中国农村税费改革的政策效果.ppt

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1、双重差分估计法（DID method）中国农村税费改革的政策效果:基于双重差分模型的估计汇报提纲背景方法介绍数据描述模型设定结果分析结论1.背景1.1 研究内容背景 为了提高农民收入,中央政府从2000 年初开始推行农村税费改革政策以减轻农民的负担。但是,关于这一政策所能取得的实际效果,社会各界并没有得到一致的结论。因此,实行多年的农村税费改革是否真正减少了农民的负担,增加了农民的收入,以及这种影响是短暂的还是持久的,是一个极其重要的实证性问题。1.2 研究方法背景目前关于这一政策的实际效果判断的比较普遍的方法目前关于这一政策的实际效果判断的比较普遍的方法(阶阶段比较法段比较法)：通过比较一个

2、或多个地区农民人均负担或人：通过比较一个或多个地区农民人均负担或人均纯收入在税费改革前后的变化来说明改革的效果。均纯收入在税费改革前后的变化来说明改革的效果。弊端：弊端：（1）因果推断问题。仅仅比较改革前后的差异最多只能说明税费改革与税费负担变动的相关性,而无法形成关于这场改革效应的因果推断。因为与税费改革同时发生的其他一些政策或经济变化，也可能引起农民收入和税费负担的变化,从而导致税费改革与农民收入变化之间的“伪相关”。（2）控制变量问题。这种简单的比较也未能控制地区间的诸多差异,进而影响对改革效果的准确判断。因此，基于简单的比较差异方法不能准确的判断政策的实际效果，应该使用国外研究采用比较

3、多的双重差分估计方法来解决该问题。2.方法介绍2.1 DID的概念 双重差分估计是利用一个外生事件所带来的横向单位和时间序列的双重差异结果，来比较有事件发生的对象（处理组）与无事件发生的对象（处理组）的变化，从而判断改事件的影响程度。2.2 DID方法的适用性 农村税费改革一方面制造了同一个县农民纯收入改革前后的差异,另一方面又制造了在同一时点上改革县与非改革县之间的差异,基于这双重差异形成的估计有效控制了其他共时性政策的影响和改革县与非改革县的事前差异,进而识别出政策改革所带来的因果效应。本研究内容的特点是税费改革分地区逐步推进,即政策的实施是分地区、分时间的，因此它符合双重差分方法的基本前

4、提（构成一个“准实验，可以使用DID方法。2.3 DID的基本原理 假定y 是结果随机量,x=1 和0 分别代表对样本点进行处理和不进行处理,处理所产生的因果效应就表现为E(y|x=1)-E(y|x=0)。t=1和0分别代表样本在处理前和处理后，因此政策的时间效应就表现为E(y|t=1)-E(y|t=0)。在一个时间水平下，两组之间的政策净效应为：E(y|x=1)-E(y|x=0)-E(y|t=1)-E(y|t=0)。3.数据3.1 样本 本文运用的数据包括了安徽、江苏、山东、福建、河北、河南和湖南7 个省全部县和县级市(共591 个)1999 年至2002 年（共4年）的相关社会经济数据。所

5、有样本中，只有4个县是始终处于已经改革状态，另外有54个县是始终未进行改革，这样，税费改革在样本期内分层次进行。3.2 变量 被解释变量：农民人均纯收入增长率。由1998 年至2002 年的农民人均纯收入计算得到，农民人均纯收入来自各地方统计部门对约30 至300 户不等的农户的抽样调查,包括了货币收入和非货币收入。解释变量：1.税费改革（xit）2.人均税费改革转移支付3.人均GDP 增长率4.1998 年人均GDP5.系列反映自然地理环境的虚拟变量,如沿海县市、山地地区和粮食生产大县。主要变量简单统计描述主要变量简单统计描述这里只收集到了2002年一年的数据4.模型设定假定随机变量y 与x

6、 之间存在的是线性关系,对于个体i 在时期t,我们设定计量模型：Yit=0+1xit+zit+ut+i+it，其中x it 是反映t 时期、个体i 是否发生了 处理的虚拟变量,ut 是表示时期t 的虚拟变量,zit 是其它影响y 的系列自变量,i 代表个体i 不随时间变化的特征。1.如果“处理组”和“对照组”的分配是随机的，即满足E（x，z），定义=+，那么普通最小二乘法能给出模型Yit=0+1xit+zit+ut+i+it,中系数1 的一致的估计量，此时的1的估计值称为差分估计量。2.如果不满足E（x，z），而满足的是 E（x，z），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

