土地约谈抑制地方政府土地财政吗?——基于双重差分法的实证分析

刘 佳，彭 佳

（陕西师范大学政法与公共管理学院，陕西 西安 710119）

1 引言

随着中国经济高速增长以及城镇化加速推进，地方土地出让收入已成为地方政府财政收入的重要来源[1]。据财政部数据显示①数据来源于中华人民共和国财政部官网（http://www.mof.gov.cn）所公布的历年财政收支情况。，2021年国有土地使用权出让收入再创新高，已达到8.7万亿元，相较2007年的0.8万亿元，翻了十倍有余。若是考虑到房地产业、建筑业等土地间接税收及土地融资性收入等隐性收入，广义口径的土地财政规模将更为庞大。土地财政在加速城镇化进程、推动经济快速增长等方面扮演着举足轻重的角色[2]。但是，这种“以地谋发展” “以地生财”的发展模式终不是长久之计，“土地财政”模式所带来的金融风险、环境破坏、土地违法、土地粗放利用、房价飙升等一系列问题[3-4]，已威胁到我国经济高质量发展、社会秩序稳定及生态环境可持续发展。

我国正处于高质量发展关键时期，需要地方政府更加注重集约节约促进土地可持续发展，摆脱土地财政依赖。然而，地方政府所面临相对“软化”的制度约束环境为土地财政提供了空间[5-6]。为强化土地利用和管理的制度约束，2004年国务院下发《关于深化改革严格土地管理的决定》。为落实该制度，2006年国务院出台《关于建立国家土地督察制度有关问题的通知》，正式启动土地督察制度。2019年新修订的《土地管理法》中更首次将土地督察制度正式入法，2021年新《土地管理法实施条例》中进一步明确督察范围和机构权责，至此土地督察制度全面步入法制化轨道。

作为土地督察制度中极具中国特色的一项制度，土地约谈兼具协商的柔性工具色彩和问责的刚性约束力度[7]。土地约谈不仅通过协商对话和自查自纠等柔性手段对地方政府土地违法行为加以纠偏或预警，还可以通过限期整改和追责惩处等刚性措施对违法行为加以约束或强制，从而倒逼地方政府提高行为遵从度，规范地方政府用地行为[8]。地方政府用地行为监管的强化，有利于扭转地方政府盲目出让土地的冲动，可能会起到缓解地方政府土地财政的作用。那么，土地约谈能否有效发挥其制度优势，从而有效遏制地方政府土地财政呢？该问题的回答是进一步提升土地约谈效果，完善我国土地督察制度，优化土地财政治理的关键。

首先，诸多研究探索了土地督察制度实施效果，这些研究主要集中在土地督察对土地执法力度、耕地保护、土地市场化、土地违法、国有土地收益等方面的影响。虽然上述研究考察了土地督察制度的实施效果，发现土地督察制度的建立会强化土地问责，遏制土地违法行为，减少土地出让收益，但尚未明确回答土地督察是否有效遏制土地财政。此外，土地督察分为例行督察、专项督察和督察约谈三种形式，已有研究分类讨论了例行督察和专项督察在耕地保护及土地市场化等方面的效果差异[9-10]，但对于土地督察约谈效应的文献尚不多见。因此，从土地财政视角入手，评估土地约谈的制度效应，有利于补充现有土地督察实施效果的研究。

其次，土地约谈是行政约谈制度在国土资源领域的延伸。行政约谈的相关研究成果陆续涌现，但这些研究主要集中在环境保护、食品安全、网络信息、财政审计等领域[11-13]。值得关注的是，中共十九届四中全会提出“要深化落实自然资源督察制度”。环保约谈和土地约谈都属于自然资源督察约谈的范畴，关于环保约谈的研究已相当成熟，不仅有运行机理的理论剖析[14]，更有实施效果的实证检验[15]。与之相比，土地约谈研究特别有限，亟待学术界关注。本文有助于拓展行政约谈的研究边界，在不同领域下探讨行政约谈制度的实施效果。

