稅費改革對糧食生產的影響
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一、區(qū)域選取、指標構建與模型設定
(一)區(qū)域選取
中國幅員遼闊，各地區(qū)糧食生產的自然條件和稟賦存在較大差異，導致各地區(qū)糧食生產的比較優(yōu)勢也存在較大的差異。因此，本文針對三種糧食作物，分別選取不同的區(qū)域作為樣本來源。選取的依據(jù)為，首先分別計算2000－2012年各省區(qū)三種糧食作物各自的累計總產量占全國累計總產量的比重，將比重高于1%的省區(qū)作為研究樣本。據(jù)此，本文針對稻谷作物、小麥作物和玉米作物分別選取19個、14個和20個省區(qū)作為樣本來源。
(二)指標構建和模型設定
為確保研究結論的準確性，避免由于遺漏變量而可能造成的內生性問題，除了稅費改革這一核心解釋變量外，本文還將構建影響糧食播種面積和單位面積產量的主要控制變量。由于影響糧食播種面積和單位面積產量的因素不盡相同，下面將分別選取變量并說明選取依據(jù)。
1．核心解釋變量:稅費減免(GTA)農村稅費改革始于2000年，本文以2000年為基期，以2000年的農業(yè)稅費額分別減去后續(xù)年份的稅費額，得到稅費額的差額，并將此差額作為衡量稅費減免力度的指標(記為GTA)。為考察研究結果的穩(wěn)健性，我們還將利用上述稅費額的差額除以2000年的稅費額，得到稅費減免的相對指標即稅費減免率(記為RTA)，并研究其與糧食生產的關系。需要指出的是，2000－2006年統(tǒng)計年鑒只公布了農業(yè)稅、農業(yè)特產稅、牧業(yè)稅、屠宰稅等稅費信息，考慮到本文研究的是稅費減免對糧食生產的影響，因此，本文將農業(yè)稅、農業(yè)特產稅和牧業(yè)稅這三種農業(yè)稅加總得到總的農業(yè)稅費額。
2．同時影響糧食播種面積和單位面積產量的控制變量
(1)財政支農(AE)。除了進行稅費改革外，國家還實施了一系列支農舉措，如糧食直補、良種補貼、農機具購置補貼、農業(yè)基礎建設等，這些政策無疑對農業(yè)生產起到了促進作用。為了控制并反映這部分支農政策的影響，我們以各地區(qū)用于“三農”的財政支出額占總財政支出額的比重作為財政支農變量(記為AE)。
(2)預期因素(EP)。預期因素包括農民對糧價的預期、對種糧收益的預期，對國家政策的預期以及對自身的預期等等。理論上，預期因素對農民的種糧行為應該具有顯著的影響，如當農民預期糧價上漲或種糧收益提高，農民將擴大種植面積或增加單位面積生產投入，或兼而有之。目前學者們在預期因素的選取上仍未達成共識。Nerlove提出了農戶供給的適應性預期模型，并選擇預期價格作為預期因素。國內如陳飛等即借鑒Nerlove的做法，研究發(fā)現(xiàn)預期價格因素對糧食產量的影響并不顯著，市場機制的杠桿作用并未得到顯現(xiàn)。星焱和胡小平則對適應性預期在中國農村的適用性提出質疑，他們認為適應性預期很可能不適合中國糧食生產的實證研究，并提出采用綜合性更高的預期種糧收益作為預期因素，實證結果表明預期種糧收益對糧食生產具有顯著的正向影響。本文采用星焱和胡小平的做法，選取預期種糧收益作為影響糧食生產的預期因素(記為EP)，以上期每畝種糧凈利潤代表本期預期凈利潤。(3)抗災能力(DP)。中國是一個自然災害多發(fā)的國家，每一次自然災害都可能導致區(qū)域糧食的大面積減產，造成嚴重的經濟損失。如2014年7月，中原大旱造成河南省秋糧嚴重減產，受旱面積達到2310萬畝，直接經濟損失逾40億元。加快研究、制定和實施農業(yè)保險政策，加強農田灌溉基礎設施建設，增強農民的防災抗災意識和能力，是提高農業(yè)抗災能力的重要手段。成災和受災面積是反映抗災能力的兩個基本指標，本文以受災面積減去成災面積得到的差值與受災面積的比例，構建抗災能力變量(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，農民在進行糧食生產決策時，由于信息不完全、生產調整成本、生產技術制約等因素，使其無法及時地對生產投入進行調整，從而使得糧食生產具有滯后性。基于此，本文選取滯后一期的糧食播種面積作為影響當期播種面積的控制變量(記為CA)，陳飛等、星焱和胡小平也都采取這一做法。
