農(nóng)村稅費改革對農(nóng)業(yè)增長的影響研究

摘 要：根據(jù)1990—2009年間的內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒中12盟市的面板數(shù)據(jù)，利用回歸分析，研究了農(nóng)村稅費改革政策及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素對內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)增長影響。分析結(jié)果表明：農(nóng)村稅費改革與內(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)增長過程中主要通過影響農(nóng)地配置效率的提高來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。生產(chǎn)要素中勞動力與機械設(shè)備投入對農(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)藥對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響不顯著。得出的一些結(jié)論對于尋求支農(nóng)惠農(nóng)政策依據(jù)，強化政策效果具有十分重要的意義。

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

中圖分類號：F810.42 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：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”，而無論是科技進(jìn)步還是要素投入對農(nóng)業(yè)的影響都需要在一定的制度安排和政策調(diào)控的宏觀背景下實現(xiàn)。不同的經(jīng)濟(jì)政策會使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得不同的效果。這是因為，經(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)生的對經(jīng)濟(jì)增長的激勵效應(yīng)。所以，本文將關(guān)注農(nóng)村稅費改革對內(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)村稅費改革，自2001年在11個旗（縣）開展了農(nóng)村牧區(qū)稅費改革試點，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，實現(xiàn)了農(nóng)牧民種糧“零負(fù)擔(dān)”。關(guān)于此次全國范圍內(nèi)的農(nóng)村稅費改革所能取得的實際效果的研究成果基本上可分為兩類。一是研究稅費改革對農(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）。二是研究稅費改革對基層政府運行和公共服務(wù)的提供是否產(chǎn)生影響（樊寶洪，2006；寧靜等，2007）。研究方法方面，簡單地進(jìn)行農(nóng)村稅費改革前后數(shù)據(jù)的描述與對比的研究很多。然而筆者認(rèn)為，作為一項重大的政策改革，農(nóng)村稅費改革對地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的實證研究是很必要的。

本文旨在利用實證分析的方法考察農(nóng)村稅費改革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響效應(yīng)提供更精確的估計，同時探究其影響的根源。本研究對農(nóng)戶在稅費改革前后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動進(jìn)行簡單對比，在此基礎(chǔ)上基于C—D生產(chǎn)函數(shù)討論農(nóng)村稅費改革對內(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)戶組成的市場可以看作是完全競爭市場。第二，農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為并非沒有理性，農(nóng)戶行為目標(biāo)是實現(xiàn)利潤最大化（Schultz，1999）。根據(jù)以上假定，分析農(nóng)民在稅費改革前后的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動如下：

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)品價格，qj表示生產(chǎn)要素價格。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

利潤最大化的一介條件是MR=MC。由下頁圖可知，T為農(nóng)業(yè)稅。稅費改革前的農(nóng)戶生產(chǎn)均衡點為E。農(nóng)業(yè)稅費改革后，T=0，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本下降，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的均衡點由原來的E點移動到M點。農(nóng)業(yè)產(chǎn)量從Qe提高到Q*。

農(nóng)戶擴大生產(chǎn)的途徑是擴大耕地面積或增加勞動投入。稅費改革之前，由于糧食價格偏低、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)民可支配收入相對增加對農(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。以下運用回歸分析來驗證稅費改革是否影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的一個因素。

二、假說的計量檢驗結(jié)果

（一）模型的設(shè)計

農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長問題的研究源于經(jīng)濟(jì)增長理論。從現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)來看，大多數(shù)學(xué)者主要用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長率來衡量農(nóng)業(yè)增長。而在研究農(nóng)業(yè)增長的源泉或者影響因素中，一般包括土地、勞動力、化肥、農(nóng)業(yè)機械總動力等基本常規(guī)投入要素，我們在生產(chǎn)函數(shù)中也包括了稅費改革政策變量。設(shè)滿足內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的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)增長的控制變量為：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值Yij（億元），農(nóng)業(yè)勞動力LABORij（萬人）、農(nóng)作物總播種面積SOERij（萬hm2）、有效灌溉面積IRERij（萬hm2）、農(nóng)業(yè)機械總動力MECHij（萬kW）、農(nóng)村用電量ELECij（萬kW時）、農(nóng)藥使用量PESTij（噸）、化肥施用量FERTij（萬t）、POLICYij是表示稅費改革的虛擬變量（已進(jìn)行稅費改革為“1”，否則為“0”）。式中POLIYij*MECHij為交叉項，檢驗政策實施對農(nóng)業(yè)機械總動力這一因素的影響。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)來源為1990—2010年《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》。

