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周 靜，曾鴻睿
（中共上海市委黨校 上海發展研究院，上海 200233）
城市用地擴張的根本驅動因素是經濟增長[1]，經濟增長同樣需要城市擴張承載。改革開放以來，隨著我國經濟總量、城鎮化率與工業化水平的不斷提高，城市建成區面積快速增長，經濟增長目標對未來城市建設用地面積的增長提出了潛在要求。為了保護耕地、保證糧食安全和控制建設用地總量，我國建設用地指標采取自上而下的分配方式，中央確定規劃期內全國新增建設用地總量并分配各地新增建設用地額度，從中央到各省，再逐步分解到各市、縣。然而中國仍舊面臨著人多地少、耕地面積短缺的現狀，城鎮建設用地不斷擴張與耕地保護之間的矛盾日益突出，為守住耕地紅線的同時保證城鎮建設用地供給，城鄉建設用地增減掛鉤政策應運而生（表1）。
表1 城鄉建設用地增減掛鉤相關文件梳理
隨著增減掛鉤政策試點不斷深入與試點地區不斷增加，部分地區開始試行與地域特征相結合的掛鉤模式，例如2005年天津試點“宅基地換房”、2008年嘉興試點“兩分兩換”改革、2008年江蘇實行萬頃良田建設工程、2016年河南實行復墾券交易。在此背景下，2007年國務院批準重慶為全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區，2008年重慶農村土地交易所掛牌成立，地票制度進入試行階段。
作為城鄉建設用地增減掛鉤的具體方案，地票制度的本質在于以市場化方式實現農村建設用地指標向城鎮地區的讓渡，欠發達地區獲得資金來源，發達地區解決建設用地短缺的困境。其運作流程大致可分為運行、交易與使用三個環節：運行環節，農村土地權利人將閑置的農村建設用地向區縣國土部門提出復墾申請，復墾工作結束交由市級國土部門確認后核發地票；
交易環節，獲得地票的土地權利人將地票投放到重慶市農村土地交易所，開發者通過公開拍賣競標購入地票；
使用環節，購得地票的開發者在全市規劃區內選擇擬落地地塊，政府對擬落地地塊進行征收后通過招、拍、掛方式出讓，購得地票的權利人在此輪競購中勝出后地票指標才最終落地。
作為市場化建設用地增減掛鉤政策的創新方案，現有研究對于地票制度對區域人均收入的影響持不同觀點。認為地票制度能夠促進人均收入的研究主要從利用建設用地的“質”和“量”兩方面進行論述，第一類觀點認為地票制度能夠提高建設用地利用效率。程世勇[2]指出，地票制度解除了建設用地固定區位空間的限制，通過“資產性地權”交易促進了要素集聚與產業協同優勢。第二類觀點則認為地票制度在保證城鄉建設用地總量不增加的條件下，以盤活存量建設用地的方式實現城鄉用地配置的優化。如陳悅[3]指出地票制度以建設用地遠距離、大范圍的置換，在城鄉建設用地總量不增加的前提下解決了工業發展和城市擴容大量占用耕地與農村大量宅基地閑置的問題。另有研究從農民權益角度出發，認為地票制度實現了土地資產貨幣化，能夠有效促進農民利益。地票的生產即實物資產貨幣化的過程，將土地資產轉換變現為農民及農村集體經濟組織的現實收益[4]。文蘭嬌等[5]認為雖然地票價格不能完全顯化土地發展權轉移價值，但相對征地補償制度能夠更有效地提高農村土地資產價值。進一步的研究，如顧漢龍等[6]所指出的地票制度提高了參與退地農民的財產性收入，提升農民消費水平，并使城鄉收入差距得以縮小。
持相反意見的研究則主要從加劇城鄉發展不平衡、制度與交易成本過高、農民權益保障三個方面進行論述。首先，地票制度可能造成城鄉差距進一步擴大。王守軍等[7]認為從城鄉政治權利結構角度考察，地票制度具有“城市偏向”特征，將導致“貧者越貧，富者越富”的情況發生；
