土地約談抑制地方政府土地財政嗎?
——基于雙重差分法的實證分析

劉 佳，彭 佳

（陜西師范大學政法與公共管理學院，陜西 西安 710119）

1 引言

隨著中國經(jīng)濟高速增長以及城鎮(zhèn)化加速推進，地方土地出讓收入已成為地方政府財政收入的重要來源[1]。據(jù)財政部數(shù)據(jù)顯示①數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國財政部官網(wǎng)（http://www.mof.gov.cn）所公布的歷年財政收支情況。，2021年國有土地使用權(quán)出讓收入再創(chuàng)新高，已達到8.7萬億元，相較2007年的0.8萬億元，翻了十倍有余。若是考慮到房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)等土地間接稅收及土地融資性收入等隱性收入，廣義口徑的土地財政規(guī)模將更為龐大。土地財政在加速城鎮(zhèn)化進程、推動經(jīng)濟快速增長等方面扮演著舉足輕重的角色[2]。但是，這種“以地謀發(fā)展” “以地生財”的發(fā)展模式終不是長久之計，“土地財政”模式所帶來的金融風險、環(huán)境破壞、土地違法、土地粗放利用、房價飆升等一系列問題[3-4]，已威脅到我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、社會秩序穩(wěn)定及生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展。

我國正處于高質(zhì)量發(fā)展關(guān)鍵時期，需要地方政府更加注重集約節(jié)約促進土地可持續(xù)發(fā)展，擺脫土地財政依賴。然而，地方政府所面臨相對“軟化”的制度約束環(huán)境為土地財政提供了空間[5-6]。為強化土地利用和管理的制度約束，2004年國務院下發(fā)《關(guān)于深化改革嚴格土地管理的決定》。為落實該制度，2006年國務院出臺《關(guān)于建立國家土地督察制度有關(guān)問題的通知》，正式啟動土地督察制度。2019年新修訂的《土地管理法》中更首次將土地督察制度正式入法，2021年新《土地管理法實施條例》中進一步明確督察范圍和機構(gòu)權(quán)責，至此土地督察制度全面步入法制化軌道。

作為土地督察制度中極具中國特色的一項制度，土地約談兼具協(xié)商的柔性工具色彩和問責的剛性約束力度[7]。土地約談不僅通過協(xié)商對話和自查自糾等柔性手段對地方政府土地違法行為加以糾偏或預警，還可以通過限期整改和追責懲處等剛性措施對違法行為加以約束或強制，從而倒逼地方政府提高行為遵從度，規(guī)范地方政府用地行為[8]。地方政府用地行為監(jiān)管的強化，有利于扭轉(zhuǎn)地方政府盲目出讓土地的沖動，可能會起到緩解地方政府土地財政的作用。那么，土地約談能否有效發(fā)揮其制度優(yōu)勢，從而有效遏制地方政府土地財政呢？該問題的回答是進一步提升土地約談效果，完善我國土地督察制度，優(yōu)化土地財政治理的關(guān)鍵。

首先，諸多研究探索了土地督察制度實施效果，這些研究主要集中在土地督察對土地執(zhí)法力度、耕地保護、土地市場化、土地違法、國有土地收益等方面的影響。雖然上述研究考察了土地督察制度的實施效果，發(fā)現(xiàn)土地督察制度的建立會強化土地問責，遏制土地違法行為，減少土地出讓收益，但尚未明確回答土地督察是否有效遏制土地財政。此外，土地督察分為例行督察、專項督察和督察約談三種形式，已有研究分類討論了例行督察和專項督察在耕地保護及土地市場化等方面的效果差異[9-10]，但對于土地督察約談效應的文獻尚不多見。因此，從土地財政視角入手，評估土地約談的制度效應，有利于補充現(xiàn)有土地督察實施效果的研究。

