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三、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。表1和表2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_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，表2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&1的研究结论与本文的这_研究结果相-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。 表2 税费改革对粮食单位面积产量影响的SYS -GMM估计结果（2000 -2006) 变量 稻谷播种面积 小麦播种面积 玉米播种面积 ⑴ ⑵ ⑶ ⑷ (5) ⑹ GTAit 0.00185** (0.000879) 0. 00207** (0.000856) 0.00509*** (0.00119) 0. 00338 *** (0. 000882) 0. 00268 *** (0.000985) 0.00234*** (0.000717) In UPit-1 0.0231 (0.0861) 0.234** (0.0993) 0. 275 * * (0. 121) In AEit 0. 0781 *** (0.0264) 0. 0786* (0. 0502) 0. 0114* (0.0211) EPit-1 -0.00007 (0. 000079) -0.000190*** (0.000067) - 0.000131** (0.000061) InDPit 0. 112*** (0.0133) 0. 172*** (0. 0232) 0.0451*** (0.0155) In FEit 0.0268* (0.0268) 0. 0377* (0.0690) 0.0881*** (0.0166) 常数项 8.858*** (0.0343) 8.191*** (0.767) 8.463*** (0.0448) 5.671*** (0.886) 8.388*** (0.0393) 5.716*** (1.025) Hansen 32. 530 (0.834) 25.820 (0.937) 33.940 (0.827) 27.380 (0.905) 32. 460 (0.853) 26.942 (0.946) 样本数 114 114 84 84 120 120 注：***、*、分别表示在1%、％、0%水平下显著，回归系数括号内为稳健标准误，Hansen检验括号内为P值 (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，表3给出了2000-2003年的回归结果，表4和表5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。 表3税费改革对粮食生产影响的SYS - GMM估计结果(2000 -2003) 稻谷作物 小麦作物 玉米作物 变量 播种面积 单位产量 播种面积 单位产量 播种面积 单位产量 ⑴ ⑵ ⑶ ⑷ (5) ⑹ GTAk -0.00104 - 0. 0128 0. 00380 - 0. 00671 - 0. 00864 0. 00650 (0. 00979) (0.00882) (0.0310) (0. 0221) (0. 0280) (0.0175) In CAit-i 0. 842 1.026 … 0. 231 (0. 608) -1.380 … (0.0872) - 0. 861 (1.646) - 3. 156 ln UPit_i (0.356) (0.943) (3.210) In AEit 0. 0460 - 0. 225 - 0. 0556 -0.0512 0. 189 - 1 . 371 (0. 139) (0. 204) (0. 406) (0.465) (0.116) (1.247) EPit-i 0. 000982 0. 000170 0. 000102 - 0. 00005 - 0. 000160 0. 00232 (0.000671) (0.000513) (0.000438) (0.000353) (0.000581) (0.00259) 0. 0212* 0.00419* 0. 0874 0. 150 0.00171* - 0. 224 ln DPit (0.0101) (0.0825) (0. 227) (0.296) (0. 0884) (0.455) ln ASit - 0. 457 - 1 . 256 0. 380 (0.584) -0.0422 (3. 512) 0. 313* (2. 160) -0.552 ln FEit (0.242) (0.0457) (0.663) 常数项 2.787 21.14… 5. 765 13.62 3. 158 40.01 (4.676) (4.147) (14.65) (8.357) (13.12) (32.30) Hansen 27.350 26.420 25.910 26.630 24.470 26.870 (0.903) (0.936) (0.927) (0.923) (0.918) (0.956) 样本数 57 57 42 42 60 60 注：***、*、分别表示在1%、％、0%水平下显著，回归系数括号内为稳健标准误,Hansen检验括号内为P值 表4和表5分别报告了2004-2006年期间税费改革对粮食播种面积和单位面积产量影响的回归结果，其中估计（1)、（3)、（5)均报告的是考虑所有控制变量后，税费改革对粮食生产的影响。从回归系数看，绝大多数粮食作物的系数较大且较为显著，说明税费改革对粮食生产的刺激作用主要体现在改革的第二阶段即税费减免阶段。由于2004年是税费改革承上启下的年份，从2004年开始才实行农业税的减免政策，因此，为了考察2004年的政策效应是否显著异于2005和2006年，我们进一步在回归方程中分别加入了税费减免指标与2005年和2006年的年份交互项，表4和表5中的估计（2)、（4)、(6)分别给出了回归结果。从结果可以发现，首先从系数显著性看，加入交互项之前显著的税费减免变量，在加入交互项后其系数大多仍然显著，且除了稻谷作物播种面积外，其他回归中交互项的系数均不显著；其次,从系数大小看，加入交互项后,税费减免变量的系数总体上不减反增。以上分析说明，总体看，2005年和2006年税费改革的政策效应与2004年相比并不存在显著差异，说明从2004年开始，税费减免政策就通过改变农民粮食生产的预期，从而激发了农民粮食生产的积极性①。我们的估计还显示，在众多控制变量中，财政支农政策、抗灾能力和化肥施用是影响粮食生产行为的主要因素，这与陈飞等11、星焱和胡小平M等人的研究结论相-致。 |
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