摘 要：科學(xué)合理地獲取資源性收益對(duì)優(yōu)化地方財(cái)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(guó)自然資源要素市場(chǎng)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(gè)地級(jí)市的面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分模型實(shí)證分析了市場(chǎng)化改革對(duì)地方財(cái)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(duì)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(cái)力結(jié)構(gòu)，經(jīng)過(guò)DID估計(jì)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(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)在低縱向財(cái)政失衡度、高財(cái)政壓力、高城投債風(fēng)險(xiǎn)和土地財(cái)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(guò)增加礦業(yè)權(quán)交易面積、提高礦業(yè)權(quán)交易價(jià)款，進(jìn)而優(yōu)化了地方財(cái)力結(jié)構(gòu)。本文為有序增加資源性收益、優(yōu)化地方財(cái)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(cái)力結(jié)構(gòu)；市場(chǎng)機(jī)制

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

一、問(wèn)題的提出

黨的二十屆三中全會(huì)審議通過(guò)的《中共中央關(guān)于進(jìn)一步全面深化改革、推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化的決定》提出，“構(gòu)建高水平社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制”“深化財(cái)稅體制改革”“增加地方自主財(cái)力”。地方財(cái)力水平的提升對(duì)增強(qiáng)財(cái)政可持續(xù)性、激發(fā)地方政府的內(nèi)在動(dòng)力和創(chuàng)新活力至關(guān)重要，是推進(jìn)中國(guó)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(cái)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(zhǎng)的主要來(lái)源之一。伴隨著要素市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，地方政府更有可能將資源要素的開(kāi)發(fā)和利用作為服務(wù)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(cái)力，優(yōu)化地方財(cái)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(cái)政收入能力的組成部分［2］。基于這一能力，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(chǎng)機(jī)制能夠度量自然資源資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值和生態(tài)價(jià)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(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，地方政府借助市場(chǎng)機(jī)制拓展更多的自主財(cái)力，獲得預(yù)算制度以外的超額自主財(cái)政收益，以推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展［5］。在土地要素市場(chǎng)化改革的過(guò)程中，地方政府逐漸形成以融資平臺(tái)和土地財(cái)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(cái)力，促進(jìn)了地區(qū)工業(yè)增長(zhǎng)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(guó)發(fā)〔2017〕29號(hào)）（以下簡(jiǎn)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(cái)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(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的研究。已有研究或是聚焦罰沒(méi)收入和行政事業(yè)性收費(fèi)，分析非稅收入快速增長(zhǎng)的成因及財(cái)力結(jié)構(gòu)的變化；或是分析依賴土地財(cái)政給地方財(cái)力結(jié)構(gòu)帶來(lái)的不可持續(xù)性問(wèn)題。本文以礦業(yè)權(quán)改革為切入點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)借助市場(chǎng)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(cái)力結(jié)構(gòu)，是對(duì)已有研究的有益補(bǔ)充。其二，本文結(jié)合要素市場(chǎng)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(duì)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(lái)自中國(guó)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(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)，為最大程度實(shí)現(xiàn)國(guó)有（資源） 資產(chǎn)的收益和健全資源環(huán)境要素市場(chǎng)化發(fā)展體系等提供了財(cái)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(lái)源于自然資源收益，主要表現(xiàn)為國(guó)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(cái)力提供了不同程度的支撐。2022年，我國(guó)資源性收益規(guī)模達(dá)到7. 7萬(wàn)億元，占地方綜合財(cái)力的40%，占廣義非稅收入的70%?；诎菪载?cái)政體制分析框架［6］，要素市場(chǎng)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(cái)力提供了制度基礎(chǔ)。我國(guó)自然資源要素市場(chǎng)化改革具有演進(jìn)性，土地是市場(chǎng)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(chǎng)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(zhǎng)期缺位，導(dǎo)致這部分資源性收益實(shí)現(xiàn)程度不高，在財(cái)力結(jié)構(gòu)中占比較低?！秶?guó)務(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(jiàn)》（國(guó)發(fā)〔2016〕82號(hào)） 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(hào)） 為多種資源性收益的市場(chǎng)化實(shí)現(xiàn)奠定了制度基礎(chǔ)。此后，資源稅全面從價(jià)計(jì)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(kāi)。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(cái)力轉(zhuǎn)化提供了更多的可能性。以礦產(chǎn)資源為例，長(zhǎng)期以來(lái)，市場(chǎng)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(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)［11］。根據(jù)《礦產(chǎn)資源權(quán)益金制度改革方案》（國(guó)發(fā)〔2017〕29號(hào)），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(jià)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(jìng)爭(zhēng)性出讓，嚴(yán)格限制協(xié)議出讓行為。這一改革調(diào)動(dòng)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(guó)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(jí)市層面，2023年，全國(guó)5個(gè)地級(jí)市采礦權(quán)探礦權(quán)交易總額超過(guò)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(gè)地級(jí)市礦業(yè)權(quán)出讓成交規(guī)模超過(guò)當(dāng)年該地國(guó)有土地使用權(quán)出讓成交規(guī)模。與2022年相比，2023年，我國(guó)礦業(yè)權(quán)出讓收益超過(guò)國(guó)有土地使用權(quán)出讓收益的地級(jí)市數(shù)量增加了3倍。從成交價(jià)與起始價(jià)之比看，2023年，各省份采礦權(quán)交易平均價(jià)款為交易起始價(jià)的153倍，最高可達(dá)600倍?？梢?jiàn)，礦產(chǎn)資源性收益水平的提升能夠補(bǔ)充地方政府財(cái)力，優(yōu)化地方財(cái)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(duì)地方財(cái)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(cái)力是一級(jí)政府直接組織和支配的財(cái)政收入，動(dòng)態(tài)上表現(xiàn)為政府的財(cái)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(cái)力還有來(lái)自上級(jí)政府的轉(zhuǎn)移支付［12］。政府財(cái)力結(jié)構(gòu)為各財(cái)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(cái)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(cái)力結(jié)構(gòu)是提升地方財(cái)政可持續(xù)性的選擇。已有研究更多地分析現(xiàn)有地方財(cái)政收入體系的問(wèn)題，并針對(duì)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(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度，改革稅收分享體系、完善財(cái)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(duì)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(cái)政管理績(jī)效考核與激勵(lì)暫行辦法》（財(cái)預(yù)〔2016〕177號(hào)） 將稅收與一般公共預(yù)算收入之比作為財(cái)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(cái)政收入質(zhì)量的下降［16］。而且，目前罰沒(méi)收入占地方非稅收入的比重較高，可能影響地區(qū)營(yíng)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(shí)期為地方政府開(kāi)展經(jīng)濟(jì)建設(shè)提供了重要的財(cái)力保障，其規(guī)模的合理性與財(cái)政制度彈性、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)文化、資源稟賦、能源結(jié)構(gòu)等因素相關(guān)。特別是對(duì)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(duì)土地財(cái)政的依賴也是已有研究關(guān)注的重點(diǎn)［19］。要素市場(chǎng)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(guò)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(guò)拍賣、租賃、特許經(jīng)營(yíng)等方式引入市場(chǎng)機(jī)制，盤活權(quán)能，顯化產(chǎn)權(quán)價(jià)值；又可以通過(guò)抵押、質(zhì)押和擔(dān)保等方式獲得融資［20-21］；而對(duì)于難以確定其產(chǎn)權(quán)歸屬、存在價(jià)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(chǎng)，獲取補(bǔ)償性收益［22］。因此，要素市場(chǎng)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(cái)力，又能夠豐富地方財(cái)力來(lái)源、擺脫財(cái)政收入對(duì)土地財(cái)政的依賴，是調(diào)整和優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的可行途徑?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

