土地一级市场垄断、土地财政的形成与动态变化——基于土地储备制度建立的准实验研究

马九杰，亓 浩

（中国人民大学农业与农村发展学院，北京 100872）

1 引言

过去十几年，中国地方政府以土地开发为中心的发展模式备受关注，土地出让收入总量和占地方财政收入比重持续上升。1999年土地出让收入规模为514.33亿元，仅占地方财政收入总量的9.19%，而2018年土地出让收入规模增长到65 095.85亿元，占地方财政收入的比重提高到66.49%，甚至一些地区土地出让收入超过了一般预算内收入，成为名副其实的“第二财政”[1]。土地财政增强了地方政府财力，加快了中国的工业化和城市化进程[2-3]，但也带来了一系列“副作用”，比如引发征地拆迁纠纷[4]，助推土地违法和政治腐败[5-6]，推高房价[7]，加剧了地方债务风险等[8]。

学术界一直在探寻土地财政的根源，以期为改革土地财政提供思路，已有研究主要从地方政府和官员的主观动机出发，认为土地财政的根源在于地方政府和官员有追求土地财政的动机。在中国“经济分权、政治集权”的制度下，地方政府追求财政收入最大化，特别是分税制改革之后，地方政府财政压力加大，“不得不”通过经营土地，缓解财政压力[3，9，15]，而地方官员在自上而下的政绩考核机制下，也有动机通过出让土地来“引资生税”[10-11]，从而在“晋升锦标赛”中胜出[12-13]。上述研究有助于理解土地财政的根源，但无论是地方政府追求财政收入，还是地方官员追求职位晋升，都只能说明地方政府和地方官员有动机做大土地财政，而这种动机是如何促进土地财政在过去十几年稳定和快速的增长，仍然有待研究。

现阶段，地方政府作为“发展型政府”[11]，会充分利用拥有的权利与资源，追求财政收入。垄断供地权是1998年《土地管理法》修订之后，地方政府获得的重要权利，“理性”的地方政府会充分利用垄断供地权，获取财政收入。王贤彬等在一般均衡模型下，发现地方官员为追求政治晋升和私人收益，会利用垄断供地权，策略性地设定土地出让价格和规模[16]；邵新建等认为地方政府对土地市场的垄断是地价、房价高企的主要原因[7]。基于这些研究，本文认为土地一级市场垄断是地方政府实现土地财政的重要制度工具，在财政收入的激励下，越早实现土地一级市场垄断的城市，土地财政现象越严重。

本文试图利用1999—2016年主要城市的相关数据，在地方政府追求财政收入最大化的框架下，研究地方政府垄断土地一级市场对土地财政影响，并考察土地财政的动态变化。为解决土地一级市场垄断与土地财政之间存在的自选择、遗漏变量等内生性问题，本文采用双重差分方法，平行趋势检验显示，在控制了双向固定效应之后，处理组城市与控制组城市在垄断土地一级市场之前的土地财政变动趋势是一致的，说明双重差分法可以较好地解决内生性问题。本文的主要贡献在于：第一，证明土地一级市场垄断是地方政府实现土地财政的重要制度抓手，回答了地方政府是如何将追求土地财政的动机转化为土地财政，完善了该领域的研究；第二，进一步在土地市场供求平衡的框架下，通过事件研究法考察了土地一级市场垄断对土地财政的动态影响，发现地方政府垄断土地一级市场后，土地财政在初期会显著增长，之后垄断效果会减弱，最终土地一级市场垄断对土地财政的影响存在“天花板”效应。

2 制度背景与理论分析

2.1 制度背景：土地储备制度与土地一级市场垄断供地权的取得

关于市县政府垄断城市土地一级市场的法律规定可追溯到1990年国务院颁布的《城镇国有土地使用权出让和转让暂行条例》，条例规定“土地使用权的出让，由市、县人民政府负责”。其后，在1993年中共十四届三中全会上，通过了《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》，又明确指出“国家垄断城镇土地一级市场”。上述政策法规明确赋予了市县政府城镇土地一级市场的垄断供地权，但值得注意的是，并没有禁止农村集体土地入市。1998年《土地管理法》修订，明确“农民集体所有的土地的使用权不得出让、转让或者出租用于非农业建设”，“任何单位和个人进行建设，需要使用土地的，必须依法申请使用国有土地”。这意味着农地转变为非农建设用地，必须经过国家征用，将集体土地转变为国有土地后，才能进行非农建设。从此集体土地入市的通道被关闭，市县政府独家掌握着非农建设用地的供应权，从而在法理上垄断了土地供应一级市场。

