農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響研究

摘 要：根據(jù)1990—2009年間的內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒中12盟市的面板數(shù)據(jù)，利用回歸分析，研究了農(nóng)村稅費(fèi)改革政策及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素對(duì)內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)影響。分析結(jié)果表明：農(nóng)村稅費(fèi)改革與內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有顯著的正相關(guān)關(guān)系。稅收政策改革在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)過(guò)程中主要通過(guò)影響農(nóng)地配置效率的提高來(lái)影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。生產(chǎn)要素中勞動(dòng)力與機(jī)械設(shè)備投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響與預(yù)期相反，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)藥對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響不顯著。得出的一些結(jié)論對(duì)于尋求支農(nóng)惠農(nóng)政策依據(jù)，強(qiáng)化政策效果具有十分重要的意義。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村；稅費(fèi)改革；農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)；面板數(shù)據(jù)；內(nèi)蒙古

中圖分類(lèi)號(hào)：F810.42 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）18-0130-05

前言

農(nóng)業(yè)發(fā)展“一靠政策，二靠科技，三靠投入”，而無(wú)論是科技進(jìn)步還是要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)的影響都需要在一定的制度安排和政策調(diào)控的宏觀背景下實(shí)現(xiàn)。不同的經(jīng)濟(jì)政策會(huì)使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得不同的效果。這是因?yàn)?，?jīng)濟(jì)政策在很大程度上決定了資源配置方式以及由這種分配方式所產(chǎn)生的對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的激勵(lì)效應(yīng)。所以，本文將關(guān)注農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的政策效果。

內(nèi)蒙古自治區(qū)農(nóng)村稅費(fèi)改革，自2001年在11個(gè)旗（縣）開(kāi)展了農(nóng)村牧區(qū)稅費(fèi)改革試點(diǎn)，到2005年在全區(qū)范圍內(nèi)全面取消了農(nóng)業(yè)稅、牧業(yè)稅和除煙葉以外的農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)牧民種糧“零負(fù)擔(dān)”。關(guān)于此次全國(guó)范圍內(nèi)的農(nóng)村稅費(fèi)改革所能取得的實(shí)際效果的研究成果基本上可分為兩類(lèi)。一是研究稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)民負(fù)擔(dān)減輕和收入增加的影響（周黎安，2005；史清華，2007；張依茹等，2009）。二是研究稅費(fèi)改革對(duì)基層政府運(yùn)行和公共服務(wù)的提供是否產(chǎn)生影響（樊寶洪，2006；寧?kù)o等，2007）。研究方法方面，簡(jiǎn)單地進(jìn)行農(nóng)村稅費(fèi)改革前后數(shù)據(jù)的描述與對(duì)比的研究很多。然而筆者認(rèn)為，作為一項(xiàng)重大的政策改革，農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的實(shí)證研究是很必要的。

本文旨在利用實(shí)證分析的方法考察農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響效應(yīng)提供更精確的估計(jì)，同時(shí)探究其影響的根源。本研究對(duì)農(nóng)戶在稅費(fèi)改革前后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)進(jìn)行簡(jiǎn)單對(duì)比，在此基礎(chǔ)上基于C—D生產(chǎn)函數(shù)討論農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響效應(yīng)。

一、農(nóng)業(yè)政策影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的途徑：理論分析

首先，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，內(nèi)蒙古地區(qū)大規(guī)模的農(nóng)場(chǎng)較少，更多的是分散的小農(nóng)戶。由眾多的農(nóng)戶組成的市場(chǎng)可以看作是完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。第二，農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為并非沒(méi)有理性，農(nóng)戶行為目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化（Schultz，1999）。根據(jù)以上假定，分析農(nóng)民在稅費(fèi)改革前后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)如下：

農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出用y1，…ym表示，x1，…xn表示農(nóng)戶投入的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，At表示農(nóng)業(yè)技術(shù)水平。通常的農(nóng)業(yè)部門(mén)的生產(chǎn)函數(shù)為f（·），那么可以用如下公式表示。

