王 輝

(復(fù)旦大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海，200433)

一、引言及問(wèn)題提出

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得巨大成就，以占世界不到10%的耕地養(yǎng)活了占世界20%的人口。中國(guó)作為一個(gè)人口大國(guó)，糧食安全問(wèn)題始終是關(guān)乎國(guó)計(jì)民生、國(guó)家安全和社會(huì)穩(wěn)定的頭等大事。1978年家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施極大的釋放了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，糧食總產(chǎn)量由1978年的3億噸增加至1984年的4.1億噸，增長(zhǎng)了36.7%。然而，上世紀(jì)90年代中后期尤其是1994年分稅制改革后，農(nóng)民的負(fù)擔(dān)日益加重，農(nóng)民不僅要承擔(dān)農(nóng)業(yè)四稅，還要繳納三提五統(tǒng)和各種集資攤派費(fèi)用，且通常費(fèi)大于稅，農(nóng)村“亂集資、亂收費(fèi)、亂罰款”等三亂問(wèn)題非常嚴(yán)重。農(nóng)民的負(fù)擔(dān)過(guò)重和同期糧價(jià)的低迷嚴(yán)重影響了農(nóng)民的種糧積極性，導(dǎo)致糧食總產(chǎn)量由1998年的5.1億噸持續(xù)下降至2003年的4.3億噸，一時(shí)間糧食生產(chǎn)安全問(wèn)題引起了全社會(huì)的高度關(guān)注。在此背景下，中央政府從2004年開(kāi)始連續(xù)出臺(tái)以“三農(nóng)”為主題的一號(hào)文件，提出以稅費(fèi)改革、種糧補(bǔ)貼、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等為主要內(nèi)容的財(cái)政支農(nóng)體系。在國(guó)家政策的有力支持下，從2004年開(kāi)始，糧食總產(chǎn)量持續(xù)增加，2014年達(dá)到6.07億噸①數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站:《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于2014年糧食產(chǎn)量的公告》。，比上年增加0.9%，糧食總產(chǎn)量由此成功實(shí)現(xiàn)“十一連增”。

農(nóng)村稅費(fèi)改革是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之后最重要的一項(xiàng)改革舉措[1-2]，它使得中國(guó)8億多農(nóng)民直接受益，農(nóng)民每年的減負(fù)總額達(dá)到約1250億元[3]。2000年3月2日，中央下發(fā)《關(guān)于進(jìn)行農(nóng)村稅費(fèi)改革試點(diǎn)工作的通知》，并選擇安徽作為改革的試點(diǎn)省份，從此拉開(kāi)了稅費(fèi)改革的序幕。稅費(fèi)改革可分為兩個(gè)階段，第一階段為2000-2003年，改革的主要目的是正稅清費(fèi)，主要內(nèi)容包括“三個(gè)取消”、“兩個(gè)調(diào)整”和“一個(gè)替代”①“三個(gè)取消”包括取消鄉(xiāng)鎮(zhèn)統(tǒng)籌款、屠宰稅和面向農(nóng)民的政府性基金和行政事業(yè)性收費(fèi);“兩個(gè)調(diào)整”包括調(diào)整農(nóng)業(yè)稅稅率和農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅征收辦法;“一個(gè)替代”指的是以農(nóng)業(yè)附加稅替代村提留。。第二階段為2004-2006年，改革的主要目的是減免和取消農(nóng)業(yè)稅。2004年國(guó)家選擇黑龍江和吉林兩省作為全部免除農(nóng)業(yè)稅的試點(diǎn)省份，同時(shí)江蘇、安徽、山東、河南、河北、江西、湖南、遼寧、山東、內(nèi)蒙古、四川等11個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)業(yè)稅稅率統(tǒng)一降低3個(gè)百分點(diǎn)，其余省份的農(nóng)業(yè)稅稅率統(tǒng)一降低1個(gè)百分點(diǎn)。到2005年，絕大多數(shù)省份取消了農(nóng)業(yè)稅，2006年中央一號(hào)文件決定從2006年1月1日起在全國(guó)范圍內(nèi)取消農(nóng)業(yè)稅，在中國(guó)延續(xù)了2600多年的“皇糧國(guó)稅”從此退出了歷史舞臺(tái)。