其次，土地約談是行政約談制度在國土資源領域的延伸。行政約談的相關(guān)研究成果陸續(xù)涌現(xiàn)，但這些研究主要集中在環(huán)境保護、食品安全、網(wǎng)絡信息、財政審計等領域[11-13]。值得關(guān)注的是，中共十九屆四中全會提出“要深化落實自然資源督察制度”。環(huán)保約談和土地約談都屬于自然資源督察約談的范疇，關(guān)于環(huán)保約談的研究已相當成熟，不僅有運行機理的理論剖析[14]，更有實施效果的實證檢驗[15]。與之相比，土地約談研究特別有限，亟待學術(shù)界關(guān)注。本文有助于拓展行政約談的研究邊界，在不同領域下探討行政約談制度的實施效果。

本文采用2004—2016年中國281個地級市面板數(shù)據(jù)，利用多期雙重差分方法實證檢驗土地約談制度對地方政府土地財政的影響關(guān)系，量化我國土地約談制度的實施效果。本文研究結(jié)果不僅為深化土地約談制度提供新的理論基礎，也為推進國土資源治理體系和治理能力現(xiàn)代化、更好發(fā)揮土地約談制度優(yōu)勢及其治理效能給出有效實證依據(jù)。

2 理論分析

委托代理理論認為當委托人和代理人之間存在著信息不對稱時，很容易使得代理人偏離委托人目標而追逐自身利益最大化[16]。在地方政府土地出讓過程中，中央與地方政府間存在委托代理關(guān)系，現(xiàn)階段土地信息公開透明程度有限，二者之間信息不對稱的狀況依然存在。同時，地方政府因目標責任制考核的經(jīng)濟發(fā)展目標導向，更多充當著土地開發(fā)商角色[17]，偏離了中央政府集約利用土地的目標定位，激化了土地財政問題。要想讓代理人行為符合委托人的目標定位，就必須通過指導、監(jiān)督或糾偏等方式對代理人行為施加控制，確保代理人嚴格按照委托人的目標行事[18]。為加強土地監(jiān)管，原國土資源部聯(lián)合監(jiān)察部以及人力資源和社會保障部于2008年出臺《違反土地管理規(guī)定行為處分辦法》（以下簡稱《處分辦法》），明確規(guī)定“嚴肅懲處土地違法違紀行為，對違法違紀責任單位和人員依法問責”。為進一步落實《處分辦法》，原國土資源部2010年出臺《關(guān)于進一步加強和規(guī)范對違反國土資源管理法律法規(guī)行為報告工作的意見》，提出“上級國土資源主管部門可約談下級部門主要負責人，并依規(guī)追究責任”。2021年《中華人民共和國土地管理法實施條例》規(guī)定，“國家自然資源督察機構(gòu)可以約談土地違法違紀的被督察地方人民政府，并依法追究相關(guān)責任人責任”。

土地約談制度具有明顯的剛性約束特征。首先，土地約談是由各派駐地方的國家自然資源督察局①根據(jù)中央授權(quán)，原國土資源部（現(xiàn)自然資源部）向地方派駐原國土督察機構(gòu)（現(xiàn)自然資源督察機構(gòu)），由北京局、沈陽局、上海局、南京局、濟南局、廣州局、武漢局、成都局、西安局，共計9個自然資源督察局承擔各自轄域內(nèi)約談工作。按照一定規(guī)范程序，直接約談地方政府負責人，當面指出相關(guān)問題，提出整改意見。這種方式能夠?qū)⒅醒胪恋毓芾砟繕撕驼咭?guī)制完整地、直接地傳遞到被約談地方政府，從而強化中央土地管理目標定位。其次，在規(guī)定時間內(nèi)，若被約談地方政府沒有按照約談書面整改意見進行自糾整改或整改效果達不到規(guī)定要求，自然資源督察局可以對主要負責人進行行政問責。 土地約談通過限期整改和追責懲處等硬性措施對被約談地方政府施加壓力，倒逼地方政府強化主體責任，進而督促其嚴格執(zhí)行土地管理相關(guān)法規(guī)要求。在約談剛性約束壓力下，地方政府有可能采取激進的、極端的策略應對，迅速完成土地違法行為整改，以求在短期內(nèi)取得顯性整改成效。