然而，直到土地储备制度建立之后，地方政府才真正实现对土地一级市场的垄断。有研究[7]发现，土地储备制度建立之前，土地一级市场是一个多头供应的竞争性市场，表现在以下几个方面：第一，城市划拨存量用地掌握在各个企事业单位手中，划拨土地大量非法入市，形成了政府、企事业单位多头供地的局面；第二，各个地方普遍存在集体土地非法入市的灰色市场；第三，土地审批、管理混乱，除了市县政府，乡镇政府也在出让土地，而具体负责土地出让的，除了国土部门，还有开发区管委会、城市建设委员会、房地产管理局等部门。这种情况严重影响了地方政府对土地一级市场的调控，随着土地储备制度在各城市的建立，市县政府供地和管地方式发生了重大变革，从过去多个部门供应“生地”和协议出让为主，改变为集中统一供应“净地”和招拍挂出让为主，土地一级市场的多头、无序供地状况得到解决，市县政府实现了对土地一级市场的真正垄断。

2.2 研究假说

过去几十年经济的快速发展，带来城市建设用地价值的大幅度增加，但地价的上升并不必然会催生土地财政。地方政府要想实现土地财政，至少需要满足两项条件：第一，地方政府在土地市场上占主导地位，能够获取绝大部分土地增值收益；第二，地方政府能够有效调控土地市场，从而获取最大收益。地方政府出让的土地，大多数来自征用的农村土地[19]，如果村集体等土地所有人可以直接供应建设用地，那么大部分土地增值收益将由村集体等产权主体获取。在一个竞争性的土地一级市场上，土地价格也将处于竞争均衡点，地方政府无法根据自身意志调控市场，获取垄断收益。基于以上论述，如果允许其他主体供地，在一个竞争性的土地市场上，地方政府很难从土地市场获得足够的收入，从而形成土地财政现象。地方政府垄断土地一级市场，则为土地财政现象的形成提供了条件[15]，其实现路径主要有以下两个方面。

第一，排除其他竞争者的干扰，获取更多的土地增值收益。在地方政府垄断土地一级市场之前，城市中的企事业单位、城中村和城市周边农村集体等主体大量供应建设用地[7]，客观上对地方政府产生了“挤出效应”，而地方政府内部多层级、多部门无序供地，也使得政府难以对土地市场进行有效调控。土地储备制度建立之后，地方政府获得了实施土地一级市场垄断的抓手，从而结束了土地一级市场多头、无序的供地状况，获取了更多的土地增值收益。

第二，更有效地制订差别化供地策略，获取最大收益。已有研究[2-3，11]发现，地方政府针对工业用地和商住用地会采取不同的出让策略。由于商业、房地产业提供的是本地化的非贸易性服务，因此地方政府可以通过市场化方式高价出让商住用地；由于大部分制造业缺乏区位特质性，流动性比较强，因此地方政府不得不低价出让工业用地，作为招商引资的优惠条件，从而促进当地经济发展，提高人们收入水平，进而也增加商住用地的需求。因此，地方政府垄断土地一级市场后，在工业用地市场上可以低价出让更多的土地，在商住用地市场上可以采取垄断定价策略，控制土地出让规模，从而提高出让价格，获得更多的土地出让收入。因此，提出假说1：地方政府垄断土地一级市场会促进土地财政增长。

土地财政是由土地市场的供需双方共同决定的。从供给方来看，地方政府获得垄断供地权后，可以排除其他竞争者、制订更有效的差别化供地策略，从而推动本地区土地财政更快的增长（相对于没有垄断土地一级市场的城市）。从需求方来看，地方政府获得垄断供地权并不能影响土地需求，土地需求取决于一个地区的经济发展速度，由于一个地区的经济增速是相对稳定的，因此即使地方政府垄断了土地一级市场，也不能无限供给土地，即垄断供地权对土地财政的推动作用存在上限。基于上述供求双方的分析，土地一级市场垄断对土地财政的动态影响体现为：相较于尚未垄断土地一级市场的城市，实现土地一级市场垄断的城市在垄断初期，通过排除竞争者、制定差别化供地策略，可以推动土地财政快速增长；由于土地需求取决于经济增长速度，保持相对稳定，因此一段时间之后，实现土地一级市场垄断的城市土地财政的相对增速会放缓，当达到某个临界点后，垄断土地一级市场与未垄断土地一级市场的城市土地财政的差距达到最大值，此后不论拥有垄断供地权的地方政府如何努力，两类城市的土地财政的差距也很难继续增大[17]。据此，提出假说2：地方政府垄断土地一级市场，在期初会促进土地财政显著增长，但是之后垄断效果会减弱，最终存在垄断效果的“天花板”。