從歷史經(jīng)驗(yàn)看，歷代正稅清費(fèi)改革，每改革一次，農(nóng)民的稅賦就加重一次，農(nóng)民的生產(chǎn)積極性也相應(yīng)受到抑制，這就是著名的“黃宗羲定律”[4]。原國(guó)務(wù)院總理溫家寶在2003年全國(guó)兩會(huì)期間表示，“共產(chǎn)黨人一定能夠走出‘黃宗羲定律’怪圈”②參見(jiàn)2003年3月6日全國(guó)兩會(huì)期間，原國(guó)務(wù)院總理溫家寶在參加湖北省代表團(tuán)討論時(shí)的講話:http://news.sina.com.cn/c/2003-03-08/1409938410.shtml.。那么，作為一項(xiàng)重大的制度變革，稅費(fèi)改革對(duì)中國(guó)糧食生產(chǎn)的影響如何，稅費(fèi)改革是否真正激發(fā)了農(nóng)民的種糧積極性?這種刺激作用是否具有持續(xù)性?這些都是需要我們回答的重要實(shí)證性問(wèn)題。研究稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，對(duì)于確保國(guó)家糧食安全、評(píng)估稅費(fèi)改革的政策效果、總結(jié)政策經(jīng)驗(yàn)以便為今后農(nóng)業(yè)政策的制定提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，都具有重要的實(shí)踐意義。然而，目前大多數(shù)研究關(guān)注的是稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)民減負(fù)和增收、農(nóng)村投資、農(nóng)村消費(fèi)的影響，如周黎安和陳燁[1]、劉明興等[5-6]、吳海濤等[7]、羅仁福等[8]、朱喜 等[9]、Wang and Shen[10]、汪 偉 等[2]。陳 飛等[11]利用動(dòng)態(tài)面板 GMM方法研究了1995-2008年包括農(nóng)業(yè)稅減免政策在內(nèi)的中國(guó)農(nóng)業(yè)政策對(duì)玉米、稻谷和小麥等主要農(nóng)作物生產(chǎn)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各項(xiàng)農(nóng)業(yè)政策顯著促進(jìn)了糧食生產(chǎn)，但在他們的研究中，農(nóng)業(yè)稅減免政策是以虛擬變量表示，且未分階段進(jìn)行討論，沒(méi)有考慮到農(nóng)業(yè)稅減免的不同階段可能存在的差異性。王躍梅等[12]研究了農(nóng)村勞動(dòng)力外流對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，并選取以虛擬變量表示的農(nóng)業(yè)稅改革作為影響糧食生產(chǎn)的控制變量，研究表明農(nóng)業(yè)稅改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響并不顯著。將農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革作為虛擬變量加以研究，具有一定的簡(jiǎn)潔性和直觀性，但也存在不足之處，如并不能充分利用相關(guān)數(shù)據(jù)信息，從而研究結(jié)果缺乏準(zhǔn)確性。星焱和胡小平[13]利用動(dòng)態(tài)面板模型，考察了2004-2011年新一輪糧食增產(chǎn)的影響因素，但他們的研究并未涉及稅費(fèi)改革這一重要政策因素?？梢?jiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少關(guān)注稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，缺乏針對(duì)稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)影響的專門研究和深入討論。與已有研究的不同之處在于:第一，本文利用農(nóng)業(yè)稅相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建稅費(fèi)改革這一變量，實(shí)證研究稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，從而能夠更充分的利用樣本信息，克服了以往研究中將稅費(fèi)改革作為虛擬變量所存在的不足;第二，根據(jù)稅費(fèi)改革分階段推進(jìn)的特點(diǎn)，將稅費(fèi)改革分為2000-2003年和2004-2006年兩個(gè)區(qū)間段，分階段考察稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響及其差異;第三，在實(shí)證研究2000-2006年稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響的基礎(chǔ)上，本文還對(duì)2006年后稅費(fèi)改革影響效果的持續(xù)性進(jìn)行了探討。

余下部分安排如下:第二部分介紹區(qū)域選取、指標(biāo)構(gòu)建和模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源;第三部分利用分省動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM(SYS-GMM)方法，實(shí)證研究稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。同時(shí)，通過(guò)構(gòu)建不同的稅費(fèi)減免指標(biāo)，對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);第四部分考察稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)民糧食生產(chǎn)的刺激作用是否具有持續(xù)性;最后一部分是結(jié)論和政策啟示。