F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0

若pi表示農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，qj表示生產(chǎn)要素價(jià)格。那么，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)最優(yōu)化將是

Maxpiyi-qjxj

s.t. F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0

利潤(rùn)最大化的一介條件是MR=MC。由下頁(yè)圖可知，T為農(nóng)業(yè)稅。稅費(fèi)改革前的農(nóng)戶生產(chǎn)均衡點(diǎn)為E。農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革后，T=0，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本下降，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的均衡點(diǎn)由原來(lái)的E點(diǎn)移動(dòng)到M點(diǎn)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)量從Qe提高到Q*。

農(nóng)戶擴(kuò)大生產(chǎn)的途徑是擴(kuò)大耕地面積或增加勞動(dòng)投入。稅費(fèi)改革之前，由于糧食價(jià)格偏低、農(nóng)民收入降低，再加上農(nóng)業(yè)稅的負(fù)擔(dān)，讓農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入的凈利潤(rùn)甚至為負(fù)，農(nóng)村也一度出現(xiàn)拋荒、棄耕現(xiàn)象（李琴等，2008）。農(nóng)村稅費(fèi)改革以后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本降低，農(nóng)民可支配收入相對(duì)增加對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資產(chǎn)生了積極的影響。農(nóng)業(yè)稅取消后，農(nóng)民又返回家鄉(xiāng)耕種起自己閑置的土地（周批改，2007；鄒偉等，2008）。因此，我們預(yù)期農(nóng)村稅收政策降低了農(nóng)戶的生產(chǎn)成本。農(nóng)村稅費(fèi)改革前后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的變化影響著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的決策行為，并進(jìn)一步影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。以下運(yùn)用回歸分析來(lái)驗(yàn)證稅費(fèi)改革是否影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的一個(gè)因素。

二、假說(shuō)的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

（一）模型的設(shè)計(jì)

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題的研究源于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論。從現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)來(lái)看，大多數(shù)學(xué)者主要用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)率來(lái)衡量農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)。而在研究農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的源泉或者影響因素中，一般包括土地、勞動(dòng)力、化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等基本常規(guī)投入要素，我們?cè)谏a(chǎn)函數(shù)中也包括了稅費(fèi)改革政策變量。設(shè)滿足內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)模型如下：

LnYij=β0+β1Laborij+β2LnSOERij+β3LnIRERij+β4LnMECHij+β5LnELECij+β6LnPESTij+β7FERTij+β8POLICYij*LnMECHij+

β9POLICYij

式中i代表不同年份，j代表不同地區(qū)。將影響農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的控制變量為：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值Yij（億元），農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力LABORij（萬(wàn)人）、農(nóng)作物總播種面積SOERij（萬(wàn)hm2）、有效灌溉面積IRERij（萬(wàn)hm2）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力MECHij（萬(wàn)kW）、農(nóng)村用電量ELECij（萬(wàn)kW時(shí)）、農(nóng)藥使用量PESTij（噸）、化肥施用量FERTij（萬(wàn)t）、POLICYij是表示稅費(fèi)改革的虛擬變量（已進(jìn)行稅費(fèi)改革為“1”，否則為“0”）。式中POLIYij*MECHij為交叉項(xiàng)，檢驗(yàn)政策實(shí)施對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力這一因素的影響。β0為常數(shù)，β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7，β8，β9為相應(yīng)的回歸系數(shù)。由于是對(duì)數(shù)函數(shù)，故它們的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為彈性系數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源為1990—2010年《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)量、相關(guān)系數(shù)和分析結(jié)果

