|
(三）稳健性检验 前文的分析中，税费改革变量采用的是绝对量指标，那么，上文的回归结果对不同的税费改革变量是否具有稳健性，值得我们进_步讨论。与绝对税费减免额相比,税费减免率是在原有税费负担基础上税费的变动幅度，可以更好的体现税费减免的程度。因此，这里我们将构建税费改革的相对量指标作为替代性的税费减免指标①对前文的研究结果进行验证。表6的回归结果显示，替代性的税费减免指标对粮食播种面积和单位面积产量均具有显著的正向影响，这与上文的研究结论基本_致。由此可见，本文的研究结论对于不同的税费减免指标具有较好的稳健性②。从回归系数看，与税费减免的绝对量指标相比，税费减免率指标对粮食生产的影响系数要小一些,以小麦播种面积为例，税率减免率每提高1个百分点，小麦播种面积将增加0.0534%。另外,除了产业结构变量外，其他控制变量对粮食生产的影响均较为显著，这也与前文的回归结果较为一致。 四、税费改革对粮食生产的政策效应持续性检验 前文研究发现，税费改革政策对粮食生产具有显著的促进作用，那么,2006年农业税永久性取消后，这_减免税政策对粮食生产的影响是否具有持续性？接下来本文将对这一问题进行简要探讨。前文研究表明，税费改革对粮食生产的刺激作用主要体现在2004-2006年，且2005年和2006年的政策效应与2004年相比并无显著差异，我们将2007-2012年时间段并入本文的分析，仍采用税费减免的绝对量指标（GTA),计算了2007-2012年的税费减免额③，然后利用2004-2012年动态面板模型，并在模型中加入税费减免变量与2007-2012年年份哑变量的交互项，通过观察交互项的系数来判断2007-2012年的农业税费减免对粮食生产的影响与2004-2006年是否具有显著差异。表7报告了估计结果。我们发现,所有交互项的系数均不显著，说明2007-2012年税费减免对粮食生产的影响系数与2004-2006年时间段并无显著差异，税费改革对粮食生产影响的政策效应具有较为明显的持续性①。 稻谷 小麦 玉米 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 GTAit 0. 00259 (0.0170) 0.00193… (0.0140) 0.00149** (0. 00730) 0. 0193 (0. 0486) 0. 0048 *** (0.0179) 0. 00421* (0.0198) ln CAit-i 0. 846 (0.537) 0. 675 (0.424) 0. 930 (1.064) ln叱卜1 0. 194 (0.897) 0. 0355 (2.416) 0. 207 (4.156) ln AEit 0. 0161* (0. 0712) 0. 126 … (0.800) 1. 347 (0. 939) 0. 0798 * * (0. 0649) 0. 0317* (0.0167) 0. 0180* (0.0482) EPit-1 0. 000077* (0.00052) -0.000103 (0.00082) -0. 00121* (0. 00072) - 0. 000065 (0. 00086) - 0. 000004 (0.000318) 0. 00000 (0.000457) ln DPit 0.0148* (0. 088) 0. 0656 (0.218) - 0. 894 (0. 552) 0.00565* (0.215) 0. 00538 * * (0. 0444) 0. 00272* (0.631) ln AS, -0. 0136 (2. 032) - 16. 57* (9.303) 0. 806 (5. 920) ln FEit 0.0679** (0.753) 0. 361 * (2.380) 0. 115** (0. 140) GTA* 2007 - 0. 00214 (0. 00304) - 0. 000994 (0.0113) - 0. 000728 (0.00548) - 0. 000894 (0. 0174) 0. 000303 (0.00191) -0.00174 (0.00721) GTA* 2008 - 0. 00111 (0.0115) - 0. 000061 (0.0160) - 0. 0138 (0.0110) 0. 00154 (0.0243) - 0. 00068 (0.00512) 0. 000807 (0.0218) GTA* 2009 -0.000617 (0.0167) - 0. 00292 (0.0282) - 0. 00398 (0.0112) 0. 00111 (0.0420) - 0. 000878 (0.00319) 0. 000018 (0.0206) GTA* 2010 -0.00122 (0.0215) - 0. 00262 (0.0276) - 0. 00690 (0.0124) -0.00129 (0. 0380) - 0. 00105 (0.00368) 0. 000347 (0.0207) GTA* 2011 - 0. 00147 (0.0181) - 0. 00158 (0.0290) 0. 00944 (0.00973) - 0. 000207 (0. 0449) - 0. 00149 (0.00518) 0.00176 (0.0121) GTA* 2012 -0.00210 (0.0188) -0.000078 (0.0227) -0.00787 (0.0131) 0. 00109 (0.0464) -0.00142 (0.00495) 0. 00300 (0.0204) 常数项 1.130 (11.05) 6.779** (6.959) 76.84* (41.49) 6. 815 (24.67) -3.107* (3.14) 6. 316 (34.29) Hansen 16. 730 (0.978) 17.420 (0.983) 15. 350 (0.962) 16.840 (0.976) 16. 450 (0.985) 15.270 (0.981) 样本数 171 171 126 126 180 180 表7税费改革对粮食生产刺激作用持续性检验(2004 - 2012) 注：使用的回归软件为Statal2.0。