税费改革对粮食生产的影响

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一、区域选取、指标构建与模型设定

(一)区域选取

中国幅员辽阔，各地区粮食生产的自然条件和禀赋存在较大差异，导致各地区粮食生产的比较优势也存在较大的差异。因此，本文针对三种粮食作物，分别选取不同的区域作为样本来源。选取的依据为，首先分别计算2000－2012年各省区三种粮食作物各自的累计总产量占全国累计总产量的比重，将比重高于1%的省区作为研究样本。据此，本文针对稻谷作物、小麦作物和玉米作物分别选取19个、14个和20个省区作为样本来源。

(二)指标构建和模型设定

为确保研究结论的准确性，避免由于遗漏变量而可能造成的内生性问题，除了税费改革这一核心解释变量外，本文还将构建影响粮食播种面积和单位面积产量的主要控制变量。由于影响粮食播种面积和单位面积产量的因素不尽相同，下面将分别选取变量并说明选取依据。

1．核心解释变量:税费减免(GTA)农村税费改革始于2000年，本文以2000年为基期，以2000年的农业税费额分别减去后续年份的税费额，得到税费额的差额，并将此差额作为衡量税费减免力度的指标(记为GTA)。为考察研究结果的稳健性，我们还将利用上述税费额的差额除以2000年的税费额，得到税费减免的相对指标即税费减免率(记为RTA)，并研究其与粮食生产的关系。需要指出的是，2000－2006年统计年鉴只公布了农业税、农业特产税、牧业税、屠宰税等税费信息，考虑到本文研究的是税费减免对粮食生产的影响，因此，本文将农业税、农业特产税和牧业税这三种农业税加总得到总的农业税费额。

2．同时影响粮食播种面积和单位面积产量的控制变量

(1)财政支农(AE)。除了进行税费改革外，国家还实施了一系列支农举措，如粮食直补、良种补贴、农机具购置补贴、农业基础建设等，这些政策无疑对农业生产起到了促进作用。为了控制并反映这部分支农政策的影响，我们以各地区用于“三农”的财政支出额占总财政支出额的比重作为财政支农变量(记为AE)。

(2)预期因素(EP)。预期因素包括农民对粮价的预期、对种粮收益的预期，对国家政策的预期以及对自身的预期等等。理论上，预期因素对农民的种粮行为应该具有显著的影响，如当农民预期粮价上涨或种粮收益提高，农民将扩大种植面积或增加单位面积生产投入，或兼而有之。目前学者们在预期因素的选取上仍未达成共识。Nerlove提出了农户供给的适应性预期模型，并选择预期价格作为预期因素。国内如陈飞等即借鉴Nerlove的做法，研究发现预期价格因素对粮食产量的影响并不显著，市场机制的杠杆作用并未得到显现。星焱和胡小平则对适应性预期在中国农村的适用性提出质疑，他们认为适应性预期很可能不适合中国粮食生产的实证研究，并提出采用综合性更高的预期种粮收益作为预期因素，实证结果表明预期种粮收益对粮食生产具有显著的正向影响。本文采用星焱和胡小平的做法，选取预期种粮收益作为影响粮食生产的预期因素(记为EP)，以上期每亩种粮净利润代表本期预期净利润。(3)抗灾能力(DP)。中国是一个自然灾害多发的国家，每一次自然灾害都可能导致区域粮食的大面积减产，造成严重的经济损失。如2014年7月，中原大旱造成河南省秋粮严重减产，受旱面积达到2310万亩，直接经济损失逾40亿元。加快研究、制定和实施农业保险政策，加强农田灌溉基础设施建设，增强农民的防灾抗灾意识和能力，是提高农业抗灾能力的重要手段。成灾和受灾面积是反映抗灾能力的两个基本指标，本文以受灾面积减去成灾面积得到的差值与受灾面积的比例，构建抗灾能力变量(记为DP)。

3．主要影响粮食播种面积的控制变量

(1)上期粮食播种面积(CA)。Johnson指出，农民在进行粮食生产决策时，由于信息不完全、生产调整成本、生产技术制约等因素，使其无法及时地对生产投入进行调整，从而使得粮食生产具有滞后性。基于此，本文选取滞后一期的粮食播种面积作为影响当期播种面积的控制变量(记为CA)，陈飞等、星焱和胡小平也都采取这一做法。

