王 健，黃 靜，2，吳 群，3

（1. 南京農業(yè)大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095；2. 新疆農業(yè)大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830052；3. 南京農業(yè)大學 不動產研究中心，江蘇 南京 210095）

一、引 言

2008年12月的中國中央經濟工作會議提出了結構性減稅的政策。營業(yè)稅改征增值稅（“營改增”）是“結構性減稅”政策的延續(xù)，也是“結構性減稅”的重頭戲（高培勇，2013）。2012年1月1日，“營改增”在上海率先啟動試點改革，此后，逐漸實現廣度和深度“雙擴圍”，2016年5月1日，在全國全面推行。隨著“營改增”擴圍，減稅效應逐漸明顯。減稅不僅體現在納稅人的稅負下降，更體現在政府稅收收入和財政收入的減少。財政部統(tǒng)計數據顯示，受全面推開“營改增”改革的影響，2016年5月-12月改征增值稅與營業(yè)稅合并計算的稅收收入同比下降17%。已有研究表明，短期內“營改增”顯著增加了地方政府財政壓力（盧洪友等，2016）。趙方和袁超文（2016）、胡怡建和田志偉（2014）認為，“營改增”短期內減稅效應明顯。何代欣（2016）的研究表明，“營改增”后地方政府財政收入將被大幅削減并將告別稅收高速增長的階段。

較多研究表明，財政壓力和晉升激勵是地方政府追求土地財政收入的重要原因（吳群和李永樂，2010；謝冬水，2016）。財政壓力視角的分析邏輯是：分稅制改革后，地方政府面臨的財政壓力增大，使其可能會選擇土地財政收入作為彌補財政收支缺口的重要工具（吳群和李永樂，2010）。晉升激勵視角的分析邏輯是：在“基于GDP增長的官員晉升錦標賽”激勵下，地方政府具有較強的內在動機獲取土地財政收入，地方政府將土地財政收入用于補貼工業(yè)用地的開發(fā)成本來支撐工業(yè)發(fā)展，帶動經濟增長，提升晉升競爭力（周黎安，2007）。雖然兩種邏輯中的激勵機制不同，但兩者的共同點是地方政府均將土地財政收入作為財政收入的重要工具。

在現有制度條件下，財政壓力和政治晉升激勵地方政府尋求土地財政，但這種機制已經達到相對平衡。當前，晉升考核機制沒有發(fā)生顯著變化，然而財政壓力卻因“營改增”發(fā)生了較大變化（盧洪友等，2016；何代欣，2016）。本文將檢驗“營改增”帶來的財政壓力是否打破了上述平衡，是否進一步增加了地方政府對土地財政的依賴。與此同時，2014年3月21日發(fā)布的《國家土地督察公告》顯示，2013年某些省份的建設用地規(guī)模已超過2020年的規(guī)劃指標。時任國土資源部副部長王世元強調，為了守住新型城鎮(zhèn)化過程中的耕地紅線，新增建設用地規(guī)劃指標需要逐步縮減，重點減控東部地區(qū)。隨著建設用地突破2020年的規(guī)劃控制指標，地方政府受到建設用地規(guī)劃指標限制的壓力逐漸增大，其出讓建設用地獲得的土地財政是否也會受到影響呢？目前關于土地利用規(guī)劃或建設用地控制指標與土地財政之間關系的研究還不多見。因此，本文主要研究“營改增”對土地財政收入的影響，并分析這種影響是否受到建設用地控制指標的約束。

本文主要貢獻體現在以下三點：第一，分析了“營改增”對土地財政的影響?，F有研究分析“營改增”帶來財政壓力的較多，基于財政壓力視角解釋土地財政收入也很常見，但是關于“營改增”對土地財政收入的影響還缺乏系統(tǒng)、定量的研究。第二，在分析土地財政過程中，考慮了建設用地指標的約束作用，補充了關于土地利用規(guī)劃或建設用地控制指標對土地財政影響的研究空缺。第三，在實證過程中區(qū)分了市級和縣級地方政府；《中華人民共和國城市房地產管理法》明確規(guī)定，擁有土地出讓權利的主體是市、縣級地方政府，然而，現有關于地方政府土地財政收入的研究均將地級市以及下轄縣作為一個整體進行分析，尚未發(fā)現對比分析市、縣土地財政的相關研究。本研究對深化理解“營改增”為代表的新一輪財稅體制改革，加強對市縣層面差別化的土地財政的管控，以及完善市縣層面的建設用地規(guī)劃指標都具有重要的理論和現實意義。

