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土地用途管制績效的差異性分析論文
基于社會經(jīng)濟(jì)與政策耦合視角的績效分析
土地用途管制的核心是保護(hù)耕地，根據(jù)國務(wù)院及國土管理系統(tǒng)頒布的有關(guān)土地管理，特別是有關(guān)耕地保護(hù)和珍惜利用土地的各項(xiàng)法規(guī)、條例[13]，結(jié)合我國1996年-2010年間的耕地面積變化趨勢，將該時間段劃分為3個階段。1996年-1998年為第一階段，該階段是耕地保護(hù)制度的產(chǎn)生期，1996年6月，在全國土地管理廳、局長會議上，首次正式提出“實(shí)現(xiàn)耕地總量動態(tài)平衡”，1997年3月，首次設(shè)立了“破壞耕地罪”等，1998年修訂《土地管理法》，確定了土地用途管制制度，一系列耕地保護(hù)制度的出臺改變了過去耕地?zé)o序管理的混亂局面，取得了較好的效果，期間耕地面積減少39.71萬hm2，年均減少約19.855萬hm2；1999年-2004年為第二階段，該階段是耕地保護(hù)制度的發(fā)展期，也是城鎮(zhèn)化高速發(fā)展階段，在巨大的經(jīng)濟(jì)利益驅(qū)動下，耕地快速流失，6年間耕地面積減少719.78萬hm2，年均減少119.96萬hm2；2005年-2010年為第三階段，該階段是耕地保護(hù)制度完善期，在較為切實(shí)有效的耕地保護(hù)措施下，耕地過快減少的勢頭總體上得到遏制，6年間耕地面積減少71.10萬hm2，年均減少11.85萬hm2。最后，在階段劃分的基礎(chǔ)上，分別選取各階段指標(biāo)的年均水平作為指標(biāo)分值，進(jìn)行績效評價。
評價指標(biāo)體系確定評價土地用途管制制度績效不同于評價政府行政績效，應(yīng)該更多的從客觀尺度方面來衡量，目前客觀分析的基礎(chǔ)主要是官方公布的數(shù)字。根據(jù)已有理論[10，14-16]，結(jié)合目前我國�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）數(shù)據(jù)的可得性，選取能夠綜合反映地方社會經(jīng)濟(jì)及政策實(shí)施情況的指標(biāo)，其中，由于土地用途管制的核心內(nèi)容是保護(hù)耕地，因此政策方面的指標(biāo)選取耕地面積，耕地年均減少量及建設(shè)占用耕地面積等。初步篩選出人均GDP（x1）、地均GDP（x2）、房地產(chǎn)開發(fā)投資（x3）、商品房價水平（x4）、人口密度（x5）、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（x6）、政府的財(cái)政收入（x7）、農(nóng)戶人均純收入（x8）、恩格爾系數(shù)（x9）、失業(yè)率（x10）、城鄉(xiāng)消費(fèi)水平對比（x11）、耕地面積（x12）、耕地占總土地的比重（x13）、各�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）耕地在全國耕地中所占比重（x14）、耕地年均變化量（x15）、建設(shè)占用耕地面積（x16），這16項(xiàng)指標(biāo)作為土地用途管制制度績效評價的底層指標(biāo)。其中，第一階段1996年-1998年的建設(shè)占用耕地面積數(shù)據(jù)缺失，故未考慮該指標(biāo)x16。
數(shù)據(jù)來源與處理本文根據(jù)歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒、中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年報(bào)、國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、中國國土資源年鑒、中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒、中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒等，查得1996年-2010年全國31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的指標(biāo)數(shù)據(jù)。首先將原始數(shù)據(jù)進(jìn)行同趨勢化（恩格爾系數(shù)，失業(yè)率，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平對比、耕地年均變化量和建設(shè)占用耕地面積為逆向指標(biāo)）和標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除指標(biāo)之間變化趨勢、量綱不一致及數(shù)量級的差異現(xiàn)象，并建立變量的相關(guān)系數(shù)矩陣R。
因子分析因子分析是一種常用的多元統(tǒng)計(jì)方法，一般而言，在有多個指標(biāo)的許多問題中，用因子分析法可尋找出支配多個指標(biāo)的少數(shù)幾個公因子或共性因子，這些公因子彼此獨(dú)立。在所研究的問題中，以公因子代替原指標(biāo)作為研究的對象，可以在不損失或者很少損失原指標(biāo)所包含信息的情況下，達(dá)到“降維”的作用，從而簡化計(jì)算與研究[17]。