(2)产业结构(AS)。中国工业化和城镇化的发展使得非农用地需求大量增加，农业用地与非农用地的矛盾日益突出。为了反映非农产业的发展对农业的影响，我们以非农产业增加值占GDP的比重来构造产业结构指标(记为AS)。

4．主要影响粮食单位面积产量的控制变量

(1)上期粮食单位面积产量(UP)。与粮食播种面积类似，粮食单位面积产量也存在粘滞性，因此，本文选取上期粮食单位面积产量作为影响当期粮食单产的控制变量(记为UP)。

(2)化肥使用量(FE)。化肥是提高粮食单产的重要因素，也是粮食生产物质费用中比重最大的费用项目。近年来，随着单位面积种粮收益的增加，粮食施肥量呈不断增长的趋势。本文利用三种粮食作物每亩施肥量(折纯)作为化肥使用量变量(记为FE)。由以上选取的变量可知，解释变量里含有因变量的滞后项，因此，本文将构建粮食生产的动态面板模型。同时，为了排除其他不随时间或地区变化的未知因素对粮食生产可能产生的系统性影响，本文对时间固定效应和地区固定效应进行了控制。

二、实证结果分析

本文首先计算了自变量之间的相关系数，以检查可能存在的多重共线性问题，结果发现各自变量间的相关系数均小于0．25，说明并不存在严重的多重共线性。由表1－7的回归结果可知，Hansen检验值较小且其P值较大，说明工具变量的选择是合适的，从而SYS－GMM方法得到的是有效估计量。

(一)税费改革全时段估计结果分析

基于动态面板模型的SYS－GMM方法，估计了2000－2006年整个税费改革期间，税费减免对粮食生产的影响。分别给出了税费减免对三种粮食作物播种面积和单位面积产量的影响的估计结果。表1中，估计(1)、(3)、(5)给出的是没有任何控制变量的回归结果，结果表明税费减免变量的系数均为正且较为显著。定量上看，以小麦作物为例，农业税费每减免一亿元，小麦播种面积将增加0．35%。估计(2)、(4)、(6)进一步加入了可能影响粮食播种面积的控制变量，结果发现除了玉米作物外，稻谷作物和小麦作物的系数仍然显著。表2的估计思路同表1。表2的估计结果显示，无论是否加入控制变量，税费减免变量的系数始终为正且高度显著，且总体看，中税费减免变量的系数要大于表1中相应粮食作物税费减免变量的系数，说明税费改革对粮食单位面积产量具有更显著的刺激作用。综上，税费改革对粮食生产具有显著的正向影响，陈飞等的研究结论与本文的这一研究结果相一致。此外，本文还发现，三种粮食作物播种面积滞后项的系数均超过了0．9，且高度显著，而粮食单位面积产量滞后项的系数虽然也较为显著，但只有0．25左右，说明粮食播种面积的调整能力较低且高度依赖于前期的播种面积，粮食单位面积产量则与前期单位面积产量的关联度相对较低。财政支农政策对农民的粮食生产行为具有显著的推动作用且系数较大，说明财政支农举措取得了较好的成效。预期因素对粮食播种面积和单位面积产量影响系数的符合相反，且系数较小，说明总体上预期收益对粮食生产的影响并不明显，这与农民种粮缺少比较优势的现状相吻合。抗灾能力的提高和化肥施用对粮食生产都具有较为显著的正向影响。产业结构因素对稻谷和小麦作物播种面积具有负向影响且系数较大，对玉米作物播种面积具有正向影响，但都不显著，说明非农产业的发展没有对粮食生产产生显著的不利影响。

(二)税费改革两阶段对粮食生产影响的差异分析

为了深入考察税费改革两个阶段对粮食生产的影响及其差异，本文分别对2000－2003年和2004－2006年两个区间段进行回归，其中，给出了2000－2003年的回归结果，给出了2004－2006年的回归结果。表3的结果显示，税费改革变量的系数均不显著，对稻谷、小麦作物单位面积产量和玉米播种面积的影响系数甚至为负，说明税费改革第一阶段对粮食生产的影响并不显著。此外，财政支农变量的系数也不显著，原因在于2000－2003年国家对“三农”的财政支持力度还不大，因而效果不明显。 