图1 土地储备制度建立年份分布Fig.1 Year distribution of the establishment of land reserve system

3 研究设计

3.1 渐进型双重差分法

由于各个城市建立土地储备制度后才真正垄断土地一级市场，本文用各地印发《土地储备管理办法》时间作为垄断土地一级市场的时间，由图1可见各城市垄断土地一级市场的时间具有分批次、逐步推广的特征，因此本文采用渐进型双重差分法[18]，将较早实施土地一级市场垄断的城市作为处理组，将较晚实施土地一级市场垄断的城市作为控制组，通过双重差分，剔除掉影响土地财政的一般性因素，比如财政制度与土地制度的变化、经济周期，从而缓解内生性问题。双重差分方法适用的重要前提条件是处理组与控制组满足平行趋势，即土地一级市场垄断前，处理组与控制组城市的土地财政不存在明显差异，或者存在差异，但是差异是不随时间显著变化的[18]，以便将控制组作为对照组的良好“反事实”，本文将在基准回归之后进行平行趋势检验。

3.2 回归模型设定

本文采用双重差分法来考察土地一级市场垄断对土地财政的影响，模型设定如下：

式（1）中：i代表城市；t代表年份；yit表示城市i在时期t时的人均土地出让收入和土地出让收入占财政收入的比重；policyit表示土地一级市场垄断；估计系数β为处理效应。若i城市在t时期印发了《土地储备管理办法》，则policyit取值为1，否则为0。除了政府对土地一级市场的垄断，一个城市的土地财政规模还受到许多其他因素的影响，参考相关文献[11，14]，本文从人口规模、产业结构、经济水平、财政压力、晋升激励等几个方面选取控制变量，控制了人口总量、人口密度、第一产业占GDP比重、第二产业占GDP比重、人均GDP水平、城市化水平、人均固定资产投资总额、财政自主度、市委书记年龄、市委书记任期等变量。

本文因果识别的主要威胁来自于地方政府的自选择，即具备某些特征的地方政府更倾向于较早建立土地储备制度，而这些城市土地财政现象更为严重，这使得本文有可能高估土地一级市场垄断的政策效果。针对这一问题，本文采取了以下应对策略。第一，进行平行趋势检验，如果政策发生前处理组与控制组城市土地财政现象无显著差异，可以缓解对于地方政府自选择引发的内生性问题的担忧。第二，根据已有研究[19]，土地储备制度建立的重要动机是国企解困，因此各城市建立土地制度的先后顺序受到当地国企解困负担和政府财政状况的影响。如果土地储备制度建立前后，当地国企解困负担和政府财政状况这两个因素对处理组和控制组城市的影响发生显著变化，那么即使土储制度建立前满足平行趋势假定，也没有把握认为土地储备制度建立后控制组城市仍然是处理组良好的反事实对照组。因此本文沿袭GENTZKOW[20]做法，在回归中控制了影响土地储备制度实施先后顺序的因素S（国企解困负担、地方政府财政状况）与两种不同时间趋势项设定f（t）的交叉项。第一种是S与postt的交叉项S×postt，从而允许S对yit的影响在政策前后存在差异；第二种是S与时间趋势变量t的多项式的交叉项：S×t、S×t2、S×t3，从而使S对yit的影响满足非线性的时间趋势假定。由于20世纪末、21世纪初国企普遍经营不善，而国企在一个城市的工业生产总值中占重要地位，因此，本文用1999—2003年一个城市的工业生产总值占GDP的比重的平均值作为国企解困负担的代理变量，用变量burden来表示。用财政自主度（预算内财政收入/预算内财政总支出）来衡量地方政府财政状况，用变量来表示。

本文因果识别的另一个威胁来自于其他改革的政策影响。如果存在其他改革与土地储备制度的实施时间和顺序一致，且对土地财政产生影响，那么本文识别的政策效果可能反映了其他改革的效果。同时期进行的政策改革中，可能会对地方土地财政产生显著影响的是土地出让市场化改革。为控制土地出让市场化改革对土地财政的影响，本文设置了landmaktit变量，表示i城市在t时期的土地出让市场化程度，用招拍挂出让的土地宗数占出让总宗数的比例来表示。

根据2001年国务院《关于加强国有土地资产管理的通知》和2007年国土资源部《土地储备管理办法》，建立土地储备制度的目的是为了调控土地市场，结束土地市场的管理混乱局面。已有研究[19]也指出土地储备制度是国有企业制度改革和城镇土地使用权制度改革的产物，因此，在本文中土地财政对土地储备制度建立的反向影响并不严重。

