税费改革对农村居民消费的影响研究，本文主要内容关键词为：居民消费论文,税费改革论文,农村论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放30多年来，中国依赖高储蓄、高投资与高外部需求的增长策略成就了世界经济增长的奇迹。在这种策略取得巨大成功的同时，也使中国经济陷入内外失衡的困境。外部失衡表现为持续扩大的贸易顺差和巨额外汇储备，内部失衡表现为经济结构不合理，过度依赖投资来拉动经济增长，要素价格与资源配置存在深层次矛盾。在内外失衡的格局下，中国经济增长的可持续性正在受到挑战。从消费需求来看，中国的最终消费率从1990年的62.5％下降为2010年的47.6％，其中居民消费占GDP的比重从1990年的48.8％下降到2010年的33.8％，成为世界上消费率最低的国家之一。如何启动消费需求一直是政策制定和理论研究的热点，这对于中国实现经济增长方式转变、保证经济持续增长至关重要。
由于居民是消费的主体，因此要讨论什么样的政策措施对启动消费需求是有效的，需要从研究居民的消费行为入手。中国特殊的城乡二元结构和分城乡的统计数据，为我们观察中国居民的消费行为的影响因素提供了两个天然的组别(何新华、曹永福，2005)。根据《中国统计年鉴》、《新中国五十五年统计资料汇编》中提供的数据，改革开放以来中国城镇与农村居民消费率均呈现出了明显的下降趋势(图1)。
关于中国城乡居民低消费的原因已有了许多研究。综观文献，大多是从预防性储蓄(龙志和、周浩明，2000；施建淮、朱海婷，2004；Chamon and Prasad，2008)、流动性约束(万广华等，2001)、消费习惯(Chamon and Prasad，2008；艾春荣、汪伟，2008)、计划生育政策、人口年龄结构与性别失衡(Kraay，2000；Modigliani and Cao，2004；汪伟，2009，2010；Wei and Zhang，2009)、收入分配(汪伟、郭新强，2011)等角度去解释。但从2000年开始，城镇与农村居民的消费行为似乎产生了系统性的差异。2000～2004年之后农村居民消费率保持在较为稳定的水平，从2004年以后开始，农村居民消费率呈现出明显上升的趋势，而城镇居民消费率的下降趋势却依然如故。显然，上述诸多解释似乎难以令人满意。那么是什么因素导致了农村居民消费率的突然上升呢?本文从农村税费改革这一重大惠农政策出发研究这一现象。
图1 中国城镇与农村居民消费率：1978～2009年
数据来源：《中国统计年鉴》、《新中国五十五年统计资料汇编》。
20世纪70年代末开启的农村经济改革，极大地释放了农业生产力，带来了改革时段内农村经济的快速发展与农民收入的超常增长。但此后相当长的一段时间里，特别是20世纪90年代以来，农村的税费负担日益加重，农民的收入增长迟缓，消费水平难以提高。如何减轻农民负担，增加农民的实际收入，启动农村消费与促进农村发展，一直是党中央十分关心的问题。自2000年以来，中国政府实施了一系列旨在增加农民收入与促进农村发展的政策，其中农村税费改革被誉为继家庭联产承包责任制之后最重要的一项改革举措。这项史无前例的改革分为两个阶段进行。第一阶段的主要内容是正税清费(即费改税)，从2000年的安徽试点开始到2003年的全国推开为止，主要的政策目标是规范农村税费体制，制止农村基层政府的乱摊派和乱收费行为；在总结第一阶段改革成败得失的基础上，中国政府开始了力度更大并以全面取消农业税费为终极目标的第二阶段改革。第二阶段的主要内容是农业税减免与取消，国家从2004年开始大幅度降低农业税税率，并选择吉林、黑龙江两个粮食主产省进行全部免除农业税的试点；河北、内蒙古、辽宁、江苏、安徽、江西、山东、河南、湖北、湖南、四川等11个粮食主产省(自治区)的农业税税率降低3个百分点，其余省份农业税税率降低1个百分点(表1)。2005年各省份全面降低或免除农业税，虽然农业税减免的程度和进程在各个省份不尽相同，但到2006年就实现了全面取消农业税的目标，中国从此告别了延续2600多年的“皇粮国税”时代(Bai and Wu，2011)。
