市場化改革能夠優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)嗎？

摘 要：科學(xué)合理地獲取資源性收益對優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)、提升資源配置效率具有重要意義。本文結(jié)合我國自然資源要素市場化改革，以礦業(yè)權(quán)改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于2015—2021年282個地級市的面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分模型實(shí)證分析了市場化改革對地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比具有顯著的正向影響，即礦業(yè)權(quán)改革能夠優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)，經(jīng)過DID估計有效性檢驗(yàn)和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該影響依然存在。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)在低縱向財政失衡度、高財政壓力、高城投債風(fēng)險和土地財政不可持續(xù)性的地區(qū)更大。機(jī)制分析結(jié)果表明，礦業(yè)權(quán)改革通過增加礦業(yè)權(quán)交易面積、提高礦業(yè)權(quán)交易價款，進(jìn)而優(yōu)化了地方財力結(jié)構(gòu)。本文為有序增加資源性收益、優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)提供了決策依據(jù)。

關(guān)鍵詞：礦業(yè)權(quán)改革；地方財力結(jié)構(gòu)；市場機(jī)制

中圖分類號：F810.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）10-0055-12

一、問題的提出

黨的二十屆三中全會審議通過的《中共中央關(guān)于進(jìn)一步全面深化改革、推進(jìn)中國式現(xiàn)代化的決定》提出，“構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制”“深化財稅體制改革”“增加地方自主財力”。地方財力水平的提升對增強(qiáng)財政可持續(xù)性、激發(fā)地方政府的內(nèi)在動力和創(chuàng)新活力至關(guān)重要，是推進(jìn)中國式現(xiàn)代化的重要保障。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下行和減稅降費(fèi)的背景下，地方財力結(jié)構(gòu)出現(xiàn)新變化，即非稅收入增速較快，資源性收益是其增長的主要來源之一。伴隨著要素市場化進(jìn)程的推進(jìn)，地方政府更有可能將資源要素的開發(fā)和利用作為服務(wù)地方經(jīng)濟(jì)增長和改革目標(biāo)的工具，以獲取資源性收益的方式拓展地方自主財力，優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)［1］。

已有研究認(rèn)為，獲取資產(chǎn)收益的能力是財政收入能力的組成部分［2］?；谶@一能力，政府可以將土地、礦產(chǎn)和森林等自然資源資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為資源性收益。成熟的市場機(jī)制能夠度量自然資源資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)價值和生態(tài)價值，是實(shí)現(xiàn)資源性收益的核心要件［3-4］。特別是伴隨著要素市場化進(jìn)程的推進(jìn)，地方政府借助市場機(jī)制拓展更多的自主財力，獲得預(yù)算制度以外的超額自主財政收益，以推動地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］。在土地要素市場化改革的過程中，地方政府逐漸形成以融資平臺和土地財政為依托的融資模式［6-7］。這一模式極大地補(bǔ)充了地方財力，促進(jìn)了地區(qū)工業(yè)增長和城市化建設(shè)［8-10］。當(dāng)前土地出讓收入持續(xù)下滑，《礦產(chǎn)資源權(quán)益金制度改革方案》（國發(fā)〔2017〕29號）（以下簡稱“礦業(yè)權(quán)改革”） 為資源稟賦較高的地區(qū)提供了土地財政轉(zhuǎn)型的新思路。

本文可能的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)在于：其一，豐富了政府財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的研究。已有研究或是聚焦罰沒收入和行政事業(yè)性收費(fèi)，分析非稅收入快速增長的成因及財力結(jié)構(gòu)的變化；或是分析依賴土地財政給地方財力結(jié)構(gòu)帶來的不可持續(xù)性問題。本文以礦業(yè)權(quán)改革為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)借助市場機(jī)制科學(xué)合理地轉(zhuǎn)化多種資源性收益有助于優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)，是對已有研究的有益補(bǔ)充。其二，本文結(jié)合要素市場化改革實(shí)踐和礦業(yè)權(quán)交易數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分模型對礦業(yè)權(quán)改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，為拍賣理論提供來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其三，本文借鑒自然資源經(jīng)濟(jì)學(xué)、環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究成果，分析礦業(yè)權(quán)改革的地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)，為最大程度實(shí)現(xiàn)國有（資源） 資產(chǎn)的收益和健全資源環(huán)境要素市場化發(fā)展體系等提供了財政學(xué)的研究視角。

二、政策背景、理論分析與研究假設(shè)

