农村税费改革对农民增收影响的实证分析——以江苏为例，本文主要内容关键词为：实证论文,江苏论文,为例论文,农民增收论文,农村税费改革论文，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。
中图分类号：F320.2文献标识码：A文章编号：1671-7465(2006)01-0011-07
一、引言
关于农村税费改革对农民增收的作用和效果，许多政府官员和学者进行了研究，各有所执而又互有交融。综合来看，主要存在以下三种观点：一是税费改革提高了农民收入，持该种观点的人如王素平比较强烈地支持农村税费改革。[1] 二是税费改革在一定程度上能够增加农民收入，持该种观点的人并不否认农村税费改革，但是认为农村税费改革不是减轻农民负担、增加农民收入的灵丹妙药，过分强调农村税费改革是本末倒置，税改的重点不在于税费本身，如秦晖、蔡继明等。[2-4] 三是税费改革对提高农民收入帮助不大。持该种观点的人如彭代彦并不否认减免农村税费会有限地增加农民收入，但这种方式收效甚微，采用其他方式来增加农民收入收效更加明显。[5-6] 黄士冲研究江苏农民收入的构成后认为：江苏农民收入普遍较高，而且60—70％来源于非农产业，税费改革对农民增收效果甚微。[7] 上述观点相互有所冲突，却又从不同的角度论述了农村税费改革所面临的问题。我认为：农村税费改革在短期内确实具有增加农民收入的效果，但是持续保持这个效果必须依靠经济发展、区域协调以及局部制度、规则(例如促进劳动力转移、财政补贴制度)的调整。为此，下文给出了江苏农村税费改革对农民增收影响的实证分析。
二、模型、数据来源及结果
1.模型、数据来源
在下面的计量分析中，应用了“倍差法”(Difference-in-Differences Estimation)对税费改革政策实施效应进行分析和评估。倍差法是政策分析评估中广为使用的，用来估计一项政府政策给政策作用对象带来净影响的一种计量经济方法。其基本思路是将公共政策的实施可以类比于自然科学实验中对试验对象施加的某种“处理”。如果公共政策可被视为自然实验，那么通过比较预先设定的一系列指标，可以测定受到政策影响的社会群体(处理作用组)和没有受到政策影响的社会群体(对照组)状况，从而了解该项政策所产生的效果。调查样本分为两组，一组是政策作用对象，即所谓“处理作用组”，一组是非政策作用对象，即“对照组”。根据处理作用组和对照组在政策实施前后的相关信息，可以计算作用组在政策实施前后某个指标(如农民人均收入)的变化量(收入增长量)，同时计算对照组在政策实施前后同一指标的变化量，然后计算上述两个变化量的差值(即所谓的“倍差值”)，就可以反映政策对处理组的净影响。以下结合江苏省税费改革政策实施情况简单说明倍差法的应用和倍差值的计算。假定y是随机量(需了解的结果)，p=1或0为“处理”或否的虚拟变量，那么处理作用所产生的因果效应就表现为E(y｜p=1)-E(y｜p=0)。[8] 假定y与p之间存在的是线性关系，对于个体i在时期t，设定计量模型：
其中p[，it]是反映t时期、个体i是否发生“处理作用”的虚拟变量，T[，t]是表示时间t的虚拟变量，x[，it]是其他影响y[，it]的一组自变量向量，δ[，i]代表个体不随时间变化的特征。
假定“处理作用”组和“对照”组是随x随机，且不随时间变化，即E(μ｜p，x)=0(定义μ=δ+ε)，普通最小二乘法能够给出下列设定中系数β的一致的估计：
(2)式β的估计值称为差分估计量。为了得到(1)和(2)式β的一致估计，只要试验是随机化的，要求E(μ｜p)=0，而不是E(μ｜p，x)=0，OLS对(1)和(2)式β的估计就是一致的，但γ的估计可能有所偏差。比较模型(2)中选取不同x时β的估计值也可以判断试验处理是否随机，如果试验是无条件随机的，那么(2)式β的变异就不会很大。