確定公因子運(yùn)用SAS軟件，計(jì)算出相關(guān)系數(shù)矩陣R的特征值、貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率。由于第1和第2這兩個公因子的特征值大于1，且三個階段前兩個公因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率分別達(dá)到66.09%，64.65%，61.78%，即這2個成分所包括的信息基本可以反應(yīng)原始變量所包含的總信息，因此可以提取前2個成分作為公因子。由于提取結(jié)果還不能明顯的反映公因子所包含的指標(biāo)信息，所以對因子載荷矩陣進(jìn)行正交方差最大旋轉(zhuǎn)。旋轉(zhuǎn)前后，因子載荷的變量結(jié)果基本一致，總的信息量無損失，其中，人均GDP、地均GDP、房地產(chǎn)開發(fā)投資、商品房價水平、人口密度、政府財(cái)?shù)恼杖�、農(nóng)戶人均純收入、恩格爾系數(shù)、失業(yè)率及城鄉(xiāng)消費(fèi)水平對比在第1公因子的載荷系數(shù)較大，這些指標(biāo)主要反映的是社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，因此可以用第1公因子代表社會經(jīng)濟(jì)子系統(tǒng)；耕地面積、耕地占總土地的比重及各�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）耕地在全國耕地中所占比重、耕地年均變化量和建設(shè)占用耕地面積在第2公因子的載荷系數(shù)較大，這些指標(biāo)反映的是耕地狀況，即土地用途管制的執(zhí)行情況，因此可以用第2公因子代表政策制度子系統(tǒng)。
因子得分為了對3個階段的樣本分別進(jìn)行綜合分析和評價，應(yīng)給出3個階段各樣本歸一化后的兩因子得分矩陣。
確定依據(jù)參考經(jīng)濟(jì)與環(huán)境耦合機(jī)制評價的度量標(biāo)準(zhǔn)[18]，將社會經(jīng)濟(jì)與政策耦合機(jī)制評價的度量標(biāo)準(zhǔn)分為發(fā)展類別標(biāo)準(zhǔn)和發(fā)展模式標(biāo)準(zhǔn)，具體見表2和表3。由于各指標(biāo)均已同趨勢化為正向指標(biāo)，因此兩個公因子均為正向因子。根據(jù)因子的歸一化得分，把0~1之間劃分為4個層次作為發(fā)展類別標(biāo)準(zhǔn)：0~0.25為低級發(fā)展類，0.25~0.50為初級發(fā)展類，0.50~0.75為中級發(fā)展類，0.75~1.0為高級發(fā)展類；此外，發(fā)展模式標(biāo)準(zhǔn)主要以直線y=x，曲線y=x2和y=x為基準(zhǔn)，y=x直線以上為政策滯后模式，直線以下為社會經(jīng)濟(jì)滯后模式；直線y=1與曲線y=x之間為強(qiáng)政策滯后模式，曲線y=x與直線y=x之間為弱政策滯后模式，直線y=x與曲線y=x2之間為弱經(jīng)濟(jì)滯后模式，曲線y=x2與y=0之間為強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式。
發(fā)展戰(zhàn)略確定依據(jù)上述度量標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)行社會經(jīng)濟(jì)與政策發(fā)展耦合機(jī)制的評價，我國31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的發(fā)展戰(zhàn)略在3個階段具有不同的類型，具體結(jié)果見表4。
時間維度分析對3個階段強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）個數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)可以得表5。由表5可知，相對其他3種發(fā)展模式來說，強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式包含的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）個數(shù)在3個時間段中均最多，其中，第一階段（1996年-1998年）與第三階段（2005年-2010年）相比，強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式中高級發(fā)展類的個數(shù)多于第三階段，而初級發(fā)展類的個數(shù)低于第三階段，第二階段（1999年-2004年）中22個省全部集中在高級發(fā)展類和中級發(fā)展類。我國是農(nóng)業(yè)大國，大部分省屬于糧食主產(chǎn)區(qū)或者產(chǎn)銷平衡區(qū)，加之土地用途管制等政策的實(shí)施，使得社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于政策的執(zhí)行效果，出現(xiàn)政策執(zhí)行過度的現(xiàn)象，不利于我國現(xiàn)代化的發(fā)展。