（一） 政策背景

資源性收益主要來源于自然資源收益，主要表現(xiàn)為國有土地使用權(quán)出讓收入、礦業(yè)權(quán)出讓收益、資源稅和森林植被恢復(fù)費(fèi)等，為地方財力提供了不同程度的支撐。2022年，我國資源性收益規(guī)模達(dá)到7. 7萬億元，占地方綜合財力的40%，占廣義非稅收入的70%?；诎菪载斦w制分析框架［6］，要素市場化改革促使要素產(chǎn)權(quán)可變現(xiàn)的空間擴(kuò)大，為地方政府獲取資源性收益補(bǔ)充地方財力提供了制度基礎(chǔ)。我國自然資源要素市場化改革具有演進(jìn)性，土地是市場化程度最高的自然資源。與之相比，礦產(chǎn)、森林和草原等其他自然資源的市場化程度明顯不足。這些自然資源資產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)制度和收益制度長期缺位，導(dǎo)致這部分資源性收益實(shí)現(xiàn)程度不高，在財力結(jié)構(gòu)中占比較低?！秶鴦?wù)院關(guān)于全民所有自然資源資產(chǎn)有償使用制度改革的指導(dǎo)意見》（國發(fā)〔2016〕82號） 和《自然資源統(tǒng)一確權(quán)登記暫行辦法》（自然資發(fā)〔2019〕116號） 為多種資源性收益的市場化實(shí)現(xiàn)奠定了制度基礎(chǔ)。此后，資源稅全面從價計征、礦產(chǎn)資源權(quán)益金制度改革，以及海砂采礦權(quán)和海域使用權(quán)“兩權(quán)合一”招拍掛出讓等陸續(xù)推開。在礦產(chǎn)、水和海域海島等資源權(quán)屬交易中引入招拍掛機(jī)制為地方政府進(jìn)行資源性收益財力轉(zhuǎn)化提供了更多的可能性。以礦產(chǎn)資源為例，長期以來，市場在礦產(chǎn)資源配置中的決定性作用發(fā)揮得不夠充分，一些地區(qū)以行政審批方式處置礦業(yè)權(quán)，擴(kuò)大協(xié)議出讓范圍，影響了市場公平競爭［11］。根據(jù)《礦產(chǎn)資源權(quán)益金制度改革方案》（國發(fā)〔2017〕29號），礦業(yè)權(quán)改革在礦業(yè)權(quán)出讓環(huán)節(jié)將探礦權(quán)采礦權(quán)價款調(diào)整為礦業(yè)權(quán)出讓收益，全面實(shí)行礦業(yè)權(quán)競爭性出讓，嚴(yán)格限制協(xié)議出讓行為。這一改革調(diào)動了礦業(yè)權(quán)交易的積極性，提高了礦產(chǎn)資源性收益的實(shí)現(xiàn)效率。2015—2022年，全國采礦權(quán)交易均在1 000宗以上，交易面積穩(wěn)步增加。2020年，采礦權(quán)交易的單位面積約為2015年的4倍以上。具體到地級市層面，2023年，全國5個地級市采礦權(quán)探礦權(quán)交易總額超過200億元，最高約為該地區(qū)一般公共預(yù)算收入的4倍；46個地級市礦業(yè)權(quán)出讓成交規(guī)模超過當(dāng)年該地國有土地使用權(quán)出讓成交規(guī)模。與2022年相比，2023年，我國礦業(yè)權(quán)出讓收益超過國有土地使用權(quán)出讓收益的地級市數(shù)量增加了3倍。從成交價與起始價之比看，2023年，各省份采礦權(quán)交易平均價款為交易起始價的153倍，最高可達(dá)600倍。可見，礦產(chǎn)資源性收益水平的提升能夠補(bǔ)充地方政府財力，優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。因此，后文以礦業(yè)權(quán)改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響及機(jī)制。

（二） 理論分析與研究假設(shè)