二、分析框架與研究假說

分析框架如圖1所示。第一階段是“營改增”對地方政府財政壓力的影響，分別從收入和支出視角進行分析；第二階段是財政壓力對土地財政收入的影響，這部分研究已經得到眾多學者的理論與實證支持（陶然等，2009；吳群和李永樂，2010），但是已有研究均未考慮建設用地控制指標的影響，因此第二階段重點考慮建設用地控制指標的作用。

圖1 分析框架

（一）“營改增”對地方政府財政壓力的影響。短期內，“營改增”對地方政府財政收入的影響主要包括以下幾個方面：第一，“營改增”后，增值稅覆蓋所有商品和服務，打通了抵扣鏈條，消除了重復征稅，降低了企業(yè)稅負，地方政府面臨稅收收入減少的壓力（趙方和袁超文，2016）。第二，“營改增”后，地方政府第一大稅種營業(yè)稅轉變?yōu)樵鲋刀?，原本全部歸地方政府所有的財源變?yōu)檠氲毓蚕恚@種歸屬變化會對地方財政產生顯著減收效應（何代欣，2016）。第三，城市維護建設稅、教育費附加及地方教育附加是依附在原營業(yè)稅、增值稅等主體稅種之上而進行征收的。由于“營改增”的減收效應，這些附加稅必然會出現減收（高培勇，2013）。國家稅務總局統(tǒng)計表明，從2016年5月全面推開“營改增”至2017年9月累計減稅金額達到10 639億元。從圖2（數據來源于中國財政部官網）可以看出，2012年末，即“營改增”試點逐步擴圍時，地方政府財政收入第一次出現大幅下降；2016年5月，即“營改增”全面推開時，地方政府財政收入出現第二次下降。顯然，“營改增”全面推開后對地方財政收入的影響遠大于試點期間（高培勇，2013）。

圖2 2003-2016年地方財政收入、支出同比增長率月份趨勢圖

短期內，“營改增”對財政支出的影響主要包括以下幾個方面：“營改增”改革表現為“非帕累托改變”的特征，新稅制運行后并沒有使政府和所有納稅人收益增加，為了減少和降低改革的阻力，政府必須進行各種有形或無形的投入?！盃I改增”過程中，這種投入主要有兩個方面：第一，地方政府補償改革后稅負增加的部分納稅人。國家稅務總局數據顯示，我國全面實施“營改增”以來，稅負增加的企業(yè)大概為1.3%。根據《營業(yè)稅改征增值稅試點方案》（財稅[2011]110號），試點地區(qū)的地方政府需要設立專項財政資金彌補“營改增”后稅負增長企業(yè)的損失。第二，稅務部門征收成本上升（張煒，2014）。一方面，“營改增”打破了多年來形成的國稅、地稅征管模式；另一方面，“營改增”后增值稅稅率的分檔增加了，征收管理難度增大，稅務部門必須投入更多的人、財、物來確?！盃I改增”順利推進，造成支出增加。如圖2所示，2011年以前地方一般預算內公共財政收入增長率均大于支出，2008-2009年出現例外主要是因為金融危機爆發(fā)，地方政府進行了大量投資刺激經濟；但是2012年下半年開始“營改增”試點以后，出現了地方財政支出增長率大于收入的趨勢，隨著改革逐漸擴圍，越來越多的月份呈現支出增長率大于收入增長率，而且超額的數值也有增大的趨勢。

上述分析可知，短期內，“營改增”將導致地方政府財政收入減少、支出增加，地方財政壓力增大。依據《中國財政統(tǒng)計年鑒》數據統(tǒng)計得出，地方政府財政赤字從2012年的748.37億元大幅增至2013年的2 709.26億元，之后又驟增至2015年的12 236.07億元，并且存在逐漸擴張的趨勢。

（二）財政壓力對土地財政收入的影響。雖然所有地方政府在財政分權體制下都有動機增加土地財政收入來緩解財政壓力，但這種機制已經達到相對平衡狀態(tài)，只有發(fā)生重大的政策變化而導致地方政府財政壓力進一步增加時，地方政府利用土地獲得財政收入的行為才會出現明顯變化。所以很容易理解“營改增”后，地方政府財政壓力增大會更顯著地增加土地財政收入。而且，由于“營改增”改革釋放的改革紅利有利于吸引更多的資源和資本流向產業(yè)附加值高的第三產業(yè)，為地方政府出讓更多商住用地獲得財政收入創(chuàng)造了條件（王健等，2017）。如圖3所示①數據來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，統(tǒng)計區(qū)域為2012年下半年開始“營改增”試點的江蘇省、浙江省、福建省和廣東省四個省份。，“營改增”（2012年）后地方政府土地財政收入驟增。