如果E(μ｜p，x)=0不被满足，但有E(ε｜p，x)=0，那么就应利用固定效应面板模型设定以得到参数的一致性估计。此时计量模型(1)的β的估计量就称为倍差估计量。倍差估计的主要思路是利用一个外生的公共政策所带来的横向单位和时间序列的双重差异来识别公共政策的“处理作用效应”。
由此可知，差分估计和倍差估计正确性的一个重要条件是公共政策的变化必须是外生的，或者说不能与回归方程的误差项之间有关联。税费改革政策是一个自上而下，在很大程度上带有强制性，县市在是否实施税费改革政策上基本不是取决于其自身选择，而主要取决于其是否被纳入江苏省政府规划。实施税费改革与否，县市基本特征的分析也间接支持税费改革政策外生的，与回归方程的误差项两者之间不存在显著差异。因此，计量分析中的内生性问题基本可以被忽略。还有另一种使得“自然试验”失效的可能性，即“试验”本身可能引起一些内生性的反应，使得对政策效果的估计产生偏差。例如某地区推行一项公共政策，导致一些居民或企业迁入、迁出，所谓“用脚选择”的问题，使得处理组和对照组的个体分配事后内生于这项公共政策的“处理”，此时基于地区加总水平数据的估计也是无效的。这一问题在大多数现实环境中值得研究者高度重视，但是对于本文研究的问题不产生影响，因为在当前户籍制度、承包地的福利效应以及中华民族特殊的文化传统共同作用下，农民因为税费改革而迁移的情况应该非常少。
本实证数据来源于《江苏省统计年鉴》和《江苏农村经济收益分配年报资料》(1999—2004年)。分析的数据包括了江苏省52个县(市)的相关社会、经济数据。在样本县市中，溧阳市、宝应县、灌南县和沛县4县(市)于2000年开始税费改革试点，2001年税费改革在全省推广，在样本中有4个县(市)的税费改革一直超前于全省其他县市一年，这4个县横跨江苏的苏南、苏中和苏北，经济发展水平位于江苏的中下游。相对于52个县市来说，4个县(市)作为对照，显得可比性不强，但本文采取的变量均为各县(市)人均指标，在一定程度上仍可以把税费改革超前的4个县(市)作为一种“准自然试验”，并对其效果进行估计。
“农民人均纯收入增长率”是一项综合指标。农民人均纯收入是农民收入中扣除生产、经营费用和税费后的净额。用农民人均纯收入增长率能反映农民实际收入水平以及与上年的相比收入增长的状况，可由1999年至2004年的农民人均纯收入计算得到。
“人均税费改革转移支付”是指江苏省级财政税费改革专项转移支付平均到该县(市)每个农业人口的数额。转移支付作为农村税费改革中的配套改革措施，是一项重要指标。转移支付主要是填补乡村因为税费改革减少了的收入，可以维持乡村组织基本运转，在一定程度上可以减轻农民负担。因此，它内生于人均农民负担这个指标中，是个内生变量，所以只在主要指标描述中列出，而在回归分析中则没有此变量。
“人均农民负担”是指在税改前农民承担的农业税农业特产税、村提留乡统筹、“两工”以资代劳金以及社会负担(行政事业收费、集资、摊派等)平均到该县(市)每个农业人口的数额，农村税费改革成功的重要标志就是人均农民负担的下降，在目前农民增收难的情况，减轻农民负担就是增加农民收入。
“税费改革”用于反映农村税费改革进程，在某县(市)进行税费改革的当年和此后取值1，否则为0；税费改革当年，仅在税费改革当年取值1，否则取值为0；税费改革第i年，分别当该县(市)处于改革第i年时等1，否则为0。税费改革以来的这几年，政策颁布一般在年初，而征税和收入统计发生于年末，因此认为改革的效果在当年就应该反映出来。“税费改革第一年”指的是改革当年，依次类推。