政府財力是一級政府直接組織和支配的財政收入，動態(tài)上表現(xiàn)為政府的財政收入能力，由征稅能力、收費(fèi)能力、獲取資產(chǎn)收益能力和借債能力構(gòu)成［2］。具有可支配性的地方政府財力還有來自上級政府的轉(zhuǎn)移支付［12］。政府財力結(jié)構(gòu)為各財力組成部分之間的比例關(guān)系，在縱向上表現(xiàn)為地方自有財力與轉(zhuǎn)移支付之間的關(guān)系；在橫向上表現(xiàn)為稅收收入與非稅收入之間的比例變化。優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)是提升地方財政可持續(xù)性的選擇。已有研究更多地分析現(xiàn)有地方財政收入體系的問題，并針對地方轉(zhuǎn)移支付、稅收收入和債務(wù)收入等提出理順中央與地方政府事權(quán)和支出責(zé)任關(guān)系、健全財政轉(zhuǎn)移支付制度，改革稅收分享體系、完善財產(chǎn)稅制度和建立現(xiàn)代化征管體系和建立健全地方政府債務(wù)管理機(jī)制等建議［13-15］。隨著減稅降費(fèi)的推行，非稅收入規(guī)模擴(kuò)張，已有研究對非稅收入占比上升存在不同觀點(diǎn)。部分研究認(rèn)為，由于《財政管理績效考核與激勵暫行辦法》（財預(yù)〔2016〕177號） 將稅收與一般公共預(yù)算收入之比作為財政收入質(zhì)量的考核指標(biāo)，因而非稅收入占比提升體現(xiàn)了財政收入質(zhì)量的下降［16］。而且，目前罰沒收入占地方非稅收入的比重較高，可能影響地區(qū)營商環(huán)境［17］。但是，也有研究認(rèn)為，非稅收入在2011年前以預(yù)算外資金形式存在，并在不同歷史時期為地方政府開展經(jīng)濟(jì)建設(shè)提供了重要的財力保障，其規(guī)模的合理性與財政制度彈性、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會文化、資源稟賦、能源結(jié)構(gòu)等因素相關(guān)。特別是對資源型地區(qū)而言，獲取資源類非稅收入是實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必要手段［18］。在土地出讓收入持續(xù)下滑的背景下，獲取其他資源資產(chǎn)類收益以擺脫地方政府對土地財政的依賴也是已有研究關(guān)注的重點(diǎn)［19］。要素市場化改革為提升資源性收益實(shí)現(xiàn)能力創(chuàng)造了條件。具體而言，在自然資源資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)明晰的前提下，通過分離所有權(quán)和使用權(quán)，設(shè)置用益物權(quán)或擔(dān)保物權(quán)，既可以通過拍賣、租賃、特許經(jīng)營等方式引入市場機(jī)制，盤活權(quán)能，顯化產(chǎn)權(quán)價值；又可以通過抵押、質(zhì)押和擔(dān)保等方式獲得融資［20-21］；而對于難以確定其產(chǎn)權(quán)歸屬、存在價值外溢和外部不經(jīng)濟(jì)的公益性資源，政府可以創(chuàng)設(shè)生態(tài)指標(biāo)交易市場，獲取補(bǔ)償性收益［22］。因此，要素市場化改革有助于地方政府獲取更大規(guī)模的資源性收益，既能夠補(bǔ)充地方財力，又能夠豐富地方財力來源、擺脫財政收入對土地財政的依賴，是調(diào)整和優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)的可行途徑?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：礦業(yè)權(quán)改革能夠優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

市場決定價格是市場在資源配置中起決定性作用的關(guān)鍵。作為市場機(jī)制的基本構(gòu)成要素，競爭機(jī)制能夠激發(fā)市場主體的積極性，并促進(jìn)價格的形成［23］。在資源權(quán)屬交易中引入競爭機(jī)制有利于資源性資產(chǎn)的價值實(shí)現(xiàn)，是獲取資源性收益的主要方式。例如，在土地市場中的招拍掛等機(jī)制就屬于競爭機(jī)制的一種。根據(jù)Vickery［24］的收入等價定理，拍賣促使買賣雙方反映真實(shí)的邊際收益和邊際成本曲線。這一過程能夠?qū)崿F(xiàn)土地的真實(shí)價格［25-26］，提升地方政府參與土地市場交易的積極性和單位土地資源性收益的實(shí)現(xiàn)效率。這促使土地出讓收入規(guī)模擴(kuò)大，有助于地方政府利用土地資源性收益補(bǔ)充財力，并最終體現(xiàn)在地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化上。礦業(yè)權(quán)改革將競爭性出讓機(jī)制引入礦業(yè)權(quán)交易，促使更多的礦山、礦產(chǎn)進(jìn)行招拍掛，吸引更多的企業(yè)參與礦產(chǎn)交易，增加礦業(yè)權(quán)交易面積，進(jìn)而影響礦業(yè)權(quán)出讓收益占比，并進(jìn)一步作用于地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化。隨著礦業(yè)權(quán)交易面積的增加，礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量增加，也有可能會優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。礦山、礦產(chǎn)按照市場規(guī)律進(jìn)行拍賣，供需雙方公開喊價，形成比協(xié)議出讓價格更高的市場價格，這個價格應(yīng)該會比計劃的價格更高。更高的礦業(yè)權(quán)交易價款也會增加政府資源性收益，進(jìn)而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：礦業(yè)權(quán)改革通過增加礦業(yè)權(quán)交易面積，進(jìn)而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

假設(shè)2b：礦業(yè)權(quán)改革通過增加礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量，進(jìn)而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

假設(shè)2c：礦業(yè)權(quán)改革通過提高礦業(yè)權(quán)交易價款，進(jìn)而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

三、研究設(shè)計

（一） 數(shù)據(jù)來源

本文以我國282個地級市為研究對象，選取2015—2021年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中，礦產(chǎn)資源稟賦和收益數(shù)據(jù)來源于《中國自然資源統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《礦產(chǎn)資源儲量表》；礦產(chǎn)權(quán)交易數(shù)據(jù)來源于自然資源部礦業(yè)權(quán)市場網(wǎng)，共13 541條交易數(shù)據(jù)；土地資源交易數(shù)據(jù)來源于土地市場網(wǎng)；財政數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫、地方政府債務(wù)信息公開平臺和各地級市預(yù)決算表?？紤]到可能存在極端值，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%的雙邊縮尾處理，最終得到1 974個樣本。