本文采用2004—2016年中国281个地级市面板数据，利用多期双重差分方法实证检验土地约谈制度对地方政府土地财政的影响关系，量化我国土地约谈制度的实施效果。本文研究结果不仅为深化土地约谈制度提供新的理论基础，也为推进国土资源治理体系和治理能力现代化、更好发挥土地约谈制度优势及其治理效能给出有效实证依据。

2 理论分析

委托代理理论认为当委托人和代理人之间存在着信息不对称时，很容易使得代理人偏离委托人目标而追逐自身利益最大化[16]。在地方政府土地出让过程中，中央与地方政府间存在委托代理关系，现阶段土地信息公开透明程度有限，二者之间信息不对称的状况依然存在。同时，地方政府因目标责任制考核的经济发展目标导向，更多充当着土地开发商角色[17]，偏离了中央政府集约利用土地的目标定位，激化了土地财政问题。要想让代理人行为符合委托人的目标定位，就必须通过指导、监督或纠偏等方式对代理人行为施加控制，确保代理人严格按照委托人的目标行事[18]。为加强土地监管，原国土资源部联合监察部以及人力资源和社会保障部于2008年出台《违反土地管理规定行为处分办法》（以下简称《处分办法》），明确规定“严肃惩处土地违法违纪行为，对违法违纪责任单位和人员依法问责”。为进一步落实《处分办法》，原国土资源部2010年出台《关于进一步加强和规范对违反国土资源管理法律法规行为报告工作的意见》，提出“上级国土资源主管部门可约谈下级部门主要负责人，并依规追究责任”。2021年《中华人民共和国土地管理法实施条例》规定，“国家自然资源督察机构可以约谈土地违法违纪的被督察地方人民政府，并依法追究相关责任人责任”。

土地约谈制度具有明显的刚性约束特征。首先，土地约谈是由各派驻地方的国家自然资源督察局①根据中央授权，原国土资源部（现自然资源部）向地方派驻原国土督察机构（现自然资源督察机构），由北京局、沈阳局、上海局、南京局、济南局、广州局、武汉局、成都局、西安局，共计9个自然资源督察局承担各自辖域内约谈工作。按照一定规范程序，直接约谈地方政府负责人，当面指出相关问题，提出整改意见。这种方式能够将中央土地管理目标和政策规制完整地、直接地传递到被约谈地方政府，从而强化中央土地管理目标定位。其次，在规定时间内，若被约谈地方政府没有按照约谈书面整改意见进行自纠整改或整改效果达不到规定要求，自然资源督察局可以对主要负责人进行行政问责。 土地约谈通过限期整改和追责惩处等硬性措施对被约谈地方政府施加压力，倒逼地方政府强化主体责任，进而督促其严格执行土地管理相关法规要求。在约谈刚性约束压力下，地方政府有可能采取激进的、极端的策略应对，迅速完成土地违法行为整改，以求在短期内取得显性整改成效。

同时，委托代理理论还发现隐性声誉可使代理人即便在信息不对称情况下，依然能确保契约目标实现[19]。声誉是公众对特定人或事物的总体评判，能激励公共组织更愿意提供优质表现以换取受人尊重的好名声[20]。在土地约谈过程中，各派驻地方的国家自然资源督察局都会积极邀请主流媒体参加土地约谈全过程，并公开报道土地约谈相关信息，接受社会监督和舆论监督。这使得地方政府除面临上级政府的问责之外，还将受到社会公众的审视和问责。因此，土地约谈制度具有明显的软性约束特征，土地约谈信息的公开，加强了公众对地方政府用地行为的监管，使得地方政府为了维护政府声誉而积极采取整改行动，减少在用地过程中的违法违规行为。

因此，土地约谈的刚性问责和柔性监管双管齐下，共同倒逼地方政府提高行为遵从度，从而打破央地目标抵牾困境，促使土地约谈效果释放。土地约谈使得地方政府如果违法违规将会面临较高的问责风险和舆论谴责，导致土地违法成本可能大于土地违法收益，土地违法可能并不能带来土地出让收入的增加，从而扭转了地方政府盲目出让土地的冲动，从而降低了地方政府土地财政的规模。据此，本文提出假说一：土地约谈能够显著抑制地方政府土地财政规模。