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

市場(chǎng)決定價(jià)格是市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用的關(guān)鍵。作為市場(chǎng)機(jī)制的基本構(gòu)成要素，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制能夠激發(fā)市場(chǎng)主體的積極性，并促進(jìn)價(jià)格的形成［23］。在資源權(quán)屬交易中引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制有利于資源性資產(chǎn)的價(jià)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(chǎng)中的招拍掛等機(jī)制就屬于競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的一種。根據(jù)Vickery［24］的收入等價(jià)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(guò)程能夠?qū)崿F(xiàn)土地的真實(shí)價(jià)格［25-26］，提升地方政府參與土地市場(chǎng)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(cái)力，并最終體現(xiàn)在地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化上。礦業(yè)權(quán)改革將競(jìng)爭(zhēng)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(cái)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(huì)優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)。礦山、礦產(chǎn)按照市場(chǎng)規(guī)律進(jìn)行拍賣，供需雙方公開(kāi)喊價(jià)，形成比協(xié)議出讓價(jià)格更高的市場(chǎng)價(jià)格，這個(gè)價(jià)格應(yīng)該會(huì)比計(jì)劃的價(jià)格更高。更高的礦業(yè)權(quán)交易價(jià)款也會(huì)增加政府資源性收益，進(jìn)而優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