作为一项制度性革命，税费减免对农民增收和农村发展的作用已被许多研究所证实(周黎安、陈烨，2005；方齐云等，2005；钟甫宁等，2008；丁守海，2008)。然而，税费改革能否真正刺激农民消费，以及这种刺激作用是短暂的还是持久的，是一个极其重要的实证性问题，却鲜有文献讨论。根据持久收入假说(Friedman，1957)，当消费者经历了一次收入的增加并且认为是暂时的，他很可能较少消费这部分收入，但如果他认为收入增加是永久性的，则很可能提高消费标准。此外，李嘉图等价定律认为，如果消费者是远视的(forward looking)，那么当前减税和未来税负增加对消费者的消费行为没有影响，但如果消费者是短视的，当前的减税很可能带来消费的短期上升。在税费改革的不同阶段，农民对未来的预期可能存在很大的差异，对“黄宗羲定律”①所揭示的历史轮回的忧虑，也会影响到农民的消费行为，因此税费改革的不同阶段对农民消费的影响很可能是不同的，这些都需要深入讨论。
由于税费改革作为一项在全国范围内的改革，具有分地区逐步推进的特点，而且不同的地区与时间段，税费减免的程度也存在比较大的差异，这为本文运用计量经济学中的“自然实验”和双重差分模型来估计税费改革对农民消费所产生的影响提供了基础。利用双重差分模型的基本思路是，农村税费改革一方面制造了同一个省份农民消费改革前后的差异，另一方面又制造了在同一时点上改革省份与非改革省份之间的差异，基于双重差异形成的估计能够有效控制其他共时性政策的影响，也能控制改革与非改革省份的事前差异，进而识别出政策变化所带来的因果效应。本文以2000～2009年分省份面板数据作为样本，运用连续型双重差分估计方法来研究税费改革对农村居民消费的影响。
二、计量模型设定、估计方法与数据描述
在本文的政策实验中，各个省份税费减免的时间与力度均不尽相同，由于统计年鉴中分省份的农业税数据具有可得性，并且在改革的不同时段农民的税费减免额度或者减免幅度是连续变化的，因此样本是否“处理”非离散虚拟变量，而是连续型变量。这样，政策实验“自然”将整个样本分为处理组(税费减免较多的)和对照组(税费减免较少的)，从而可以考察它们对消费率的影响差异。这种连续型双重差法虽然不同于一般的双重差法，但在思想上和传统的双重差分方法类似，唯一的区别在于并不是用哑变量来区分处理组和对照组，而是考虑税费改革的连续变化，其基本的估计策略与普通的双重差分方法在本质上并没有什么差异，而且避免了人为设定一个分界来区分对照组与实验组所可能带来的误设偏差。此外，这一方法由于更好地利用了样本中的信息，从而可以得到更精确的估计。这种连续型双重差分的思想与方法，已经在不同的自然实验问题中广泛运用，如Gruber(1994)、Kiel和McClain(1995)、Wooldridge(2010)、Bai和Wu(2011)。
值得一提的是，上述方法有一个重要的隐含假设，即除了税费改革政策之外，没有其他不随时间或地区变化的因素会系统性地影响不同地区农村居民的消费行为。为此，本文在构建计量方程时，控制了地区固定效应和时间固定效应。我们还控制了各地区的主要特征变量，如人均纯收入、财政自给率等(变量选取详见下一段)，以避免混淆(confounding)因素影响估计结果。基于以上讨论，本文建立如下连续型双重差分计量模型：
为了保证被解释变量选取的科学性，我们主要从两个方面出发。第一，由于收入是最为重要的影响消费的因素，本文选取农村居民家庭人均纯收入作为解释变量，同时由于本文的回归方程是一个简化式模型，放入这一变量也是为了控制可能存在的税费减免所带来的一般均衡效应②。第二，在选取影响居民消费率的其他经济变量时，我们主要基于相关文献进行选取，从而获得理论上和实证上的支持。类似于周黎安和陈烨(2005)，本文将地方财政自给率定义为地方政府财政收入占财政支出的比重，这一变量衡量地方政府财政自给能力的大小。我们有理由相信，财政自给能力弱的地方政府，更为可能将税负转向未来，如果农民预期到这一点，其消费行为可能受到影响。