论文部分内容阅读
摘 要：根据1990—2009年间的内蒙古统计年鉴中12盟市的面板数据，利用回归分析，研究了农村税费改革政策及农业生产要素对内蒙古农业增长影响。分析结果表明：农村税费改革与内蒙古农业产出有显著的正相关关系。税收政策改革在农业增长过程中主要通过影响农地配置效率的提高来影响农业产出。生产要素中劳动力与机械设备投入对农业生产的影响与预期相反，呈负相关关系，农药对农业生产的影响不显著。得出的一些结论对于寻求支农惠农政策依据，强化政策效果具有十分重要的意义。
关键词：农村；税费改革；农业增长；面板数据；内蒙古
中图分类号：F810.42 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）18-0130-05
前言
农业发展“一靠政策，二靠科技，三靠投入”，而无论是科技进步还是要素投入对农业的影响都需要在一定的制度安排和政策调控的宏观背景下實现。不同的经济政策会使得农业生产取得不同的效果。这是因为，经济政策在很大程度上决定了资源配置方式以及由这种分配方式所产生的对经济增长的激励效应。所以，本文将关注农村税费改革对内蒙古农业产出的政策效果。
内蒙古自治区农村税费改革，自2001年在11个旗（县）开展了农村牧区税费改革试点，到2005年在全区范围内全面取消了农业税、牧业税和除烟叶以外的农业特产税，实现了农牧民种粮“零负担”。关于此次全国范围内的农村税费改革所能取得的实际效果的研究成果基本上可分为两类。一是研究税费改革对农民负担减轻和收入增加的影响（周黎安，2005；史清华，2007；张依茹等，2009）。二是研究税费改革对基层政府运行和公共服务的提供是否产生影响（樊宝洪，2006；宁静等，2007）。研究方法方面，简单地进行农村税费改革前后数据的描述与对比的研究很多。然而笔者认为，作为一项重大的政策改革，农村税费改革对地区农业生产影响的实证研究是很必要的。
本文旨在利用实证分析的方法考察农村税费改革对农业生产的影响效应提供更精确的估计，同时探究其影响的根源。本研究对农户在税费改革前后的农业生产活动进行简单对比，在此基础上基于C—D生产函数讨论农村税费改革对内蒙古农业生产的影响效应。
一、农业政策影响农业产出的途径：理论分析
首先，农业生产方面，内蒙古地区大规模的农场较少，更多的是分散的小农户。由众多的农户组成的市场可以看作是完全竞争市场。第二，农民的经济行为并非没有理性，农户行为目标是实现利润最大化（Schultz，1999）。根据以上假定，分析农民在税费改革前后的农业生产活动如下：
农户的农业产出用y1，…ym表示，x1，…xn表示农户投入的农业生产要素，At表示农业技术水平。通常的农业部门的生产函数为f（·），那么可以用如下公式表示。
F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0
若pi表示农产品价格，qj表示生产要素价格。那么，农业的生产最优化将是
Maxpiyi-qjxj
s.t. F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0
利润最大化的一介条件是MR=MC。由下页图可知，T为农业税。税费改革前的农户生产均衡点为E。农业税费改革后，T=0，农业生产成本下降，农业生产的均衡点由原来的E点移动到M点。农业产量从Qe提高到Q*。
农户扩大生产的途径是扩大耕地面积或增加劳动投入。税费改革之前，由于粮食价格偏低、农民收入降低，再加上农业税的负担，让农民农业收入的净利润甚至为负，农村也一度出现抛荒、弃耕现象（李琴等，2008）。农村税费改革以后，农业生产成本降低，农民可支配收入相对增加对农户农业投资产生了积极的影响。农业税取消后，农民又返回家乡耕种起自己闲置的土地（周批改，2007；邹伟等，2008）。因此，我们预期农村税收政策降低了农户的生产成本。农村税费改革前后的农业生产成本的变化影响着农户农业生产的决策行为，并进一步影响农业产出。以下运用回归分析来验证税费改革是否影响农业产出的一个因素。
二、假说的计量检验结果
（一）模型的设计
农业经济增长问题的研究源于经济增长理论。从现有的研究文献来看，大多数学者主要用农业总产值的增长率来衡量农业增长。而在研究农业增长的源泉或者影响因素中，一般包括土地、劳动力、化肥、农业机械总动力等基本常规投入要素，我们在生产函数中也包括了税费改革政策变量。设满足内蒙古农业生产过程的Cobb-Douglas生产函数模型如下：