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

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

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

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以我國(guó)282個(gè)地級(jí)市為研究對(duì)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(lái)源于《中國(guó)自然資源統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《礦產(chǎn)資源儲(chǔ)量表》；礦產(chǎn)權(quán)交易數(shù)據(jù)來(lái)源于自然資源部礦業(yè)權(quán)市場(chǎng)網(wǎng)，共13 541條交易數(shù)據(jù)；土地資源交易數(shù)據(jù)來(lái)源于土地市場(chǎng)網(wǎng)；財(cái)政數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、地方政府債務(wù)信息公開(kāi)平臺(tái)和各地級(jí)市預(yù)決算表?？紤]到可能存在極端值，本文對(duì)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(gè)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(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化（MinRatio）。已有研究主要是以地方某種財(cái)力的占比衡量地方財(cái)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(cái)政收入質(zhì)量，認(rèn)為這一指標(biāo)反映了財(cái)政收入結(jié)構(gòu)的科學(xué)性、可持續(xù)性和財(cái)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(cái)政收入的土地財(cái)政依賴程度［27］。本文所關(guān)注的礦業(yè)權(quán)改革對(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)主要體現(xiàn)在地方政府通過(guò)獲取多種資源性收益擴(kuò)大財(cái)政收入來(lái)源，改變地方財(cái)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(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化。其中，礦業(yè)權(quán)出讓收益用該地級(jí)市探礦權(quán)交易價(jià)款與采礦權(quán)價(jià)款之和衡量，本文按照國(guó)發(fā)〔2017〕29號(hào)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(guó)有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入科目?；诖?，本文用以下三種方式衡量礦業(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(guó)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(gè)連續(xù)變量衡量礦產(chǎn)資源稟賦（min）。這兩個(gè)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(duì)礦產(chǎn)資源行業(yè)依賴度越大，意味著礦業(yè)權(quán)改革對(duì)該地區(qū)礦業(yè)權(quán)交易市場(chǎng)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(chǔ)量衡量。礦產(chǎn)資源基礎(chǔ)儲(chǔ)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(chǔ)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(shí)間，該變量從2017年開(kāi)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(jià)款（ratio）。（1） 礦業(yè)權(quán)交易面積（SqMin），用該地級(jí)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(duì)數(shù)衡量。（2） 礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量（nmin），用該地級(jí)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(jià)款（ratio），用該地級(jí)市年均單位面積采礦權(quán)交易價(jià)款（RatioCkq） 與年均單位面積探礦權(quán)交易價(jià)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(jià)款用（交易價(jià)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(cái)政收支情況可能對(duì)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(duì)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(cái)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(duì)數(shù)衡量；土地資源性收益（LandRev），用地區(qū)國(guó)有土地使用權(quán)出讓收入的自然對(duì)數(shù)衡量。

（三） 模型構(gòu)建

為了識(shí)別市場(chǎng)化改革對(duì)地方財(cái)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(jì)。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(jí)市c在第t年地方財(cái)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(jí)層面的強(qiáng)度變量，衡量礦業(yè)權(quán)改革對(duì)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(shí)間固定效應(yīng)；εit 表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)市場(chǎng)化改革優(yōu)化地方財(cái)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(jí)市c在第t年的礦業(yè)權(quán)交易面積，nminct表示地級(jí)市c在第t年礦業(yè)權(quán)交易數(shù)量，ratioct表示地級(jí)市c在第t年的礦業(yè)權(quán)交易價(jià)款。其他變量含義與上文相同。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(guó)有資源（資產(chǎn)） 有償使用收入之比的均值為20. 360，說(shuō)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(jì)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(duì)地方財(cái)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(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源豐裕度每提升1個(gè)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(guó)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(gè)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(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度每提升1個(gè)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(guó)有（資源） 資產(chǎn)有償使用收入之比分別提升3. 608和6. 686個(gè)單位。列（4） 中，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度對(duì)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(jí)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(cái)力結(jié)構(gòu)。因此，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

可見(jiàn)，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(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)更顯著。這說(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革對(duì)采礦業(yè)依賴度較高地區(qū)借助市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)礦產(chǎn)資源價(jià)值、優(yōu)化地方政府財(cái)力結(jié)構(gòu)的作用更大。

（二） DID 估計(jì)有效性檢驗(yàn)