同時，委托代理理論還發(fā)現(xiàn)隱性聲譽可使代理人即便在信息不對稱情況下，依然能確保契約目標實現(xiàn)[19]。聲譽是公眾對特定人或事物的總體評判，能激勵公共組織更愿意提供優(yōu)質(zhì)表現(xiàn)以換取受人尊重的好名聲[20]。在土地約談過程中，各派駐地方的國家自然資源督察局都會積極邀請主流媒體參加土地約談全過程，并公開報道土地約談相關(guān)信息，接受社會監(jiān)督和輿論監(jiān)督。這使得地方政府除面臨上級政府的問責之外，還將受到社會公眾的審視和問責。因此，土地約談制度具有明顯的軟性約束特征，土地約談信息的公開，加強了公眾對地方政府用地行為的監(jiān)管，使得地方政府為了維護政府聲譽而積極采取整改行動，減少在用地過程中的違法違規(guī)行為。

因此，土地約談的剛性問責和柔性監(jiān)管雙管齊下，共同倒逼地方政府提高行為遵從度，從而打破央地目標抵牾困境，促使土地約談效果釋放。土地約談使得地方政府如果違法違規(guī)將會面臨較高的問責風險和輿論譴責，導致土地違法成本可能大于土地違法收益，土地違法可能并不能帶來土地出讓收入的增加，從而扭轉(zhuǎn)了地方政府盲目出讓土地的沖動，從而降低了地方政府土地財政的規(guī)模。據(jù)此，本文提出假說一：土地約談能夠顯著抑制地方政府土地財政規(guī)模。

土地約談通過問責壓力迫使被約談對象遵從整改指令，體現(xiàn)了運動式治理的特點。運動式治理雖然可在短期內(nèi)獲得較為明顯效果, 但長期卻難以有效控制和防范違法行為[21]。這是因為地方政府在約談初期，出于對未來約談和問責的不確定性，會積極主動履行約談要求。但當約談模式一旦進入常規(guī)階段或約談后期，地方政府會隨之形成自身穩(wěn)定的應對策略[22]，從而導致土地約談的問責壓力和震懾威力不斷減弱，進而影響土地約談效果的可持續(xù)性。同時，土地約談不同于傳統(tǒng)行政處罰和行政強制手段，其始終是以協(xié)商談話為基礎，而不是通過行政命令解決問題。被約談地方政府在協(xié)商過程中擁有充分發(fā)言權(quán)，可以與自然資源督察局討價還價，不斷“變相拖延”整改期限[23]，從而影響土地約談長期糾偏效應，降低對土地財政的可持續(xù)抑制作用。據(jù)此，本文提出假說二：土地約談對土地財政規(guī)模的抑制效應不具有長效性。

中國地域空間遼闊，地區(qū)間存在較大差異，土地財政規(guī)模及依賴程度也不盡相同。有研究發(fā)現(xiàn)相較東部而言，中西部地區(qū)土地財政規(guī)模雖較小，但增長趨勢更明顯[24]。由于中國各地區(qū)間土地財政規(guī)模差異較大，可能使得土地約談在不同區(qū)域產(chǎn)生的土地財政抑制效果存在較大差別。同時，已有研究發(fā)現(xiàn)土地督察的實施效果在不同區(qū)域具有顯著差異，西部地區(qū)土地例行督察對土地違法的遏制效應要顯著高于東、中部地區(qū)[25]。區(qū)域差異性可能會影響土地約談政策作用的發(fā)揮，據(jù)此，本文提出假說三：土地約談對土地財政規(guī)模的抑制效應存在區(qū)域異質(zhì)性。

3 研究設計

3.1 模型構(gòu)建

雙重差分方法（Difference-in-difference, DID）是將政策分階段實施視為一種“準自然實驗”，通過將實驗組與對照組對比分析，有效識別出消除個體及時間變化影響后的政策整體凈效應，因而在政策效應評估中被廣泛應用。土地約談可被視為一項準自然實驗，被約談的城市作為實驗組，未被約談過的城市作為對照組，從而構(gòu)建DID模型來檢驗土地約談的實施對土地財政是否存在抑制效應。但是傳統(tǒng)DID模型只適用于土地約談在同一個時間點展開的情況，而實際各派駐自然資源督察局約談違規(guī)城市的時間并不一致。因此，本文使用多期雙重差分模型分析研究了土地約談制度對土地財政的整體影響效應。