在回归方程中，我们还控制了地方政府针对农业的支出占总财政支出的比重，这一变量反映政府财政支农的力度，可能对农民的农业投资和消费产生替代或互补影响，另外科教文卫支出占总财政支出的比重也是需要在模型考虑的变量，这一变量反映地方政府公共服务提供情况，在中国式的财政分权背景下，农业税的减免可能会导致地方政府在公共服务方面水平的下降(左翔等，2011)，从而影响农村居民在这方面的消费。Leff(1969)、Modigliani和Cao(2004)认为子女和老人的抚养负担会影响个人或家庭的工作时间和收入，从而影响居民的消费行为，因而选取总抚养系数作为解释变量。物价变动与对价格的预期通常也会影响居民的消费行为，本文将农村通货膨胀率作为回归方程中的一个控制变量。综上所述，控制变量X主要包括人均纯收入、地方财政自给率、地方财政支出针对农业的比重、地方财政支出中科教文卫的比重和家庭总抚养系数以及通货膨胀率等经济变量。
本文使用的数据是中国2000～2009年31个省份的面板数据，所有数据均来自《中国统计年鉴》、《中国人口与就业统计年鉴》或使用年鉴中的数据计算得到。数据中的收入变量，农村使用人均纯收入，城镇使用人均可支配收入，各名义量如收入、消费性支出、农业税费等均已用2000年不变价折算为实际量，通货膨胀率用消费价格指数减100表示得到。表2给出了数据的描述性统计。
关于数据处理，我们作如下说明：首先，计算农村居民消费率。我们将农村居民消费率定义为农村居民消费性支出与农村居民纯收入的比值，而非消费性支出与GDP的比值，这样定义的消费率实际上是平均消费倾向。定义的理由是：居民的消费的决策主要是受自身收入的影响，而GDP需要经过初次分配和再分配才形成居民的可支配收入，因此使用农村居民消费性支出与纯收入的比值作为农村居民消费率更能真实反映农民的消费行为。
其次，测算农村人均农业税负以及税费减免。2000～2006年农村税费改革时段，各年的统计年鉴只公布了农业税、农业特产税、牧业税等农业税费信息，本文将这三项农业税加总得到农村居民的税费负担③。我们关注的是人均农业税费减免对消费的影响，因此需要获得农村人口数量的准确统计信息。《中国统计年鉴》和《中国人口与就业统计年鉴》公布了两种不同统计口径的农村人口数据。《中国统计年鉴》中的农村人口(乡村人口)是指生活在城镇以外的农村常住人口，而《中国人口与就业统计年鉴》是按照户籍口径统计的农村人口(农业人口)。在大部分省份，农业户籍人口的数量通常大于农村常住人口数量，这主要是因为大量的农民工进城打工，并且他们的大部分时间是在城市生活与工作，成为城市的常住人口，但由于户籍制度的限制，他们并没有在城里取得户籍，仍然统计在农业户籍人口中④。本文认为，税费改革主要影响的是农村常住人口的生产、生活与消费，因此使用常住人口概念的农村人口计算得到的相关数据更能反映税费改革的效果。基于以上讨论，本文使用农村税费总额除以农村常住人口数量得到了改革时段的人均农业税费负担。但由于农民的职业具有兼业特征，他们既从事农业生产又从事非农活动，因此我们也在后文使用户籍概念的农村人口计算得到相关数据，进行稳健性讨论。由于税费改革始于2000年，因此我们以2000年为基准年份，计算了2000年的税费额与相应年份的税费额(经过物价指数调整)的差，得到了改革时段各年的税费减免额，并用这个指标来衡量税费减免程度⑤。
最后，其他变量的详细定义见表2，从数据的描述性统计可以看出，我们的数据在整体上有比较大的变异。而且从数据的散点图(图2)上可以比较清楚地看出，农业税费减免额与农村居民消费率具有明显的同向变动趋势，二者的正相关性比较明显。作为一个反面事实，一项专门针对农民的减免税负政策，应当对城镇居民没有影响或可能有负面影响⑥，通过观察城镇居民消费率与农业税负的散点图(图3)，印证了这一合乎情理的推测，这与我们前文提出的问题相契合。下面我们通过面板数据的计量分析来检验和揭示变量之间的因果关系，并讨论农村税费改革对农村居民消费的影响。
图2 农村居民消费率与人均农业税费减免额散点图
图3 城镇居民消费率与人均农业税费减免额散点图
三、估计结果与稳健性检验
(一)基本估计结果