然而，由于土地資源的有限性，地方政府不可能無限制地供應建設用地?！度珖恋乩每傮w規(guī)劃綱要》（下文簡稱《綱要》）規(guī)定了全國以及各個省份在規(guī)劃期內可以新增的建設用地數量。雖然地方政府可以通過其他途徑例如“增減掛鉤”和“指標買賣”來增加建設用地指標，但是通過其他途徑獲得的建設用地指標尚處于探索階段，存在較多前置限定條件和阻力，其規(guī)模遠小于《綱要》規(guī)定的指標。2014年3月21日發(fā)布的《國家土地督察公告》揭露了2013年某些省份的建設用地規(guī)模已超過2020年的規(guī)劃指標的事實。根據《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》的全國和各省建設用地現狀面積與《綱要》2020年規(guī)劃指標數據，截至2013年，全國突破2020年的規(guī)劃指標21.6萬公頃。19個省（市、自治區(qū)）已突破2020年規(guī)劃指標，河北省最嚴重已突破21.26萬公頃，江蘇省次之，突破16.45萬公頃。雖然規(guī)劃存在多種不確定因素，存在突破行為也屬正常，但是僅用8年時間就消耗完原本規(guī)劃15年的用地量，大大超出了規(guī)劃的正常范疇。時任國土資源部副部長王世元強調，為守住新型城鎮(zhèn)化過程中的耕地紅線，新增建設用地規(guī)劃指標需要逐步縮減，重點減控東部地區(qū)。因此，“營改增”后，雖然地方政府有增加土地財政收入的沖動，但是隨著建設用地總規(guī)模突破規(guī)劃，受規(guī)劃指標約束增大，地方政府增加土地財政收入的行為會受到制約。如圖3所示，在2012年下半年改革試點逐漸開展后，2013年土地財政收入驟增，達到歷年最大值，而隨后的2014年和2015年土地財政收入又逐漸減少。

圖3 地級市土地財政收入平均值

綜上，“營改增”與土地財政收入之間存在以下邏輯關系：“營改增”影響了地方政府財政收入和支出，使財政壓力增大，會進一步激勵地方政府增加土地財政收入，但土地財政收入增加的程度受到建設用地控制指標的約束?；诖宋覀兲岢鋈缦麓龣z驗假說：“營改增”對地方政府土地財政收入有正向影響，但影響程度受到建設用地控制指標約束。

三、模型與數據

（一）模型設定。

1.“營改增”對地方政府土地財政收入影響。借鑒盧洪友等（2016）的研究，建立如下模型：

在式（1）中，LF表示地方政府土地財政收入，用市、縣級地方政府土地出讓收入表示，BTVT是“營改增”虛擬變量，為實驗組別虛擬變量和實驗時點虛擬變量的交叉項，右上標T表示城市i“營改增”的起始年份，如果城市i進行了“營改增”，即t≥T，那么BTVT=1，否則BTVT=0。ρ1表示“營改增”對地方政府土地財政收入的影響。Control為一組控制變量，γ表示控制變量回歸系數，λi和μt分別代表地區(qū)和時間固定效應，εit是殘差項。

為避免解釋變量個數過多導致多重共線性，本文盡量選擇重要影響因素作為控制變量，借鑒相關研究（吳群和李永樂，2010；范子英，2015；余莎和游宇，2017），控制變量包括：（1）政治激勵變量（Tenure，年），用市委和縣的黨委書記任期表示。地方政府的黨委書記越年輕，晉升可能性越大，地方政府越容易出讓更多的建設用地來獲得更多的土地財政收入。如果黨委書記任職時間開始于每年的6月份以后，設定其開始任職的年份為下一年。（2）土地市場變量（LM），用每種出讓方式地塊數的加權平均來計算，具體而言，用每種出讓方式的價格作為市場化的權重，計算每種出讓方式地塊數的加權平均值。土地市場對土地財政有正向影響。（3）第三產業(yè)生產總值（GDP，萬元/人）用人均第三產業(yè)生產總值表示，由于第三產業(yè)發(fā)展規(guī)?？赡芡瑫r決定“營改增”的試點以及土地財政規(guī)模而存在潛在的內生性，控制該變量一定程度可以緩解遺漏變量導致的內生性問題。（4）非農人口數量（POP，萬人）用從事非農產業(yè)人口數量表示。非農人口數量增加，會增加對商住用地的需求，與土地財政有正相關關系。（5）固定資產投資（FAI，萬元/人）用人均固定資產投資表示，以衡量基礎設施對土地財政收入的影響，基礎設施越好越有利于地方政府出讓商住用地，因此該變量與土地財政收入有正相關關系。