LnYij=β0+β1Laborij+β2LnSOERij+β3LnIRERij+β4LnMECHij+β5LnELECij+β6LnPESTij+β7FERTij+β8POLICYij*LnMECHij+
β9POLICYij
式中i代表不同年份，j代表不同地区。将影响农业增长的控制变量为：农业总产值Yij（亿元），农业劳动力LABORij（万人）、农作物总播种面积SOERij（万hm2）、有效灌溉面积IRERij（万hm2）、农业机械总动力MECHij（万kW）、农村用电量ELECij（万kW时）、农药使用量PESTij（吨）、化肥施用量FERTij（万t）、POLICYij是表示税费改革的虚拟变量（已进行税费改革为“1”，否则为“0”）。式中POLIYij*MECHij为交叉项，检验政策实施对农业机械总动力这一因素的影响。β0为常数，β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7，β8，β9为相应的回归系数。由于是对数函数，故它们的经济学含义为弹性系数。数据来源为1990—2010年《内蒙古统计年鉴》。
（二）描述性统计量、相关系数和分析结果
本文利用了1990—2009年间的内蒙古12盟市的面板数据，样本量为239个。为了更准确地对模型进行实证分析，首先我们对实证中所需的各个变量的统计特性进行了分析。表1对各个变量的一般统计特性进行了描述，总体来看表1所描述的各变量的一般统计特征值表现正常，但需要注意的是并不是所有变量的观测值都相等，这可能会造成在进行回归分析过程中，统计分析软件会自动删除任意缺失变量的观测组。 表2为各变量之间的皮尔森相关系数和斯皮尔曼相关系数以及其显著程度。我们可以看出各自变量与因变量之间存在显著的关系，这一结果初步表明我们选取自变量的准确性。但同时我也发现各自变量之间也存在显著的相互关系，这一点要求我们应该注意可能在进行实证分析中出现的多重共显性问题。
（三）假设的模型检验结果
在本研究中分析了从1990—2009年的二十年的面板数据，为了避免回归分析中解决不了的时间序列数据的自相关问题，我们进一步运用了解决面板数据特征的固定效果模型（Fixed-Effect Model），对上述结果进行了再验证。在固定效果估计中，考虑到截面估计的异方差问题，我们报告了基于White Robust方差协方差矩阵的系数标准差估计。
下页表3为回归分析结果。我们一共估计了8个模型，主要原因是为了避免自变量之间出现的多重共线性问题。我们将变量依次加入原始模型得出模型Ⅰ—Ⅴ的估计结果。根据“诱致型技术变迁理论（induced technology innovation）”，把农业生产要素分为两类进行分析。劳动集约型的农用机械總动力，有效灌溉面积，农村电力使用量为一类，土地集约型的化肥，农药使用为一类加入模型回归分析。其结果是模型Ⅵ—Ⅶ。最后将所有变量加入模型进行估计得出模型Ⅷ的结果。
lnY=3.79264-1.5534×107LABOR+0.34761lnSOER+0.233976lnIRER+
0.309443lnMECH+0.501889lnELEC-0.035670lnPEST+0.489061lnFERT-
0.215285POLICY×lnMEXH+3.185558POLICY
从下页表3的估计参数以及检验结果可以看出，模型R-squared 达到0.91，说明模型具有较好的拟合效果。模型Ⅷ中农村税费改革政策与农业产出的相关系数为3.185558，F检验在1%水平上显著。
本文重点考察的是农村税费改革对农业生产的影响因素，也就是自变量POLICY对农业生产的影响。通过上述结果我们发现在8个模型估计结果中，自变量POLICY对农业生产都显示为正的显著性影响，这与本文的预期一致。另外，我们也分析了POLICY通过影响生产要素的投入进一步影响农业成长的机制。