由于观察不到的地区效应通常与解释变量相关，而且为了消除不随时间变化的不可观察的共同因素对农村居民消费的影响，因此本文所有的估计中全部采用固定效应模型。首先，基于面板数据的连续型双重差分模型，本文估计了2000～2006年整个税费改革时段，农业税费减免额的绝对量变化对农村居民消费率的影响。表3给出了相应的实证结果，其中估计1给出的是没有任何控制变量的1元回归结果，结果显示我们所关注的税费减免变量的系数高度显著，这与我们上文的数据观察是一致的。从定量上来看，税费每减免一元，消费率将上升0.0893个百分点。这一影响系数实际上可能包含税费减免的一般均衡效应，即税费减免可能会影响农村居民的投资行为，从而影响其减税前的收入。为了估计税费减免直接通过增加税后收入对消费的刺激效果，估计2中控制了农村居民人均纯收入，结果发现我们所关注的税费减免变量的系数虽然有所下降，但仍然十分显著，税费每减免一元，消费率将上升0.0764个百分点。为了克服由于遗漏变量而可能造成的内生性问题，在估计3中我们进一步控制了可能影响农村居民消费行为的其他主要变量，包括地方政府财政收支比、地方政府针对农业的支出占财政总支出的比重、地方政府科教文卫支出占财政总支出的比重、家庭的总抚养负担系数以及通货膨胀率等。税费减免变量新的估计系数为0.0781，与估计2的系数差别不大，说明这些控制变量对消费的整体影响并不大，也从另一侧面说明税费改革的外生性。
在估计4～6中，本文使用相对于2000年的税费减免率作为衡量税费减免的指标，即用2000年的税费减去各年的实际税费(经过物价指数调整)再除以2000年的税费作为相对减税幅度，这从另一个维度上考察了税费减免对农村居民消费率的影响。类似前面的3个估计，人均减税幅度对消费率的影响十分显著。如果使用控制所有变量的估计系数作为定量分析的依据，我们发现人均税费减免幅度每上升1个百分点，农村居民消费率上升0.024个百分点。此外，我们还发现收入水平的提高对消费率的实际影响并不是很大。
(二)税费改革两阶段对居民消费影响的差异分析
为了更清晰地观察税费改革的不同阶段对农村居民消费的影响差异，本文根据改革进程将整个样本划分为费改税阶段(2000～2003年)以及税费减免阶段(2004～2006年)两个时间段，回归的结果见表4。估计1报告的是第一阶段(2000～2003年)的回归结果，我们发现税费改革变量的回归系数很小，表明税费改革政策在这一时段对农村居民消费的影响并不明显；估计2-6报告的是第二阶段(2004～2006年)的回归结果。在估计2中，我们以2000年为基准，采用的税费减免变量是2000年的税费负担额减去第二阶段各年实际税费负担额的差值，发现对应的回归系数较大而且在统计上高度显著。在估计3中，我们以第一阶段的平均为基准，采用第一阶段的平均实际税费负担额减去第二阶段各年实际税费负担额的差值来度量税费减免程度，发现这一替代性的减税变量的估计系数与估计2中基准减税变量的估计系数相差并不大。估计4和5进一步分别加入估计2和3中的税费减免指标与2005年、2006两年的年份哑变量的交互项，估计6还通过单独加入2005年和2006年的年份哑变量来进一步控制可能存在的消费行为的时间变异，发现交互项的估计系数都为正且较为显著。以上结果都说明相比较2004年，2005年和2006年税费减免的效果更加显著，并且该结果对于采用替代性的税费减免额指标以及是否包含时间固定效应均十分稳健。总之，表4的估计结果表明税费改革对农村居民消费的刺激作用主要在第二段。税费改革两段对消费影响的差异可以用持久收入理论来解释，根据持久收入假说(Friedman，1957)，当消费者经历了一次收入的增加并且认为是暂时的，他很可能较少消费这部分收入，但如果他认为收入增加是永久性的，则很可能提高消费标准。在改革的第一段，农业税费负担减轻并不明显，从本文的统计数据来看，这一时段的一些年份甚至出现了税费负担反弹现象，农民作为理性的消费行为人，会将税费减免当做临时收入的增加来看待，因此税费改革对消费的刺激效应在这一阶段并不显著；在改革的第二段，2004年作为农业税费改革承上启下的年份，农民很可能经历了一段时间的观望，在这一年的消费行为仍然比较保守，消费率在这一年上升并不明显，而在其后的2005年和2006年两年，经过与前一阶段的比较，农民发现税费减免比较彻底，农民很可能将税费减免当做自己持久收入的上升，因而消费上升比较明显，这与本文一开始所观察到的经验事实相一致。