多期雙重差分基準模型設定如下：

式（1）中：Yit為被解釋變量；i和t分別為各個城市和不同年份；talkit為約談虛擬變量，反映某個城市i在t年是否被約談；Xit為其他控制變量；γt和νi分別為時間固定效應與各城市的個體固定效應；εit為各殘差項的和；系數(shù)β0為常數(shù)項；α為控制變量回歸系數(shù)；本文核心關(guān)注的系數(shù)β1度量了土地約談對土地財政的政策凈效應，若土地約談確實抑制地方政府土地財政，那么系數(shù)β1應顯著為負。

使用DID還需滿足符合平行趨勢檢驗的前提條件，本文將進行平行趨勢檢驗。同時根據(jù)以往文獻的做法，還將使用安慰劑檢驗、反事實檢驗以及傾向得分匹配這三種穩(wěn)健性檢驗方法來估計本文結(jié)果是否會受到另外的政策、環(huán)境、經(jīng)濟等非觀測因素的影響而產(chǎn)生偏差。最后，本文還將進一步驗證土地約談制度在不同地區(qū)所發(fā)揮的異質(zhì)性作用。

3.2 變量測量

（1）土地財政。本文參考已有研究[4-6]，選取土地出讓金（lfj）測量土地財政的絕對規(guī)模。同時，為了進一步考察土地財政增長的相對規(guī)模，參考張俊遠的研究[26]，選取土地出讓金增速（lfz）來測量土地財政規(guī)模的增長幅度。

（2）土地約談。設置土地約談政策虛擬變量talk，若某地級市是約談當期及以后，設為1；若某地級市被約談之前或不曾被約談的城市設為0。

（3）控制變量。參照已有研究，本文選取5個變量來控制其他因素對土地財政的影響。①經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp），本文用人均GDP來測量各地級市經(jīng)濟發(fā)展情況；②工業(yè)化水平（ind），本文用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來測量各地級市工業(yè)化水平；③人口密度（pop），本文用單位面積居住在土地上的人數(shù)來測量人口密度；④城市資源（mj），本文用城市土地總面積來測量城市資源；⑤土地交易市場化水平（zpg），本文用土地招拍掛面積來測量土地交易市場化水平。

考慮到各地市經(jīng)濟基礎和資源稟賦等方面存在較大差異，本文設置了城市個體虛擬變量以控制地域差異的影響。此外，還設置了年份虛擬變量，以排除某些隨時間變化的遺漏變量對研究結(jié)果的影響。本文主要變量說明及測量見表1。

表1 變量測量Tab.1 Variable measurement

3.3 數(shù)據(jù)來源

因土地約談多是地市級政府，所以本文選擇我國281個地級市作為研究對象。鑒于《國土資源年鑒》僅公開發(fā)行到2017年，因此本文截取2004—2016年的面板數(shù)據(jù)。為消除原始數(shù)據(jù)異方差問題和保證宏觀數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，參照CHANG等的做法[27]，對土地出讓金和其他數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理，最終共得到2 234個觀測值。約談市名單來自于國土督察公告和中國政府網(wǎng)，其他數(shù)據(jù)來源于《中國國土資源年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各地級市歷年統(tǒng)計年鑒和國務院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。本文進行了主要變量的描述性統(tǒng)計（表2）。被解釋變量lfj和lfz的最大值和最小值之間存在較大差異，為進一步驗證提供空間。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of main variables

4 實證結(jié)果

4.1 平行趨勢檢驗

DID 有效的前提條件是平行趨勢檢驗成立。若平行趨勢檢驗成立，則土地約談對土地財政增速的影響只會發(fā)生在各城市土地約談后，而在土地約談前，各城市間的土地財政增速不存在顯著差異。

