基于合成控制法的地票制度评估与机制分析

周 静，曾鸿睿

（中共上海市委党校 上海发展研究院，上海 200233）

一 文献综述

城市用地扩张的根本驱动因素是经济增长[1]，经济增长同样需要城市扩张承载。改革开放以来，随着我国经济总量、城镇化率与工业化水平的不断提高，城市建成区面积快速增长，经济增长目标对未来城市建设用地面积的增长提出了潜在要求。为了保护耕地、保证粮食安全和控制建设用地总量，我国建设用地指标采取自上而下的分配方式，中央确定规划期内全国新增建设用地总量并分配各地新增建设用地额度，从中央到各省，再逐步分解到各市、县。然而中国仍旧面临着人多地少、耕地面积短缺的现状，城镇建设用地不断扩张与耕地保护之间的矛盾日益突出，为守住耕地红线的同时保证城镇建设用地供给，城乡建设用地增减挂钩政策应运而生（表1）。

表1 城乡建设用地增减挂钩相关文件梳理

随着增减挂钩政策试点不断深入与试点地区不断增加，部分地区开始试行与地域特征相结合的挂钩模式，例如2005年天津试点“宅基地换房”、2008年嘉兴试点“两分两换”改革、2008年江苏实行万顷良田建设工程、2016年河南实行复垦券交易。在此背景下，2007年国务院批准重庆为全国统筹城乡综合配套改革试验区，2008年重庆农村土地交易所挂牌成立，地票制度进入试行阶段。

作为城乡建设用地增减挂钩的具体方案，地票制度的本质在于以市场化方式实现农村建设用地指标向城镇地区的让渡，欠发达地区获得资金来源，发达地区解决建设用地短缺的困境。其运作流程大致可分为运行、交易与使用三个环节：运行环节，农村土地权利人将闲置的农村建设用地向区县国土部门提出复垦申请，复垦工作结束交由市级国土部门确认后核发地票；交易环节，获得地票的土地权利人将地票投放到重庆市农村土地交易所，开发者通过公开拍卖竞标购入地票；使用环节，购得地票的开发者在全市规划区内选择拟落地地块，政府对拟落地地块进行征收后通过招、拍、挂方式出让，购得地票的权利人在此轮竞购中胜出后地票指标才最终落地。

作为市场化建设用地增减挂钩政策的创新方案，现有研究对于地票制度对区域人均收入的影响持不同观点。认为地票制度能够促进人均收入的研究主要从利用建设用地的“质”和“量”两方面进行论述，第一类观点认为地票制度能够提高建设用地利用效率。程世勇[2]指出，地票制度解除了建设用地固定区位空间的限制，通过“资产性地权”交易促进了要素集聚与产业协同优势。第二类观点则认为地票制度在保证城乡建设用地总量不增加的条件下，以盘活存量建设用地的方式实现城乡用地配置的优化。如陈悦[3]指出地票制度以建设用地远距离、大范围的置换，在城乡建设用地总量不增加的前提下解决了工业发展和城市扩容大量占用耕地与农村大量宅基地闲置的问题。另有研究从农民权益角度出发，认为地票制度实现了土地资产货币化，能够有效促进农民利益。地票的生产即实物资产货币化的过程，将土地资产转换变现为农民及农村集体经济组织的现实收益[4]。文兰娇等[5]认为虽然地票价格不能完全显化土地发展权转移价值，但相对征地补偿制度能够更有效地提高农村土地资产价值。进一步的研究，如顾汉龙等[6]所指出的地票制度提高了参与退地农民的财产性收入，提升农民消费水平，并使城乡收入差距得以缩小。