如果用估计2中的系数作为第二阶段税费减免对消费率的影响系数，我们可以进行一个简单的计算，在改革的第二段，人均实际税费减免额约为26元，每1元税费减免带来消费率的上升是0.0973％，因此税费减免带来的总的消费率的上升是0.0973％×26=2.53％。在本文的样本期2000～2003年的平均消费率为73.33％，而2004～2006年的平均消费率为76.78％，消费率提高了3.45％，税费减免可以解释这一时段消费率上升的73.3％，这是一个非常大的消费刺激效应。我们的估计结果还显示，在众多的因素中，家庭的抚养负担以及通货膨胀是影响农村居民消费的主要因素，这与Modigliani和Cao(2004)，汪伟(2009)，汪伟、郭新强(2011)等的研究结论相一致。
(三)稳健性检验
对于基本估计的结果，我们采取了构建替代性的减税指标、反事实检验与函数形式敏感性分析进行稳健性检验。在表5中，我们使用户籍概念的农村人口来计算人均税费减免额，从而获得替代性的减税指标。类似于表4，我们依然进行了6个估计，结果发现其估计系数与使用常住人口得到的结果非常接近，说明本文的估计结果对农业人口的界定是稳健的。深入思考回归结果背后的原因，本文认为户籍制度和农民对土地的依赖性可能能够提供一个合理的解释。由于户籍制度的限制，进城的农民虽然大部分时间是在城市就业，但他们中的大部分并没有在城里取得户籍，没有在城市永久性定居，他们仍然在农忙时回到农村从事农业生产活动。即使是完全脱离农业生产而从事非农产业的农民，他们实际上在农村通过其家庭的留守老人或妇女保有土地，或者通过土地流转的方式由当地务农的农民耕种其土地，国家减免的农业税费由其家庭的留守成员或当地耕种其土地的农民获得，税费改革所提高的收入仍然是留在农村。因此，使用户籍人口得到的税费改革政策对农村消费的刺激效果与使用常住人口得到的估计结果相差无几。
在控制了相关解释变量后，表6前3个估计使用税费减免绝对额作为主要关注的解释变量，给出的是税费改革全部时段、第一阶段与第二阶段的城镇居民消费模型回归结果。如果不考虑税负的转嫁，一项专门针对农民的减免税负政策，应当对城镇居民没有影响，如果考虑税负的转嫁效应，农业税费减免可能对城镇居民甚至有负面影响。表格前3个估计显示，在任何改革时段，我们关注的解释变量无一例外的不显著，这印证了上述合乎逻辑的推断。城镇居民样本的估计结果与农村样本的估计结果显示出非常明显的差异，这说明了农村消费率在改革时段的上升，并不是由一些其他同时影响城镇与农村的共时性因素导致的。表6的后3个估计是使用相对减税额作为所关注的解释变量的估计结果，所得到的结果完全一致，这进一步说明农村消费在2000～2006年，特别是2004～2006年的上升很可能是农业税费改革这一政策带来的。
对于基本估计结果，我们还采取改变函数形式的方式来检验结论的稳健性，在表7中我们将农村居民的实际消费和收入取对数并给出了相关回归结果⑦。估计1中全时段的税费减免额的半弹性系数为0.000907，且高度显著，意味着税费减免每增加1元，消费将上升0.0907％，这与基本估计结果中的数值大体可比。类似的，估计2和3的结果表明，税费改革对消费的影响主要是体现在第二阶段，而且估计4表明第二阶段的估计结果对于不同税费减免度量方法很稳健，估计5和6进一步说明第二阶段改革对消费具有重要影响的年份是2005年和2006年。以上结果表明，我们的估计结果对函数形式的设定也是稳健的。
四、分地区、消费类型估计结果
(一)分地区检验
为了细致考察不同地区的农业税费减免对农村居民消费的差异，本文将省份进行了3种地区分类：一种分类方法是按照地理与经济发展程度将省份分为西部和非西部地区⑧；第二种分类方法是按照农业占GDP的比重将省份分为农业大省与非农业大省，具体来说，如果一个省份在样本期间的农业产值占GDP的比重大于全部样本的平均值，则定义这个省份为农业大省，否则为非农业大省⑨；第三种分类方法是将省份区分为粮食主产省与非粮食主产省，这一分类是根据国家进行农业税改革时关于粮食主产省试点文件中的提法确定⑩。