土地约谈通过问责压力迫使被约谈对象遵从整改指令，体现了运动式治理的特点。运动式治理虽然可在短期内获得较为明显效果, 但长期却难以有效控制和防范违法行为[21]。这是因为地方政府在约谈初期，出于对未来约谈和问责的不确定性，会积极主动履行约谈要求。但当约谈模式一旦进入常规阶段或约谈后期，地方政府会随之形成自身稳定的应对策略[22]，从而导致土地约谈的问责压力和震慑威力不断减弱，进而影响土地约谈效果的可持续性。同时，土地约谈不同于传统行政处罚和行政强制手段，其始终是以协商谈话为基础，而不是通过行政命令解决问题。被约谈地方政府在协商过程中拥有充分发言权，可以与自然资源督察局讨价还价，不断“变相拖延”整改期限[23]，从而影响土地约谈长期纠偏效应，降低对土地财政的可持续抑制作用。据此，本文提出假说二：土地约谈对土地财政规模的抑制效应不具有长效性。

中国地域空间辽阔，地区间存在较大差异，土地财政规模及依赖程度也不尽相同。有研究发现相较东部而言，中西部地区土地财政规模虽较小，但增长趋势更明显[24]。由于中国各地区间土地财政规模差异较大，可能使得土地约谈在不同区域产生的土地财政抑制效果存在较大差别。同时，已有研究发现土地督察的实施效果在不同区域具有显著差异，西部地区土地例行督察对土地违法的遏制效应要显著高于东、中部地区[25]。区域差异性可能会影响土地约谈政策作用的发挥，据此，本文提出假说三：土地约谈对土地财政规模的抑制效应存在区域异质性。

3 研究设计

3.1 模型构建

双重差分方法（Difference-in-difference, DID）是将政策分阶段实施视为一种“准自然实验”，通过将实验组与对照组对比分析，有效识别出消除个体及时间变化影响后的政策整体净效应，因而在政策效应评估中被广泛应用。土地约谈可被视为一项准自然实验，被约谈的城市作为实验组，未被约谈过的城市作为对照组，从而构建DID模型来检验土地约谈的实施对土地财政是否存在抑制效应。但是传统DID模型只适用于土地约谈在同一个时间点展开的情况，而实际各派驻自然资源督察局约谈违规城市的时间并不一致。因此，本文使用多期双重差分模型分析研究了土地约谈制度对土地财政的整体影响效应。

多期双重差分基准模型设定如下：

式（1）中：Yit为被解释变量；i和t分别为各个城市和不同年份；talkit为约谈虚拟变量，反映某个城市i在t年是否被约谈；Xit为其他控制变量；γt和νi分别为时间固定效应与各城市的个体固定效应；εit为各残差项的和；系数β0为常数项；α为控制变量回归系数；本文核心关注的系数β1度量了土地约谈对土地财政的政策净效应，若土地约谈确实抑制地方政府土地财政，那么系数β1应显著为负。

使用DID还需满足符合平行趋势检验的前提条件，本文将进行平行趋势检验。同时根据以往文献的做法，还将使用安慰剂检验、反事实检验以及倾向得分匹配这三种稳健性检验方法来估计本文结果是否会受到另外的政策、环境、经济等非观测因素的影响而产生偏差。最后，本文还将进一步验证土地约谈制度在不同地区所发挥的异质性作用。

3.2 变量测量

（1）土地财政。本文参考已有研究[4-6]，选取土地出让金（lfj）测量土地财政的绝对规模。同时，为了进一步考察土地财政增长的相对规模，参考张俊远的研究[26]，选取土地出让金增速（lfz）来测量土地财政规模的增长幅度。

（2）土地约谈。设置土地约谈政策虚拟变量talk，若某地级市是约谈当期及以后，设为1；若某地级市被约谈之前或不曾被约谈的城市设为0。

（3）控制变量。参照已有研究，本文选取5个变量来控制其他因素对土地财政的影响。①经济发展水平（gdp），本文用人均GDP来测量各地级市经济发展情况；②工业化水平（ind），本文用第二产业和第三产业占GDP的比重来测量各地级市工业化水平；③人口密度（pop），本文用单位面积居住在土地上的人数来测量人口密度；④城市资源（mj），本文用城市土地总面积来测量城市资源；⑤土地交易市场化水平（zpg），本文用土地招拍挂面积来测量土地交易市场化水平。