⒈平行趨勢(shì)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(jì)，估計(jì)的前提是政策發(fā)生前處理組和對(duì)照組之間具有相同的平行趨勢(shì)。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(shuō)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(shí)間趨勢(shì)差異，滿足雙重差分模型的平行趨勢(shì)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(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的其他不可見(jiàn)沖擊，導(dǎo)致回歸結(jié)果受到遺漏變量或其他不可觀測(cè)因素的影響。因此，本文對(duì)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(jì)值。這說(shuō)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(cè)因素所驅(qū)動(dòng)的。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

⒈利用地級(jí)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(jí)層面的強(qiáng)度變量，地級(jí)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(lái)看，地級(jí)市的礦產(chǎn)資源權(quán)屬交易具有較強(qiáng)的波動(dòng)性。因此，本文進(jìn)一步利用2013—2021年地級(jí)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(jì)值比基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)估計(jì)值大。這說(shuō)明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)論穩(wěn)健，且地級(jí)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(gè)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(duì)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(shuō)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(jià)格上漲干擾

2016年2月，國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于煤炭行業(yè)化解過(guò)剩產(chǎn)能實(shí)現(xiàn)脫困發(fā)展的意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱“去產(chǎn)能政策”），鼓勵(lì)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(guó)煤炭?jī)r(jià)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(duì)礦產(chǎn)品價(jià)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(jià)格和探礦權(quán)交易價(jià)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(shuō)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(cái)政失衡的異質(zhì)性

縱向財(cái)政失衡表現(xiàn)為中央和地方政府在財(cái)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(cái)政幻覺(jué)下，縱向財(cái)政失衡度較高的地方政府可能會(huì)過(guò)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(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響在縱向財(cái)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(jí)市的縱向財(cái)政失衡，基于中位數(shù)將樣本分為高縱向財(cái)政失衡度和低縱向財(cái)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(duì)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(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，低縱向財(cái)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(cái)政失衡的地區(qū)可能由于過(guò)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(cái)力結(jié)構(gòu)的動(dòng)力。

（二） 財(cái)政壓力的異質(zhì)性

面臨財(cái)政壓力的地方政府可能會(huì)選擇多種替代性融資方式來(lái)維持地方財(cái)政穩(wěn)定［36-37］，從而影響地方政府財(cái)力結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此，礦業(yè)權(quán)改革對(duì)礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在財(cái)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(cái)政壓力的中位數(shù)將樣本分為高財(cái)政壓力和低財(cái)政壓力兩組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對(duì)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(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，財(cái)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(cái)力、以應(yīng)對(duì)財(cái)政收支緊平衡問(wèn)題的行為。

（三） 城投債風(fēng)險(xiǎn)的異質(zhì)性

長(zhǎng)期以來(lái)，以融資平臺(tái)和土地財(cái)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(cái)力保障。伴隨著“開(kāi)前門、堵后門”的地方政府債務(wù)管理要求的出臺(tái)，控制隱性債務(wù)增量、化解隱性債務(wù)存量成為趨勢(shì)。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(xiǎn)較高的地區(qū)可能會(huì)加大資源性資產(chǎn)的盤活力度，并在市場(chǎng)化改革下獲取更多的資源性收益。因此，礦業(yè)權(quán)改革對(duì)礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在城投債風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)，基于中位數(shù)將樣本分為高城投債風(fēng)險(xiǎn)和低城投債風(fēng)險(xiǎn)兩組，并運(yùn)用式（1） 分組檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對(duì)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(xiǎn)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(xiǎn)組，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革后，高城投債風(fēng)險(xiǎn)的地區(qū)更有動(dòng)力獲取較大規(guī)模的礦產(chǎn)資源性收益以優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)。

（四） 土地財(cái)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(cái)力補(bǔ)充上發(fā)揮著重要的作用。然而，近年來(lái)土地出讓收入持續(xù)下滑，土地財(cái)政不可持續(xù)性凸顯。這使得一些地方政府通過(guò)獲取礦產(chǎn)等其他資源性收益調(diào)整和優(yōu)化財(cái)力結(jié)構(gòu)。因此，礦業(yè)權(quán)改革對(duì)礦業(yè)權(quán)出讓收益占比的影響在土地財(cái)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(cái)政持續(xù)性，土地資源性收益變化率下降即為土地財(cái)政不可持續(xù)組，土地資源性收益變化率上升即為土地財(cái)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(duì)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(cái)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(cái)政可持續(xù)組，MinDepen×market的系數(shù)不顯著。這說(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革對(duì)土地財(cái)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(cái)政不可持續(xù)性較強(qiáng)的地區(qū)更有動(dòng)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(cái)力結(jié)構(gòu)。