二、區(qū)域選取、指標(biāo)構(gòu)建與模型設(shè)定

糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量是決定糧食總產(chǎn)量的兩大基本因素，提高糧食總產(chǎn)量只能從這兩個(gè)方面入手。本文選擇稻谷、小麥和玉米三種糧食作物作為研究對(duì)象③近年來(lái)，這三種糧食作物產(chǎn)量占糧食總產(chǎn)量的比例均在85%以上，2012年這一比例達(dá)到91.5%。因此，選擇稻谷、小麥和玉米作物作為研究對(duì)象具有代表性。。

(一)區(qū)域選取

中國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)糧食生產(chǎn)的自然條件和稟賦存在較大差異，導(dǎo)致各地區(qū)糧食生產(chǎn)的比較優(yōu)勢(shì)也存在較大的差異。因此，本文針對(duì)三種糧食作物，分別選取不同的區(qū)域作為樣本來(lái)源。選取的依據(jù)為，首先分別計(jì)算2000-2012年各省區(qū)三種糧食作物各自的累計(jì)總產(chǎn)量占全國(guó)累計(jì)總產(chǎn)量的比重，將比重高于1%的省區(qū)作為研究樣本。據(jù)此，本文針對(duì)稻谷作物、小麥作物和玉米作物分別選取19個(gè)、14個(gè)和20個(gè)省區(qū)作為樣本來(lái)源①本文在選取稻谷作物的樣本來(lái)源時(shí)，同時(shí)考慮了早秈稻、中秈稻、晚秈稻和粳稻四種類型。稻谷作物的樣本區(qū)域包括河北、吉林、遼寧、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、河南、廣東、廣西、湖南、湖北、山東、重慶、四川、云南、貴州;小麥作物的樣本區(qū)域包括河北、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、江蘇、安徽、河南、湖北、山東、四川、云南、陜西、甘肅、新疆;玉米作物的樣本區(qū)域包括河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、遼寧、黑龍江、江蘇、安徽、河南、廣西、湖南、湖北、山東、四川、陜西、甘肅、云南、貴州、寧夏、新疆。。

(二)指標(biāo)構(gòu)建和模型設(shè)定

為確保研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，避免由于遺漏變量而可能造成的內(nèi)生性問(wèn)題，除了稅費(fèi)改革這一核心解釋變量外，本文還將構(gòu)建影響糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量的主要控制變量。由于影響糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量的因素不盡相同，下面將分別選取變量并說(shuō)明選取依據(jù)。

1.核心解釋變量:稅費(fèi)減免(GTA)

農(nóng)村稅費(fèi)改革始于2000年，本文以2000年為基期，以2000年的農(nóng)業(yè)稅費(fèi)額分別減去后續(xù)年份的稅費(fèi)額，得到稅費(fèi)額的差額，并將此差額作為衡量稅費(fèi)減免力度的指標(biāo)(記為GTA)。為考察研究結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還將利用上述稅費(fèi)額的差額除以2000年的稅費(fèi)額，得到稅費(fèi)減免的相對(duì)指標(biāo)即稅費(fèi)減免率(記為RTA)，并研究其與糧食生產(chǎn)的關(guān)系。需要指出的是，2000－2006年統(tǒng)計(jì)年鑒只公布了農(nóng)業(yè)稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅、牧業(yè)稅、屠宰稅等稅費(fèi)信息，考慮到本文研究的是稅費(fèi)減免對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，因此，本文將農(nóng)業(yè)稅、農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅和牧業(yè)稅這三種農(nóng)業(yè)稅加總得到總的農(nóng)業(yè)稅費(fèi)額。

2.同時(shí)影響糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量的控制變量

(1)財(cái)政支農(nóng)(AE)。除了進(jìn)行稅費(fèi)改革外，國(guó)家還實(shí)施了一系列支農(nóng)舉措，如糧食直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)等，這些政策無(wú)疑對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了促進(jìn)作用。為了控制并反映這部分支農(nóng)政策的影響，我們以各地區(qū)用于“三農(nóng)”的財(cái)政支出額占總財(cái)政支出額的比重作為財(cái)政支農(nóng)變量(記為AE)。