（二） 變量定義

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化（MinRatio）。已有研究主要是以地方某種財力的占比衡量地方財政收入結(jié)構(gòu)的特質(zhì)。例如，稅務(wù)部門用稅收收入與一般公共預(yù)算之比衡量財政收入質(zhì)量，認(rèn)為這一指標(biāo)反映了財政收入結(jié)構(gòu)的科學(xué)性、可持續(xù)性和財源的穩(wěn)定性［16］。一些研究用土地出讓收入與地方一般公共預(yù)算之比衡量財政收入的土地財政依賴程度［27］。本文所關(guān)注的礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)主要體現(xiàn)在地方政府通過獲取多種資源性收益擴(kuò)大財政收入來源，改變地方財力結(jié)構(gòu)的效果分析上。因此，本文用礦業(yè)權(quán)出讓收益占比衡量地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化。其中，礦業(yè)權(quán)出讓收益用該地級市探礦權(quán)交易價款與采礦權(quán)價款之和衡量，本文按照國發(fā)〔2017〕29號中的央地分成比例，將其調(diào)整為地方礦業(yè)權(quán)出讓收益?？紤]到2022年《政府收支分類科目》的規(guī)定，礦業(yè)權(quán)出讓收益歸屬于一般公共預(yù)算收入—非稅收入—國有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入科目?；诖耍疚挠靡韵氯N方式衡量礦業(yè)權(quán)出讓收益占比：（1） 礦業(yè)權(quán)出讓收益占比1（MinRatio1），用（礦業(yè)權(quán)出讓收益/一般公共預(yù)算收入） ×100%衡量。（2） 礦業(yè)權(quán)出讓收益占比2 （MinRatio2），用（礦業(yè)權(quán)出讓收益/非稅收入） ×100%衡量。（3） 礦業(yè)權(quán)出讓收益占比3（MinRatio3），用（礦業(yè)權(quán)出讓收益/國有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入） ×100%衡量。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為礦產(chǎn)資源稟賦（min） 與礦業(yè)權(quán)改革政策沖擊（market） 的交乘項(xiàng)（min×market）。本文借鑒邵帥和楊莉莉［28］的做法，用礦產(chǎn)資源豐裕度（MinAbun） 和礦產(chǎn)資源依賴度（MinDepen） 兩個連續(xù)變量衡量礦產(chǎn)資源稟賦（min）。這兩個數(shù)值越大，表示該地區(qū)礦產(chǎn)資源豐裕度越高、經(jīng)濟(jì)發(fā)展對礦產(chǎn)資源行業(yè)依賴度越大，意味著礦業(yè)權(quán)改革對該地區(qū)礦業(yè)權(quán)交易市場的政策沖擊越大。其中，礦產(chǎn)資源豐裕度用省份層面人均礦產(chǎn)資源基礎(chǔ)儲量衡量。礦產(chǎn)資源基礎(chǔ)儲量為煤炭、鐵礦、錳礦、鉻礦、釩礦和原生鈦鐵礦這6種黑色金屬與銅礦、鉛礦、鋅礦、鋁土礦、菱鎂礦、硫鐵礦、磷礦和高嶺土這8種有色金屬基礎(chǔ)儲量之和。礦產(chǎn)資源依賴度用礦產(chǎn)資源行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占比衡量。礦業(yè)權(quán)改革（market） 為0—1二值變量。根據(jù)礦業(yè)權(quán)改革政策的實(shí)施時間，該變量從2017年開始取值為1，2017年之前為0。

⒊機(jī)制變量

本文的機(jī)制變量為礦業(yè)權(quán)交易面積（SqMin）、礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量（nmin） 和礦業(yè)權(quán)交易價款（ratio）。（1） 礦業(yè)權(quán)交易面積（SqMin），用該地級市探礦權(quán)交易面積（sqtk） 與采礦權(quán)交易面積（sqck） 之和的自然對數(shù)衡量。（2） 礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量（nmin），用該地級市探礦權(quán)交易數(shù)量（ntk）與采礦權(quán)交易數(shù)量（nck） 之和衡量。（3） 礦業(yè)權(quán)交易價款（ratio），用該地級市年均單位面積采礦權(quán)交易價款（RatioCkq） 與年均單位面積探礦權(quán)交易價款（RatioTkq） 之和衡量。其中，年均單位面積采礦權(quán)（探礦權(quán)） 交易價款用（交易價款/出讓年限） /交易面積衡量。