通过分析，发现农村税费改革显著地改变了机械设备投入对农业生产的影响，但是影响结果与预期相反，农村税费改革之后，机械设备投入的增加并没有带来农业生产提高。相反随着机械设备的投入农业生产显著降低。可能的解释是，大量的农村劳力与有限的耕地面积形成分散的小农经济，不利于机械化生产。农民过度增加农用机械的投入可能并不是最优的选择，可能出现边际机械投入效益递减，甚至出现负值的情况。但无论农村税费改革如何改变了其他自变量对农业生产的影响机制，农村税费改革显著地增加了内蒙古农业生产的提高。
在实证结果中LABOR变量估计符号与预期相反，同时表现出十分显著的结果。LABOR变量对农业生产的影响系数十分小，也就是说LABOR的增加对农业生产几乎无影响。为了精确考察LABOR对农业生产的影响，我们将自变量LABOR的形式变换为lnLABOR，实证结果显示lnLABOR对农业生产影响不显著，这与表三中显示的结果一样，都说明劳动力投入的增加都对农业产量影响不大。这个结果可以通过A.W.Lewis模型（1954）来解释，在人多地少的农业部门，根据边际生产率递减原理，农业劳动力的边际生产率必然非常低，在劳动力不能完全流动的情况下，甚至会导致边际负产出。依据舒尔茨的改造传统农业需要对农民进行人力资本投资的观点，增加内蒙古农业增长不是通过增加劳动力的数量，而应该是提高劳动力的质量也即提高劳动力的教育程度。
此外，我们发现，农药对农业生产的影响不显著。虽然施加农药可以提高收获，但是，依据收益递减法则，在其他条件不变情况下，农药的边际产量随着投入的增加，会先上升直至最大化，如果继续增加投入，该要素的边际产量会不断地下降甚至出现负增长。通过分析，我们也很好地证明了内蒙古地区也存在由于长期大量使用农药，导致土地结块，地力不断下降，严重影响了农地的长期产出功能的现象。
结论
本文通过固定效应的估计方法，考察了农业税费改革政策对内蒙古农业生产的影响。实证结果表明，变量农业总产值与农村税费改革呈正向关系，农业税费改革的实行使农业总产值增加3.18558单位。农业税费改革对农业生产要素的影响较微弱。免征农业税直接降低了农产品的成本，成本的下降使得农户对土地利用决策意愿重新调整。税收政策改革在农业增长过程中主要通过影响农地配置效率的提高和农民的利益大小来影响农业产出。但我们也应该看到，农业税费改革影响农业生产不仅在于其激发农民的生产主动性，而且在于其提供的利益空间的大小，所以还需要在农产品、生产要素价格政策、土地制度等方面需要不断地创新。
另外，农业生产要素中，机械设备投入与劳动力投入对农业生产的影响与预期相反，呈负相关关系，农药对农业生产的影响不显著。所以，提高农民的教育水平，推行生态农业才能促进内蒙古地区农业生产持续增长。
参考文献：
[1] [美]理查德·R.纳尔森（Richard R.Nelson）.经济增长的源泉[M].北京：中国经济出版社，2001：56-96.
[2] 西奥多·W.舒尔茨.改造传统农业[M].北京：商务印书馆，1999：33-34.
[3] 林毅夫.制度、技术与中国农业发展[M].上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994：79.
[4] 乔榛，焦方义，等.中国农村经济制度变迁与农业增长——对1978—2004 年中国农业增长的实证分析[J].经济研究，2006，（7）：42-51.
[5] 顾焕章.农业技术进步对农业经济增长贡献的定量研究[J].农业技术经济，1994，（5）：11-15.
[6] 邹伟，吴群，曲福田.免征农业税对农户土地利用行为的影响——基于14省25县（市）496农户的调查[J].资源科学，2008，（6）.
[7] 史清华，程名望，徐翠萍.中国农业新政策变化的政策效应——来自2003—2006年田野调查与跟踪观察的农户数据[J].中国人口科学，2007，（6）：51-60.
[8] 周黎安，陈烨.中国农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.
[9] 张依茹，熊启跃.农村税费改革对农民收入影响的实证分析[J].湖北社会科学，2009，（6）：99-101.
[10] 李琴，李大胜，余建斌.地方财政支农、农村税费改革与农户投资——基于26个省动态面板数据的实证分析[J].南开经济研究，2008，（1）：133-142.
[11] 樊宝洪.农村税费改革对乡镇财政影响的实证分析——以江苏泰州4市1区11镇为例[J].南京农业大学学报：社会科学版，2006，（4）：19-22.