(2)預(yù)期因素(EP)。預(yù)期因素包括農(nóng)民對(duì)糧價(jià)的預(yù)期、對(duì)種糧收益的預(yù)期，對(duì)國(guó)家政策的預(yù)期以及對(duì)自身的預(yù)期等等。理論上，預(yù)期因素對(duì)農(nóng)民的種糧行為應(yīng)該具有顯著的影響，如當(dāng)農(nóng)民預(yù)期糧價(jià)上漲或種糧收益提高，農(nóng)民將擴(kuò)大種植面積或增加單位面積生產(chǎn)投入，或兼而有之。目前學(xué)者們?cè)陬A(yù)期因素的選取上仍未達(dá)成共識(shí)。Nerlove提出了農(nóng)戶供給的適應(yīng)性預(yù)期模型，并選擇預(yù)期價(jià)格作為預(yù)期因素[14-15]。國(guó)內(nèi)如陳飛等[11]即借鑒 Nerlove的做法，研究發(fā)現(xiàn)預(yù)期價(jià)格因素對(duì)糧食產(chǎn)量的影響并不顯著，市場(chǎng)機(jī)制的杠桿作用并未得到顯現(xiàn)。星焱和胡小平[13]則對(duì)適應(yīng)性預(yù)期在中國(guó)農(nóng)村的適用性提出質(zhì)疑，他們認(rèn)為適應(yīng)性預(yù)期很可能不適合中國(guó)糧食生產(chǎn)的實(shí)證研究，并提出采用綜合性更高的預(yù)期種糧收益作為預(yù)期因素，實(shí)證結(jié)果表明預(yù)期種糧收益對(duì)糧食生產(chǎn)具有顯著的正向影響。本文采用星焱和胡小平[13]的做法，選取預(yù)期種糧收益作為影響糧食生產(chǎn)的預(yù)期因素(記為 EP)，以上期每畝種糧凈利潤(rùn)代表本期預(yù)期凈利潤(rùn)。

(3)抗災(zāi)能力(DP)。中國(guó)是一個(gè)自然災(zāi)害多發(fā)的國(guó)家，每一次自然災(zāi)害都可能導(dǎo)致區(qū)域糧食的大面積減產(chǎn)，造成嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)損失。如2014年7月，中原大旱造成河南省秋糧嚴(yán)重減產(chǎn)，受旱面積達(dá)到2310萬(wàn)畝，直接經(jīng)濟(jì)損失逾40億元②參見(jiàn)新華網(wǎng)新聞:http://news.xinhuanet.com/photo/2014-08/07/c_126843983.htm.。加快研究、制定和實(shí)施農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策，加強(qiáng)農(nóng)田灌溉基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增強(qiáng)農(nóng)民的防災(zāi)抗災(zāi)意識(shí)和能力，是提高農(nóng)業(yè)抗災(zāi)能力的重要手段。成災(zāi)和受災(zāi)面積是反映抗災(zāi)能力的兩個(gè)基本指標(biāo)，本文以受災(zāi)面積減去成災(zāi)面積得到的差值與受災(zāi)面積的比例，構(gòu)建抗災(zāi)能力變量(記為 DP)。

3.主要影響糧食播種面積的控制變量

(1)上期糧食播種面積(CA)。Johnson指出，農(nóng)民在進(jìn)行糧食生產(chǎn)決策時(shí)，由于信息不完全、生產(chǎn)調(diào)整成本、生產(chǎn)技術(shù)制約等因素，使其無(wú)法及時(shí)地對(duì)生產(chǎn)投入進(jìn)行調(diào)整，從而使得糧食生產(chǎn)具有滯后性[16]?；诖?，本文選取滯后一期的糧食播種面積作為影響當(dāng)期播種面積的控制變量(記為CA)，陳飛等[11]、星焱和胡小平[13]也都采取這一做法。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(AS)。中國(guó)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展使得非農(nóng)用地需求大量增加，農(nóng)業(yè)用地與非農(nóng)用地的矛盾日益突出。為了反映非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)的影響，我們以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重來(lái)構(gòu)造產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)(記為AS)。

4.主要影響糧食單位面積產(chǎn)量的控制變量

(1)上期糧食單位面積產(chǎn)量(UP)。與糧食播種面積類似，糧食單位面積產(chǎn)量也存在粘滯性，因此，本文選取上期糧食單位面積產(chǎn)量作為影響當(dāng)期糧食單產(chǎn)的控制變量(記為UP)。