**、*、*分别表示在1%、5%、10%水平下显著，括号内为系数估计的稳健标准差。GTA*2007、GTA*2008、GTA*2009、GTA*2010、GTA*2011、GTA*2012分别表示GTA与2007、2008、2009、2010、2011、2012年的年份交互项。 就已根据其对税费减免政策的预期，较为充分的调整了自身的粮食生产行为。上述研究结论对替代性的减税指标具有较好的稳健性。本文最后还简要分析了税费改革政策效应的持续性，发现税费改革对粮食生产的刺激作用在全面取消农业税的后续年份仍表现出较强的持续性。另外，本文还发现财政支农政策、抗灾能力和化肥施用对粮食生产具有较为显著的正向影响，预期因素和产业结构变量的影响不明显。 本文的研究证实了税费改革对粮食生产的积极有效影响，这可以为政府部门在制定粮食生产扶持政策时提供必要的经验证据。粮食安全问题始终是中国经济社会发展中的_个重大现实问题，尽管自2004年以来，粮食总产量已实现连增"但近年来粮食自给率却出现了下降，粮食供求总量依然趋紧，结构性矛盾也越发突出。因此,任何时候我们都不能对粮食安全问题掉以轻心。值得指出的是，税费改革改变的不仅是农民的税费负担和粮食生产行为，还包括农村地区的干群关系和村镇基层政府的财政收入来源，例如，税费改革后村干部的领导权被削弱、招商引资成为弥补基层政府收支缺口的重要手段M。税费改革所带来的这些连锁反应提醒我们，一方面，要密切关注农村地区经济社会发展的动态变化，继续保持和维护好当前税费改革所取得成绩;另_方面,应加强与税费改革相关的配套式改革，进一步拓宽村镇政府的财政收入来源，从而为保障税费改革的中长期效果、彻底跳出"黄宗義定律"创造更为坚实的物质基础。 参考文献： [1]周黎安，陈烨.中国衣村税费改革的政策效果--基于双重差分模型的估计J.经济研究,2005(8):44-53. [2]汪伟,艾春荣，曹晖.税费改革对衣村居民消费的影响研究J].管理世界,2013(1):89-100. [3]谢旭人.功在当代利在千秋--纪念衣村税费革十周年J].求是,2011(4):11-13. [4]秦晖.并税式改革与"黄宗羲定律"J].衣村经营管理,2002(3):6-7. [5]刘明兴，徐志刚，陶然，苏雪燕.衣村税费改革前后衣民负担及其累退性变化与区域差异J].中国衣村经济，2007(5)：41-51. [6]刘明兴，徐志刚,刘永东，陶然.衣村税费改革、衣民负担与基层干群关系改善之道J].管理世界,008(9):82-89. [7]吴海涛,丁士军，李韵.衣村税费改革的效果及影响机制--基于衣户面板数据的研究J]. [8]罗仁福，张林秀，黄季焜.村民自治、衣村税费改革与衣村公共投资J].经济学季刊，2006(3):1295-1310. [9]朱喜，史清华，李锐.转型时期衣户的经营投资行为--以长三角15村跟踪观察衣户为例J].经济学 [10]WangX,ShenY.TheeffectofChina'sagriculturaltaxabolitiononruralfamilies'incomesandproductionJ]. [11]陈飞，范庆泉，高铁梅.农业政策、粮食产量与粮食生产调整能力J].经济研究,2010(11):101-114. [12]王跃梅，姚先国，周明海.农村劳动力外流、区域差异与粮食生产J].管理世界,013(11):67-76. [13]星焱，胡小平.中国新一轮粮食增产的影响因素分析:2004-2011年J].中国农村经济,2013(6):14-26. [14]NerloveM.Thedynamicsofsupply:RetrospectandprospectJ].AmericanJournalofAgriculturalEconomics,1979,61(5)：874-888. [15]NerloveM,BesslerD.Expectations,informationanddynamicsJ].HandbookofAgriculturalEconomics,2001,18:155-206. [16]JohnsonG.L.Supplyfunctions:Somefactsandnotes [M].AgriculturalAdjustmentProblemsinaGrowingEconomy,1956,StateUniversityPress. [17]ArellanoM,BondS.Sometestsofspecificationforpaneldata:MontecalroevidenceandanapplicationtoemploymentequationsJ].ReviewsofEconomicStudies,1991,58(2)：277-297. [18]ArellanoM,BoverO.Anotherlookattheinstrumentalvariableestimationoferror-componentmodelsJ].JournalofEconometrics,1995,8(1):29 [19]BlundellR,BondS.InitialconditionsandmomentrestrictionsindynamicpaneldatamodelsJ].JournalofEconometrics,2002,87(1)1115-143. [20]ChenA.HowhastheabolitionofagriculturaltaxestransformedvillagegovernanceinChina?EvidencefromagriculturalregionsJ].TheChinaQuarterly,2014,219:715-735. |
|
核心期刊网（www.hexinqk.com）秉承“诚以为基，信以为本”的宗旨，为广大学者老师提供投稿辅导、写作指导、核心期刊推荐等服务。 核心期刊网专业期刊发表机构，为学术研究工作者解决北大核心、CSSCI核心、统计源核心、EI核心等投稿辅导咨询与写作指导的问题。 投稿辅导咨询电话：18915033935 投稿辅导客服QQ： 投稿辅导投稿邮箱：1003158336@qq.com |
| 你好，欢迎来到！ 设为首页 ｜收藏本站 | ||
|