数据包括一系列反映地区差异的虚拟变量，如“苏南县(市)”、“苏北县(市)”，江苏的南北经济发展差距很大，苏南地区经济发达，苏中和苏北地区经济相对落后，特别是苏北地区。“粮食主产区”江苏2004年对生产的粮食农户实行补贴，相对来说粮食主产区的补贴就会增加，用此指标是为了说明补贴对粮食主产区的农民收入增加是否起作用。数据还包括用于描绘社会经济水平的变量，比如“人均GDP增长率”，因为对于江苏而言，农民收入2/3来源于非农产业，农民收入与经济发展的关联度非常大；“1999年人均GDP”，2000年开始改革，用1999年人均GDP作为对照，是为了说明税费改革前各县(市)的经济发展水平对农民收入是否造成明显影响；“人均承包面积”以及“外出劳动力占劳动力比例”。表1中列出了主要变量的统计特征，样本量是指52个县2000—2004年(260)数值，均值指260个样本的平均值，标准差是每一个样本与均值之间、通过标准差的公式计算而来，所有数据采用当年价。
表1 主要变量描述
变量样本量
均值
标准差
最小值最大值
农民人均纯收入增长率(％)260 7.396.44-22.7933.21
税费改革(虚拟变量) 260 0.820.39
0 1
人均税费改革转移支付(元)52 21.56
12.00 50.95 1.37
人均GDP增长率(％)
26011.917.73-24.9234.79
1999年人均GDP(元)
260
9120.58 7169.07 2776.00 30215.00
苏南县市(虚拟变量) 260 0.270.44
0 1
苏北县市(虚拟变量) 260 0.460.50
0 1
粮食主产县市(虚拟变量) 260 0.730.44
0 1
人均承包耕地面积(亩)260 1.150.37 0.44 3.47
劳动力转移率(％)26028.31
11.93 1.5675.90
农民人均负担(元)26098.05
71.84 1.79460.38
数据来源：《江苏省统计年鉴》和《江苏农村经济收益分配年报资料》(1999—2004年)。
2.结果与分析
表2列出了模型(1)的OLS参数估计值。表2(1)栏列出了在不考虑控制变量对农民收入增长的影响时，“税费改革”对每年农民收入的增长率有5.68个百分点的贡献，事实上农民收入是个综合指标，是包括控制指标在内其他因素对农民收入的贡献。表2的(2)栏中添加了一些社会经济控制变量和年度虚拟变量后的参数估计结果。“税费改革”对每年农民收入的增长率有5.0874个百分点的贡献，5.0874个百分点的提高相对于7.39％的样本均值而言仍然相当可观，其贡献率高达68.9％，但5.0874个百分点的贡献份额中还包括年度间变化较大的、模型未加以考虑的其他因素；与(1)栏相比，影响的估计值约下降了10.4％，这10.4％对农民收入的贡献份额在一定程度上来自于控制变量，而且表2中的(1)和(2)栏估计的“税费改革”的效果在统计上非常显著。
表2 改革效果及其时间趋势：差分估计
因变量：农民人均收入增长率
(1) (2)(3)(4)(5)(6)
税费改革 5.6768[***] 5.0874[***]
5.8405[***]
(5.8638)(5.4318)(6.3190)
税费改革当年
-0.6615
(-0.7521)
税改第一年
3.0673[***]3.9145[***]
(2.9818)
(3.8047)
税改第二年
4.0503[***]4.1513[***]
(3.8120)
(3.9218)
税改第三年
4.5788[***]5.1674[***]
(3.3485)
(3.5662)
税改第四年
8.9594[***]9.5224[***]
(8.1105)
(8.8872)
税改第五年
6.5258[***]
(2.4478)
样本量260 260 260 260240
240
R-平方 0.1176 0.3758 0.3038
0.4528 0.4023 0.4809
F 34.3838 16.7271 12.1192 15.658817.1980
17.5304