⒋控制變量

基于地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財政收支情況可能對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文選擇如下控制變量：地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（gdp），用地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)衡量；總債務(wù)負(fù)擔(dān)率（DebtRisk），用（地方政府債券+城投債余額） 與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量；財政收支缺口（GovGap），用（地區(qū)一般公共預(yù)算支出-一般公共預(yù)算收入） 與一般公共預(yù)算收入之比衡量；總轉(zhuǎn)移支付（Transfer），用地區(qū)一般轉(zhuǎn)移支付與專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付之和加1的自然對數(shù)衡量；土地資源性收益（LandRev），用地區(qū)國有土地使用權(quán)出讓收入的自然對數(shù)衡量。

（三） 模型構(gòu)建

為了識別市場化改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，本文使用雙重差分模型進(jìn)行估計。本文借鑒Chen［29］與龔小蕓等［30］的做法，構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型，如下：

MinRatioct = λ0 + λ1minit × markett+λcZct + ηc + φt + εict （1）

其中，i、c和t分別表示省份、地區(qū)和年份；MinRatio表示地級市c在第t年地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化，用礦業(yè)權(quán)出讓收益占比衡量；min×market表示礦產(chǎn)資源稟賦（min） 與礦業(yè)權(quán)改革政策沖擊（market） 的交乘項(xiàng)，min表示省級層面的強(qiáng)度變量，衡量礦業(yè)權(quán)改革對省份i的沖擊程度，用該省份礦產(chǎn)資源豐裕度（MinAbun） 和礦產(chǎn)資源依賴度（MinDepen） 衡量；market表示礦業(yè)權(quán)改革政策沖擊啞變量；Z表示一系列控制變量；ηc 表示地區(qū)固定效應(yīng)；φt 表示時間固定效應(yīng)；εit 表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)市場化改革優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制，本文構(gòu)建機(jī)制模型，如下：

SqMinct = λ0 + λ1minit × markett+λcZct + ηc + φt + εict （2）

nminct = λ0 + λ1minit × markett+λcZct + ηc + φt + εict （3）

ratioct = λ0 + λ1minit × markett+λcZct + ηc + φt + εict （4）

其中，SqMinct表示地級市c在第t年的礦業(yè)權(quán)交易面積，nminct表示地級市c在第t年礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量，ratioct表示地級市c在第t年的礦業(yè)權(quán)交易價款。其他變量含義與上文相同。

（四） 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。從中可以看出，礦業(yè)權(quán)出讓收益與一般公共預(yù)算收入之比的均值為1. 786，礦業(yè)權(quán)出讓收益與非稅收入之比的均值為5. 592，礦業(yè)權(quán)出讓收益與國有資源（資產(chǎn)） 有償使用收入之比的均值為20. 360，說明礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的差異較大，這與各地區(qū)資源稟賦情況直接相關(guān)。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與相關(guān)研究類似。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。其中，列（1） 至列（3）為礦產(chǎn)資源豐裕度（MinAbun） 與礦業(yè)權(quán)改革政策沖擊（market） 交乘項(xiàng)的影響，列（4） 至列（6） 為礦產(chǎn)資源依賴度（MinDepen） 與礦業(yè)權(quán)改革政策沖擊（market） 交乘項(xiàng)的影響。從表2可以看出，列（1） 至列（3） 中，MinAbun×market的系數(shù)分別為0. 003、0. 007和0. 036，且均在10%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源豐裕度每提升1個單位，礦業(yè)權(quán)出讓收益與政府一般公共預(yù)算收入之比、礦業(yè)權(quán)出讓收益與非稅收入之比、礦業(yè)權(quán)出讓收益與國有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入之比分別提升0. 003、0. 007和0. 036個單位。列（5） 至列（6） 中，MinDepen×market的系數(shù)分別為3. 608和6. 686，且在10%和5%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度每提升1個單位，礦業(yè)權(quán)出讓收益與非稅收入之比、礦業(yè)權(quán)出讓收益與國有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入之比分別提升3. 608和6. 686個單位。列（4） 中，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度對礦業(yè)權(quán)出讓收益與政府一般公共預(yù)算收入之比的影響不顯著。上述結(jié)果表明，礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源豐裕度和礦產(chǎn)資源依賴度越高的地級市，礦業(yè)權(quán)出讓收益占比越大，礦業(yè)權(quán)改革能夠優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

可見，相較于礦產(chǎn)資源豐裕度，礦產(chǎn)資源依賴度較高地區(qū)礦業(yè)權(quán)改革的系數(shù)更大，其對地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)更顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革對采礦業(yè)依賴度較高地區(qū)借助市場機(jī)制實(shí)現(xiàn)礦產(chǎn)資源價值、優(yōu)化地方政府財力結(jié)構(gòu)的作用更大。

（二） DID 估計有效性檢驗(yàn)

⒈平行趨勢檢驗(yàn)