持相反意见的研究则主要从加剧城乡发展不平衡、制度与交易成本过高、农民权益保障三个方面进行论述。首先，地票制度可能造成城乡差距进一步扩大。王守军等[7]认为从城乡政治权利结构角度考察，地票制度具有“城市偏向”特征，将导致“贫者越贫，富者越富”的情况发生；从次级城市发展战略角度考察，大城市独占土地资源会使小城镇发展受到遏制，影响合理的城乡布局。黄美均等[8]同样指出，建设用地是地区发展的支撑性发展要素和资源保障，而边远地区在分配国家指标时本就处于弱势地位，通过地票制度落地的建设用地又集中在主城发达区域，进一步加大了区域内城乡发展差异。其次，地票制度的制度与交易成本过高。贺雪峰[9]指出，包括地票制度在内的城乡建设用地增减挂钩政策无法创造财富，只能将城市财富向农村转移，同时实践过程中造成了巨大浪费，并且存在复杂的制度安排、利益博弈、市场投机现象，构成了庞大的制度与交易成本，如农民歧视、地方官员利益寻租等现实问题。同时，由于每年地票交易量与交易价格都由重庆市政府根据计划调控，交易价格制定同样面临困难。谢新[10]认为地票价格过低会导致农民积极性不高，价格过高则会导致地票市场供应大于建设用地额度，如果采用行政手段调节则会出现效率损失与分配不公的现象，政府做出合理决策的难度较大。另外，从指标利用的角度而言，顾汉龙等[11]认为地票交易模式虽然实现了建设用地指标跨区域大范围的流动，同时具有更好的耕地保护效果，但指标利用效率较低，建设用地指标流通过程中产生了较大的交易成本。第三，农民权益保障问题。一方面，诸多文献表明农民宅基地退出过程获得的收益偏低：滕亚为[12]指出重庆市土地退出补偿水平低，且一次性补偿缺乏远期考虑；孟卫东等[13]指出地票制度运作过程中，农民作为地票供给者只参与了地票收益的初次分配而并未参与落地时土地出让金的分配；王兆林等[14]基于退地收益模型，结合重庆市4区县的宅基地退出理论补偿与复垦实际成本，分析得出重庆市宅基地退出过程中，农民可能遭受土地收益损失。另一方面，宅基地退出过程中部分地区由于政策执行不到位，可能存在违背农民意愿、收益分配混乱的现象。

通过对现有地票制度相关文献的梳理可知，地票制度作为市场化城乡建设用地增减挂钩政策的创新之举，其政策效果最主要的体现即能否有效促进人均收入，尚缺乏实证研究加以验证。更进一步而言，地票制度是通过优化土地资源配置效率还是通过优化土地资源利用效率实现这一促进作用的？综上，本文基于国内省级面板数据，采用合成控制法验证地票制度对重庆市人均收入的促进作用，在此基础上从土地资源的“质”与“量”两个角度出发分析地票制度作为土地政策影响居民人均收入的作用机理。

二 研究设计

（一）模型设置

为采用合成控制法识别重庆市人均GDP变动情况，首先需要选取一系列变量对人均GDP进行拟合。本文参考Fleisher等[15]、黄新飞等[16]的研究，选取人均资本存量、人均人力资本存量、产业结构、每万人专利授权数、城镇化率与净出口占比等变量拟合人均GDP。本文采用的基本回归模型如式（1）所示：

式中：被解释变量yj,t为人均GDP；解释变量包括人均资本存量kj,t、人均人力资本存量hj,t以及其他相关控制变量序列Xj,t；εj,t为误差项；α、β1、β2和γ为待估参数；j、t分别代表个体与时间。

（二）合成控制法应用原理

由于改革开放后全国各省（区、市）人均GDP普遍呈现上升趋势，判断某一政策对人均收入是否具有促进作用存在一定困难。同时，重庆市在经济总量、人口数量、面积等方面“比上不足，比下有余”的特征进一步加剧了政策效果的评估难度。如表2所示，重庆市常住人口与面积高于其他直辖市均值，但低于直辖市外的其他省级行政区均值，经济总量方面重庆市则低于其他直辖市均值，低于其他省级行政区均值，在进行政策效果评估时难以寻找到合适对照个体，传统的PSM-DID等政策评估方法不再适用。

表2 重庆市与其他省级行政区基本指标对比

针对此难题，本文基于合成控制法（Synthetic Control Method）以其他省（区、市）经济指标构建合成重庆市，并对比真实重庆市与合成重庆市政策实施前后被解释变量变动情况以评估地票政策的有效性。合成控制法根据对照组的数据特征构造实验组的反事实状态，进而与实验组进行对照。令个体j于时间点t的未受政策影响的反事实被解释变量为y'j,t，对于控制组与政策实施前的实验组有yj,t＝y'j,t，政策实施后的实验组则有yj,t＝y'j,t+φi,t，估计实验组实际状态与反事实状态的偏离φ则能够评估政策的有效性。