考虑到各地市经济基础和资源禀赋等方面存在较大差异，本文设置了城市个体虚拟变量以控制地域差异的影响。此外，还设置了年份虚拟变量，以排除某些随时间变化的遗漏变量对研究结果的影响。本文主要变量说明及测量见表1。

表1 变量测量Tab.1 Variable measurement

3.3 数据来源

因土地约谈多是地市级政府，所以本文选择我国281个地级市作为研究对象。鉴于《国土资源年鉴》仅公开发行到2017年，因此本文截取2004—2016年的面板数据。为消除原始数据异方差问题和保证宏观数据的平稳性，参照CHANG等的做法[27]，对土地出让金和其他数据均进行了对数化处理，最终共得到2 234个观测值。约谈市名单来自于国土督察公告和中国政府网，其他数据来源于《中国国土资源年鉴》、《中国城市统计年鉴》、各地级市历年统计年鉴和国务院发展研究中心信息网统计数据库。本文进行了主要变量的描述性统计（表2）。被解释变量lfj和lfz的最大值和最小值之间存在较大差异，为进一步验证提供空间。

表2 主要变量描述性统计Tab.2 Descriptive statistics of main variables

4 实证结果

4.1 平行趋势检验

DID 有效的前提条件是平行趋势检验成立。若平行趋势检验成立，则土地约谈对土地财政增速的影响只会发生在各城市土地约谈后，而在土地约谈前，各城市间的土地财政增速不存在显著差异。

平行趋势检验方程设定如下:

式（2）中：M与N则代表政策前和政策后的期数；yearj代表第j期的年份虚拟变量；treati代表处理组虚拟变量；交互项treati×yearj的系数θj衡量的是第j期被约谈城市和未被约谈城市之间的差异；其余变量和系数含义同式（1）。需要说明的是，土地约谈一般发生在每年的第四季度，政策实施当期数据大部分位于“政策实施之前”，为避免完全共线性问题，因此选择政策发生年份作为基期不纳入回归分析。

图1为平行趋势检验结果，其显示了采用了95%置信区间下考虑了控制变量后的回归结果。回归结果显示政策实施前一年至前五年均没有通过显著性水平检验，这说明在实施土地约谈前，实验组与对照组之间无显著性差异，平行趋势假说成立。

图1 平行趋势检验Fig.1 Parallel trend test

4.2 土地约谈对土地财政的整体影响

本文采用多期双重差分模型检验了土地约谈对土地财政的影响，结果见表3。模型（1）是土地约谈对土地财政绝对规模的影响，模型（2）—模型（4）分别是土地约谈对土地财政增速影响在全样本、排除直辖市、一般地级市（排除直辖市、省会城市和计划单列市）的回归模型。由模型（1）可知，土地约谈对土地财政绝对规模并不具有显著约束作用。从模型（2）来看，土地约谈对土地财政增速具有显著负向抑制作用，被约谈市的土地财政增速相比未被约谈市显著减缓41.1%。模型（3）和模型（4）也说明土地约谈的实施能有效抑制土地财政规模快速上涨，假设1部分得到验证。

表3 土地约谈对地方政府土地财政的总体影响Tab.3 The overall impact of land regulatory talks on land finance of local government

这一结果说明，土地约谈虽不能直接抑制地方政府土地财政规模，但其对地方政府行为还是具有一定威慑力，使得地方政府在出让土地的过程中不得不慎重考虑违规可能带来的严重后果，促使其明确自身在土地发展中的行政责任和问责后果，从而减弱地方政府对土地财政的依赖程度，抑制地方土地财政的疯狂扩张。土地出让金增速的大幅度降低，将会不断缩小地方政府土地出让金的相对规模，放缓土地出让金绝对规模增长的脚步，从而间接抑制地方政府土地财政。