此外，相對于第一階段（1996年-1998年）和第三階段（2005年-2010年），第二階段（1999年-2004年）的發(fā)展戰(zhàn)略類型較少，且主要集中在中級發(fā)展類和高級發(fā)展類的強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式，政策滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）大幅度減少。這與第二階段剛剛實(shí)施土地用途管制制度有著密切的聯(lián)系，1999年我國正式實(shí)施土地用途管制制度，隨后6年間，耕地保護(hù)政策執(zhí)行力度加大，各�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）政府采取各種措施保護(hù)耕地，在一定程度上取得了顯著的成效。相對而言，第三階段（2005年-2010年）與第一階段（1996年-1998年）的差別不大，說明政策實(shí)施效果開始減弱。2005年以后我國耕地面積開始緩慢減少，并有回升的跡象，政策的監(jiān)管也隨之減弱，地方政府在經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動下，想方設(shè)法占用耕地，政策執(zhí)行效果逐漸退化。
空間維度分析結(jié)合我國糧食分區(qū)，分別對31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的發(fā)展戰(zhàn)略類型進(jìn)行歸納分析，得出如下3個結(jié)論：（1）強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）大部分屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，如河北，黑龍江，安徽，山東，河南等糧食主產(chǎn)區(qū)都是強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式。原因是：①大多數(shù)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件優(yōu)越，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較高；②被劃為糧食主產(chǎn)區(qū)的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）肩負(fù)著我國糧食生產(chǎn)的責(zé)任，因而，在由產(chǎn)區(qū)耕地向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移上受到一定程度的限制[19]，鑒于此，我國大部分糧食主產(chǎn)區(qū)屬于中級發(fā)展和高級發(fā)展的強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式，耕地減少速度緩慢，政策執(zhí)行效果較好，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。（2）政策滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）基本上都是主銷區(qū)。其中北京，天津和上海屬于強(qiáng)政策滯后模式；福建，廣東，浙江和海南屬于弱政策滯后模式。這些城市大多為我國的經(jīng)濟(jì)中心城市和沿海發(fā)達(dá)城市，城市化水平高，土地產(chǎn)出效率高，因而，保護(hù)耕地的機(jī)會成本大，耕地占用率高。（3）低級發(fā)展類和初級發(fā)展類的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）主要是西藏，寧夏和青海等產(chǎn)銷平衡區(qū)。這些�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件惡劣，土地利用比較粗放，大部分位于經(jīng)濟(jì)相對落后的西部地區(qū)，因而，社會經(jīng)濟(jì)水平和政策執(zhí)行效果均處于較低水平。
基于協(xié)調(diào)度模型的區(qū)域劃分
耕地保護(hù)應(yīng)該與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)，以零增長為代價換取耕地保護(hù)與可持續(xù)是不可取的[19]，社會經(jīng)濟(jì)與政策的協(xié)調(diào)發(fā)展是政策執(zhí)行持續(xù)有效的重要保障，為了更精確地反映我國31個省（自治區(qū)、直轄市）3個階段的協(xié)調(diào)度，利用協(xié)調(diào)度函數(shù)[20]（見式1）計(jì)算31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的社會經(jīng)濟(jì)與政策制度的協(xié)調(diào)度，并根據(jù)Jenks自然最佳斷裂點(diǎn)分級方法對31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）分區(qū)，確定協(xié)調(diào)度等級。從空間維度看，處于高協(xié)調(diào)度的江蘇，浙江，廣東等的經(jīng)濟(jì)水平較發(fā)達(dá)，政策執(zhí)行效果也較好。