從次級城市發展戰略角度考察，大城市獨占土地資源會使小城鎮發展受到遏制，影響合理的城鄉布局。黃美均等[8]同樣指出，建設用地是地區發展的支撐性發展要素和資源保障，而邊遠地區在分配國家指標時本就處于弱勢地位，通過地票制度落地的建設用地又集中在主城發達區域，進一步加大了區域內城鄉發展差異。其次，地票制度的制度與交易成本過高。賀雪峰[9]指出，包括地票制度在內的城鄉建設用地增減掛鉤政策無法創造財富，只能將城市財富向農村轉移，同時實踐過程中造成了巨大浪費，并且存在復雜的制度安排、利益博弈、市場投機現象，構成了龐大的制度與交易成本，如農民歧視、地方官員利益尋租等現實問題。同時，由于每年地票交易量與交易價格都由重慶市政府根據計劃調控，交易價格制定同樣面臨困難。謝新[10]認為地票價格過低會導致農民積極性不高，價格過高則會導致地票市場供應大于建設用地額度，如果采用行政手段調節則會出現效率損失與分配不公的現象，政府做出合理決策的難度較大。另外，從指標利用的角度而言，顧漢龍等[11]認為地票交易模式雖然實現了建設用地指標跨區域大范圍的流動，同時具有更好的耕地保護效果，但指標利用效率較低，建設用地指標流通過程中產生了較大的交易成本。第三，農民權益保障問題。一方面，諸多文獻表明農民宅基地退出過程獲得的收益偏低：滕亞為[12]指出重慶市土地退出補償水平低，且一次性補償缺乏遠期考慮；
孟衛東等[13]指出地票制度運作過程中，農民作為地票供給者只參與了地票收益的初次分配而并未參與落地時土地出讓金的分配；
王兆林等[14]基于退地收益模型，結合重慶市4區縣的宅基地退出理論補償與復墾實際成本，分析得出重慶市宅基地退出過程中，農民可能遭受土地收益損失。另一方面，宅基地退出過程中部分地區由于政策執行不到位，可能存在違背農民意愿、收益分配混亂的現象。
通過對現有地票制度相關文獻的梳理可知，地票制度作為市場化城鄉建設用地增減掛鉤政策的創新之舉，其政策效果最主要的體現即能否有效促進人均收入，尚缺乏實證研究加以驗證。更進一步而言，地票制度是通過優化土地資源配置效率還是通過優化土地資源利用效率實現這一促進作用的？綜上，本文基于國內省級面板數據，采用合成控制法驗證地票制度對重慶市人均收入的促進作用，在此基礎上從土地資源的“質”與“量”兩個角度出發分析地票制度作為土地政策影響居民人均收入的作用機理。
為采用合成控制法識別重慶市人均GDP變動情況，首先需要選取一系列變量對人均GDP進行擬合。本文參考Fleisher等[15]、黃新飛等[16]的研究，選取人均資本存量、人均人力資本存量、產業結構、每萬人專利授權數、城鎮化率與凈出口占比等變量擬合人均GDP。本文采用的基本回歸模型如式（1）所示：
式中：被解釋變量yj,t為人均GDP；
解釋變量包括人均資本存量kj,t、人均人力資本存量hj,t以及其他相關控制變量序列Xj,t；
εj,t為誤差項；
α、β1、β2和γ為待估參數；
j、t分別代表個體與時間。
由于改革開放后全國各?。▍^、市）人均GDP普遍呈現上升趨勢，判斷某一政策對人均收入是否具有促進作用存在一定困難。同時，重慶市在經濟總量、人口數量、面積等方面“比上不足，比下有余”的特征進一步加劇了政策效果的評估難度。如表2所示，重慶市常住人口與面積高于其他直轄市均值，但低于直轄市外的其他省級行政區均值，經濟總量方面重慶市則低于其他直轄市均值，低于其他省級行政區均值，在進行政策效果評估時難以尋找到合適對照個體，傳統的PSM-DID等政策評估方法不再適用。
表2 重慶市與其他省級行政區基本指標對比
針對此難題，本文基于合成控制法（Synthetic Control Method）以其他?。▍^、市）經濟指標構建合成重慶市，并對比真實重慶市與合成重慶市政策實施前后被解釋變量變動情況以評估地票政策的有效性。合成控制法根據對照組的數據特征構造實驗組的反事實狀態，進而與實驗組進行對照。令個體j于時間點t的未受政策影響的反事實被解釋變量為y"j,t，對于控制組與政策實施前的實驗組有yj,t＝y"j,t，政策實施后的實驗組則有yj,t＝y"j,t+φi,t，估計實驗組實際狀態與反事實狀態的偏離φ則能夠評估政策的有效性。