本文基準(zhǔn)回歸部分采用連續(xù)性雙重差分模型進(jìn)行估計，估計的前提是政策發(fā)生前處理組和對照組之間具有相同的平行趨勢。本文采用事件研究法進(jìn)行檢驗(yàn)，礦業(yè)權(quán)改革實(shí)施前后的虛擬變量包括政策實(shí)施前兩年（pre2—pre1）、政策實(shí)施當(dāng)年（Current） 和政策實(shí)施后4 年（post1—post4）?；貧w結(jié)果顯示，強(qiáng)度變量與政策實(shí)施前虛擬變量交乘項(xiàng)的系數(shù)均不顯著。這說明在礦業(yè)權(quán)改革前，礦業(yè)權(quán)出讓收益占比不存在顯著的時間趨勢差異，滿足雙重差分模型的平行趨勢假設(shè)。

⒉安慰劑檢驗(yàn)

由于在研究區(qū)間內(nèi)，本文的樣本數(shù)據(jù)還可能存在對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的其他不可見沖擊，導(dǎo)致回歸結(jié)果受到遺漏變量或其他不可觀測因素的影響。因此，本文對處理組變量進(jìn)行500次隨機(jī)抽樣，觀察隨機(jī)抽樣后交乘項(xiàng)系數(shù)的核密度。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，隨機(jī)抽樣后交乘項(xiàng)的系數(shù)均在0附近，服從正態(tài)分布，且均遠(yuǎn)離交乘項(xiàng)系數(shù)的估計值。這說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果并不是由遺漏變量或其他不可觀測因素所驅(qū)動的。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

⒈利用地級市層面數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸中所選取的礦產(chǎn)資源豐裕度和礦產(chǎn)資源依賴度均為省級層面的強(qiáng)度變量，地級市層面的優(yōu)化效應(yīng)可能在一定程度上被吸收。而且，從礦業(yè)權(quán)交易數(shù)據(jù)來看，地級市的礦產(chǎn)資源權(quán)屬交易具有較強(qiáng)的波動性。因此，本文進(jìn)一步利用2013—2021年地級市層面數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果顯示，解釋變量的系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，但系數(shù)估計值比基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)估計值大。這說明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)論穩(wěn)健，且地級市層面的顯著性程度更高。

⒉替換解釋變量衡量方式

本文將基準(zhǔn)回歸中衡量資源稟賦的變量由一個連續(xù)變量替換為0—1二值變量，以該地區(qū)2017年礦產(chǎn)資源豐裕度和礦產(chǎn)資源依賴度的中位數(shù)為界劃分處理組和對照組。結(jié)果顯示，解釋變量的系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正。這說明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)論穩(wěn)健。

⒊排除去產(chǎn)能政策導(dǎo)致礦產(chǎn)品價格上漲干擾

2016年2月，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于煤炭行業(yè)化解過剩產(chǎn)能實(shí)現(xiàn)脫困發(fā)展的意見》（以下簡稱“去產(chǎn)能政策”），鼓勵大型煤炭企業(yè)兼并重組中小型企業(yè)，培育一批大型煤炭企業(yè)集團(tuán)。去產(chǎn)能政策實(shí)施后，中國煤炭價格于2016年下半年出現(xiàn)大幅上漲，之后保持較高水平［31］。去產(chǎn)能政策對礦產(chǎn)品價格產(chǎn)生更大影響，進(jìn)而也有可能傳導(dǎo)至政府采礦權(quán)交易價格和探礦權(quán)交易價格，致使礦業(yè)權(quán)出讓收益占比提高。為了排除這一政策的干擾，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入年份虛擬變量、該地區(qū)礦山企業(yè)數(shù)量和二者的交乘項(xiàng)。結(jié)果顯示，解釋變量的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為正，而去產(chǎn)能政策的系數(shù)不顯著。這說明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)論穩(wěn)健。

五、異質(zhì)性分析

（一） 縱向財政失衡的異質(zhì)性

縱向財政失衡表現(xiàn)為中央和地方政府在財政收支分配上的不平衡，顯著影響地方政府的經(jīng)濟(jì)行為［32］。已有研究認(rèn)為，在粘蠅紙效應(yīng)和財政幻覺下，縱向財政失衡度較高的地方政府可能會過度依賴中央轉(zhuǎn)移支付，進(jìn)而降低自身稅收努力程度［33-34］。因此，礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響在縱向財政失衡不同的地區(qū)可能存在異質(zhì)性。

為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文借鑒Boadway和Tremblay［35］ 的做法，用總轉(zhuǎn)移支付/（總轉(zhuǎn)移支付+地方政府一般公共預(yù)算收入） 衡量所在地級市的縱向財政失衡，基于中位數(shù)將樣本分為高縱向財政失衡度和低縱向財政失衡度兩組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響，結(jié)果如表3列（1） 至列（2） 所示。從中可以看出，MinDepen×market的系數(shù)分別為3. 056和3. 689，且均在5%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，低縱向財政失衡的地區(qū)礦業(yè)權(quán)出讓收益占比更大。這與已有研究的結(jié)論基本一致。即高縱向財政失衡的地區(qū)可能由于過度依賴中央轉(zhuǎn)移支付，而缺少利用資源性收益調(diào)整自身財力結(jié)構(gòu)的動力。