（二）描述性統(tǒng)計量、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。為了更準(zhǔn)確地對模型進(jìn)行實證分析，首先我們對實證中所需的各個變量的統(tǒng)計特性進(jìn)行了分析。表1對各個變量的一般統(tǒng)計特性進(jìn)行了描述，總體來看表1所描述的各變量的一般統(tǒng)計特征值表現(xiàn)正常，但需要注意的是并不是所有變量的觀測值都相等，這可能會造成在進(jìn)行回歸分析過程中，統(tǒng)計分析軟件會自動刪除任意缺失變量的觀測組。

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，這一點要求我們應(yīng)該注意可能在進(jìn)行實證分析中出現(xiàn)的多重共顯性問題。

（三）假設(shè)的模型檢驗結(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間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)問題，我們進(jìn)一步運用了解決面板數(shù)據(jù)特征的固定效果模型（Fixed-Effect Model），對上述結(jié)果進(jìn)行了再驗證。在固定效果估計中，考慮到截面估計的異方差問題，我們報告了基于White Robust方差協(xié)方差矩陣的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差估計。

下頁表3為回歸分析結(jié)果。我們一共估計了8個模型，主要原因是為了避免自變量之間出現(xiàn)的多重共線性問題。我們將變量依次加入原始模型得出模型Ⅰ—Ⅴ的估計結(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)要素分為兩類進(jìn)行分析。勞動集約型的農(nóng)用機械總動力，有效灌溉面積，農(nóng)村電力使用量為一類，土地集約型的化肥，農(nóng)藥使用為一類加入模型回歸分析。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

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

本文重點考察的是農(nóng)村稅費改革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響因素，也就是自變量POLICY對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。通過上述結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)在8個模型估計結(jié)果中，自變量POLICY對農(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通過影響生產(chǎn)要素的投入進(jìn)一步影響農(nóng)業(yè)成長的機制。

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

在實證結(jié)果中LABOR變量估計符號與預(yù)期相反，同時表現(xiàn)出十分顯著的結(jié)果。LABOR變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響系數(shù)十分小，也就是說LABOR的增加對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)幾乎無影響。為了精確考察LABOR對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，我們將自變量LABOR的形式變換為lnLABOR，實證結(jié)果顯示lnLABOR對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響不顯著，這與表三中顯示的結(jié)果一樣，都說明勞動力投入的增加都對農(nóng)業(yè)產(chǎn)量影響不大。這個結(jié)果可以通過A.W.Lewis模型（1954）來解釋，在人多地少的農(nóng)業(yè)部門，根據(jù)邊際生產(chǎn)率遞減原理，農(nóng)業(yè)勞動力的邊際生產(chǎn)率必然非常低，在勞動力不能完全流動的情況下，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)需要對農(nóng)民進(jìn)行人力資本投資的觀點，增加內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)增長不是通過增加勞動力的數(shù)量，而應(yīng)該是提高勞動力的質(zhì)量也即提高勞動力的教育程度。

此外，我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)藥對農(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)量會不斷地下降甚至出現(xiàn)負(fù)增長。通過分析，我們也很好地證明了內(nèi)蒙古地區(qū)也存在由于長期大量使用農(nóng)藥，導(dǎo)致土地結(jié)塊，地力不斷下降，嚴(yán)重影響了農(nóng)地的長期產(chǎn)出功能的現(xiàn)象。

結(jié)論

本文通過固定效應(yīng)的估計方法，考察了農(nóng)業(yè)稅費改革政策對內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。實證結(jié)果表明，變量農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村稅費改革呈正向關(guān)系，農(nóng)業(yè)稅費改革的實行使農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增加3.18558單位。農(nóng)業(yè)稅費改革對農(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)增長過程中主要通過影響農(nóng)地配置效率的提高和農(nóng)民的利益大小來影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。但我們也應(yīng)該看到，農(nóng)業(yè)稅費改革影響農(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，機械設(shè)備投入與勞動力投入對農(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。

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[責(zé)任編輯 陳鳳雪]