表8中估计1和2分别为非西部与西部地区税费改革全时段的估计结果。通过对比，我们能非常明显地看出，西部地区的税费减免对消费的影响更大，回归系数比西部以外地区要高出一半以上。究其原因，可能是西部地区是中国人均收入水平低、发展落后的地区，农业税费的减免对农民持久收入的上升作用明显，税费减免也有助于缓解低收入者的流动性约束，因而出自税费减税收入的消费倾向会更高一些，对消费的刺激作用也更强。沿用前文的方法，仍然分两段来考察税费改革对消费影响的地区差异，通过估计3～6我们发现了一个有意思的结果：改革两时段对西部以及西部以外地区的影响恰好相反。在改革的第一段，主要是对西部以外的地区消费有显著的刺激作用，而对西部地区在统计上没有影响；改革第二段则是对西部地区消费有显著的刺激作用，而对西部以外地区无影响。可能的原因是：在改革的第一段经济发达的省份由于其农业税费在经济中的重要性本身就不高，如陶然等(2003)的研究发现中国农村税费在省际具有累退性，即越是经济发达的省份税费负担越轻，而越是经济落后的省份税费负担越重，这一税费负担的地区差异可能促使许多经济发达的省份如广东、上海、江苏等在改革第一段就较早地开始较大幅度的减免农业税费，根据田秀娟和周飞舟(2003)提供的2002年税费负担数据，广东33个试点县(市)平均税费负担减轻72％，上海全市减负62％，江苏和浙江则分别减负52％和44％，上海甚至在2003年就在全国率先全面取消了农业税费。由于发达地区的财力比较雄厚，地方政府对农业税费的财政依赖性较弱，因而对国家税费减免政策的推行速度快，执行力度大，使得税费改革对农民消费的刺激效果较早地显现出来；而与此相反，西部地区的经济落后省份在税费改革的第一段税费负担减免较少，如甘肃的税费负担在2002年只减轻了24％(田秀娟、周飞舟，2003)，根据本文的统计数据发现，西部省份在2003年普遍出现了税费负担反弹趋势，而且直到税费改革的第二阶段的后半期，这些省份才彻底减免了税费(11)，因而改革对消费的作用才真正显现出来。
表9中估计1和2分别为农业大省与非农业大省税费改革全时段的估计结果。通过对比，我们不难发现，非农业大省回归系数比农业大省约高0.015，但整体相差并不太大。农业与非农业大省的税费改革的消费刺激效应的差异主要体现在不同的改革时段上。估计3和4的结果显示，第一阶段改革对非农业大省的消费刺激效应显著，而对农业大省没有显著影响；估计5和6则表明：改革第二段税费减免对农业大省的消费有很强的刺激作用，但对非农业大省影响消失。与前文的原因相似，农业大省地方政府对农业税费的财政依赖性比较强，其对减轻农民税费负担的积极性较弱，在税费改革的第一段，农业大省地方政府普遍的做法是在取消各种收费的同时，提高了农业税税率(陶然等，2003)，这使得农业大省在税费改革的第一段农民负担减轻并不十分明显甚至有反弹趋势。根据本文的统计，在改革的第一阶段，所有农业大省的平均农业税费相比2000年的水平反而平均上升了6.06元，这种税费反弹趋势在费改税阶段的最后一年(2003年)表现得最为明显，如传统农业大省中的吉林、河北、河南、湖南、湖北、四川等省的人均农业税费在这一年相比2000年分别上升了54.8元、34.5元、32.8元、23.5元、28.0元，直到税费改革的第二阶段，这些省份才彻底减轻了农民负担，因而改革对消费的作用才真正显现出来。农民的预期可能也是重要原因，税费负担重的农业大省的农民可能对税费减免的增收效应的预期主要在第二阶段，他们通过改革两段的对比可能促使他们在第二阶段提高消费水平。而非农业大省农民的税费负担在第一阶段就有彻底减轻的趋势，这可能促使这些省份的农民在第一阶段就提高了消费标准，而到了第二阶段后，这种改革的持久效果趋于减弱甚至消失。
表10给出的是将样本分为粮食主产省与非粮食主产省的估计结果。我们意外发现非粮食主产省的税费改革对消费的刺激效应更强。仔细思量所得到的结果，可能与本文并没有考虑税费改革所带来的对农民投资、生产和消费的一般均衡效应。由于税费减免后，投入粮食生产等农业生产活动的成本下降，收益将趋于上升(12)。如钱克明(2005)的研究表明，税费改革对不同地区的农民的影响是不同的，粮食主产省份的农民从中受益更多。王姣和肖海峰(2007)的研究也发现，税费减免使得河南、山东与河北等3个粮食主产省的农民种植业收入分别提高8.54％、7.81％和7.58％。顾和军和纪月清(2008)则发现了农业税费减免政策会刺激农民增加作物播种面积和增加单位面积的化肥等要素投入。因此农民在税费减免负担减轻后，可能会在当前消费与未来消费之间进行权衡，当未来的收益或消费的边际效用足够高时，农民可能会牺牲部分当前的消费，而增加粮食生产等方面的农业投入。上述影响消费的机制可能能够解释税费减免对粮食大省的农民的消费刺激效果为何偏小(13)。