六、機(jī)制分析

礦業(yè)權(quán)改革優(yōu)化地方財(cái)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(jià)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(shuō)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(lái)看，礦業(yè)權(quán)改革后，礦產(chǎn)資源依賴度每提升1個(gè)單位，礦業(yè)權(quán)交易面積增加1. 098個(gè)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(méi)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(shuō)明礦業(yè)權(quán)改革顯著提高了礦業(yè)權(quán)交易價(jià)款。具體來(lái)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(jià)款，進(jìn)而提高礦業(yè)權(quán)出讓收益占比，優(yōu)化地方財(cái)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(guó)282個(gè)地級(jí)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(duì)地方財(cái)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(jià)款三個(gè)方面檢驗(yàn)礦業(yè)權(quán)改革對(duì)地方財(cái)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(cái)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(guò)DID估計(jì)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(shuō)明地方政府存在利用市場(chǎng)機(jī)制獲取資源性收益補(bǔ)充地方財(cái)力的行為。其次，礦業(yè)權(quán)改革對(duì)地方財(cái)力結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)在低縱向財(cái)政失衡度、高財(cái)政壓力、高城投債風(fēng)險(xiǎn)和土地財(cái)政不可持續(xù)性的地區(qū)更大。最后，礦業(yè)權(quán)改革通過(guò)增加礦產(chǎn)權(quán)交易面積和提高礦產(chǎn)權(quán)交易價(jià)款，進(jìn)而優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)，礦業(yè)權(quán)改革通過(guò)增加礦產(chǎn)權(quán)交易數(shù)量影響地方財(cái)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(guó)有資源（資產(chǎn)），因地制宜優(yōu)化地方財(cái)力結(jié)構(gòu)。盡管解決地方財(cái)政緊平衡、調(diào)動(dòng)中央地方積極性的根本依然在于建立權(quán)責(zé)清晰、財(cái)力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財(cái)政關(guān)系，但獲取資源性收益對(duì)地方政府財(cái)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(guó)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(cái)政收支矛盾，也能夠擺脫對(duì)土地等單一財(cái)政收入來(lái)源依賴所造成的長(zhǎng)期財(cái)政不可持續(xù)性問(wèn)題。同時(shí)，還有利于財(cái)政資源配置職能的實(shí)現(xiàn)。我國(guó)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(cái)力結(jié)構(gòu)，相應(yīng)地解決財(cái)政收支矛盾和地方政府債務(wù)問(wèn)題。

第二，應(yīng)推進(jìn)要素市場(chǎng)化改革，借助市場(chǎng)機(jī)制科學(xué)合理地獲取資源性收益。本文研究表明，競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制能夠促進(jìn)價(jià)格機(jī)制的形成，合理的價(jià)格機(jī)制能夠?qū)①Y源資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值和生態(tài)價(jià)值反映在資源權(quán)益交易價(jià)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(wèn)題。因此，我國(guó)應(yīng)繼續(xù)構(gòu)建高水平社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，在要素市場(chǎng)化改革和全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)的過(guò)程中，建立資源權(quán)屬交易場(chǎng)所，搭建交易平臺(tái)，全面引入“招拍掛”等競(jìng)爭(zhēng)性出讓定價(jià)機(jī)制。同時(shí)，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(chǎng)化改革的背景下，科學(xué)有序地推動(dòng)自然資源資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為地方政府財(cái)力。

第三，應(yīng)做好資源性收益的長(zhǎng)效管理，嚴(yán)防不可持續(xù)性風(fēng)險(xiǎn)。資源性收益具有“意外之財(cái)”性質(zhì)。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)分析來(lái)看，資源豐裕的國(guó)家大多采用國(guó)際財(cái)政規(guī)則和自然資源基金的形式長(zhǎng)期管理資源性收益，防止出現(xiàn)財(cái)政收入周期性波動(dòng)和資源濫用問(wèn)題。同時(shí)，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(cái)力結(jié)構(gòu)的過(guò)程中，地方政府也可以借鑒國(guó)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(duì)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(cái)政可持續(xù)性的同時(shí)，嚴(yán)防生態(tài)不可持續(xù)性風(fēng)險(xiǎn)。

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（責(zé)任編輯：巴紅靜）