(2)產業(yè)結構(AS)。中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展使得非農用地需求大量增加，農業(yè)用地與非農用地的矛盾日益突出。為了反映非農產業(yè)的發(fā)展對農業(yè)的影響，我們以非農產業(yè)增加值占GDP的比重來構造產業(yè)結構指標(記為AS)。
4．主要影響糧食單位面積產量的控制變量
(1)上期糧食單位面積產量(UP)。與糧食播種面積類似，糧食單位面積產量也存在粘滯性，因此，本文選取上期糧食單位面積產量作為影響當期糧食單產的控制變量(記為UP)。
(2)化肥使用量(FE)?；适翘岣呒Z食單產的重要因素，也是糧食生產物質費用中比重最大的費用項目。近年來，隨著單位面積種糧收益的增加，糧食施肥量呈不斷增長的趨勢。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)。由以上選取的變量可知，解釋變量里含有因變量的滯后項，因此，本文將構建糧食生產的動態(tài)面板模型。同時，為了排除其他不隨時間或地區(qū)變化的未知因素對糧食生產可能產生的系統(tǒng)性影響，本文對時間固定效應和地區(qū)固定效應進行了控制。
二、實證結果分析
本文首先計算了自變量之間的相關系數(shù)，以檢查可能存在的多重共線性問題，結果發(fā)現(xiàn)各自變量間的相關系數(shù)均小于0．25，說明并不存在嚴重的多重共線性。由表1－7的回歸結果可知，Hansen檢驗值較小且其P值較大，說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量。
(一)稅費改革全時段估計結果分析
基于動態(tài)面板模型的SYS－GMM方法，估計了2000－2006年整個稅費改革期間，稅費減免對糧食生產的影響。分別給出了稅費減免對三種糧食作物播種面積和單位面積產量的影響的估計結果。表1中，估計(1)、(3)、(5)給出的是沒有任何控制變量的回歸結果，結果表明稅費減免變量的系數(shù)均為正且較為顯著。定量上看，以小麥作物為例，農業(yè)稅費每減免一億元，小麥播種面積將增加0．35%。估計(2)、(4)、(6)進一步加入了可能影響糧食播種面積的控制變量，結果發(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的估計思路同表1。表2的估計結果顯示，無論是否加入控制變量，稅費減免變量的系數(shù)始終為正且高度顯著，且總體看，中稅費減免變量的系數(shù)要大于表1中相應糧食作物稅費減免變量的系數(shù)，說明稅費改革對糧食單位面積產量具有更顯著的刺激作用。綜上，稅費改革對糧食生產具有顯著的正向影響，陳飛等的研究結論與本文的這一研究結果相一致。此外，本文還發(fā)現(xiàn)，三種糧食作物播種面積滯后項的系數(shù)均超過了0．9，且高度顯著，而糧食單位面積產量滯后項的系數(shù)雖然也較為顯著，但只有0．25左右，說明糧食播種面積的調整能力較低且高度依賴于前期的播種面積，糧食單位面積產量則與前期單位面積產量的關聯(lián)度相對較低。財政支農政策對農民的糧食生產行為具有顯著的推動作用且系數(shù)較大，說明財政支農舉措取得了較好的成效。預期因素對糧食播種面積和單位面積產量影響系數(shù)的符合相反，且系數(shù)較小，說明總體上預期收益對糧食生產的影響并不明顯，這與農民種糧缺少比較優(yōu)勢的現(xiàn)狀相吻合?？篂哪芰Φ奶岣吆突适┯脤Z食生產都具有較為顯著的正向影響。產業(yè)結構因素對稻谷和小麥作物播種面積具有負向影響且系數(shù)較大，對玉米作物播種面積具有正向影響，但都不顯著，說明非農產業(yè)的發(fā)展沒有對糧食生產產生顯著的不利影響。
(二)稅費改革兩階段對糧食生產影響的差異分析
為了深入考察稅費改革兩個階段對糧食生產的影響及其差異，本文分別對2000－2003年和2004－2006年兩個區(qū)間段進行回歸，其中，給出了2000－2003年的回歸結果，給出了2004－2006年的回歸結果。表3的結果顯示，稅費改革變量的系數(shù)均不顯著，對稻谷、小麥作物單位面積產量和玉米播種面積的影響系數(shù)甚至為負，說明稅費改革第一階段對糧食生產的影響并不顯著。此外，財政支農變量的系數(shù)也不顯著，原因在于2000－2003年國家對“三農”的財政支持力度還不大，因而效果不明顯。
(三)穩(wěn)健性檢驗