本文利用了1990—2009年間的內(nèi)蒙古12盟市的面板數(shù)據(jù)，樣本量為239個(gè)。為了更準(zhǔn)確地對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證分析，首先我們對(duì)實(shí)證中所需的各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)特性進(jìn)行了分析。表1對(duì)各個(gè)變量的一般統(tǒng)計(jì)特性進(jìn)行了描述，總體來(lái)看表1所描述的各變量的一般統(tǒng)計(jì)特征值表現(xiàn)正常，但需要注意的是并不是所有變量的觀測(cè)值都相等，這可能會(huì)造成在進(jìn)行回歸分析過(guò)程中，統(tǒng)計(jì)分析軟件會(huì)自動(dòng)刪除任意缺失變量的觀測(cè)組。

表2為各變量之間的皮爾森相關(guān)系數(shù)和斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)以及其顯著程度。我們可以看出各自變量與因變量之間存在顯著的關(guān)系，這一結(jié)果初步表明我們選取自變量的準(zhǔn)確性。但同時(shí)我也發(fā)現(xiàn)各自變量之間也存在顯著的相互關(guān)系，這一點(diǎn)要求我們應(yīng)該注意可能在進(jìn)行實(shí)證分析中出現(xiàn)的多重共顯性問(wèn)題。

（三）假設(shè)的模型檢驗(yàn)結(jié)果

在本研究中分析了從1990—2009年的二十年的面板數(shù)據(jù)，為了避免回歸分析中解決不了的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)問(wèn)題，我們進(jìn)一步運(yùn)用了解決面板數(shù)據(jù)特征的固定效果模型（Fixed-Effect Model），對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行了再驗(yàn)證。在固定效果估計(jì)中，考慮到截面估計(jì)的異方差問(wèn)題，我們報(bào)告了基于White Robust方差協(xié)方差矩陣的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)。

下頁(yè)表3為回歸分析結(jié)果。我們一共估計(jì)了8個(gè)模型，主要原因是為了避免自變量之間出現(xiàn)的多重共線性問(wèn)題。我們將變量依次加入原始模型得出模型Ⅰ—Ⅴ的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)“誘致型技術(shù)變遷理論（induced technology innovation）”，把農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素分為兩類(lèi)進(jìn)行分析。勞動(dòng)集約型的農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力，有效灌溉面積，農(nóng)村電力使用量為一類(lèi)，土地集約型的化肥，農(nóng)藥使用為一類(lèi)加入模型回歸分析。其結(jié)果是模型Ⅵ—Ⅶ。最后將所有變量加入模型進(jìn)行估計(jì)得出模型Ⅷ的結(jié)果。

lnY=3.79264-1.5534×107LABOR+0.34761lnSOER+0.233976lnIRER+

0.309443lnMECH+0.501889lnELEC-0.035670lnPEST+0.489061lnFERT-

0.215285POLICY×lnMEXH+3.185558POLICY

從下頁(yè)表3的估計(jì)參數(shù)以及檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，模型R-squared 達(dá)到0.91，說(shuō)明模型具有較好的擬合效果。模型Ⅷ中農(nóng)村稅費(fèi)改革政策與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為3.185558，F(xiàn)檢驗(yàn)在1%水平上顯著。

本文重點(diǎn)考察的是農(nóng)村稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素，也就是自變量POLICY對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。通過(guò)上述結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)在8個(gè)模型估計(jì)結(jié)果中，自變量POLICY對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)都顯示為正的顯著性影響，這與本文的預(yù)期一致。另外，我們也分析了POLICY通過(guò)影響生產(chǎn)要素的投入進(jìn)一步影響農(nóng)業(yè)成長(zhǎng)的機(jī)制。