(2)化肥使用量(FE)。化肥是提高糧食單產(chǎn)的重要因素，也是糧食生產(chǎn)物質(zhì)費(fèi)用中比重最大的費(fèi)用項(xiàng)目。近年來(lái)，隨著單位面積種糧收益的增加，糧食施肥量呈不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)。本文利用三種糧食作物每畝施肥量(折純)作為化肥使用量變量(記為FE)①其中，稻谷施肥量等于各地區(qū)早秈稻、中秈稻、晚秈稻和粳稻每畝施肥量的加權(quán)平均，權(quán)重為2012年每種稻谷產(chǎn)量占稻谷總產(chǎn)量的比重。。

由以上選取的變量可知，解釋變量里含有因變量的滯后項(xiàng)，因此，本文將構(gòu)建糧食生產(chǎn)的動(dòng)態(tài)面板模型。同時(shí)，為了排除其他不隨時(shí)間或地區(qū)變化的未知因素對(duì)糧食生產(chǎn)可能產(chǎn)生的系統(tǒng)性影響，本文對(duì)時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)進(jìn)行了控制。

構(gòu)建的糧食播種面積實(shí)證模型為:

糧食單位面積產(chǎn)量實(shí)證模型為:

其中，m=1，2，3 分別代表三種糧食作物，i代表地區(qū)，t代表時(shí)間，θm，i和 σm，i代表不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，λm，t和φm，t代表觀察不到的時(shí)間固定效應(yīng)，μm，it和 ξm，it表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。為消除可能存在的異方差性，本文對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。稅費(fèi)減免變量(GTA)和預(yù)期收益變量(EP)在少數(shù)年份為負(fù)值，故未對(duì)其取對(duì)數(shù)。

關(guān)于動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)方法，Arellano and Bond[17]提出了差分廣義矩估計(jì)方法(DIF-GMM)，但這種方法存在一定的缺陷，如在進(jìn)行估計(jì)時(shí)并未充分利用所有可用的矩條件，從而導(dǎo)致嚴(yán)重的小樣本偏誤，而在大樣本下其表現(xiàn)也欠佳，得到的估計(jì)量很多時(shí)候并非有效估計(jì)量。Arellano and Bover[18]、Blundell and Bond[19]在 DIF-GMM 基礎(chǔ)上提出了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法(SYS-GMM)，這種方法通過(guò)同時(shí)引入因變量高階滯后項(xiàng)和因變量的差分項(xiàng)作為工具變量，從而能夠得到更為有效的估計(jì)量。因此，本文的動(dòng)態(tài)面板模型采用SYS-GMM進(jìn)行估計(jì)。此外，由于本文的面板數(shù)據(jù)集都是“短面板”(T＜N)，后文的實(shí)證分析中不考慮數(shù)據(jù)的單位根等問(wèn)題。

本文使用的是中國(guó)25個(gè)省市(自治區(qū))2000-2012年的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于2000-2012年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》、《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》。

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文首先計(jì)算了自變量之間的相關(guān)系數(shù)，以檢查可能存在的多重共線性問(wèn)題，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各自變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.25，說(shuō)明并不存在嚴(yán)重的多重共線性。由表1-7的回歸結(jié)果可知，Hansen檢驗(yàn)值較小且其P值較大，說(shuō)明工具變量的選擇是合適的，從而SYS-GMM方法得到的是有效估計(jì)量。

(一)稅費(fèi)改革全時(shí)段估計(jì)結(jié)果分析

基于動(dòng)態(tài)面板模型的SYS-GMM方法，估計(jì)了2000-2006年整個(gè)稅費(fèi)改革期間，稅費(fèi)減免對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。表1和表2分別給出了稅費(fèi)減免對(duì)三種糧食作物播種面積和單位面積產(chǎn)量的影響的估計(jì)結(jié)果。表1中，估計(jì)(1)、(3)、(5)給出的是沒(méi)有任何控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明稅費(fèi)減免變量的系數(shù)均為正且較為顯著。定量上看，以小麥作物為例，農(nóng)業(yè)稅費(fèi)每減免一億元，小麥播種面積將增加0.35%。估計(jì)(2)、(4)、(6)進(jìn)一步加入了可能影響糧食播種面積的控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)除了玉米作物外，稻谷作物和小麥作物的系數(shù)仍然顯著。表2的估計(jì)思路同表1。表2的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入控制變量，稅費(fèi)減免變量的系數(shù)始終為正且高度顯著，且總體看，表2中稅費(fèi)減免變量的系數(shù)要大于表1中相應(yīng)糧食作物稅費(fèi)減免變量的系數(shù)，說(shuō)明稅費(fèi)改革對(duì)糧食單位面積產(chǎn)量具有更顯著的刺激作用。綜上，稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)具有顯著的正向影響，陳飛等[11]的研究結(jié)論與本文的這一研究結(jié)果相一致。