2.建設用地控制指標的約束作用。為檢驗“營改增”對地方政府財政收入的影響是否受到建設用地控制指標約束，我們引入“建設用地控制指標（CL）”變量表征地方政府受建設用地控制指標約束的大小，城市i第t年的建設用地控制指標（CL）=城市i從規(guī)劃基期至第t-1年的累計新增建設用地值/2020年城市i的規(guī)劃控制指標值。該比值越大說明城市i政府從規(guī)劃基期年至t-1年利用新增建設用地越多，消耗建設用地指標越多，地方政府下一年（t年）受建設用地控制指標約束越大。首先，我們選擇新增建設用地衡量該指標，原因是：（1）統(tǒng)計顯示2009-2015年地方政府82.23%的土地財政收入來自新增建設用地；（2）根據2006年國土資源部第37號令《土地利用年度計劃管理辦法（2006年修訂）》規(guī)定，新增建設用地指標必須嚴格執(zhí)行，不得突破；（3）市級新增建設用地指標數據能夠通過地級市自然資源局（國土資源局）網站獲得。其次，我們在市和縣樣本實證中均用市層面數據衡量建設用地控制指標（CL），因為該指標為全市的數據，既包括市轄區(qū)也包括下轄的市和縣。當全市的指標約束發(fā)生變化，甚至突破規(guī)劃指標時，其下轄區(qū)、縣、市指標約束的平均水平同步變化，甚至突破規(guī)劃，因此，在縣級建設用地控制指標數據獲取難度大的情況下，認為其下轄的區(qū)、縣、市受到同質的影響是可行的。

借鑒范子英和彭飛（2017）的研究，將建設用地控制指標（CL）與“營改增”（BTV）的交互項納入模型，能夠識別“營改增”對土地財政收入的影響受建設用地控制指標約束的程度，模型如下：

交互項（BTV×CL）的系數ρ4是我們感興趣的回歸系數，刻畫了“營改增”后土地財政收入的變化是否受建設用地控制指標約束。

3.動態(tài)效應。借鑒Liu和Alm（2016）的研究，考察“營改增”對土地財政收入的動態(tài)影響，模型如下：

其中，變量BTVN是“營改增”第N年的年度虛擬變量（其中，N＝1，2，3）。例如，N=1時，那么“營改增”第一年BTV1賦值為1，其余年份賦值為0。ρn表示“營改增”對土地財政收入的動態(tài)影響。值得注意的是，若該模型采取和式（1）一致的時間固定效應會導致其與解釋變量（BTVN）之間存在完全多重共線性，所以我們在式（3）中，用控制國家時間趨勢代替時間固定效應，并控制省份與國家時間趨勢交互項，這樣可以剔除不同省份隨時間有不同的線性變化趨勢。μntt表示國家時間趨勢固定效應，ψit表示省份與國家時間趨勢交互固定效應。

進一步檢驗“營改增”對土地財政收入動態(tài)影響過程中，我們將建設用地控制指標（CL）變量納入動態(tài)效應模型，形式如下：

（二）研究樣本選取。現有關于地方政府土地財政收入的研究均將地級市以及下轄縣作為一個整體進行分析（吳群和李永樂，2010；范子英，2015），主要原因是現有文獻的土地財政收入數據主要來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》，其統(tǒng)計土地出讓收入的最小口徑是地級市。本文土地出讓金數據從自然資源部搭建的中國土地市場網收集整理而得，該網站涵蓋2007年以來全國各個市、縣土地一級市場每一宗交易記錄。本文將區(qū)分市級與縣級地方政府，即地級市政府直接控制轄區(qū)的土地開發(fā)，并且市轄區(qū)的建成區(qū)域在空間上是一個緊密銜接的整體，因此地級市政府的分析單元為市轄區(qū)；縣級政府分析單元主要包括縣和縣級市。