通過(guò)分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村稅費(fèi)改革顯著地改變了機(jī)械設(shè)備投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，但是影響結(jié)果與預(yù)期相反，農(nóng)村稅費(fèi)改革之后，機(jī)械設(shè)備投入的增加并沒(méi)有帶來(lái)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提高。相反隨著機(jī)械設(shè)備的投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)顯著降低?？赡艿慕忉屖?，大量的農(nóng)村勞力與有限的耕地面積形成分散的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)，不利于機(jī)械化生產(chǎn)。農(nóng)民過(guò)度增加農(nóng)用機(jī)械的投入可能并不是最優(yōu)的選擇，可能出現(xiàn)邊際機(jī)械投入效益遞減，甚至出現(xiàn)負(fù)值的情況。但無(wú)論農(nóng)村稅費(fèi)改革如何改變了其他自變量對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響機(jī)制，農(nóng)村稅費(fèi)改革顯著地增加了內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的提高。

在實(shí)證結(jié)果中LABOR變量估計(jì)符號(hào)與預(yù)期相反，同時(shí)表現(xiàn)出十分顯著的結(jié)果。LABOR變量對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響系數(shù)十分小，也就是說(shuō)LABOR的增加對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)幾乎無(wú)影響。為了精確考察LABOR對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，我們將自變量LABOR的形式變換為lnLABOR，實(shí)證結(jié)果顯示lnLABOR對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響不顯著，這與表三中顯示的結(jié)果一樣，都說(shuō)明勞動(dòng)力投入的增加都對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)量影響不大。這個(gè)結(jié)果可以通過(guò)A.W.Lewis模型（1954）來(lái)解釋，在人多地少的農(nóng)業(yè)部門(mén)，根據(jù)邊際生產(chǎn)率遞減原理，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的邊際生產(chǎn)率必然非常低，在勞動(dòng)力不能完全流動(dòng)的情況下，甚至?xí)?dǎo)致邊際負(fù)產(chǎn)出。依據(jù)舒爾茨的改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)需要對(duì)農(nóng)民進(jìn)行人力資本投資的觀點(diǎn)，增加內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)不是通過(guò)增加勞動(dòng)力的數(shù)量，而應(yīng)該是提高勞動(dòng)力的質(zhì)量也即提高勞動(dòng)力的教育程度。

此外，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)藥對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響不顯著。雖然施加農(nóng)藥可以提高收獲，但是，依據(jù)收益遞減法則，在其他條件不變情況下，農(nóng)藥的邊際產(chǎn)量隨著投入的增加，會(huì)先上升直至最大化，如果繼續(xù)增加投入，該要素的邊際產(chǎn)量會(huì)不斷地下降甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。通過(guò)分析，我們也很好地證明了內(nèi)蒙古地區(qū)也存在由于長(zhǎng)期大量使用農(nóng)藥，導(dǎo)致土地結(jié)塊，地力不斷下降，嚴(yán)重影響了農(nóng)地的長(zhǎng)期產(chǎn)出功能的現(xiàn)象。

結(jié)論

本文通過(guò)固定效應(yīng)的估計(jì)方法，考察了農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革政策對(duì)內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村稅費(fèi)改革呈正向關(guān)系，農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革的實(shí)行使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加3.18558單位。農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的影響較微弱。免征農(nóng)業(yè)稅直接降低了農(nóng)產(chǎn)品的成本，成本的下降使得農(nóng)戶對(duì)土地利用決策意愿重新調(diào)整。稅收政策改革在農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)過(guò)程中主要通過(guò)影響農(nóng)地配置效率的提高和農(nóng)民的利益大小來(lái)影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。但我們也應(yīng)該看到，農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不僅在于其激發(fā)農(nóng)民的生產(chǎn)主動(dòng)性，而且在于其提供的利益空間的大小，所以還需要在農(nóng)產(chǎn)品、生產(chǎn)要素價(jià)格政策、土地制度等方面需要不斷地創(chuàng)新。

另外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素中，機(jī)械設(shè)備投入與勞動(dòng)力投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響與預(yù)期相反，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)藥對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響不顯著。所以，提高農(nóng)民的教育水平，推行生態(tài)農(nóng)業(yè)才能促進(jìn)內(nèi)蒙古地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)持續(xù)增長(zhǎng)。

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[責(zé)任編輯 陳鳳雪]