表1 稅費(fèi)改革對(duì)糧食播種面積影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2000-2006)

此外，本文還發(fā)現(xiàn)，三種糧食作物播種面積滯后項(xiàng)的系數(shù)均超過(guò)了0.9，且高度顯著，而糧食單位面積產(chǎn)量滯后項(xiàng)的系數(shù)雖然也較為顯著，但只有0.25左右，說(shuō)明糧食播種面積的調(diào)整能力較低且高度依賴于前期的播種面積，糧食單位面積產(chǎn)量則與前期單位面積產(chǎn)量的關(guān)聯(lián)度相對(duì)較低。財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)民的糧食生產(chǎn)行為具有顯著的推動(dòng)作用且系數(shù)較大，說(shuō)明財(cái)政支農(nóng)舉措取得了較好的成效。預(yù)期因素對(duì)糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量影響系數(shù)的符合相反，且系數(shù)較小，說(shuō)明總體上預(yù)期收益對(duì)糧食生產(chǎn)的影響并不明顯，這與農(nóng)民種糧缺少比較優(yōu)勢(shì)的現(xiàn)狀相吻合?？篂?zāi)能力的提高和化肥施用對(duì)糧食生產(chǎn)都具有較為顯著的正向影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素對(duì)稻谷和小麥作物播種面積具有負(fù)向影響且系數(shù)較大，對(duì)玉米作物播種面積具有正向影響，但都不顯著，說(shuō)明非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展沒(méi)有對(duì)糧食生產(chǎn)產(chǎn)生顯著的不利影響。

表2 稅費(fèi)改革對(duì)糧食單位面積產(chǎn)量影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2000-2006)

(二)稅費(fèi)改革兩階段對(duì)糧食生產(chǎn)影響的差異分析

為了深入考察稅費(fèi)改革兩個(gè)階段對(duì)糧食生產(chǎn)的影響及其差異，本文分別對(duì)2000-2003年和2004-2006年兩個(gè)區(qū)間段進(jìn)行回歸，其中，表3給出了2000-2003年的回歸結(jié)果，表4和表5給出了2004-2006年的回歸結(jié)果。表3的結(jié)果顯示，稅費(fèi)改革變量的系數(shù)均不顯著，對(duì)稻谷、小麥作物單位面積產(chǎn)量和玉米播種面積的影響系數(shù)甚至為負(fù)，說(shuō)明稅費(fèi)改革第一階段對(duì)糧食生產(chǎn)的影響并不顯著。此外，財(cái)政支農(nóng)變量的系數(shù)也不顯著，原因在于2000-2003年國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”的財(cái)政支持力度還不大，因而效果不明顯。

表3 稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2000-2003)

表4和表5分別報(bào)告了2004-2006年期間稅費(fèi)改革對(duì)糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量影響的回歸結(jié)果，其中估計(jì)(1)、(3)、(5)均報(bào)告的是考慮所有控制變量后，稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的影響。從回歸系數(shù)看，絕大多數(shù)糧食作物的系數(shù)較大且較為顯著，說(shuō)明稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的刺激作用主要體現(xiàn)在改革的第二階段即稅費(fèi)減免階段。由于2004年是稅費(fèi)改革承上啟下的年份，從2004年開(kāi)始才實(shí)行農(nóng)業(yè)稅的減免政策，因此，為了考察2004年的政策效應(yīng)是否顯著異于2005和2006年，我們進(jìn)一步在回歸方程中分別加入了稅費(fèi)減免指標(biāo)與2005年和2006年的年份交互項(xiàng)，表4和表5中的估計(jì)(2)、(4)、(6)分別給出了回歸結(jié)果。從結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，首先從系數(shù)顯著性看，加入交互項(xiàng)之前顯著的稅費(fèi)減免變量，在加入交互項(xiàng)后其系數(shù)大多仍然顯著，且除了稻谷作物播種面積外，其他回歸中交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著;其次，從系數(shù)大小看，加入交互項(xiàng)后，稅費(fèi)減免變量的系數(shù)總體上不減反增。以上分析說(shuō)明，總體看，2005年和2006年稅費(fèi)改革的政策效應(yīng)與2004年相比并不存在顯著差異，說(shuō)明從2004年開(kāi)始，稅費(fèi)減免政策就通過(guò)改變農(nóng)民糧食生產(chǎn)的預(yù)期，從而激發(fā)了農(nóng)民糧食生產(chǎn)的積極性①本文還嘗試通過(guò)進(jìn)一步加入2005年和2006年的年份啞變量，以進(jìn)一步控制可能存在的糧食生產(chǎn)行為的時(shí)間變異，所得估計(jì)結(jié)果基本不變。限于篇幅，未在文章中報(bào)告，如有需要，可聯(lián)系作者索取。。我們的估計(jì)還顯示，在眾多控制變量中，財(cái)政支農(nóng)政策、抗災(zāi)能力和化肥施用是影響糧食生產(chǎn)行為的主要因素，這與陳飛等[11]、星焱和胡小平[13]等人的研究結(jié)論相一致。