統(tǒng)計顯示①數據來源于中國土地市場網、《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，統(tǒng)計區(qū)域包括河北、山東、江蘇、浙江、福建和廣東。，縣級地方政府土地財政收入與地方財政預算內收入的比值在2009-2015年平均高達84%，大于市級的75%，因此從土地財政占地方財政收入的重要程度視角來看，有必要研究縣層面；圖4顯示，市級土地出讓金規(guī)模顯著大于縣級，市級和縣級地方政府2008-2016年土地財政收入平均每年為8 566億元和4 299億元，但縣級政府的土地出讓面

積卻顯著大于市級，2008-2016年縣級和市級地方政府年均土地出讓面積分別為8萬公頃和6萬公頃。由于中國耕地主要集中在縣轄區(qū)域，從保護耕地資源視角，也有必要研究縣層面的土地財政。

本文選擇廣東省、福建省、浙江省、江蘇省、山東省和河北省東部6個省份作為研究區(qū)域。原因是：（1）這些省份各設區(qū)市、縣的社會經濟發(fā)展走在全國前列，研究結果對全國層面具有啟示意義，并且目前我們掌握這些省下轄市、縣的其他變量數據較為齊全；（2）廣東省、福建省、浙江省、江蘇省是較早（2013年）施行“營改增”試點的省份，河北省和山東省相對較晚（2014年），2013年以前上述兩組的土地財政收入具有相同的趨勢（圖5b），一定程度上說明由于自選擇而造成的樣本數據趨勢本來存在顯著差異的偏誤可以忽略，滿足計量模型的要求。

廣東省、福建省、浙江省、江蘇省于2012年下半年逐漸開展“營改增”，我們設定改革起始年份為2013年；河北省和山東省于2013年下半年開展“營改增”，我們設定改革起始年份為2014年（范子英和彭飛，2017）。由于中國土地市場網大部分數據記錄始于2007年，并且2008年金融危機可能對回歸結果產生影響，因此，本文將實證數據的起始點設定為2009年，由于存在數據短板，最終將實證數據的時間范圍設定為2009-2015年。另外，在本文研究的時間和區(qū)域存在個別“撤縣設區(qū)”現象，為了避免該改革對結果產生影響，我們把2008年之后撤縣設區(qū)的縣和區(qū)從樣本中剔除。本文共收集整理了2007-2016年6個省共486 521條記錄，實證采用2009-2015年6個省82個設區(qū)市、422個縣的土地出讓記錄，共389 278條。

圖4 土地出讓收入與面積

（三）數據來源與描述統(tǒng)計。土地財政收入（LF）和土地市場（LM）數據來源于中國土地市場網；建設用地控制指標（CL）數據來源于中國土地市場網和地級市土地利用總體規(guī)劃文本，我們利用82個地級市自然資源局（國土資源局）網站，下載82份地級市土地利用規(guī)劃文本；黨委書記任期（Tenure）數據通過如下方式獲得，首先在地方統(tǒng)計年鑒查找黨委書記姓名，然后在政府官網、人民網、新華網或者百度百科查找個人簡歷，共收集了1 186個個人簡歷；縣級、市級的地方政府一般預算收入、非農人口（POP）、固定資產投資（FAI）分別來源于《城市統(tǒng)計年鑒》的市轄區(qū)數據和《中國縣域統(tǒng)計年鑒》的縣或縣級市數據。市級的第三產業(yè)GDP數據來源于《城市統(tǒng)計年鑒》；縣級第三產業(yè)GDP數據的來源于《中國縣域統(tǒng)計年鑒》，2013年以前主要來源于各個市（縣）的統(tǒng)計年鑒，少部分來源于縣級人民政府或統(tǒng)計局網站。LF，Tenure，GDP，POP，FAI均取自然對數進入模型，LF、GDP、FAI折算為2008年不變價，限于篇幅，主要變量統(tǒng)計描述省略了。