注：括号内为基于条件异方差一致标准差计算的t统计量，10％、5％和1％的显著水平分别用*、* *、* * *表示(以下表格同，不再单独注明)；(2)至(6)栏的回归均控制了人均GDP增长率、1999年县市人均GDP、苏南地区、苏北地区、粮食主产区、年虚拟变量和常数项。
表2的(3)、(4)两栏分别为在考虑控制变量影响效应后税费改革的影响在时间上的变化趋势。(3)、(4)两栏分别考察了“税费改革当年”和税费改革之后每一年对农民收入增长率的影响。在(3)栏的模型设定中，县市仅在改革的当年被视为接受了处理，单独观察税费改革当年对农民收入的影响。结果显示“税费改革当年”对农民收入增长不但未能表现出正面效果，反而表现出了负面效果(-0.6615)，但这种负面效果并不显著异于零。与之相反，(4)栏把改革的不同年份用不同的虚拟变量同时进行分析，是为了观察税费改革对农民收入增长的影响趋势，回归结果表明，相比于没有进行改革，改革后县市的农民收入增长率每一年都有所增加，税费改革第一年对农民收入增长率贡献了3.07个百分点，第二年对农民收入增长率贡献4.05百分点，比第一年的贡献份额多了近一个百分点，多贡献了31.91％，这是第一年和第二年的农村税费改革主要是为了减少农民的负担，相对来说增加了农民收入；第三年贡献份额4.58百分点，比第二年又增加了0.5个百分点，贡献率为12.35％，贡献率有所下降，税费改革的第三年，也就是2003年，基层组织运转普遍艰难，转移支付没有增加，而且基层组织对税费改革的预期渐渐明确，表现为农民负担有所回升；第四年贡献8.96百分点，比第三年增加了4.5个百分点，贡献率为98.25％，贡献率急剧上升，因为2004年江苏普遍实行农村税费减免，税率由7％降为4％，而且还实行了种粮直补、种子补贴和农机补贴(简称“三补”)的政策，苏中和苏南地区种植一亩水稻可以得到36元补贴，苏北地区可以得到56元，大大刺激了农民的生产积极性。值得注意的是，“税费改革第五年”的系数估计值低于“税费改革第四年”的系数，显示出改革的效果在四年后有所减弱，但是由于本文的样本中只有4个县市进行了五年的改革，我们还不能确定这一结果有多大代表性。总的来说税费改革对农民收入增长的正面影响至少持续了4年。
表2中的(5)(6)栏列出了在考虑一些社会经济控制变量和年度虚拟变量后、并把先行改革的四个县剔除，来观察江苏推广税费改革的效应。从表中可以看出，税费改革的效应仍达到5.8405，与(2)栏税费改革的效应(5.0874)，有所上升；(6)栏列出了改革各年份的效应，相比于没有进行改革，也呈现出县市的农民收入增长率每一年都有所增加的趋势，与(4)栏的趋势一致。税费改革第一年对农民收入增长率贡献了3.91个百分点，第二年对农民收入增长率贡献4.15百分点，第三年贡献份额5.16百分点，第四年贡献9.52百分点。与(4)栏贡献率相比改革后每一年、第二年、第三年和第四年贡献都有所增加。笔者认为主要的原因是先行改革四个县的经济发展速度在苏南、苏中和苏北地区属于相对较慢，他们对税费改革不敏感，甚至有抵触；第一年推广税费改革的县市对税费改革的预期比较高，改革对他们的促进作用比较大，提前改革的县已经进入改革的第二年，推广税费改革的县市进入第二年，提前改革的县市进入第三年，农民负担开始反弹，在一定程度上对农民收入的增长有抑制作用，对其他的县市的改革效应有“对冲”现象。虽然2005年免除农业税后还没有农民收入的数据，效果也难以说明，但是从以上分析可以知道江苏农村税费对农民收入增长效应在时间上至少持续了四年。