平行趨勢檢驗方程設定如下:

式（2）中：M與N則代表政策前和政策后的期數(shù)；yearj代表第j期的年份虛擬變量；treati代表處理組虛擬變量；交互項treati×yearj的系數(shù)θj衡量的是第j期被約談城市和未被約談城市之間的差異；其余變量和系數(shù)含義同式（1）。需要說明的是，土地約談一般發(fā)生在每年的第四季度，政策實施當期數(shù)據(jù)大部分位于“政策實施之前”，為避免完全共線性問題，因此選擇政策發(fā)生年份作為基期不納入回歸分析。

圖1為平行趨勢檢驗結(jié)果，其顯示了采用了95%置信區(qū)間下考慮了控制變量后的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示政策實施前一年至前五年均沒有通過顯著性水平檢驗，這說明在實施土地約談前，實驗組與對照組之間無顯著性差異，平行趨勢假說成立。

圖1 平行趨勢檢驗Fig.1 Parallel trend test

4.2 土地約談對土地財政的整體影響

本文采用多期雙重差分模型檢驗了土地約談對土地財政的影響，結(jié)果見表3。模型（1）是土地約談對土地財政絕對規(guī)模的影響，模型（2）—模型（4）分別是土地約談對土地財政增速影響在全樣本、排除直轄市、一般地級市（排除直轄市、省會城市和計劃單列市）的回歸模型。由模型（1）可知，土地約談對土地財政絕對規(guī)模并不具有顯著約束作用。從模型（2）來看，土地約談對土地財政增速具有顯著負向抑制作用，被約談市的土地財政增速相比未被約談市顯著減緩41.1%。模型（3）和模型（4）也說明土地約談的實施能有效抑制土地財政規(guī)?？焖偕蠞q，假設1部分得到驗證。

表3 土地約談對地方政府土地財政的總體影響Tab.3 The overall impact of land regulatory talks on land finance of local government

這一結(jié)果說明，土地約談雖不能直接抑制地方政府土地財政規(guī)模，但其對地方政府行為還是具有一定威懾力，使得地方政府在出讓土地的過程中不得不慎重考慮違規(guī)可能帶來的嚴重后果，促使其明確自身在土地發(fā)展中的行政責任和問責后果，從而減弱地方政府對土地財政的依賴程度，抑制地方土地財政的瘋狂擴張。土地出讓金增速的大幅度降低，將會不斷縮小地方政府土地出讓金的相對規(guī)模，放緩土地出讓金絕對規(guī)模增長的腳步，從而間接抑制地方政府土地財政。

4.3 土地約談對土地財政的長期動態(tài)影響

為檢驗土地約談政策長期動態(tài)效果，本文借鑒吳建祖等學者做法[15]，進一步將政策實施年份虛擬變量納入進來。需要說明的是，由于土地財政絕對規(guī)模變量lfj并不顯著，因此接下來一系列檢驗僅圍繞土地財政增速變量lfz展開。

長期動態(tài)影響效應模型的設定如下：

式（3）中：aftern為虛擬變量，當n分別等于1、2、3時，after1、after2、after3分別為某城市是否被約談后的第一年、第二年和第三年的觀測值；其余變量和系數(shù)含義同式（1）。表4中的模型（1）—模型（3）分別報告了土地約談政策實施后的第一年、第二年和第三年對地方政府土地財政規(guī)模的抑制效果。研究發(fā)現(xiàn)土地約談政策實施后的第一年到第二年仍對土地財政發(fā)揮顯著抑制作用，但到第三年失去效力。從動態(tài)模型可以推論，當土地約談政策實施一段時間后，地方政府通過觀察前期政策執(zhí)行結(jié)果和問責力度，會與中央督察機構(gòu)形成相對穩(wěn)定的博弈關(guān)系，并逐漸產(chǎn)生較為穩(wěn)定的應對策略。因此，土地約談在震懾性、時效性、適用性方面都“大打折扣”，難以起到長期持續(xù)的抑制作用，假設2得到驗證。