令j＝0代表实验组个体，j＝1,2,…,N为对照组个体，参考Abadie等[17]的方法构建实验组的反事实状态y'0,t，有：

其中w＝(w1,w2,w3,…,wN)为权重向量且满足：

式中：kj,t和hj,t分别为人均资本存量和人均人力资本存量；Xj,i,t为时期t、个体j的第i类控制变量；α、β1、β2以及γi为待估参数；εj,t为误差项。

因此有：

若y'0,t是y0,t的反事实状态，则在政策实行时间点T0前，有：

并且对于人均资本存量k、人均人力资本存量h以及控制变量X组成的预测变量集，应满足：

对以上预测变量应满足的条件，求解T0时间前，式（7）所示的最小化问题即可得到合成控制法的最优权重向量w，其中x0与x分别为实验组与对照组的预测变量，V为对角阵，对角元素为各预测变量对被解释变量y的影响权重。

（三）变量选取、数据来源与描述性统计

构建式（1）所述模型需要省级层面的生产总值、人口、资本存量、人力资本、专利授权量、产业结构、城镇化率等数据。各省（区、市）年末资本存量基于永续盘存法计算得到，具体计算公式如式（9）所示：

式中：Kt、It、Dt分别代表t年实际资本存量、实际投资额与实际折旧额。

参考Bai等[18]的方法，选取固定资本形成额作为当年投资额指标，并根据各年固定资产投资价格指数将名义投资额与折旧额缩减为实际值。对于基年资本存量，本文参考Hall等[19]的方法，将基年固定资产投资与后五年的投资增长率均值与折旧率均值之和的比值作为基期资本存量的估算值；为降低基期资本存量估算方法对实际资本存量估算结果造成的误差，应尽可能选取较早的年份作为基年[20]，考虑到数据的可得性，本文选取1993年作为资本存量测算基年，并采用2000—2017年的实际资本存量进行后续分析。人均人力资本存量以各省（区、市）就业人口平均受教育年限测度，以各层次受教育程度就业人口比例为权重加权受教育年份计算所得，各省（区、市）数据来源于《劳动统计年鉴》。产业结构、每万人专利授权数、城镇化率与净出口占比等各项数据均来源于各省（区、市）统计年鉴以及国家统计局官方网站，其中由于数据可得性原因，本文样本包括除西藏、海南、港、澳、台以外的29个省级行政区。各变量描述性统计如表3所示。

表3 描述性统计

三 实证结果与分析

本文实证部分共分为四部分：第一部分确定式（1）对各省（区、市）人均GDP的拟合优度，保证模型拟合的有效；第二部分通过合成控制法验证地票制度对重庆市人均GDP是否存在影响；第三部分对上述结果进行稳健性检验；第四部分则进行地票制度促进人均GDP的机制检验。

（一）模型拟合优度判断

对式（1）的拟合效果进行判断，分别采用随机效应与固定效应两种模型对样本数据进行回归，回归结果如表4所示。无论采用随机效应模型还是固定效应模型，拟合优度均在0.9以上，除变量第一产业占比外，其余变量均在1%的水平下显著，表明式（1）对2000—2017年各省（区、市）人均GDP具有良好的拟合效果。

表4 随机效应与固定效应回归结果

（二）合成控制法测算结果

本文采用合成控制法评估2008年地票制度推行前后重庆市人均GDP的变化，通过求解式（8）得到合成重庆市的各省合成权重。结果表明，合成重庆市由黑龙江省、青海省、云南省、贵州省、甘肃省、广东省 6 个省份合成，权重分别为 0.044、0.068、0.088、0.103、0.286、0.411。重庆市与合成重庆市预测变量对比如表5所示，人均实际资本存量、人均人力资本存量、产业结构、城镇化率、净出口占比误差均小于6%（其中人均实际资本存量经过对数化处理），同时2001—2007年重庆市与合成重庆市人均GDP差异均小于3%，说明合成控制法能够较好地拟合真实情况。