7、时的1的估计值称为差分估计量。此模型选取不同的控制变量时，1的估计量可以帮助我们判断实验处理是否是随机的5.实证结果分析表1：差分估计结果OLS 参数估计值增加控制变量的OLS结果考察税费改革当年的影响考察税费改革后每一年的影响5.1 基本回归结果及分析剔除21个试点县市后的OLS回归分析1.表1中的（1）栏可看出“税费改革”对农民收入的年增长率有1.75 个百分点的贡献，（2）栏中加入控制变量后仍有1.31的百分点的贡献，并且影响在统计上都是显著的。同时，(1)和(2)栏中差分估计量的接近,为税费改革县市的选择近似随机这一前提假设提供了一定的支持。分析2.在(3)栏的模型设定中,县市仅在改革

8、的当年被视为接受了处理,税费改革当年的影响是我们预期的方向,但并不显著异于零。(4)栏的回归结果表明,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。“税费改革第四年”的系数估计值低于“税费改革第三年”的系数,显示出改革的效果在第三年后有所减弱,但是由于本文的样本中只有4 个县进行了四年的改革,我们还不能确定这一结果有多大代表性。表表2 2：双重差分估计结果：双重差分估计结果固定效应面板模型回归结果剔除21个试点县市后的固定效应面板模型回归结果分析3.表2中(1)和(2)栏报告了整个样本中固定效应面板模型设定的回归结果,(1)栏的参数估计值表明,农民纯收入的增长率因税费改革进行

9、而每年提高了约1.45 个百分点。与表1 的(1)、(4)两栏中的结果几乎一致。5.2 研究方法合理性的讨论 由于改革对象中有21个试点县市，他们的选取并不是随机抽取的，而是经过精挑细选的，因此有必要对将21个试点县市（84个观测值）去掉的情况进行分析。表1的(5)、(6)栏和表2 的(3)、(4)栏中的回归中剔除了先于全省进行改革的21 个试点县市，但从回归结果来看,税费改革的影响的参数估计无论数值还是显著性相比起整个样本的回归的结果变化都很微小。所以，此研究方法是合理的。5.3 进一步讨论1.1.改革之前试点县与非试点县的农民收入增长率差异比较改革之前试点县与非试点县的农民收入增长率差异比

10、较在在19991999年只有四个试点县市，其余均未改革，引入虚拟变年只有四个试点县市，其余均未改革，引入虚拟变量量“试点县市试点县市”以研究以研究19991999年这些县市农民收入增长趋势年这些县市农民收入增长趋势的特征。的特征。回归结果显示，二者之间没有明显差异，从而对处理的外回归结果显示，二者之间没有明显差异，从而对处理的外生性提供了进一步的支持。生性提供了进一步的支持。2.2.税费改革另一种度量税费改革另一种度量前面是基于虚拟变量前面是基于虚拟变量“税费改革税费改革”来讨论改革对农民收入来讨论改革对农民收入增长率的影响，为了进一步讨论这种影响，现在基于变量增长率的影响，为了进一步讨论这种

11、影响，现在基于变量“人均税费改革专项转移支付人均税费改革专项转移支付”来讨论改革对农民收入增来讨论改革对农民收入增长率的影响。长率的影响。回归结果表明，平均人均转移支付增加一元，回归结果表明，平均人均转移支付增加一元，农民的收入增长率增加农民的收入增长率增加0.023-0.0250.023-0.025个百分点。所个百分点。所以，这也说明税费改革对农民收入增长率有正的以，这也说明税费改革对农民收入增长率有正的影响。影响。3.3.新对照组的引入新对照组的引入为了进一步检验表2 和表3 中所显示的农民收入增长率的增加是否真正是源于税费改革,而非其他外部因素,我们引入了一个新的对照组。理想情况下，各县

12、城镇居民收入可以作为农民收入的对照组。如果回归结果显示城镇居民收入也受税费改革的影响很大,那就有理由怀疑所发现的税费改革与农民收入增长的因果关系实际上只是另一些未被观测到的冲击的体现。然而由于县级水平的城镇居民收入数据无法获得,我们采用了县人均GDP 增长率作为农民收入增长率的对照组。OLS和固定效应模型的回归结果均显示，税费改革对人均GDP增长率的影响较小，且统计上不显著，这就说明税费改革与农民收入增长的因果关系实际上不是另一些未被观测到的冲击的体现。6.结论1.利用1999 年至2002 年农村税费改革在不同省份和县市分层推进所引起的准实验,本文考察了税费改革对农民收入增长的因果效应。研究发现税费改革的实行平均使农民纯收入的增长率提高了约1.5 个百分点。2.研究还显示,税费改革产生的效果具有一定的持续性,至少在一年以上。3.这次改革的总体和长期的福利效果仍然还不清楚,有待于进一步的观察和研究。