表4 土地約談的動態(tài)效應檢驗Tab.4 Testing the dynamic effect of land regulatory talks

4.4 土地約談對土地財政影響的異質(zhì)性

（1）區(qū)域異質(zhì)性。中國房地產(chǎn)調(diào)控政策因地區(qū)而異，在東中西部地區(qū)呈現(xiàn)顯著成效差異，會影響土地財政規(guī)模。因此，根據(jù)國家統(tǒng)計局分類標準，本文將地理區(qū)位劃分為東部、中部和西部三個區(qū)域。表5的模型（1）—模型（3）列出土地約談在不同地區(qū)產(chǎn)生的效果。對于東部與西部地區(qū)，土地約談皆“失效”，只在中部地區(qū)發(fā)揮限制作用。原因可能是因為東部地區(qū)的一、二線城市受到更嚴格的房地產(chǎn)調(diào)控政策影響，其對房地產(chǎn)調(diào)控政策的響應速度更快，且執(zhí)行力度更大，地方政府用地行為更規(guī)范[28]。中西部地區(qū)的房地產(chǎn)調(diào)控政策相對比較寬松，地方政府土地出讓相對更容易。但西部地區(qū)尚未進入“土地財政庫茲涅茨曲線”由升轉(zhuǎn)降”的拐點[29]，土地出讓收入仍處于高位，土地約談難以剎住地方政府土地財政的高增速。與西部相比，中部地區(qū)仍處于經(jīng)濟追趕期，在經(jīng)濟發(fā)展方面的成績并不亮眼時，對于地方政府而言服從土地約談結(jié)果以獲取后續(xù)政治資本更重要。

表5 異質(zhì)性檢驗Tab.5 Heterogeneity test

（2）經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性。本文將各城市按人均GDP由小到大排序，大于人均GDP中位數(shù)的城市是經(jīng)濟發(fā)展水平較高城市，低于中位數(shù)的城市是經(jīng)濟發(fā)展水平較低城市。從表5的模型（4）—模型（5）可以看出，土地約談對經(jīng)濟發(fā)展水平較低的城市更有效，而對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市則不具有約束效應。經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市，其新增建設用地規(guī)模較大，城市化水平也相對較高，通過土地出讓獲取收益的動力較強，對土地財政依賴程度也更高。與GDP增長的強大動力相比，土地約談這種軟約束方式對土地財政的影響顯得有些“微不足道”。因此，假設3成立。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

（1）安慰劑檢驗。本文采取隨機生成被約談城市的方式以進行安慰劑檢驗。為提高安慰劑檢驗的可識別性，這一隨機過程分別被重復了 500 次和1 000次，圖2匯報了安慰劑檢驗的結(jié)果。從圖2中可以看出隨機估計值分布在零的附近并且服從正態(tài)分布，證明隨機生成的被約談的城市沒有政策效應，從而可推得土地約談政策對處理組城市的土地財政約束作用是真實存在的。

圖2 安慰劑檢驗Fig.2 Placebo effect test

（2）反事實檢驗。本文假設處理組中城市被約談的年份統(tǒng)一提前3～5年，若此時土地約談政策變量的P值顯著為負，則說明地方政府土地財政增速減緩是很有可能源于其他政策或隨機性因素，并非是土地約談帶來的效果。若此時土地約談政策變量并不顯著，則代表地方政府土地財政增幅的減少正來自于土地約談。表6的模型（1）—模型（3）分別表示假設土地約談實施的時間統(tǒng)一提前了3年、4年和5年，實證結(jié)果表明提前土地約談政策并不顯著，說明地方政府土地財政增幅的減緩并非由其他原因所導致，而是來自于土地約談政策實施。