（二） 財政壓力的異質(zhì)性

面臨財政壓力的地方政府可能會選擇多種替代性融資方式來維持地方財政穩(wěn)定［36-37］，從而影響地方政府財力結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此，礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在財政壓力不同的地區(qū)可能存在異質(zhì)性。

為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文借鑒黃春元和毛捷［38］的做法，基于財政壓力的中位數(shù)將樣本分為高財政壓力和低財政壓力兩組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響，結(jié)果如表3列（3） 至列（4） 所示。從中可以看出，MinDepen×market的系數(shù)分別為2. 713和2. 415，且在10%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，財政壓力較大的地區(qū)礦業(yè)權(quán)出讓收益占比更大。這在一定程度證明了地方政府存在利用資源性收益補(bǔ)充財力、以應(yīng)對財政收支緊平衡問題的行為。

（三） 城投債風(fēng)險的異質(zhì)性

長期以來，以融資平臺和土地財政為依托的融資模式在地方政府融資行為中扮演著重要角色［6］，為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了充足的財力保障。伴隨著“開前門、堵后門”的地方政府債務(wù)管理要求的出臺，控制隱性債務(wù)增量、化解隱性債務(wù)存量成為趨勢。出于統(tǒng)籌政府資產(chǎn)和負(fù)債的考慮，隱性債務(wù)風(fēng)險較高的地區(qū)可能會加大資源性資產(chǎn)的盤活力度，并在市場化改革下獲取更多的資源性收益。因此，礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在城投債風(fēng)險不同的地區(qū)可能存在異質(zhì)性。

為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文以城投債余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量該地區(qū)城投債風(fēng)險，基于中位數(shù)將樣本分為高城投債風(fēng)險和低城投債風(fēng)險兩組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響，結(jié)果如表3列（5） 至列（6） 所示。從中可以看出，在高城投債風(fēng)險組，MinDepen×market的系數(shù)為5. 971，且在10%水平上顯著；在低城投債風(fēng)險組，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革后，高城投債風(fēng)險的地區(qū)更有動力獲取較大規(guī)模的礦產(chǎn)資源性收益以優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

（四） 土地財政持續(xù)性的異質(zhì)性

土地資源性收益一直在地方政府財力補(bǔ)充上發(fā)揮著重要的作用。然而，近年來土地出讓收入持續(xù)下滑，土地財政不可持續(xù)性凸顯。這使得一些地方政府通過獲取礦產(chǎn)等其他資源性收益調(diào)整和優(yōu)化財力結(jié)構(gòu)。因此，礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在土地財政持續(xù)性不同的地區(qū)可能存在異質(zhì)性。

為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文以土地資源性收益變化率衡量該地區(qū)土地財政持續(xù)性，土地資源性收益變化率下降即為土地財政不可持續(xù)組，土地資源性收益變化率上升即為土地財政可持續(xù)組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響，結(jié)果如表3列（7） 至列（8）所示。從中可以看出，在土地財政不可持續(xù)組，MinDepen×market的系數(shù)為6. 746，且在10%水平上顯著。在土地財政可持續(xù)組，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革對土地財政不可持續(xù)性較強(qiáng)的地區(qū)的影響更大。礦業(yè)權(quán)改革后，土地財政不可持續(xù)性較強(qiáng)的地區(qū)更有動力獲取較大規(guī)模的礦產(chǎn)資源性收益，從而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。

六、機(jī)制分析

礦業(yè)權(quán)改革優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)的機(jī)制分析結(jié)果如表4所示。其中，列（1） 展示了礦業(yè)權(quán)改革影響礦業(yè)權(quán)交易面積的檢驗(yàn)結(jié)果，列（2） 展示了礦業(yè)權(quán)改革影響礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量的檢驗(yàn)結(jié)果，列（3） 展示了礦業(yè)權(quán)改革影響礦業(yè)權(quán)交易價款的檢驗(yàn)結(jié)果。從中可以看出，在列（1） 中，MinDepen×market的系數(shù)為1. 098，且在1%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革顯著增加了礦業(yè)權(quán)交易面積。具體來看，礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度每提升1個單位，礦業(yè)權(quán)交易面積增加1. 098個單位。因此，假設(shè)2a得到驗(yàn)證。在列（2） 中，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。因此，假設(shè)2b沒有得到驗(yàn)證。在列（3） 中，MinDepen×market的系數(shù)為0. 804，且在5%水平上顯著。這說明礦業(yè)權(quán)改革顯著提高了礦業(yè)權(quán)交易價款。具體來看，礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴地區(qū)每進(jìn)行1單位的礦業(yè)權(quán)交易，能夠獲得更大規(guī)模的礦業(yè)權(quán)交易價款，進(jìn)而提高礦業(yè)權(quán)出讓收益占比，優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。因此，假設(shè)2c得到驗(yàn)證。