[12] 宁静，陆慧琼，付羽.农村税费改革对中国基层政府职能行使的影响——对湖南省H市乡镇财政的实证研究[J].河北学刊，2007，（5）：200-204.
[13] 周批改，陈建兰.取消农业税对农业劳动者的影响研究[J].中国行政管理，2007，（5）：59-63.
[责任编辑 陈凤雪]
关键词：农村；税费改革；农业增长；面板数据；内蒙古
中图分类号：F810.42 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）18-0130-05
前言
农业发展“一靠政策，二靠科技，三靠投入”，而无论是科技进步还是要素投入对农业的影响都需要在一定的制度安排和政策调控的宏观背景下實现。不同的经济政策会使得农业生产取得不同的效果。这是因为，经济政策在很大程度上决定了资源配置方式以及由这种分配方式所产生的对经济增长的激励效应。所以，本文将关注农村税费改革对内蒙古农业产出的政策效果。
内蒙古自治区农村税费改革，自2001年在11个旗（县）开展了农村牧区税费改革试点，到2005年在全区范围内全面取消了农业税、牧业税和除烟叶以外的农业特产税，实现了农牧民种粮“零负担”。关于此次全国范围内的农村税费改革所能取得的实际效果的研究成果基本上可分为两类。一是研究税费改革对农民负担减轻和收入增加的影响（周黎安，2005；史清华，2007；张依茹等，2009）。二是研究税费改革对基层政府运行和公共服务的提供是否产生影响（樊宝洪，2006；宁静等，2007）。研究方法方面，简单地进行农村税费改革前后数据的描述与对比的研究很多。然而笔者认为，作为一项重大的政策改革，农村税费改革对地区农业生产影响的实证研究是很必要的。
本文旨在利用实证分析的方法考察农村税费改革对农业生产的影响效应提供更精确的估计，同时探究其影响的根源。本研究对农户在税费改革前后的农业生产活动进行简单对比，在此基础上基于C—D生产函数讨论农村税费改革对内蒙古农业生产的影响效应。
一、农业政策影响农业产出的途径：理论分析
首先，农业生产方面，内蒙古地区大规模的农场较少，更多的是分散的小农户。由众多的农户组成的市场可以看作是完全竞争市场。第二，农民的经济行为并非没有理性，农户行为目标是实现利润最大化（Schultz，1999）。根据以上假定，分析农民在税费改革前后的农业生产活动如下：
农户的农业产出用y1，…ym表示，x1，…xn表示农户投入的农业生产要素，At表示农业技术水平。通常的农业部门的生产函数为f（·），那么可以用如下公式表示。
F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0
若pi表示农产品价格，qj表示生产要素价格。那么，农业的生产最优化将是
Maxpiyi-qjxj
s.t. F（y1，…，ym，x1，…xn，At）=0
利润最大化的一介条件是MR=MC。由下页图可知，T为农业税。税费改革前的农户生产均衡点为E。农业税费改革后，T=0，农业生产成本下降，农业生产的均衡点由原来的E点移动到M点。农业产量从Qe提高到Q*。
农户扩大生产的途径是扩大耕地面积或增加劳动投入。税费改革之前，由于粮食价格偏低、农民收入降低，再加上农业税的负担，让农民农业收入的净利润甚至为负，农村也一度出现抛荒、弃耕现象（李琴等，2008）。农村税费改革以后，农业生产成本降低，农民可支配收入相对增加对农户农业投资产生了积极的影响。农业税取消后，农民又返回家乡耕种起自己闲置的土地（周批改，2007；邹伟等，2008）。因此，我们预期农村税收政策降低了农户的生产成本。农村税费改革前后的农业生产成本的变化影响着农户农业生产的决策行为，并进一步影响农业产出。以下运用回归分析来验证税费改革是否影响农业产出的一个因素。
二、假说的计量检验结果
（一）模型的设计
农业经济增长问题的研究源于经济增长理论。从现有的研究文献来看，大多数学者主要用农业总产值的增长率来衡量农业增长。而在研究农业增长的源泉或者影响因素中，一般包括土地、劳动力、化肥、农业机械总动力等基本常规投入要素，我们在生产函数中也包括了税费改革政策变量。设满足内蒙古农业生产过程的Cobb-Douglas生产函数模型如下：
LnYij=β0+β1Laborij+β2LnSOERij+β3LnIRERij+β4LnMECHij+β5LnELECij+β6LnPESTij+β7FERTij+β8POLICYij*LnMECHij+
