hm2和857 96126 hm2，4年合计减少耕地流失面积3 418 69073 hm2，约为期间实际耕地流失面积3 020 76949 hm2的113倍。可见，基本农田保护政策的实施的确有效地遏止了耕地面积减少。

将表3中各地区各年数据与各地区1996年年末耕地面积相比，计算相对效果，计算公式如下：

从表4可以看出2004-2007年之间，北京、上海、浙江、福建、海南、青海、宁夏和等地的相对效果比较明显。以表4中的相对效果(r)为因变量，因人均GDP和路网密度为自变量进行回归分析，模型拟合效果不好，因此，还不能确定基本农田保护政策的相对效果与和人均GDP、路网密度的关系。

4 主要结论

通过前面有关基本农田保护政策效果的分析，可以得到以下结论：

（1）在2004-2007年期间，基本农田保护政策的实施对于减少耕地流失面积产生了显著影响，基本农田保护率每提高1%，约能减少耕地流失面积364.4 hm2；

（2）2004年-2007年期间，由于实施了基本农田保护政策、划定了基本农田保护区，全国分别减少了耕地流失面积为853 44519 hm2、847 72491 hm2、859 55937 hm2和 857 96126 hm2，4年合计减少耕地流失面积3 418 69073 hm2，约为期间实际耕地流失面积3 020 76949 hm2的113倍。

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Arable Land Conversion Effects of Basic Farmland Protection Policy

ZHONG Taiyang HUANG Xianjin CHEN Yi

(Department of Land Resource and Tourism Sciences, Nanjing University，Nanjing Jiangsu 210093, China)

Abstract The purpose of this study aimed to assess the effects of basic farmland protection policy on the decrease of arable land. The question about this is defined as whether basic farmland protection policy affected loss of arable land, and if so, how much. Methods of fixed effects model, random effects model and pooled OLS model were employed. The provincelevel panel data from 2004 to 2007 was collected and used in this research, and the fixed effects model, random effects model and pooled OLS model were applied to estimate the equations. The testing of fixedeffects and randomeffects showed that pooled regression model is a good choice. The effectiveness of basic farmland protection policy on the decrease of arable land was evaluated based on the statistical significance of variable about basic farmland protection policy and by computing estimated decreased areas of arable land with and without farmland protection policy in effect. The result shows that the decreased area of arable land reduced about 364.4 hm2 with a 1% increment of basic farmland protection rate. The loss of arable land respectively decreased 853 445.19 hm2, 847 724.91 hm2，859 559.37 hm2 and 857 96126 hm2 from 2004 to 2007 due to the basic farmland protection policy. The sum of the decreased arable land loss was 3 418 69073 hm2 in the period from 2004 to 2007, which is 113 times as actual farmland loss of 3 020 76949 hm2. It is concluded that the basic farmland protection policy has provided a measurable degree of protection to arable land.

Key words land economics; assessment of policy’s effects; arable land preservation; basic farmland protection