基于上述樣本數據對分析框架進行簡單統(tǒng)計分析，如圖5所示。第一，在2013年改革之前，市、縣的財政赤字和土地財政收入基本具有相同的趨勢。第二，在2013年，相對于2014年開始改革的市縣而言，2013年開始改革的市、縣的財政赤字和土地財政收入均顯著增大，市級和縣級地方政府財政壓力增大比重為19.40%和12.90%，市級和縣級地方政府土地財政收入增加比重為124.49%和66.72%。第三，2014年，“營改增”在全國擴圍（部分行業(yè)未納入改革），2013-2014年，不同分組的財政赤字和土地財政收入未發(fā)生顯著不同的變化；土地財政收入均呈現下滑的趨勢可能是因為受到了建設用地指標約束的影響。第四，相對于2014年開始改革的市和縣，2013年開始改革的市和縣的財政赤字在2015年有顯著上升趨勢，可能的原因是，為彌補財政赤字消耗建設用地較快且較多，逼近甚至突破規(guī)劃控制指標，導致2013年開始“營改增”的市、縣受到建設用地指標約束增大，隨著改革深入推進，財政赤字進一步擴大，地方政府沒有更多建設用地來緩解財政壓力，結果表現為財政赤字規(guī)模顯著增加。

圖5 地方政府財政赤字與土地財政① 與下文實證分析采用的研究區(qū)域一致，即82個市和422個縣。

四、結果分析

為了解決潛在的內生性問題，我們使用滯后一階的控制變量進入回歸模型。由于誤差項可能不是獨立分布的，這可能導致異方差問題，在回歸過程中我們使用方差的穩(wěn)健估計，市和縣層面的樣本分別將標準誤聚集（cluster）到市和縣的個體層面。

（一）“營改增”對地方政府土地財政收入影響。根據公式（1）分析“營改增”對地方政府土地財政收入的影響，市級、縣級樣本的回歸結果如表1列（1）和列（2）所示?？梢钥闯觯屑壓涂h級核心解釋變量（BTV）的回歸系數均顯著為正。進一步，我們對樣本數據進行兩種處理，一是將樣本中省會以及下轄縣剔除，因為省會是一個省的首府，是一個地區(qū)政治經濟文化中心，在初始的資源要素占有和政策傾斜方面具有較多優(yōu)勢，可能存在特殊的地方法規(guī)或規(guī)章制度；二是將2009年數據剔除，因為2008年金融危機爆發(fā)對社會經濟產生了重大影響，可能會導致2009年數據存在異質性而對回歸結果產生影響。分別剔除省會和2009年數據的回歸結果如表1列（3）至列（6）所示，可以看出，剔除省會樣本和2009年數據后，我們關注的核心解釋變量（BTV）回歸系數與列（1）、列（2）結果基本一致，說明省會數據的存在與否對整體回歸結果影響較小，2009年數據不存在明顯異質性。BTV的回歸系數在市和縣樣本中分別是0.2398和0.1846，且均在5%的顯著水平下顯著，說明“營改增”顯著地導致了市和縣地方政府增加土地財政收入，與理論分析一致?！盃I改增”導致市和縣地方政府的土地財政收入分別平均增加23.98%和18.46%。

表1 “營改增”對土地財政收入影響的回歸結果

對上述結果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，進行反事實檢驗，設計思路為：構建一個虛假的政策沖擊，考察虛假政策的影響。本文選取“營改增”前1年和2年（T-1年和T-2年）作為假想政策發(fā)生時間，采用市、縣2009-2012年樣本重新估計公式（1）。結果表明，無論設置前1年（T-1年）還是前2年（T-2年）作為假想政策發(fā)生時間，市、縣樣本核心解釋變量（BTVT-1、BTVT-2）的回歸系數均不顯著，表明地方政府對“營改增”并沒有形成明確預期而較早增加土地財政收入，即在本文的計量模型中可以忽略由地方政府對“營改增”政策的預期引起的內生性問題。該結果也可以排除其他政策或隨機性因素導致的土地財政收入變化，數據滿足共同趨勢假設的前提條件，證明表1匯報的結果是穩(wěn)健的。其次，我們用控制變量的當期值進行回歸，分別分析市、縣2009-2015年樣本、剔除省會樣本和剔除2009年的樣本。結果表明核心解釋變量（BTV）的回歸系數與表1基本一致，進一步說明表1回歸結果是穩(wěn)健的。①限于篇幅，結果未列出，如有需要聯(lián)系作者索要。