令j＝0代表實驗組個體，j＝1,2,…,N為對照組個體，參考Abadie等[17]的方法構建實驗組的反事實狀態y"0,t，有：
其中w＝(w1,w2,w3,…,wN)為權重向量且滿足：
式中：kj,t和hj,t分別為人均資本存量和人均人力資本存量；
Xj,i,t為時期t、個體j的第i類控制變量；
α、β1、β2以及γi為待估參數；
εj,t為誤差項。
因此有：
若y"0,t是y0,t的反事實狀態，則在政策實行時間點T0前，有：
并且對于人均資本存量k、人均人力資本存量h以及控制變量X組成的預測變量集，應滿足：
對以上預測變量應滿足的條件，求解T0時間前，式（7）所示的最小化問題即可得到合成控制法的最優權重向量w，其中x0與x分別為實驗組與對照組的預測變量，V為對角陣，對角元素為各預測變量對被解釋變量y的影響權重。
構建式（1）所述模型需要省級層面的生產總值、人口、資本存量、人力資本、專利授權量、產業結構、城鎮化率等數據。各?。▍^、市）年末資本存量基于永續盤存法計算得到，具體計算公式如式（9）所示：
式中：Kt、It、Dt分別代表t年實際資本存量、實際投資額與實際折舊額。
參考Bai等[18]的方法，選取固定資本形成額作為當年投資額指標，并根據各年固定資產投資價格指數將名義投資額與折舊額縮減為實際值。對于基年資本存量，本文參考Hall等[19]的方法，將基年固定資產投資與后五年的投資增長率均值與折舊率均值之和的比值作為基期資本存量的估算值；
為降低基期資本存量估算方法對實際資本存量估算結果造成的誤差，應盡可能選取較早的年份作為基年[20]，考慮到數據的可得性，本文選取1993年作為資本存量測算基年，并采用2000—2017年的實際資本存量進行后續分析。人均人力資本存量以各?。▍^、市）就業人口平均受教育年限測度，以各層次受教育程度就業人口比例為權重加權受教育年份計算所得，各?。▍^、市）數據來源于《勞動統計年鑒》。產業結構、每萬人專利授權數、城鎮化率與凈出口占比等各項數據均來源于各?。▍^、市）統計年鑒以及國家統計局官方網站，其中由于數據可得性原因，本文樣本包括除西藏、海南、港、澳、臺以外的29個省級行政區。各變量描述性統計如表3所示。
表3 描述性統計
本文實證部分共分為四部分：第一部分確定式（1）對各?。▍^、市）人均GDP的擬合優度，保證模型擬合的有效；
第二部分通過合成控制法驗證地票制度對重慶市人均GDP是否存在影響；
第三部分對上述結果進行穩健性檢驗；
第四部分則進行地票制度促進人均GDP的機制檢驗。
對式（1）的擬合效果進行判斷，分別采用隨機效應與固定效應兩種模型對樣本數據進行回歸，回歸結果如表4所示。無論采用隨機效應模型還是固定效應模型，擬合優度均在0.9以上，除變量第一產業占比外，其余變量均在1%的水平下顯著，表明式（1）對2000—2017年各?。▍^、市）人均GDP具有良好的擬合效果。
表4 隨機效應與固定效應回歸結果
本文采用合成控制法評估2008年地票制度推行前后重慶市人均GDP的變化，通過求解式（8）得到合成重慶市的各省合成權重。結果表明，合成重慶市由黑龍江省、青海省、云南省、貴州省、甘肅省、廣東省 6 個省份合成，權重分別為 0.044、0.068、0.088、0.103、0.286、0.411。重慶市與合成重慶市預測變量對比如表5所示，人均實際資本存量、人均人力資本存量、產業結構、城鎮化率、凈出口占比誤差均小于6%（其中人均實際資本存量經過對數化處理），同時2001—2007年重慶市與合成重慶市人均GDP差異均小于3%，說明合成控制法能夠較好地擬合真實情況。
表5 重慶市與合成重慶市預測變量對比