表4 稅費(fèi)改革對(duì)糧食播種面積影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2004-2006)

表5 稅費(fèi)改革對(duì)糧食單位面積產(chǎn)量影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2004-2006)

表6 稅費(fèi)減免率對(duì)糧食生產(chǎn)影響的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果(2000-2006)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文的分析中，稅費(fèi)改革變量采用的是絕對(duì)量指標(biāo)，那么，上文的回歸結(jié)果對(duì)不同的稅費(fèi)改革變量是否具有穩(wěn)健性，值得我們進(jìn)一步討論。與絕對(duì)稅費(fèi)減免額相比，稅費(fèi)減免率是在原有稅費(fèi)負(fù)擔(dān)基礎(chǔ)上稅費(fèi)的變動(dòng)幅度，可以更好的體現(xiàn)稅費(fèi)減免的程度。因此，這里我們將構(gòu)建稅費(fèi)改革的相對(duì)量指標(biāo)作為替代性的稅費(fèi)減免指標(biāo)①以2000年為基期，將后續(xù)年份的稅費(fèi)減免額除以2000年的稅費(fèi)額，即得到稅費(fèi)減免的相對(duì)量指標(biāo)。，對(duì)前文的研究結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。表6的回歸結(jié)果顯示，替代性的稅費(fèi)減免指標(biāo)對(duì)糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量均具有顯著的正向影響，這與上文的研究結(jié)論基本一致。由此可見(jiàn)，本文的研究結(jié)論對(duì)于不同的稅費(fèi)減免指標(biāo)具有較好的穩(wěn)健性②本文還嘗試將2000-2006年分為2000-2003年和2004-2006年，分別估計(jì)了替代性的減稅指標(biāo)對(duì)兩個(gè)階段糧食生產(chǎn)的影響，所得結(jié)果仍具有較好的穩(wěn)健性。限于篇幅，未在文章報(bào)告，如有需要，可聯(lián)系作者索取。。從回歸系數(shù)看，與稅費(fèi)減免的絕對(duì)量指標(biāo)相比，稅費(fèi)減免率指標(biāo)對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)要小一些，以小麥播種面積為例，稅率減免率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，小麥播種面積將增加0.0534%。另外，除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量外，其他控制變量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響均較為顯著，這也與前文的回歸結(jié)果較為一致。

四、稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的政策效應(yīng)持續(xù)性檢驗(yàn)

前文研究發(fā)現(xiàn)，稅費(fèi)改革政策對(duì)糧食生產(chǎn)具有顯著的促進(jìn)作用，那么，2006年農(nóng)業(yè)稅永久性取消后，這一減免稅政策對(duì)糧食生產(chǎn)的影響是否具有持續(xù)性?接下來(lái)本文將對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行簡(jiǎn)要探討。前文研究表明，稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的刺激作用主要體現(xiàn)在2004-2006年，且2005年和2006年的政策效應(yīng)與2004年相比并無(wú)顯著差異，我們將2007-2012年時(shí)間段并入本文的分析，仍采用稅費(fèi)減免的絕對(duì)量指標(biāo)(GTA)，計(jì)算了2007-2012年的稅費(fèi)減免額③2006-2012年的農(nóng)業(yè)稅費(fèi)額均為零，因此，實(shí)際上2007-2012年的稅費(fèi)減免額與2006年稅費(fèi)減免額是相同的。，然后利用2004-2012年動(dòng)態(tài)面板模型，并在模型中加入稅費(fèi)減免變量與2007-2012年年份啞變量的交互項(xiàng)，通過(guò)觀察交互項(xiàng)的系數(shù)來(lái)判斷2007-2012年的農(nóng)業(yè)稅費(fèi)減免對(duì)糧食生產(chǎn)的影響與2004-2006年是否具有顯著差異。表7報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，所有交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明2007-2012年稅費(fèi)減免對(duì)糧食生產(chǎn)的影響系數(shù)與2004-2006年時(shí)間段并無(wú)顯著差異，稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)影響的政策效應(yīng)具有較為明顯的持續(xù)性①本文還嘗試通過(guò)在模型中進(jìn)一步加入2007年、2008年、2009年、2010年、2011年和2012年的年份啞變量，以進(jìn)一步控制時(shí)間固定效應(yīng)，所得估計(jì)結(jié)果仍基本不變。限于篇幅，未在文章中報(bào)告，如有需要，可聯(lián)系作者索取。。