（二）建設用地控制指標的約束作用。按照公式（2）考察“營改增”對地方政府土地財政收入的影響是否受到建設用地控制指標約束，回歸結果如表2列（1）和列（2）所示，可以看出，BTV的回歸系數均顯著為正，說明“營改增”對土地財政收入的凈影響顯著，其凈影響的程度在市級和縣級地方政府分別為40.90%和29.31%；交叉項（BTV×CL）的回歸系數均顯著為負，說明“營改增”后，受建設用地控制指標約束，地方政府土地財政收入顯著減少；減少的比例在市級和縣級地方政府分別為29.91%和24.52%，說明市級地方政府受建設用地控制指標約束更明顯。

我們對表2列（1）和列（2）的結果進行穩(wěn)健性檢驗：首先用土地財政占預算內財政收入之比（LF_BU）替代土地財政（LF）進行回歸，結果如表 2 列（3）和列（4）所示，交叉項（BTV×CL）的回歸系數顯著為負；其次，用當期控制變量進行回歸，結果如表2列（5）和列（6）所示，交叉項（BTV×CL）的回歸系數顯著為負；最后，按照表1下方同樣的方法進行反事實檢驗。②限于篇幅，結果未列出，如有需要聯(lián)系作者索要。結果表明，無論設置前1 年（T-1 年）還是前 2 年（T-2 年）作為假想政策發(fā)生的時間，交叉項（BTVT-1×CL、BTVT-2×CL）的回歸系數均不顯著，這一系列檢驗均證明表2列（1）和列（2）的回歸結果是穩(wěn)健的。

表2 考慮建設用地控制指標影響的回歸結果

（三）動態(tài)效應。按照公式（3）進行回歸，考察“營改增”對地方政府土地財政收入影響的動態(tài)效應，結果如表3列（1）和列（3）所示。可以看出，“營改增”對市、縣級地方政府土地財政收入影響的回歸系數2013年均顯著為正，2014年和2015年顯著為負?？赡艿脑蚴?，2013年部分省份的實際建設用地面積已經超過2020年規(guī)劃指標，部分地方政府已經沒有更多的建設用地指標來支撐土地財政收入，導致2013年以后土地財政收入減少，使2013年以后“營改增”對地方政府土地財政收入的影響呈現負相關。將被解釋變量換成“地方政府土地財政收入與地方政府預算內財政收入的比值（LF_BU）”進行回歸，結果如表 3 列（2）和列（4）所示，核心解釋變量（BTV2013、BTV2014、BTV2015）的回歸系數顯著性以及影響方向與列（1）和列（3）基本一致，表明結果具有一定的穩(wěn)健性。

表3 動態(tài)影響回歸結果

進一步考察“營改增”對土地財政收入的動態(tài)影響中，建設用地控制指標的約束作用，按照公式（4）進行回歸，結果如表 4 列（1）和列（4）所示?？梢钥闯?，列（1）交叉項（BTV×CL）回歸系數從2014年開始顯著為負，列（4）交叉項（BTV×CL）回歸系數2015年顯著為負，說明“營改增”對土地財政的影響受到建設用地控制指標的約束隨時間推移而逐漸顯著。為了檢驗上述結果穩(wěn)健性，我們引入建設用地控制指標的虛擬變量，即建設用地控制指標1（CL1）和建設用地控制指標2（CL2）。建設用地控制指標1（CL1）指的是，如果從規(guī)劃基期年累計至T年的全市實際新增建設用地面積減去2020年的規(guī)劃控制指標值大于零，則從T年開始該變量賦值為1，表示受到建設用地指標約束較大，因為建設用地現狀值超過規(guī)劃控制指標值之后地方政府面臨的約束會顯著增大，反之，賦值為0。建設用地控制指標2（CL2）指的是，如果從規(guī)劃基期年累計至T年全市實際新增建設用地面積減去2020年的規(guī)劃控制指標值小于零則賦值為1，表示受到建設用地指標約束較小，反之，賦值為 0。按照公式（4）進行回歸，結果如表 4 列（2）、列（3）、列（5）和列（6）所示，交叉項（BTV×CL1）回歸系數在2014年及以后開始為負，且逐漸顯著，說明“營改增”后受建設用地指標約束較大的地方政府，其土地財政收入從2014年開始顯著減少。該結果支持我們對表3回歸結果的解釋，即建設用地控制指標的約束作用在2013年以后開始凸顯。交叉項（BTV×CL2）回歸系數始終為正，說明“營改增”后受建設用地指標約束較小的地方政府，其土地財政收入逐漸增加。對比市級與縣級樣本交叉項（BTV×CL、BTV×CL1和BTV×CL2）的回歸系數絕對值可以發(fā)現，市級顯著大于縣級，與表4一致，說明市級地方政府對建設用地控制指標更敏感。