4.3 土地约谈对土地财政的长期动态影响

为检验土地约谈政策长期动态效果，本文借鉴吴建祖等学者做法[15]，进一步将政策实施年份虚拟变量纳入进来。需要说明的是，由于土地财政绝对规模变量lfj并不显著，因此接下来一系列检验仅围绕土地财政增速变量lfz展开。

长期动态影响效应模型的设定如下：

式（3）中：aftern为虚拟变量，当n分别等于1、2、3时，after1、after2、after3分别为某城市是否被约谈后的第一年、第二年和第三年的观测值；其余变量和系数含义同式（1）。表4中的模型（1）—模型（3）分别报告了土地约谈政策实施后的第一年、第二年和第三年对地方政府土地财政规模的抑制效果。研究发现土地约谈政策实施后的第一年到第二年仍对土地财政发挥显著抑制作用，但到第三年失去效力。从动态模型可以推论，当土地约谈政策实施一段时间后，地方政府通过观察前期政策执行结果和问责力度，会与中央督察机构形成相对稳定的博弈关系，并逐渐产生较为稳定的应对策略。因此，土地约谈在震慑性、时效性、适用性方面都“大打折扣”，难以起到长期持续的抑制作用，假设2得到验证。

表4 土地约谈的动态效应检验Tab.4 Testing the dynamic effect of land regulatory talks

4.4 土地约谈对土地财政影响的异质性

（1）区域异质性。中国房地产调控政策因地区而异，在东中西部地区呈现显著成效差异，会影响土地财政规模。因此，根据国家统计局分类标准，本文将地理区位划分为东部、中部和西部三个区域。表5的模型（1）—模型（3）列出土地约谈在不同地区产生的效果。对于东部与西部地区，土地约谈皆“失效”，只在中部地区发挥限制作用。原因可能是因为东部地区的一、二线城市受到更严格的房地产调控政策影响，其对房地产调控政策的响应速度更快，且执行力度更大，地方政府用地行为更规范[28]。中西部地区的房地产调控政策相对比较宽松，地方政府土地出让相对更容易。但西部地区尚未进入“土地财政库兹涅茨曲线”由升转降”的拐点[29]，土地出让收入仍处于高位，土地约谈难以刹住地方政府土地财政的高增速。与西部相比，中部地区仍处于经济追赶期，在经济发展方面的成绩并不亮眼时，对于地方政府而言服从土地约谈结果以获取后续政治资本更重要。

表5 异质性检验Tab.5 Heterogeneity test

（2）经济发展水平异质性。本文将各城市按人均GDP由小到大排序，大于人均GDP中位数的城市是经济发展水平较高城市，低于中位数的城市是经济发展水平较低城市。从表5的模型（4）—模型（5）可以看出，土地约谈对经济发展水平较低的城市更有效，而对经济发展水平较高的城市则不具有约束效应。经济发展水平较高的城市，其新增建设用地规模较大，城市化水平也相对较高，通过土地出让获取收益的动力较强，对土地财政依赖程度也更高。与GDP增长的强大动力相比，土地约谈这种软约束方式对土地财政的影响显得有些“微不足道”。因此，假设3成立。

4.5 稳健性检验

（1）安慰剂检验。本文采取随机生成被约谈城市的方式以进行安慰剂检验。为提高安慰剂检验的可识别性，这一随机过程分别被重复了 500 次和1 000次，图2汇报了安慰剂检验的结果。从图2中可以看出随机估计值分布在零的附近并且服从正态分布，证明随机生成的被约谈的城市没有政策效应，从而可推得土地约谈政策对处理组城市的土地财政约束作用是真实存在的。

图2 安慰剂检验Fig.2 Placebo effect test

（2）反事实检验。本文假设处理组中城市被约谈的年份统一提前3～5年，若此时土地约谈政策变量的P值显著为负，则说明地方政府土地财政增速减缓是很有可能源于其他政策或随机性因素，并非是土地约谈带来的效果。若此时土地约谈政策变量并不显著，则代表地方政府土地财政增幅的减少正来自于土地约谈。表6的模型（1）—模型（3）分别表示假设土地约谈实施的时间统一提前了3年、4年和5年，实证结果表明提前土地约谈政策并不显著，说明地方政府土地财政增幅的减缓并非由其他原因所导致，而是来自于土地约谈政策实施。