前文的分析中，稅費改革變量采用的是絕對量指標，那么，上文的回歸結果對不同的稅費改革變量是否具有穩(wěn)健性，值得我們進一步討論。與絕對稅費減免額相比，稅費減免率是在原有稅費負擔基礎上稅費的變動幅度，可以更好的體現(xiàn)稅費減免的程度。因此，這里我們將構建稅費改革的相對量指標作為替代性的稅費減免指標，對前文的研究結果進行驗證。表6的回歸結果顯示，替代性的稅費減免指標對糧食播種面積和單位面積產量均具有顯著的正向影響，這與上文的研究結論基本一致。由此可見，本文的研究結論對于不同的稅費減免指標具有較好的穩(wěn)健性。從回歸系數(shù)看，與稅費減免的絕對量指標相比，稅費減免率指標對糧食生產的影響系數(shù)要小一些，以小麥播種面積為例，稅率減免率每提高1個百分點，小麥播種面積將增加0．0534%。另外，除了產業(yè)結構變量外，其他控制變量對糧食生產的影響均較為顯著，這也與前文的回歸結果較為一致。
三、稅費改革對糧食生產的政策效應持續(xù)性檢驗
前文研究發(fā)現(xiàn)，稅費改革政策對糧食生產具有顯著的促進作用，那么，2006年農業(yè)稅永久性取消后，這一減免稅政策對糧食生產的影響是否具有持續(xù)性?接下來本文將對這一問題進行簡要探討。前文研究表明，稅費改革對糧食生產的刺激作用主要體現(xiàn)在2004－2006年，且2005年和2006年的政策效應與2004年相比并無顯著差異，我們將2007－2012年時間段并入本文的分析，仍采用稅費減免的絕對量指標(GTA)，計算了2007－2012年的稅費減免額，然后利用2004－2012年動態(tài)面板模型，并在模型中加入稅費減免變量與2007－2012年年份啞變量的交互項，通過觀察交互項的系數(shù)來判斷2007－2012年的農業(yè)稅費減免對糧食生產的影響與2004－2006年是否具有顯著差異。表7報告了估計結果。我們發(fā)現(xiàn)，所有交互項的系數(shù)均不顯著，說明2007－2012年稅費減免對糧食生產的影響系數(shù)與2004－2006年時間段并無顯著差異，稅費改革對糧食生產影響的政策效應具有較為明顯的持續(xù)性。
四、結論與政策啟示
本文分別構建了糧食播種面積和單位面積產量的動態(tài)面板模型，利用2000－2012年省級面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM估計方法，實證研究了稅費改革對稻谷、小麥和玉米三種糧食作物播種面積和單位面積產量的影響，較為全面和深入的考察了稅費改革的政策效果，并在此基礎上進一步分析了稅費改革對糧食生產影響的持續(xù)性。實證結果表明，2000－2006年推行的農村稅費改革對糧食生產起到了顯著的推動作用，但這一推動作用主要體現(xiàn)在稅費改革的第二階段即2004－2006年的稅費減免階段，且作為稅費減免的起始之年，2004年的政策效果與2005年和2006年并無顯著差異，說明2004年農民就已根據(jù)其對稅費減免政策的預期，較為充分的調整了自身的糧食生產行為。上述研究結論對替代性的減稅指標具有較好的穩(wěn)健性。本文最后還簡要分析了稅費改革政策效應的持續(xù)性，發(fā)現(xiàn)稅費改革對糧食生產的刺激作用在全面取消農業(yè)稅的后續(xù)年份仍表現(xiàn)出較強的持續(xù)性。另外，本文還發(fā)現(xiàn)財政支農政策、抗災能力和化肥施用對糧食生產具有較為顯著的正向影響，預期因素和產業(yè)結構變量的影響不明顯。本文的研究證實了稅費改革對糧食生產的積極有效影響，這可以為政府部門在制定糧食生產扶持政策時提供必要的經驗證據(jù)。糧食安全問題始終是中國經濟社會發(fā)展中的一個重大現(xiàn)實問題，盡管自2004年以來，糧食總產量已實現(xiàn)“十一連增”，但近年來糧食自給率卻出現(xiàn)了下降，糧食供求總量依然趨緊，結構性矛盾也越發(fā)突出。因此，任何時候我們都不能對糧食安全問題掉以輕心。值得指出的是，稅費改革改變的不僅是農民的稅費負擔和糧食生產行為，還包括農村地區(qū)的干群關系和村鎮(zhèn)基層政府的財政收入來源，例如，稅費改革后村干部的領導權被削弱、招商引資成為彌補基層政府收支缺口的重要手段。稅費改革所帶來的這些連鎖反應提醒我們，一方面，要密切關注農村地區(qū)經濟社會發(fā)展的動態(tài)變化，繼續(xù)保持和維護好當前稅費改革所取得成績;另一方面，應加強與稅費改革相關的配套式改革，進一步拓寬村鎮(zhèn)政府的財政收入來源，從而為保障稅費改革的中長期效果、徹底跳出“黃宗羲定律”創(chuàng)造更為堅實的物質基礎。
作者：王輝 單位：復旦大學