表4 分組動態(tài)檢驗回歸結果

五、結論與啟示

由于“營改增”后地方政府面臨更大的財政壓力，在當前晉升考核體制和土地制度沒有發(fā)生重大變化的情況下，“營改增”不可避免地將對地方政府財政行為產生影響，尤其將對近年中國地方政府依賴已久的土地財政產生影響。與此同時，《綱要》中的2020年建設用地規(guī)劃控制指標在2013年已經被突破，國土資源部對此高度重視，基于此，土地財政收入難免會受到影響。在此背景下，本文實證分析了“營改增”后，市、縣地方政府土地財政收入的變化，并考慮建設用地控制指標在該影響機制中的作用。研究發(fā)現：（1）“營改增”對地方政府土地財政收入有顯著正向影響，其凈影響程度在市級和縣級地方政府分別為40.90%和29.31%，但土地財政收入的增加受建設用地控制指標的約束；（2）受建設用地控制指標約束，“營改增”后，市級和縣級地方政府土地財政收入分別減少29.91%和24.52%；（3）建設用地控制指標的約束作用在2013年以后開始凸顯，受建設用地控制指標約束較小的地方政府，“營改增”后的每一年地方政府均增加土地財政收入；受建設用地指標約束較大的地方政府，“營改增”后，土地財政收入從2014年開始減少；（4）市級地方政府對建設用地控制指標更敏感。

本研究的政策啟示十分明顯。首先，為了緩解“營改增”后地方政府對土地財政收入的依賴，需要增加地方政府財政收入，比如調整增值稅在中央與地方的分享比例，培育地方政府主體稅種等。其次，短期內，建設用地控制指標是一種調控土地財政收入的有效手段；強化中國土地利用總體規(guī)劃的權威性與嚴肅性，更加科學合理地制定各個省、市的規(guī)劃建設用地指標，并嚴格執(zhí)行，有利于減緩地方政府對土地財政收入的依賴。最后，調控市與縣的土地財政收入需要采取不同措施，對建設用地控制指標而言，可以充分利用市級政府對建設用地控制指標比較敏感來調控市級政府土地財政收入；縣級政府受建設用地控制指標影響相對較弱，需要強化縣級建設用地控制指標的科學性與權威性，進而控制土地財政收入，保護耕地資源。

值得關注的是，在2013年建設用地突破2020年規(guī)劃指標及2016年“營改增”全面推廣的背景下，經國務院同意，2016年國土資源部（自然資源部）對《全國土地利用總體規(guī)劃綱要（2006-2020年）》進行了修改，將2020年全國建設用地總規(guī)模調整為4071.93萬公頃，較調整前增加了347.93萬公頃。這一舉措無疑為地方政府獲取更多土地財政收入增加了空間，從圖4可以看出，地方政府土地財政收入在2016年出現了又一次驟增。短期內，這為維持“營改增”后地方政府財政均衡帶來了利好，但從長遠來看，不但威脅財政體系的可持續(xù)性也會帶來更大的財政金融隱患，而且將對中國耕地資源的保護、土地資源的高效利用帶來更加嚴峻的挑戰(zhàn)。

土地財政能夠緩解“營改增”給地方政府帶來的財政壓力，有效防止財政收入降低和宏觀調控能力減弱而導致社會經濟發(fā)展失去財力保證等問題。雖然土地財政不可持續(xù)并且存在很多負面影響，但其作為一種財政收入對中國的經濟發(fā)展和重大財稅政策的實施提供了重要財政支撐。2018年國務院辦公廳16號文規(guī)定，深度貧困縣用不完的建設用地指標可以由國家統(tǒng)籌調節(jié)“賣給”發(fā)達省使用，這將顯著增加貧困地區(qū)收入，實現買賣雙方互利共贏。隨著該政策持續(xù)優(yōu)化，可能衍生出一種新型土地財政模式。因此，如何科學地構建出更合理、可持續(xù)的土地財政模式是一個值得深入研究的問題。

此外，在本研究基礎上，可以深入挖掘的研究維度有兩個方面①感謝兩位匿名審稿人提出更細維度研究的建議，我們將在本文基金項目的資助下繼續(xù)開展深入的研究。：一是擴大樣本，分區(qū)域開展實證研究，并對比分析；二是區(qū)分用途，分別分析商住用地和工業(yè)用地控制指標的約束作用。