(三)稳健性检验

前文的分析中，税费改革变量采用的是绝对量指标，那么，上文的回归结果对不同的税费改革变量是否具有稳健性，值得我们进一步讨论。与绝对税费减免额相比，税费减免率是在原有税费负担基础上税费的变动幅度，可以更好的体现税费减免的程度。因此，这里我们将构建税费改革的相对量指标作为替代性的税费减免指标，对前文的研究结果进行验证。表6的回归结果显示，替代性的税费减免指标对粮食播种面积和单位面积产量均具有显著的正向影响，这与上文的研究结论基本一致。由此可见，本文的研究结论对于不同的税费减免指标具有较好的稳健性。从回归系数看，与税费减免的绝对量指标相比，税费减免率指标对粮食生产的影响系数要小一些，以小麦播种面积为例，税率减免率每提高1个百分点，小麦播种面积将增加0．0534%。另外，除了产业结构变量外，其他控制变量对粮食生产的影响均较为显著，这也与前文的回归结果较为一致。

三、税费改革对粮食生产的政策效应持续性检验

前文研究发现，税费改革政策对粮食生产具有显著的促进作用，那么，2006年农业税永久性取消后，这一减免税政策对粮食生产的影响是否具有持续性?接下来本文将对这一问题进行简要探讨。前文研究表明，税费改革对粮食生产的刺激作用主要体现在2004－2006年，且2005年和2006年的政策效应与2004年相比并无显著差异，我们将2007－2012年时间段并入本文的分析，仍采用税费减免的绝对量指标(GTA)，计算了2007－2012年的税费减免额，然后利用2004－2012年动态面板模型，并在模型中加入税费减免变量与2007－2012年年份哑变量的交互项，通过观察交互项的系数来判断2007－2012年的农业税费减免对粮食生产的影响与2004－2006年是否具有显著差异。表7报告了估计结果。我们发现，所有交互项的系数均不显著，说明2007－2012年税费减免对粮食生产的影响系数与2004－2006年时间段并无显著差异，税费改革对粮食生产影响的政策效应具有较为明显的持续性。

四、结论与政策启示

本文分别构建了粮食播种面积和单位面积产量的动态面板模型，利用2000－2012年省级面板数据和系统GMM估计方法，实证研究了税费改革对稻谷、小麦和玉米三种粮食作物播种面积和单位面积产量的影响，较为全面和深入的考察了税费改革的政策效果，并在此基础上进一步分析了税费改革对粮食生产影响的持续性。实证结果表明，2000－2006年推行的农村税费改革对粮食生产起到了显著的推动作用，但这一推动作用主要体现在税费改革的第二阶段即2004－2006年的税费减免阶段，且作为税费减免的起始之年，2004年的政策效果与2005年和2006年并无显著差异，说明2004年农民就已根据其对税费减免政策的预期，较为充分的调整了自身的粮食生产行为。上述研究结论对替代性的减税指标具有较好的稳健性。本文最后还简要分析了税费改革政策效应的持续性，发现税费改革对粮食生产的刺激作用在全面取消农业税的后续年份仍表现出较强的持续性。另外，本文还发现财政支农政策、抗灾能力和化肥施用对粮食生产具有较为显著的正向影响，预期因素和产业结构变量的影响不明显。本文的研究证实了税费改革对粮食生产的积极有效影响，这可以为政府部门在制定粮食生产扶持政策时提供必要的经验证据。粮食安全问题始终是中国经济社会发展中的一个重大现实问题，尽管自2004年以来，粮食总产量已实现“十一连增”，但近年来粮食自给率却出现了下降，粮食供求总量依然趋紧，结构性矛盾也越发突出。因此，任何时候我们都不能对粮食安全问题掉以轻心。值得指出的是，税费改革改变的不仅是农民的税费负担和粮食生产行为，还包括农村地区的干群关系和村镇基层政府的财政收入来源，例如，税费改革后村干部的领导权被削弱、招商引资成为弥补基层政府收支缺口的重要手段。税费改革所带来的这些连锁反应提醒我们，一方面，要密切关注农村地区经济社会发展的动态变化，继续保持和维护好当前税费改革所取得成绩;另一方面，应加强与税费改革相关的配套式改革，进一步拓宽村镇政府的财政收入来源，从而为保障税费改革的中长期效果、彻底跳出“黄宗羲定律”创造更为坚实的物质基础。

作者：王辉 单位：复旦大学