七、研究結(jié)論與政策建議

（一） 研究結(jié)論

本文利用2015—2021年我國282個地級市的面板數(shù)據(jù)，以礦業(yè)權(quán)改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型實(shí)證檢驗(yàn)了礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，并從礦產(chǎn)權(quán)交易面積、礦產(chǎn)權(quán)交易數(shù)量和礦產(chǎn)權(quán)交易價款三個方面檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明：首先，礦業(yè)權(quán)改革提升礦產(chǎn)權(quán)出讓收益占比，能夠優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)，這一效應(yīng)在資源依賴程度較高的地區(qū)更為顯著，經(jīng)過DID估計有效性檢驗(yàn)和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該影響依然存在。這說明地方政府存在利用市場機(jī)制獲取資源性收益補(bǔ)充地方財力的行為。其次，礦業(yè)權(quán)改革對地方財力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)在低縱向財政失衡度、高財政壓力、高城投債風(fēng)險和土地財政不可持續(xù)性的地區(qū)更大。最后，礦業(yè)權(quán)改革通過增加礦產(chǎn)權(quán)交易面積和提高礦產(chǎn)權(quán)交易價款，進(jìn)而優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)，礦業(yè)權(quán)改革通過增加礦產(chǎn)權(quán)交易數(shù)量影響地方財力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的系數(shù)雖然為正，但不顯著。

（二） 政策建議

第一，應(yīng)全面統(tǒng)籌各類國有資源（資產(chǎn)），因地制宜優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)。盡管解決地方財政緊平衡、調(diào)動中央地方積極性的根本依然在于建立權(quán)責(zé)清晰、財力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財政關(guān)系，但獲取資源性收益對地方政府財力結(jié)構(gòu)的調(diào)整與優(yōu)化仍然存在一定的積極意義。充分盤活國有資源（資產(chǎn)） 并獲取資源性收益，尤其是獲取礦產(chǎn)資源性收益，既能夠緩解短期財政收支矛盾，也能夠擺脫對土地等單一財政收入來源依賴所造成的長期財政不可持續(xù)性問題。同時，還有利于財政資源配置職能的實(shí)現(xiàn)。我國各地資源稟賦差距較大，自然資源部門需做好礦產(chǎn)、水流、森林和草原等各類資源的統(tǒng)一確權(quán)登記，統(tǒng)籌表內(nèi)表外資產(chǎn)，因地制宜優(yōu)化地方財力結(jié)構(gòu)，相應(yīng)地解決財政收支矛盾和地方政府債務(wù)問題。

第二，應(yīng)推進(jìn)要素市場化改革，借助市場機(jī)制科學(xué)合理地獲取資源性收益。本文研究表明，競爭機(jī)制能夠促進(jìn)價格機(jī)制的形成，合理的價格機(jī)制能夠?qū)①Y源資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)價值和生態(tài)價值反映在資源權(quán)益交易價格上，既能夠?qū)崿F(xiàn)所有者權(quán)益，又能夠糾正和協(xié)調(diào)外部性問題。因此，我國應(yīng)繼續(xù)構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制，在要素市場化改革和全國統(tǒng)一大市場建設(shè)的過程中，建立資源權(quán)屬交易場所，搭建交易平臺，全面引入“招拍掛”等競爭性出讓定價機(jī)制。同時，政府需要構(gòu)建分類科學(xué)的自然資源資產(chǎn)產(chǎn)權(quán)體系，分離自然資源資產(chǎn)所有權(quán)與使用權(quán)，進(jìn)而在市場化改革的背景下，科學(xué)有序地推動自然資源資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為地方政府財力。

第三，應(yīng)做好資源性收益的長效管理，嚴(yán)防不可持續(xù)性風(fēng)險。資源性收益具有“意外之財”性質(zhì)。從國際經(jīng)驗(yàn)分析來看，資源豐裕的國家大多采用國際財政規(guī)則和自然資源基金的形式長期管理資源性收益，防止出現(xiàn)財政收入周期性波動和資源濫用問題。同時，還有利于資源性收益的保值增值。在獲取資源性收益優(yōu)化財力結(jié)構(gòu)的過程中，地方政府也可以借鑒國際經(jīng)驗(yàn)，采用自然資源基金與中期支出框架相結(jié)合方式管理收益，將視角轉(zhuǎn)向可再生資源的應(yīng)用與恢復(fù)上，嘗試構(gòu)建與資源再生周期相匹配的政府資源性收益獲取方式，并以全民共享為目標(biāo)，兼顧代際公平，加強(qiáng)資源性收益對資源安全和生態(tài)保護(hù)修復(fù)等方面的投入，在實(shí)現(xiàn)財政可持續(xù)性的同時，嚴(yán)防生態(tài)不可持續(xù)性風(fēng)險。

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（責(zé)任編輯：巴紅靜）