对于不可观测的遗漏变量问题，本文的处理方式如下：第一，控制城市固定效应αi，从而缓解不随时间变化、与城市特征相关的遗漏变量问题，如城市的地理条件、土地资源禀赋；第二，控制时间固定效应λt，缓解随时间变化的遗漏变量问题，如经济周期、货币与财政政策等；第三，一些随时间变化的因素，虽然对所有城市都有影响，但是影响的程度不同，如市场化改革、法制建设，为了控制这些影响，本文在回归中加入了城市的时间趋势项γit，从而允许各个城市存在不同的线性增长趋势[17]。为控制面板数据潜在的异方差和序列相关问题，本文将回归系数的标准误聚类（Cluster）到市级层面。

3.3 数据来源和描述性统计

本文的研究时间跨度为1999—2016年。土地出让数据来自《中国国土资源年鉴》；土地储备制度建立时间来自手工整理，通过各个城市国土部门官网、百度搜索等渠道，本文整理了160个城市印发《土地储备管理办法》的时间；城市层面的统计数据来自《中国城市统计年鉴》，其中城市化率指标用各省城市化率指标代替，数据来自《中国人口和就业统计年鉴》；参考文献［21］做法，本文使用市委书记年龄、任期来刻画市委书记的晋升激励，数据来自“中国人民共和国地市级市委书记及市长数据库”[24]、LANDRY PIERRE F等[25]和中国政治精英数据库（CPED）[26]及作者整理。相关数据通过各省通胀指数进行消胀，基期为1999年。表1是本文使用的主要变量的定义，表2是本文主要变量的描述性统计。

表1 变量定义Tab.1 Variable de finitions

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

4 结果分析

4.1 回归结果

表3和表4是地方政府垄断土地一级市场对人均土地出让收入和政府土地财政占比的影响。第1列仅控制了双向固定效应和时间趋势项，显示政府垄断土地一级市场显著促进了人均土地出让收入和土地财政占比的增加。第2列在第1列的基础上，又增加了一系列控制变量，并控制住其他改革的影响，回归结果依然显著。第3列、第4列在第2列的基础上，又分别控制了影响土地制度实施先后顺序的因素S（国企解困负担、地方政府财政状况）与两种不同时间趋势项设定f（t）的交叉项，地方政府垄断土地一级市场对人均土地出让收入和土地财政占比的促进作用依旧显著存在。由第4列可知，地方政府垄断土地一级市场之后，人均土地出让收入增加了56.8%，由表2可知样本中人均土地出让收入对数的标准差为1.963，所以地方政府垄断土地一级市场可以解释样本中人均土地出让收入对数变动的28.94%；地方政府垄断土地一级市场之后，地方政府土地财政占比提高了7.8%，考虑到地方政府土地财政占比的标准差为0.463，所以地方政府垄断土地一级市场可以解释样本中地方政府土地财政占比变动的16.85%。以上结果说明政府垄断土地一级市场显著提高了人均土地出让收入水平，加剧了政府对土地财政的依赖，假设1得证。

表3 土地一级市场垄断与人均土地出让收入回归结果Tab.3 The estimation results of primary land market monopoly and per capita land leasing income

表4 土地一级市场垄断与土地出让收入占比回归结果Tab.4 The estimation results of primary land market monopoly and the proportion of land leasing income

4.2 平行趋势检验与土地一级市场垄断的动态效果

双重差分法使用的前提条件是平行趋势假设，即土地一级市场垄断前，处理组与控制组人均土地出让水平和土地财政占比的变动趋势是一致的，不存在趋势性差异。为验证平行趋势假定并考察土地一级市场垄断的动态效果，本文参考JACOBSON[22]和BECK等[23]做法，采用事件研究法进行平行趋势检验，具体设定如下回归方程：

式（2）中：i表示城市；t表示年份；表示土地一级市场垄断前后第|j|年的虚拟变量。Si表示城市i垄断土地一级市场的年份，则当t-Si=j时=1，否则=0。由于大多数城市在1999—2007年实现了土地一级市场垄断，因此本文设定j≥-7，j≤10，为了充分利用样本的变异，当j＜-7时，令j=-7，当

j＞10时，令j=10。将政府垄断土地一级市场的前一年，即j=-1这一年作为回归的基期，因此，在回归中剔除了j=-1的哑变量。αi表示城市固定效应，λt表示时间固定效应，βj为政府垄断土地一级市场j年后（前）对土地财政的影响。图2和图3分别给出了土地一级市场垄断对人均土地出让收入和土地财政占比的估计系数βj和95%的置信区间；横坐标表示距离地方政府垄断土地一级市场的年数，-7表示地方政府垄断土地一级市场前的第7年，10表示地方政府垄断土地一级市场后的第10年。