表7 稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)刺激作用持續(xù)性檢驗(yàn)(2004-2012)

五、結(jié)論與政策啟示

本文分別構(gòu)建了糧食播種面積和單位面積產(chǎn)量的動(dòng)態(tài)面板模型，利用2000-2012年省級(jí)面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM估計(jì)方法，實(shí)證研究了稅費(fèi)改革對(duì)稻谷、小麥和玉米三種糧食作物播種面積和單位面積產(chǎn)量的影響，較為全面和深入的考察了稅費(fèi)改革的政策效果，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析了稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)影響的持續(xù)性。實(shí)證結(jié)果表明，2000-2006年推行的農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)起到了顯著的推動(dòng)作用，但這一推動(dòng)作用主要體現(xiàn)在稅費(fèi)改革的第二階段即2004-2006年的稅費(fèi)減免階段，且作為稅費(fèi)減免的起始之年，2004年的政策效果與2005年和2006年并無(wú)顯著差異，說(shuō)明2004年農(nóng)民就已根據(jù)其對(duì)稅費(fèi)減免政策的預(yù)期，較為充分的調(diào)整了自身的糧食生產(chǎn)行為。上述研究結(jié)論對(duì)替代性的減稅指標(biāo)具有較好的穩(wěn)健性。本文最后還簡(jiǎn)要分析了稅費(fèi)改革政策效應(yīng)的持續(xù)性，發(fā)現(xiàn)稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的刺激作用在全面取消農(nóng)業(yè)稅的后續(xù)年份仍表現(xiàn)出較強(qiáng)的持續(xù)性。另外，本文還發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)政策、抗災(zāi)能力和化肥施用對(duì)糧食生產(chǎn)具有較為顯著的正向影響，預(yù)期因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量的影響不明顯。

本文的研究證實(shí)了稅費(fèi)改革對(duì)糧食生產(chǎn)的積極有效影響，這可以為政府部門在制定糧食生產(chǎn)扶持政策時(shí)提供必要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。糧食安全問(wèn)題始終是中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的一個(gè)重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，盡管自2004年以來(lái)，糧食總產(chǎn)量已實(shí)現(xiàn)“十一連增”，但近年來(lái)糧食自給率卻出現(xiàn)了下降，糧食供求總量依然趨緊，結(jié)構(gòu)性矛盾也越發(fā)突出。因此，任何時(shí)候我們都不能對(duì)糧食安全問(wèn)題掉以輕心。值得指出的是，稅費(fèi)改革改變的不僅是農(nóng)民的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)和糧食生產(chǎn)行為，還包括農(nóng)村地區(qū)的干群關(guān)系和村鎮(zhèn)基層政府的財(cái)政收入來(lái)源，例如，稅費(fèi)改革后村干部的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)被削弱、招商引資成為彌補(bǔ)基層政府收支缺口的重要手段[20]。稅費(fèi)改革所帶來(lái)的這些連鎖反應(yīng)提醒我們，一方面，要密切關(guān)注農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)變化，繼續(xù)保持和維護(hù)好當(dāng)前稅費(fèi)改革所取得成績(jī);另一方面，應(yīng)加強(qiáng)與稅費(fèi)改革相關(guān)的配套式改革，進(jìn)一步拓寬村鎮(zhèn)政府的財(cái)政收入來(lái)源，從而為保障稅費(fèi)改革的中長(zhǎng)期效果、徹底跳出“黃宗羲定律”創(chuàng)造更為堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)。

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