β9POLICYij
式中i代表不同年份，j代表不同地区。将影响农业增长的控制变量为：农业总产值Yij（亿元），农业劳动力LABORij（万人）、农作物总播种面积SOERij（万hm2）、有效灌溉面积IRERij（万hm2）、农业机械总动力MECHij（万kW）、农村用电量ELECij（万kW时）、农药使用量PESTij（吨）、化肥施用量FERTij（万t）、POLICYij是表示税费改革的虚拟变量（已进行税费改革为“1”，否则为“0”）。式中POLIYij*MECHij为交叉项，检验政策实施对农业机械总动力这一因素的影响。β0为常数，β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7，β8，β9为相应的回归系数。由于是对数函数，故它们的经济学含义为弹性系数。数据来源为1990—2010年《内蒙古统计年鉴》。
（二）描述性统计量、相关系数和分析结果
本文利用了1990—2009年间的内蒙古12盟市的面板数据，样本量为239个。为了更准确地对模型进行实证分析，首先我们对实证中所需的各个变量的统计特性进行了分析。表1对各个变量的一般统计特性进行了描述，总体来看表1所描述的各变量的一般统计特征值表现正常，但需要注意的是并不是所有变量的观测值都相等，这可能会造成在进行回归分析过程中，统计分析软件会自动删除任意缺失变量的观测组。 表2为各变量之间的皮尔森相关系数和斯皮尔曼相关系数以及其显著程度。我们可以看出各自变量与因变量之间存在显著的关系，这一结果初步表明我们选取自变量的准确性。但同时我也发现各自变量之间也存在显著的相互关系，这一点要求我们应该注意可能在进行实证分析中出现的多重共显性问题。
（三）假设的模型检验结果
在本研究中分析了从1990—2009年的二十年的面板数据，为了避免回归分析中解决不了的时间序列数据的自相关问题，我们进一步运用了解决面板数据特征的固定效果模型（Fixed-Effect Model），对上述结果进行了再验证。在固定效果估计中，考虑到截面估计的异方差问题，我们报告了基于White Robust方差协方差矩阵的系数标准差估计。
下页表3为回归分析结果。我们一共估计了8个模型，主要原因是为了避免自变量之间出现的多重共线性问题。我们将变量依次加入原始模型得出模型Ⅰ—Ⅴ的估计结果。根据“诱致型技术变迁理论（induced technology innovation）”，把农业生产要素分为两类进行分析。劳动集约型的农用机械總动力，有效灌溉面积，农村电力使用量为一类，土地集约型的化肥，农药使用为一类加入模型回归分析。其结果是模型Ⅵ—Ⅶ。最后将所有变量加入模型进行估计得出模型Ⅷ的结果。
lnY=3.79264-1.5534×107LABOR+0.34761lnSOER+0.233976lnIRER+
0.309443lnMECH+0.501889lnELEC-0.035670lnPEST+0.489061lnFERT-
0.215285POLICY×lnMEXH+3.185558POLICY
从下页表3的估计参数以及检验结果可以看出，模型R-squared 达到0.91，说明模型具有较好的拟合效果。模型Ⅷ中农村税费改革政策与农业产出的相关系数为3.185558，F检验在1%水平上显著。
本文重点考察的是农村税费改革对农业生产的影响因素，也就是自变量POLICY对农业生产的影响。通过上述结果我们发现在8个模型估计结果中，自变量POLICY对农业生产都显示为正的显著性影响，这与本文的预期一致。另外，我们也分析了POLICY通过影响生产要素的投入进一步影响农业成长的机制。
通过分析，发现农村税费改革显著地改变了机械设备投入对农业生产的影响，但是影响结果与预期相反，农村税费改革之后，机械设备投入的增加并没有带来农业生产提高。相反随着机械设备的投入农业生产显著降低。可能的解释是，大量的农村劳力与有限的耕地面积形成分散的小农经济，不利于机械化生产。农民过度增加农用机械的投入可能并不是最优的选择，可能出现边际机械投入效益递减，甚至出现负值的情况。但无论农村税费改革如何改变了其他自变量对农业生产的影响机制，农村税费改革显著地增加了内蒙古农业生产的提高。