表6 反事實檢驗Tab.6 Counterfactual test

（3）傾向得分匹配—雙重差分（PSM-DID）。傾向得分匹配（PSM）可以在非隨機實驗條件下解決實驗組與對照組原始條件并不完全相同的問題，由圖3可知，經(jīng)過傾向得分匹配后處理組和對照組城市在可觀測變量上沒有顯著差異。在去掉不滿足共同區(qū)域假定的111個觀測值后，發(fā)現(xiàn)匹配后的處理組與對照組的各匹配變量標準化偏差絕對值在匹配后均小于10%，且P值皆大于0.1，滿足PSM使用的前提條件。表7的模型匯報了PSM-DID模型回歸結(jié)果，結(jié)果顯示經(jīng)過傾向得分匹配后，基準回歸模型、動態(tài)回歸模型以及異質(zhì)性分組回歸模型的結(jié)果均沒有發(fā)生明顯改變，三個研究假說依然成立，再次證明本文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖3 傾向得分值概率分布密度函數(shù)圖Fig.3 Density function of the probability distribution of propensity score values

表7 PSM-DIDTab.7 PSM-DID

5 結(jié)論與啟示

本文采用中國281個地級市的面板數(shù)據(jù)，通過多期雙重差分法檢驗了土地約談制度對地方政府土地財政的抑制作用，并采用安慰劑檢驗、反事實檢驗以及傾向得分匹配法驗證了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。研究表明：（1）土地約談雖對地方政府土地財政絕對規(guī)模不具有顯著約束作用，但其卻對土地財政相對增速具有顯著負向抑制作用，能有效緩解土地財政的不斷擴張；（2）土地約談政策效力僅能維持兩年，其對地方政府土地財政難以起到長期持續(xù)的抑制作用；（3）土地約談對土地財政的抑制效應存在區(qū)域異質(zhì)性，在中部地區(qū)土地約談能顯著抑制地方政府土地財政，而在其他地區(qū)并不顯著；（4）土地約談對土地財政的抑制效應存在經(jīng)濟發(fā)展異質(zhì)性，對經(jīng)濟發(fā)展水平較低的城市而言，土地約談對土地財政的抑制效應更顯著。

本文的政策啟示是：第一，強化問責剛性約束，深化土地約談制度。現(xiàn)階段土地約談問責結(jié)果僅停留在警告、記過的紀律處分層面，約談威懾力效果發(fā)揮有限。土地財政治理僅依靠土地約談中柔性協(xié)商部分難以產(chǎn)生持續(xù)約束效果，還需強化剛性約束的問責機制。建議將土地約談結(jié)果納入官員績效考核體系之中，將其作為官員任用選拔以及獎懲的參考依據(jù)，夯實地方政府土地保護的主體責任。第二，提升信息公開程度，搭建多渠道監(jiān)管平臺。為進一步強化土地約談的實施效果，建議提高土地約談過程的公開性，建立信息公開平臺，主動向社會公眾公開約談信息。同時完善舉報機制，建立問題反饋機制，通過線上線下相結(jié)合的輿論問責，加強官員對公眾問責的回應性，形成解決問題的閉環(huán)。同時，鼓勵人大、政協(xié)、專家、公眾等更多主體參與進來，讓多元主體在政策實施過程中有渠道表達自身訴求，構(gòu)建起政府主導、公眾參與的土地監(jiān)管體系。第三，政策實施因地制宜，避免土地約談一刀切。要充分考慮地方政府在地理區(qū)域和資源稟賦等方面的差異，因地施策而非簡單“一刀切”式約談，針對不同區(qū)域土地問題實施精準化和差異化的約談。對中西部地區(qū)以及較高經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)，應使用量化問責之劍, 直指地方政府及其官員在土地利用及管理工作不覺悟、不作為、亂作為,促進土地約談效果更加“硬核”。同時，還應加大土地約談的督察范圍，把土地督察的關(guān)口前置，在土地規(guī)劃和出讓審批階段就進行事前的監(jiān)督和約談，這樣更能起到防患于未然的治本作用。

雙重差分法往往把政策視為一個整體，常用于對政策整體效應的評估。未來研究有必要充分打開土地約談政策黑箱，深入探索土地約談方式、約談次數(shù)和問責強度等政策具體要素對土地財政的影響，從而全面剖析土地約談對土地財政的抑制效應。