表5 重庆市与合成重庆市预测变量对比

重庆市与合成重庆市2000—2017年人均GDP变化情况如图1所示。

图1 2000—2017年重庆市与合成重庆市人均GDP变化情况

一方面结果进一步表明2008年前合成重庆市对重庆市人均GDP具有较好的拟合效果；另一方面图像显示2008年地票制度在重庆市试点推行后，重庆市的人均GDP相较合成重庆市有较大的增长，且实际与合成重庆市人均GDP差值的绝对值与相对比例逐渐扩大。具体而言，2000—2007年重庆市与合成重庆市人均GDP（非对数值）平均差距为1.75%，2008—2017年平均差距为19.42%，地票制度实施前后存在巨大差异；2008—2017年差距由11.43%上升至27.94%，绝对差值由 0.11上升至 1.22（图 2）。

图2 2000—2017年重庆市与合成重庆市人均GDP绝对差值与相对差值

（三）稳健性检验

为进一步验证上述地票制度对重庆市人均GDP影响的稳健性，本研究通过安慰剂检验的形式对上述结论进行稳健性检验。首先对合成重庆市中权重超过10%的省份进行安慰剂检验，假设这些省份同样于2008年实行了地票制度，检验各个省份与合成省份人均GDP变动情况。

合成重庆市中权重超过10%的省份分别为甘肃省、贵州省、广东省，采用合成控制法考察其人均GDP在2008年前后的变动情况，检验结果如图3所示。

图3 2000—2017年主要合成省份安慰剂检验结果

除贵州省外，2008年前甘肃省与广东省的合成省份均能较好拟合真实省份人均GDP的变化趋势。2008年后，甘肃省与广东省真实值与合成值同样非常接近，2008—2017年间甘肃省平均偏差为2.15%，偏差值相对较小；广东省平均偏差为6.60%，且实际人均GDP小于预测值，与重庆市相反。上述安慰剂检验进一步证实了仅重庆市人均GDP受到了地票制度的促进作用。

为进一步检验分析结果的稳健性，对所有样本省（区、市）进行安慰剂检验。对所有省（区、市）进行合成控制法处理并计算均方根百分比误差（RMSPE）（图4），参考Abadie等[15]的方法，去除RMSPE大于重庆市2倍的样本，去除的省（区、市）为上海市、内蒙古自治区、天津市、福建省、云南省、四川省、贵州省。

图4 合成控制法得到的样本省（区、市）均方根百分比误差

计算剩余省级行政区实际与合成人均GDP差值的时间序列，结果如图5所示，其中实线为合成重庆市与重庆市差值的时间序列，虚线为其余样本省（区、市）合成与实际差值的时间序列。相比其余虚线，黑色实线在2008年左右实现了明显上升，总体上显著高于其他虚线，表明重庆市作为实验组与控制组各省（区、市）区别较大，证明地票制度对重庆市人均GDP具有显著的促进作用。

图5 2000—2017年样本省（区、市）实际与合成指标差值

（四）机制分析

上述检验验证了地票制度对重庆市人均GDP的促进作用，在此基础上进一步从土地的“质”与“量”两方面考察地票制度的作用机制。“质”的问题可以表达为地票制度是否促进了土地的利用效率，提升了单位土地创造GDP的能力；相对应的，“量”的问题则针对土地的配置效率，研究地票制度是否在耕地红线的约束下以土地置换释放了更多的建设用地，进而促进人均GDP增长。

针对“质”的问题，验证地票制度是否有效提高了重庆市土地资源利用效率。程世勇[2]指出，土地资源利用效率的提升可能来源于要素集聚与产业协同优势，因此对重庆市与三个主要合成省份（广东、甘肃、贵州）以及全国城市平均的单位建成面积承载的城镇GDP进行对比。其中，各省城镇GDP根据《中国农村经济形势分析与预测（2011—2012）》中的支出法进行估算[21]，城市建成区面积数据来源于国家统计局。如图6所示，重庆市单位城市建成面积承载GDP的提升速度在2008年前后并未出现明显改变，相比三个主要合成省份也未产生明显差异。因此就城镇地区而言，地票制度未能有效提升土地的利用效率。