(二)分消费类型检验
表11关注的是税费减免对家庭不同类型消费支出项目的影响。根据国家统计局的消费分类标准，本文分析了分时段税费改革对农村居民八类消费的影响，这八类消费分别为食品支出、衣着支出、居住支出、设备用品及服务支出、医疗保健支出、交通通讯支出、教育文化娱乐服务支出以及其他商品与服务支出。在所有时段，税费减免对设备用品及服务支出存在较大影响，而且第二阶段的影响更大，税费改革对食品、衣着、居住、医疗保健支出、交通通讯支出、其他商品与服务的影响在全时段有很大的影响，但分时段的影响表现出差异，税费减免对交通通讯在第二阶段的影响更大。税费改革在任何时段并没有表现出对教育文化娱乐服务支出的影响。总体来看，税费改革对设备用品及服务支出、交通通讯支出的影响最大。由于交通支出的上升很可能与农民频繁的往返于城市与农村有关，这可能是农民就业行为变化的重要信号。事实上，一些研究，如周娴(2006)、丁守海(2008)的调查与实证发现：自农业税费改革以来，一方面，由于农业生产的成本降低，务农收益上升，吸引转移劳动力回流，务农人数回升了2.2％；另一方面，出外打工农民工的数量并未减少，反而持续增加。本文认为这两种现象同时并存的主要原因在于：其一，由于中国现行的户籍制度约束和劳动力市场的歧视，尽管农民工大量进城务工多年，但他们并没有同等享有城市居民在教育医疗、社会保障、公共服务等方面的权益，农村税费改革促使年龄大、文化低、技能差等不易通过自身实力在城市安家落户的转移劳动力回流，这表现为务农人数的回升；其二，尽管税费改革提高了务农的回报，但不足以超过非农就业与投资的收益，对于收入低的青壮年农民而言，税费减免在减轻负担的同时缓解了他们的流动性约束，可能导致这部分农民外出寻找收益更高的非农就业工作机会的概率上升。
五、税费改革对消费的刺激效果持续性分析
2006年1月，延续2600多年的农业税被永久性的取消了，作为一项永久性的减税政策其对消费的影响是否具有持续性呢?最后，本文对这一问题进行简要分析。前文的分析表明，税费改革对消费的刺激作用主要出现在2004～2006年时段，本文将税费取消后的2007～2009年时段也并入进来，并仍然相比2000年进行了税费减免额的计算(14)，同时我们定义了2007年、2008年、2009年等3个年份哑变量，并将3个年份哑变量与税费减免额变量相乘得到3个交互项，通过估计交互项的系数来判断取消农业税后的2007～2009年的税费减免额对消费的影响是否与2004～2006年时段具有显著差异。表12的估计1给出的是没有控制2007～2009年哑变量的回归结果，结果表明：在控制了其他因素后，3个交互项的系数都不大且不显著，说明税费减免对消费的影响系数与2004～2006年时段并无差异，在估计2中，我们通过加入2007～2009年哑变量来控制时间固定效应，所得的估计结果基本与前面的结果一致。在前面的分段估计中，我们发现第二段税费改革对消费的影响年份主要是2005年与2006年，而2004年税费改革对消费的刺激作用很弱，因此我们尝试将2004年从样本中排除，估计3和4分别类似地进行了两次估计，所得到的结论没有明显变化，估计5和6采用对数形式模型进行了同样的估计，所得结论仍然非常稳健。以上结果表明，税费改革对消费的刺激效果表现出很明显的持续性，这也与第一节的数据观察相吻合。
六、结论与政策启示