重慶市與合成重慶市2000—2017年人均GDP變化情況如圖1所示。
圖1 2000—2017年重慶市與合成重慶市人均GDP變化情況
一方面結果進一步表明2008年前合成重慶市對重慶市人均GDP具有較好的擬合效果；
另一方面圖像顯示2008年地票制度在重慶市試點推行后，重慶市的人均GDP相較合成重慶市有較大的增長，且實際與合成重慶市人均GDP差值的絕對值與相對比例逐漸擴大。具體而言，2000—2007年重慶市與合成重慶市人均GDP（非對數值）平均差距為1.75%，2008—2017年平均差距為19.42%，地票制度實施前后存在巨大差異；
2008—2017年差距由11.43%上升至27.94%，絕對差值由 0.11上升至 1.22（圖 2）。
圖2 2000—2017年重慶市與合成重慶市人均GDP絕對差值與相對差值
為進一步驗證上述地票制度對重慶市人均GDP影響的穩健性，本研究通過安慰劑檢驗的形式對上述結論進行穩健性檢驗。首先對合成重慶市中權重超過10%的省份進行安慰劑檢驗，假設這些省份同樣于2008年實行了地票制度，檢驗各個省份與合成省份人均GDP變動情況。
合成重慶市中權重超過10%的省份分別為甘肅省、貴州省、廣東省，采用合成控制法考察其人均GDP在2008年前后的變動情況，檢驗結果如圖3所示。
圖3 2000—2017年主要合成省份安慰劑檢驗結果
除貴州省外，2008年前甘肅省與廣東省的合成省份均能較好擬合真實省份人均GDP的變化趨勢。2008年后，甘肅省與廣東省真實值與合成值同樣非常接近，2008—2017年間甘肅省平均偏差為2.15%，偏差值相對較??；
廣東省平均偏差為6.60%，且實際人均GDP小于預測值，與重慶市相反。上述安慰劑檢驗進一步證實了僅重慶市人均GDP受到了地票制度的促進作用。
為進一步檢驗分析結果的穩健性，對所有樣本?。▍^、市）進行安慰劑檢驗。對所有?。▍^、市）進行合成控制法處理并計算均方根百分比誤差（RMSPE）（圖4），參考Abadie等[15]的方法，去除RMSPE大于重慶市2倍的樣本，去除的?。▍^、市）為上海市、內蒙古自治區、天津市、福建省、云南省、四川省、貴州省。
圖4 合成控制法得到的樣本?。▍^、市）均方根百分比誤差
計算剩余省級行政區實際與合成人均GDP差值的時間序列，結果如圖5所示，其中實線為合成重慶市與重慶市差值的時間序列，虛線為其余樣本?。▍^、市）合成與實際差值的時間序列。相比其余虛線，黑色實線在2008年左右實現了明顯上升，總體上顯著高于其他虛線，表明重慶市作為實驗組與控制組各?。▍^、市）區別較大，證明地票制度對重慶市人均GDP具有顯著的促進作用。
圖5 2000—2017年樣本?。▍^、市）實際與合成指標差值
上述檢驗驗證了地票制度對重慶市人均GDP的促進作用，在此基礎上進一步從土地的“質”與“量”兩方面考察地票制度的作用機制?！百|”的問題可以表達為地票制度是否促進了土地的利用效率，提升了單位土地創造GDP的能力；
相對應的，“量”的問題則針對土地的配置效率，研究地票制度是否在耕地紅線的約束下以土地置換釋放了更多的建設用地，進而促進人均GDP增長。
針對“質”的問題，驗證地票制度是否有效提高了重慶市土地資源利用效率。程世勇[2]指出，土地資源利用效率的提升可能來源于要素集聚與產業協同優勢，因此對重慶市與三個主要合成省份（廣東、甘肅、貴州）以及全國城市平均的單位建成面積承載的城鎮GDP進行對比。其中，各省城鎮GDP根據《中國農村經濟形勢分析與預測（2011—2012）》中的支出法進行估算[21]，城市建成區面積數據來源于國家統計局。如圖6所示，重慶市單位城市建成面積承載GDP的提升速度在2008年前后并未出現明顯改變，相比三個主要合成省份也未產生明顯差異。因此就城鎮地區而言，地票制度未能有效提升土地的利用效率。