由图2可知，政府垄断土地一级市场之前，βj并不能显著拒绝零假设，即政策实施前处理组与控制组满足平行趋势假设。政府垄断土地一级市场之后，βj在当期就显著拒绝零假设，说明地方政府获得垄断供地权后，通过排除土地一级市场的竞争者和采取垄断定价策略等方式，在当期就显著促进了土地财政的增长，但是之后处理组城市的相对增长程度放缓，到政策实施后的第8年，政府垄断土地一级市场的政策效果达到顶点，即存在“天花板效应”，假设2得证。

图3显示，政府垄断土地一级市场之前，处理组与控制组在土地财政占比上也基本满足平行趋势假设。政府垄断土地一级市场之后，βj也表现出与图2相同的特征，在当期就显著拒绝零假设，处理组城市相对于控制组城市土地出让收入占比显著增长，随后增长放缓，在政策实施后的第8至9年政策效果达到顶峰，即图3也支持地方政府垄断土地一级市场的“天花板效应”。

图2 平行趋势检验与土地一级市场垄断的动态效果——人均土地出让收入Fig.2 The parallel trend test and the dynamic effects of primary land market monopoly—per capita land leasing income

图3 平行趋势检验与土地一级市场垄断的动态效果——土地出让收入占比Fig.3 The parallel trend test and the dynamic effects of primary land market monopoly—the proportion of land leasing income

4.3 稳健性检验

为增加结论的可信性，本文进行了稳健性检验，表5和表6分别是被解释变量为人均土地出让收入、土地出让收入占比的稳健性检验结果。在表5和表6中，第1列为使用1999—2008年子样本回归的结果；第2列为剔除直辖市、计划单列市样本后回归的结果；第3列是剔除2000年之前与2007年之后垄断土地一级市场的城市的结果；第4列为将市级时间趋势项替换为省级时间趋势项后的回归结果。无论被解释变量为人均土地出让收入，还是土地出让收入占比，核心解释变量的估计系数均显著为正，说明政府垄断土地一级市场显著促进了土地财政现象，加剧了政府对土地财政的依赖这一结论是稳健的。

表5 稳健性检验一（人均土地出让收入）Tab.5 The robustness check 1 (per capita land leasing income)

表6 稳健性检验二（土地出让收入占比）Tab.6 The robustness check 2 (the proportion of land leasing income)

4.4 安慰剂检验

为进一步增强结论可信性，本文通过改变政策执行时间，构造虚拟政策时点进行安慰剂检验。这种做法原理为：如果土地一级市场垄断对土地财政有显著影响，那么改变土地一级市场垄断的时间，这种影响应该不存在，否则说明本文的识别效应受到了其他政策改革的影响。

表7报告了安慰剂检验结果，第1至2列显示的是当被解释变量为人均土地出让收入时，政策发生时间提前2年、提前1年的结果，第3至4列显示的是当被解释变量为土地出让收入占比时，政策发生时间提前2年、提前1年的结果，这些虚拟的政策时点对人均土地出让收入、土地出让收入占比均无显著的影响，说明地方政府垄断土地一级市场对土地财政的影响是稳健的。

表7 安慰剂检验Tab.7 The placebo test

5 研究结论及启示

土地财政一直是中国经济中备受关注的问题，现有关于土地财政根源的研究，强调地方政府和官员有追求土地财政的动机，但没有回答地方政府或官员追求土地财政的动机是如何促进土地财政在过去十几年稳定快速增长的。本文认为地方政府的垄断供地权是实现土地财政的重要制度基础，利用土地储备制度在各个城市分批次建立的准自然实验，本文估计了地方政府垄断土地一级市场对土地财政的影响，发现：地方政府垄断土地一级市场在短期内显著促进了土地财政增长，并加深了当地政府对土地财政的依赖；长期来看，土地一级市场垄断对土地财政的影响受到经济发展速度的制约，存在“天花板效应”。

本文的结论对于厘清改革的思路具有重要的参考意义。土地一级市场垄断是地方政府实现土地财政的重要制度抓手，因此短期内改革的思路在于打破地方政府对土地一级市场的垄断，允许集体建设用地入市，改革征地制度，这与目前正在进行的“土地三项制度”改革相呼应；长期来看，应建设服务型政府，地方政府应追求辖区内福利最大化，而非财政收入最大化。