在实证结果中LABOR变量估计符号与预期相反，同时表现出十分显著的结果。LABOR变量对农业生产的影响系数十分小，也就是说LABOR的增加对农业生产几乎无影响。为了精确考察LABOR对农业生产的影响，我们将自变量LABOR的形式变换为lnLABOR，实证结果显示lnLABOR对农业生产影响不显著，这与表三中显示的结果一样，都说明劳动力投入的增加都对农业产量影响不大。这个结果可以通过A.W.Lewis模型（1954）来解释，在人多地少的农业部门，根据边际生产率递减原理，农业劳动力的边际生产率必然非常低，在劳动力不能完全流动的情况下，甚至会导致边际负产出。依据舒尔茨的改造传统农业需要对农民进行人力资本投资的观点，增加内蒙古农业增长不是通过增加劳动力的数量，而应该是提高劳动力的质量也即提高劳动力的教育程度。
此外，我们发现，农药对农业生产的影响不显著。虽然施加农药可以提高收获，但是，依据收益递减法则，在其他条件不变情况下，农药的边际产量随着投入的增加，会先上升直至最大化，如果继续增加投入，该要素的边际产量会不断地下降甚至出现负增长。通过分析，我们也很好地证明了内蒙古地区也存在由于长期大量使用农药，导致土地结块，地力不断下降，严重影响了农地的长期产出功能的现象。
结论
本文通过固定效应的估计方法，考察了农业税费改革政策对内蒙古农业生产的影响。实证结果表明，变量农业总产值与农村税费改革呈正向关系，农业税费改革的实行使农业总产值增加3.18558单位。农业税费改革对农业生产要素的影响较微弱。免征农业税直接降低了农产品的成本，成本的下降使得农户对土地利用决策意愿重新调整。税收政策改革在农业增长过程中主要通过影响农地配置效率的提高和农民的利益大小来影响农业产出。但我们也应该看到，农业税费改革影响农业生产不仅在于其激发农民的生产主动性，而且在于其提供的利益空间的大小，所以还需要在农产品、生产要素价格政策、土地制度等方面需要不断地创新。
另外，农业生产要素中，机械设备投入与劳动力投入对农业生产的影响与预期相反，呈负相关关系，农药对农业生产的影响不显著。所以，提高农民的教育水平，推行生态农业才能促进内蒙古地区农业生产持续增长。
参考文献：
[1] [美]理查德·R.纳尔森（Richard R.Nelson）.经济增长的源泉[M].北京：中国经济出版社，2001：56-96.
[2] 西奥多·W.舒尔茨.改造传统农业[M].北京：商务印书馆，1999：33-34.
[3] 林毅夫.制度、技术与中国农业发展[M].上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994：79.
[4] 乔榛，焦方义，等.中国农村经济制度变迁与农业增长——对1978—2004 年中国农业增长的实证分析[J].经济研究，2006，（7）：42-51.
[5] 顾焕章.农业技术进步对农业经济增长贡献的定量研究[J].农业技术经济，1994，（5）：11-15.
[6] 邹伟，吴群，曲福田.免征农业税对农户土地利用行为的影响——基于14省25县（市）496农户的调查[J].资源科学，2008，（6）.
[7] 史清华，程名望，徐翠萍.中国农业新政策变化的政策效应——来自2003—2006年田野调查与跟踪观察的农户数据[J].中国人口科学，2007，（6）：51-60.
[8] 周黎安，陈烨.中国农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.
[9] 张依茹，熊启跃.农村税费改革对农民收入影响的实证分析[J].湖北社会科学，2009，（6）：99-101.
[10] 李琴，李大胜，余建斌.地方财政支农、农村税费改革与农户投资——基于26个省动态面板数据的实证分析[J].南开经济研究，2008，（1）：133-142.
[11] 樊宝洪.农村税费改革对乡镇财政影响的实证分析——以江苏泰州4市1区11镇为例[J].南京农业大学学报：社会科学版，2006，（4）：19-22.
[12] 宁静，陆慧琼，付羽.农村税费改革对中国基层政府职能行使的影响——对湖南省H市乡镇财政的实证研究[J].河北学刊，2007，（5）：200-204.
[13] 周批改，陈建兰.取消农业税对农业劳动者的影响研究[J].中国行政管理，2007，（5）：59-63.
[责任编辑 陈凤雪]