图6 2004—2017年重庆市与主要合成省份单位建成面积承载

针对“量”的问题，考察地票制度是否有效促进了重庆市土地的配置效率。图7为2004—2014年《中国国土资源统计年鉴》中重庆市国有土地供应出让中的“新增”面积与增长率，土地出让的“新增”项代表报告期内依法批准农用地转用和土地征用并转为国有建设用地的面积，包括原国有农用地和未利用地经专用审批转为国有建设用地的面积和征用的集体土地面积。重庆市新增建设用地面积在地票制度施行前后出现显著增长，2009—2011年在较高基数的基础上增长率均超过40%，2012年后由于前期的高基数，同比增长开始波动下降。这与合成控制法所得到的结果同样吻合，即重庆市与合成重庆市的人均GDP增长率差距在2009—2011年期间达到最大，随后呈现逐年衰减的趋势。

图7 2003—2015年重庆市新增出让面积与增长率

与此同时，需要注意的是新增建设用地面积的增加是否以牺牲农用土地为代价。通过比较重庆市与其主要合成省份农村居民家庭经营耕地面积（图8）可以发现，地票制度施行前后，重庆市农村居民家庭经营耕地面积不仅并未减少，反而自2008年开始显著上升，全国各省级行政区均值以及主要合成省份的该指标在同时期则并未出现上升趋势。

图8 2001—2012年农村居民家庭经营耕地面积增长率

因此，重庆市地票制度并非通过提高土地资源利用效率实现人均GDP的提升，而是优化了重庆市内土地资源配置效率，在保证户均耕地面积不减反增的情况下，实现建设用地新增面积的大幅提升，进而促进了重庆市人均GDP上升。

四 结论与建议

本研究基于合成控制法探究地票制度对重庆市人均收入的促进作用及其作用机理，研究结果表明，地票制度作为城乡建设用地增减挂钩的市场化创新政策显著提高了重庆市人均收入，证明了地票制度对推动区域经济发展的有效性。本研究进一步检验了地票制度提升人均GDP的机制，检验结果表明，地票制度并未有效提升土地资源利用效率，但显著提升了重庆市土地资源配置效率，进而实现了人均GDP的提升。然而正如前文所言，地票制度作为建设用地增减挂钩的市场化尝试，在具有显著优点的同时也可能存在诸如农民权益受损、城乡发展失衡、制度交易成本过高等问题，并且经过本研究检验，地票制度仅提升了土地资源配置的“量”，而未能提升土地资源利用的“质”，据此本研究提出如下建议。

（1）地票制度推行过程中保障农民权益。地票交易作为在全国率先开展的市场化交易模式，其政策实施切实影响着地区经济的发展和农民生活水平。一方面，在地票形成、流转与落地的过程中，各环节应做到公开透明，从而保证农民的公平感与获得感；另一方面，对于地票落地、农民宅基地退出后的阶段，无论是农民工进城、农民上楼或是集中居住，应在基础设施建设、配套政策落地、公共服务均等方面提升农民生活的幸福感。

（2）地票制度实行过程中注意城乡统筹规划。建设用地是区域未来经济发展的实现载体，地票交易以市场化模式使得城乡建设用地实现增减挂钩，意味着农村地区以透支未来的发展潜力换取当下的资金补贴。在这一过程中，如果建设用地与退地补贴的交易仅限于“一锤子买卖”，后续城乡发展差距将会进一步扩大。在地票交易完成后，如何推动农民进城，如何建设新型农村，实现集约化、规模化农业生产，如何提高农村投资回报率与劳动产出率，都应是地票制度完成城乡建设用地增减挂钩后不可或缺的步骤，也是乡村振兴战略的应有之义。

（3）地票制度的实施应在充分发挥市场调节作用的同时注重政府监管。一方面，地票制度的实施环节众多、步骤复杂，造成了高昂的制度成本与交易成本，对此应在地票产出与落地等环节充分发挥市场的作用，进一步提高资源配置效率；另一方面，政府应对宅基地利用效率、退出后的耕地补偿情况、农民土地补偿的获得情况进行严格的监管，更好地发挥政府的作用。