本文以2000～2009年分省面板数据作为样本，运用连续型双重差分估计方法研究了税费改革对农村居民消费的影响。我们发现税费改革对农村居民消费有显著的刺激效应，税费改革在其不同阶段表现出明显的差异，其影响主要是在改革的第二阶段，可以解释这一时段消费率上升的73.3％，而且第二阶段税费改革对消费的主要影响年份是2005年与2006年，这与这一阶段的税费改革比较彻底，农民负担明显减轻有关，而且税费改革对消费的刺激作用在彻底免除农业税的后续年份表现出较强的持续性。利用城镇样本进行反事实检验进一步印证了我们的结论，而且本文的估计结果对替代性的减税指标、函数形式的设定具有稳健性。本文还细致地讨论了税费改革对农村居民消费的地区差异和消费类型差异。分地区估计结果显示，税费改革对人均收入水平低、发展落后的西部地区，农业大省以及非粮食主产省的影响更大，且这种影响表现出阶段性差异。分消费类型来看，税费改革对设备用品及服务支出、交通通讯支出的影响最大。
消费不足一直是中国经济的症结，学者们所开出的提振消费的药方也不尽相同，本文的研究结论对于政府通过永久性的减税来增加居民持久性收入进而提高居民消费的政策举措提供了经验证据。这也对当今政府已经进行或正在进行的众多减免政策：如个人所得税起征点、企业增值税、营业税调整来促进经济发展的政策实践形成了最好的注解。我们有理由相信，一系列减税政策的实施必将对党中央提出的中国到2020年全面建成小康社会的宏伟战略目标的实现起到至关重要的作用。
注释：
①明末清初的著名思想家黄宗羲在研究我国历代赋税制度更迭演变的基础上发现，历史上每搞一次正税清税改革，就催生一次杂派的高潮，后人将这种现象称之为“黄宗羲定律”(傅光明，2003)。
②这里的一般均衡效应是指税费减免可能会影响农民的投资行为发生变化，从而会影响农民的收入，从而对消费产生影响。
③从严格意义上来说，农民税费负担应当包括农业税、农业附加税、农业特产税、农业特产税附加、屠宰税以及“三提五统”以及其他一些不合理的收费。一方面，历年统计年鉴在统计口径上并没有细分这些项目，囿于数据的限制，本文无法进行详细的统计；另一方面，税费改革阶段，国家进行了税费合并与费改税，取消了“三提五统”等税费，因此统计数据中的农业税统计中本身可能已经包含了上述税费的变动。
④统计数据显示，目前中国的城市化率虽然已经超过50％，但如果从户籍上看，中国的城市人口只占35％左右。
⑤这里度量的实际上是税费减免的绝对量，本文也尝试用(2000年的税费额-相应年份的税费额)，2000年的税费额×100作为税费减免的相对量指标，来讨论我们后文实证结果的稳健性。
⑥对农民的免税可能会影响到政府的财政预算，从而可能将税负转移到城镇居民。
⑦由于有些年份税费减免并非都是正值，因此我们没有在文章给出将农业税费减免取对数的估计结果。我们也尝试舍弃税费减免为负的值，这样样本数量有所减少，但结论基本不变，我们还尝试了直接用各年农业税费负担的对数值作为被解释变量，结论仍然非常显著，有兴趣的读者可以找作者索取这些结果。
⑧西部地区包括广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。非西部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。
⑨样本期所有样本省份的农业占GDP比重的平均值为15.3％，农业大省(自治区)包括：河北、内蒙古、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、海南、四川、贵州、云南、甘肃、宁夏、新疆，其余为非农业大省(自治区)。
⑩吉林、黑龙江、河北、内蒙古、辽宁、江苏、安徽、江西、山东、河南、湖北、湖南、四川等为粮食主产省(自治区)，其余为非粮食主产省(自治区)。
(11)青海、陕西、新疆、甘肃、广西、云南等西部省份都是在第二阶段的后半期才彻底取消了农业税，除山东和河北两个粮食主产省，她们是最晚取消农业税的省份。
(12)由于农业税费减免额是以土地面积与常年粮食产量作为计算依据，粮食生产的收益显然会因为税费减免而上升。
(13)农民也可能将税费减免后所获得的额外收入用于非农投资从而获取更多的收入，在最近的一篇论文中Bai和Wu(2011)讨论了这一问题。
(14)所得到的2007～2009年的税费减免额与2006年实际上是一样的，将2007～2009年的数据加入进来后，数据的变异有所变小，但对结果的估计影响不会太大。