表6 反事实检验Tab.6 Counterfactual test

（3）倾向得分匹配—双重差分（PSM-DID）。倾向得分匹配（PSM）可以在非随机实验条件下解决实验组与对照组原始条件并不完全相同的问题，由图3可知，经过倾向得分匹配后处理组和对照组城市在可观测变量上没有显著差异。在去掉不满足共同区域假定的111个观测值后，发现匹配后的处理组与对照组的各匹配变量标准化偏差绝对值在匹配后均小于10%，且P值皆大于0.1，满足PSM使用的前提条件。表7的模型汇报了PSM-DID模型回归结果，结果显示经过倾向得分匹配后，基准回归模型、动态回归模型以及异质性分组回归模型的结果均没有发生明显改变，三个研究假说依然成立，再次证明本文研究结果具有稳健性。

图3 倾向得分值概率分布密度函数图Fig.3 Density function of the probability distribution of propensity score values

表7 PSM-DIDTab.7 PSM-DID

5 结论与启示

本文采用中国281个地级市的面板数据，通过多期双重差分法检验了土地约谈制度对地方政府土地财政的抑制作用，并采用安慰剂检验、反事实检验以及倾向得分匹配法验证了实证结果的稳健性。研究表明：（1）土地约谈虽对地方政府土地财政绝对规模不具有显著约束作用，但其却对土地财政相对增速具有显著负向抑制作用，能有效缓解土地财政的不断扩张；（2）土地约谈政策效力仅能维持两年，其对地方政府土地财政难以起到长期持续的抑制作用；（3）土地约谈对土地财政的抑制效应存在区域异质性，在中部地区土地约谈能显著抑制地方政府土地财政，而在其他地区并不显著；（4）土地约谈对土地财政的抑制效应存在经济发展异质性，对经济发展水平较低的城市而言，土地约谈对土地财政的抑制效应更显著。

本文的政策启示是：第一，强化问责刚性约束，深化土地约谈制度。现阶段土地约谈问责结果仅停留在警告、记过的纪律处分层面，约谈威慑力效果发挥有限。土地财政治理仅依靠土地约谈中柔性协商部分难以产生持续约束效果，还需强化刚性约束的问责机制。建议将土地约谈结果纳入官员绩效考核体系之中，将其作为官员任用选拔以及奖惩的参考依据，夯实地方政府土地保护的主体责任。第二，提升信息公开程度，搭建多渠道监管平台。为进一步强化土地约谈的实施效果，建议提高土地约谈过程的公开性，建立信息公开平台，主动向社会公众公开约谈信息。同时完善举报机制，建立问题反馈机制，通过线上线下相结合的舆论问责，加强官员对公众问责的回应性，形成解决问题的闭环。同时，鼓励人大、政协、专家、公众等更多主体参与进来，让多元主体在政策实施过程中有渠道表达自身诉求，构建起政府主导、公众参与的土地监管体系。第三，政策实施因地制宜，避免土地约谈一刀切。要充分考虑地方政府在地理区域和资源禀赋等方面的差异，因地施策而非简单“一刀切”式约谈，针对不同区域土地问题实施精准化和差异化的约谈。对中西部地区以及较高经济发展水平地区，应使用量化问责之剑, 直指地方政府及其官员在土地利用及管理工作不觉悟、不作为、乱作为,促进土地约谈效果更加“硬核”。同时，还应加大土地约谈的督察范围，把土地督察的关口前置，在土地规划和出让审批阶段就进行事前的监督和约谈，这样更能起到防患于未然的治本作用。

双重差分法往往把政策视为一个整体，常用于对政策整体效应的评估。未来研究有必要充分打开土地约谈政策黑箱，深入探索土地约谈方式、约谈次数和问责强度等政策具体要素对土地财政的影响，从而全面剖析土地约谈对土地财政的抑制效应。