近年來，隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，土地競用程度相當(dāng)激烈，地處東部沿海的江蘇省的糧食主產(chǎn)區(qū)功能慢慢退化，而浙江，廣東作為主銷區(qū)，耕地面積相對較少，但與其它主銷區(qū)相比，建設(shè)占用耕地速度較緩慢，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展與政策制度執(zhí)行效果高度協(xié)調(diào)。相反，處于較低協(xié)調(diào)度的黑龍江，河南，內(nèi)蒙古等大部分是糧食大省（除北京，上海外），這除了與當(dāng)?shù)氐淖匀坏乩硪蛩睾蜕鐣蛩赜嘘P(guān)外，還與其肩負(fù)著糧食安全的責(zé)任有關(guān)，因而，一定程度上制約了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，造成社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平與政策執(zhí)行效果嚴(yán)重失調(diào)。
結(jié)論與討論
主要結(jié)論（1）從時間維度看，我國土地用途管制績效在短期內(nèi)效果顯著，長期內(nèi)效果逐漸減弱。3個階段中強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）個數(shù)均接近或超過總數(shù)50%。其中，第二階段（1999年-2004年）的發(fā)展戰(zhàn)略類型較少，且集中在經(jīng)濟(jì)滯后模式，政策執(zhí)行效果最好，第一（1996年-1998年）和第三（2005年-2010年）階段差別不大，說明政策執(zhí)行效果逐漸退化。（2）結(jié)合我國糧食分區(qū)，從空間維度看，我國土地用途管制績效在空間上存在差異。其中，政策績效評價好的強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）大部分屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，而政策執(zhí)行效果相對較差的政策滯后模式的省（自治區(qū)、直轄市）基本上都屬于糧食主銷區(qū)；此外，低級和初級發(fā)展類的西藏、青海等則屬于產(chǎn)銷平衡區(qū)。（3）從協(xié)調(diào)度的角度看，大量經(jīng)濟(jì)滯后的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），在政策執(zhí)行力度加大的情況下，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著落后于政策執(zhí)行效果，協(xié)調(diào)度指數(shù)大幅下降；而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，在強(qiáng)化政策實(shí)施的情況下，大部分達(dá)到了高度協(xié)調(diào)水平。如經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的北京和上海在1999年-2004年間協(xié)調(diào)度效用值分別為78.42和76.29，而作為糧食主產(chǎn)大省的黑龍江在該階段的協(xié)調(diào)度效用值僅為42.17，這種現(xiàn)象不利于政策的有效執(zhí)行和社會經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展。
討論結(jié)合糧食分區(qū)，定量分析我國31個�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1996年-2010年間土地用途管制績效的時空差異，得出其績效水平存在一定的規(guī)律。制度績效評價好的強(qiáng)經(jīng)濟(jì)滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）大部分屬于糧食主產(chǎn)區(qū)，而制度執(zhí)行效果相對較差的政策滯后模式的�。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）基本上都屬于糧食主銷區(qū)。已有研究顯示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與土地用途管制的耕地保護(hù)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[11，12]。此外，曲福田等指出，對糧食主產(chǎn)區(qū)實(shí)行更為嚴(yán)格的管制制度，實(shí)際上剝奪了其部分的發(fā)展權(quán)，是不公平的，應(yīng)給予補(bǔ)償[19]。本研究得出的空間績效水平規(guī)律與前人研究基本一致，并在此基礎(chǔ)上研究了土地用途管制績效的時序差異，得出我國土地用途管制績效在短期內(nèi)效果顯著，長期內(nèi)效果逐漸減弱的規(guī)律。然而，文章在探討土地用途管制績效時只是針對其核心內(nèi)容，即保護(hù)耕地進(jìn)行分析評價，這樣的考慮有一定的道理，卻不夠全面。今后可進(jìn)一步考慮土地利用集約水平、土地資源有效配置等因素，更加全面地對土地用途管制的績效水平進(jìn)行分析。
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