表3列出了模型(2)税费改革变量的倍差估计量，通过这种方法把县际间、年度间变化较大的、模型未考虑到的变量可以基本消除，因为处于不同改革进度的县在同一年度中农民人均收入增长率等变量之间进行了倍差。(1)和(2)栏报告了在考虑控制变量和虚拟变量后，整个样本中固定效应面板模型设定的回归结果，即在去除价格等因素的作用下，税费改革对农民收入增长率每年的贡献份额约为5％，与表2中的(2)、(4)栏结果基本一致。(3)和(4)栏报告了在考虑控制变量和虚拟变量，并剔除提前改革的4个县整个样本中固定效应面板模型设定的倍差回归结果，税费改革每年的时间效应趋势也是增加的，而且回归数据与表2中的(5)、(6)栏结果几乎一致。表2差分估计量和表3倍差估计量的接近进一步支持了各县(市)特定的不随时间变化的特征与它们是否进行税费改革没有系统性的关联的假设。
表3 固定效应面板模型：倍差估计
因变量：农民人均纯收入增长率
(1)(2)(3)(4)
税费改革5.0025[***] 5.8243[***]
(5.5349)(6.30711)
税改第一年 3.03463[***]
3.9172[***]
(3.0127) (3.7278)
税改第二年 4.0343[***]4.0642[***]
(3.5453) (3.7959)
税改第三年 4.6944[***]5.19665[***]
(3.7453)
(3.7463)
税改第四年 8.1242[***]9.0948[***]
(7.9234) (8.5642)
税改第五年 6.0534[**]
(2.2756)
样本量 260
260 240240
县市个数5252 48 48
R-平方
0.34180.4253 0.3609 0.4337
F 44.3030
25.8324 44.4220 29.7416
注：(1)至(4)栏的回归均控制了人均GDP增长率、年虚拟变量和常数项。
3.税费改革对不同地区农民收入增长的影响及税改期间影响农民收入增长的其他因素
不考虑农村税费改革先后进程，只观察农民收入在年度间的变化，表4(1)、(2)栏列出了税费改革对不同地区农民收入增长的影响状况。表4中X[，1]表示苏北、X[，2]为苏南、X[，3]为粮食主产区，从表中可以看出：不同地区农民收入增长受农村税费改革的影响不同。农村税费改革对苏北地区的农民收入增长有积极影响，苏南地区则为相反，苏中地区居于两者之间，但都不显著异于零。因为苏南地区农民收入比较高，而且主要来源于非农业，农村税费改革前后农民负担变化不大；相反苏中和苏北地区农民收入相对较低，而且主要来源于农业，农业税减免和“三补”占他们收入的比例大，影响也较大，农业税减免和“三补”激发出更大的生产积极性，农民收入有所增加，但效果还不明显，说明还需要加大政策的投入。农村税费改革对江苏粮食主产区(包括苏北五市和苏中的扬州、泰州以及南通的如皋、如东、海安三县)的农民收入增长有影响，表现为农村税费改革与粮食主产区的农民收入增长率之间呈正相关关系，但不显著异于零。因此需要进一步加大对粮食主产区的投入，确保国家的粮食安全。
表4 影响农民收入增长的因素
因变量：农民人均纯收入增长率
(1)
(2)(3)
(4)
X[，1]苏北1.1897
1.0657
(0.9388) (0.8491)
X[，2]苏南
-1.8696 -2.1346
(-1.3733) (-1.5665)
X[，3]粮食主产区 0.22380.3090
(0.2114) (0.2970)
X[，4]人均GDP0.2335[***]0.2793[***] 0.2001 0.2518[***]
(增长率)(4.8152)
(6.3153) (4.2291) (5.8008)
X[，5]1999年GDP -1.37E-05-2.45E-05
(-0.1692)(-0.2960)
X[，6]人均
-0.4914
-0.7443
承包面积 (-0.5207)(-0.8088)
X[，7]外出劳动力 0.00300.0033
占劳动力比例 (0.0814) (0.0903)
X[，8]人均0.00830.0106[*] 0.0113[*] 0.0123[*]