圖6 2004—2017年重慶市與主要合成省份單位建成面積承載
針對“量”的問題，考察地票制度是否有效促進了重慶市土地的配置效率。圖7為2004—2014年《中國國土資源統計年鑒》中重慶市國有土地供應出讓中的“新增”面積與增長率，土地出讓的“新增”項代表報告期內依法批準農用地轉用和土地征用并轉為國有建設用地的面積，包括原國有農用地和未利用地經專用審批轉為國有建設用地的面積和征用的集體土地面積。重慶市新增建設用地面積在地票制度施行前后出現顯著增長，2009—2011年在較高基數的基礎上增長率均超過40%，2012年后由于前期的高基數，同比增長開始波動下降。這與合成控制法所得到的結果同樣吻合，即重慶市與合成重慶市的人均GDP增長率差距在2009—2011年期間達到最大，隨后呈現逐年衰減的趨勢。
圖7 2003—2015年重慶市新增出讓面積與增長率
與此同時，需要注意的是新增建設用地面積的增加是否以犧牲農用土地為代價。通過比較重慶市與其主要合成省份農村居民家庭經營耕地面積（圖8）可以發現，地票制度施行前后，重慶市農村居民家庭經營耕地面積不僅并未減少，反而自2008年開始顯著上升，全國各省級行政區均值以及主要合成省份的該指標在同時期則并未出現上升趨勢。
圖8 2001—2012年農村居民家庭經營耕地面積增長率
因此，重慶市地票制度并非通過提高土地資源利用效率實現人均GDP的提升，而是優化了重慶市內土地資源配置效率，在保證戶均耕地面積不減反增的情況下，實現建設用地新增面積的大幅提升，進而促進了重慶市人均GDP上升。
本研究基于合成控制法探究地票制度對重慶市人均收入的促進作用及其作用機理，研究結果表明，地票制度作為城鄉建設用地增減掛鉤的市場化創新政策顯著提高了重慶市人均收入，證明了地票制度對推動區域經濟發展的有效性。本研究進一步檢驗了地票制度提升人均GDP的機制，檢驗結果表明，地票制度并未有效提升土地資源利用效率，但顯著提升了重慶市土地資源配置效率，進而實現了人均GDP的提升。然而正如前文所言，地票制度作為建設用地增減掛鉤的市場化嘗試，在具有顯著優點的同時也可能存在諸如農民權益受損、城鄉發展失衡、制度交易成本過高等問題，并且經過本研究檢驗，地票制度僅提升了土地資源配置的“量”，而未能提升土地資源利用的“質”，據此本研究提出如下建議。
（1）地票制度推行過程中保障農民權益。地票交易作為在全國率先開展的市場化交易模式，其政策實施切實影響著地區經濟的發展和農民生活水平。一方面，在地票形成、流轉與落地的過程中，各環節應做到公開透明，從而保證農民的公平感與獲得感；
另一方面，對于地票落地、農民宅基地退出后的階段，無論是農民工進城、農民上樓或是集中居住，應在基礎設施建設、配套政策落地、公共服務均等方面提升農民生活的幸福感。
（2）地票制度實行過程中注意城鄉統籌規劃。建設用地是區域未來經濟發展的實現載體，地票交易以市場化模式使得城鄉建設用地實現增減掛鉤，意味著農村地區以透支未來的發展潛力換取當下的資金補貼。在這一過程中，如果建設用地與退地補貼的交易僅限于“一錘子買賣”，后續城鄉發展差距將會進一步擴大。在地票交易完成后，如何推動農民進城，如何建設新型農村，實現集約化、規?；r業生產，如何提高農村投資回報率與勞動產出率，都應是地票制度完成城鄉建設用地增減掛鉤后不可或缺的步驟，也是鄉村振興戰略的應有之義。
（3）地票制度的實施應在充分發揮市場調節作用的同時注重政府監管。一方面，地票制度的實施環節眾多、步驟復雜，造成了高昂的制度成本與交易成本，對此應在地票產出與落地等環節充分發揮市場的作用，進一步提高資源配置效率；
另一方面，政府應對宅基地利用效率、退出后的耕地補償情況、農民土地補償的獲得情況進行嚴格的監管，更好地發揮政府的作用。
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