负担
(1.3497) (1.8102)
(1.6684)
(1.9094)
样本量
260 260 240 240
R-平方 0.4135 0.41350.4809 0.4337
F
25.383525.3835
17.5304 29.7416
注：表中括号内基于条件异方差计算的t统计量，10％、5％、1％的显著水平分别用*、* *、* * *表示。
农民人均收入是反映农村经济发展的一个综合性经济指标，它的增长快慢在一定程度上反映农村经济发展快慢，因而影响它的因素很多。在上述分析中，提及到影响农民收入增长的控制变量，而且在回归模型中还说明控制变量对农民收入增长率的贡献份额，下面就论述影响农民收入增长的控制变量，即在农村税费改革期间影响农民收入增长的其他因素。表4中X[，4]为人均GDP增长率、X[，5]为1999年GDP、X[，6]为人均承包面积、X[，7]为外出劳动力占劳动力比例。在农村税费改革期间影响农民收入增长因素的回归结果表明：农村劳动力转移率与农民收入增长率呈正相关关系，但不显著异于零，还需进一步加大农村劳动力转移。1999年的人均GDP与农民收入增长之间的关系呈反向相关，不显著异于零。这说明1999年的人均GDP对农民收入增长有影响但不显著，即税费改革前的1999年江苏县际人均GDP之间有差别，但不显著影响税费改革后各年份农民收入的增长，这在一定程度上解释了税费改革本身以及改革过程中其他经济因素是影响农民增收主要因子。人均承包面积与农民收入增长之间也呈反向相关，也不显著异于零。表中还显示出人均农民负担越大，农民收入增长率越高，但这种正相关关系并不显著。可能的解释是人均纯收入越高，当地经济发展水平也越高，一方面维持基层组织运转的成本也会越高，村干部的报酬标准也会高一些。因此向农民分摊的费用也可能会多；另一方面农民收入水平越高其支付能力会越强。自变量中只有人均GDP对农民收入增长率的影响最为显著，人均GDP每增加1％，对农民人均纯收入增长率的贡献份额为0.23％，说明发展经济是增加农民收入的根本之策。
表4(2)栏列出了影响农民收入增长的因素倍差的结果。根据倍差法的原理表4(1)栏中一些年度间不变的变量(苏南、苏北、粮食主产区、1999年的人均GDP)以及相对变化不大的变量(人均承包面积和外出劳动力占劳动力比例)被差分了，只留下随年度变化较大的自变量，即人均GDP和人均农民负担。表4(2)栏分析表明：在税费改革期间影响农民收入增长因素倍差的结果与(1)栏结果基本相近。
表4(3)、(4)栏列出了在考虑农村税费改革先后进程后影响农民收入增长的因素回归结果和倍差结果，基本趋势与(1)(2)栏基本相近。表4(1)栏差分估计量和(2)栏倍差估计量的接近、(3)栏差分估计量和(4)栏倍差估计量的接近进一步支持了各县市特定的不随时间变化的特征与它们是否进行税费改革没有系统性的关联的假设。
三、结论与建议
江苏农村税费改革对农民收入增长有促进作用，对每年农民收入的增长率有5.09％的贡献份额，并且至少持续了四年。在江苏(苏南、苏中以及苏北)不同地区农村税费改革对农民增长的影响程度不同，对苏北有促进作用，但还不明显；在税费改革期间人均GDP、转移支付、劳动力转移率、粮食主产区、农民负担对农民增收有促进作用，但只有人均GDP影响作用显著，人均GDP每增加1％，对农民人均纯收入增长率的贡献份额为0.23％；人均承包地面积与农民增收之间呈反相关关系，但程度不显著。
在上述分析的基础上我认为：要促进农民增收需要进一步深化农村税费改革，并在以下几个方面下功夫：进一步发展经济，这是促进增收的根本之策；加快农村劳动力的转移速度，加大转移支付力度，继续实行种粮补贴制度，加大对苏中、苏北粮食主产区的投入力度，协调耕地保护与农民增收之间的关系，采取有力的措施缩小苏南、苏中和苏北地区差异，实行区域协调发展。