第一篇中文DID实证论文长啥样?

凡是搞计量经济的，都关注这个号了

投稿：econometrics666@sina.cn

所有计量经济圈方法论丛的程序文件, 微观数据库和各种软件都放在社群里.欢迎到计量经济圈社群交流访问.

之前咱们写过双重差分DID的种类细分, 不得不看的20篇文章，圈友反响热烈，因此借着余热，咱们再引荐一篇发表在14年前用中文写的第一篇“DID方法”类实证论文(经济研究)。若想要了解作者, 可以在公众号回复"删除"，参考文献见文后。

如果对因果推断感兴趣，可以到因果推断研究小组交流探讨。

引言：20世纪90年代以来, 在中国经济持续高速增长的背景下, 农民人均收入增长迟滞, 甚至呈现下降趋势, 农民负担问题日益尖锐。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, 意图从分配上理顺国家、集体、农民三者关系, 切实减轻农民负担。2000 年至2003 年期间, 改革从试点省安徽逐步推向全国。

农村税费改革被誉为我国农村继联产承包责任制之后最重要的一项改革举措。然而, 关于这场改革所能取得的实际效果, 社会各界的看法都比较谨慎。中国“三农”问题的困境由来已久, 如果基层政府配合不力, 或者相应的配套改革不能跟上, 如构建政府间合理的转移支付体制, 改革当前的乡镇政府治理机制等等, 农民负担可能反弹(项继权, 2004 ;徐勇、吴理财, 2004)。从历史经验看来, 几次重大的正税清费的改革, 从“两税法” 、“一条鞭法” 、“摊丁入亩”到“耗羡归公” , 无不是起初有“从弊为之一清”的效果, 但日久则恢复故态, 以至于一些学者对税费改革也有“黄宗羲定律”之忧(秦晖, 2004)。

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。然后, 面对如此重要的一场改革, 我们却很少看见关于其政策效果的基于大样本的实证研究。目前我们关于这场改革成效的判断主要来自一些跟踪性的调查报告或者对农民的问卷调查(冼国明等, 2001 ;朱守银等, 2003 ;田秀娟和周飞舟,2003 ;项继权, 2004)。这些报告和调查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。即使撇开小样本问题, 从严格的实证角度看, 仅仅比较改革前后的差异最多只能说明税费改革与农民收入或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(如农产品价格的波动)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” 。此外, 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。

本文试图对中国农村税费改革的政策效果进行系统而严格的实证研究。在数据上, 本文运用7 省591 个县和县级市1999 年至2002 年的相关社会经济数据;在方法论上, 本研究利用税费改革分地区逐步推进的特征, 借鉴计量经济学“ 自然实验”(natural experiment)和“ 双重差分模型”(difference-in-differences model)的方法估计税费改革对农民收入增长所产生的因果效应的大小, 从而避免现存文献存在的一些重要缺陷。这里我们利用双重差分模型的基本想法是, 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。利用双重差分模型研究税制改革的政策效果在国外经济学文献中是较为普遍的一种方法。比如美国1986 年推行的税收改革法案对不同收入阶层或不同人群产生的影响不同, 有经济学家就利用这次改革带来的双重差异性———改革前后的差异性和不同人群之间的差异性———估计税收改革对人们行为产生的政策效果(Gruberand Poterba , 1994 ;Eissa , 1995 ;Feldstein , 1995)。据我们所知, 本文是国内文献中首次利用双重差分模型的思路对一项重大政策改革的效果进行评估。

我们的研究发现, 农村税费改革的确对农民收入的增长率有相当大的正面影响:税费改革使农民纯收入平均而言提高约1.3 至1.5 个百分点, 对样本期间农民纯收入增长的贡献高达45 %左右,而且该影响至少持续一年以上。我们的结论能够通过一系列的稳健性检验。我们还对影响税费改革效果的因素进行了一些深入探讨。结果发现, 税费改革在不同样本地区的影响差异甚大, 农村税费改革的增收效应主要体现在那些改革之初财政自给率低、基层政府规模庞大以及远离省会和位于省边界的县市。这些实证结果表明, 农村税费改革确实有力地扭转了农民负担加重的严重局面,初步达到了农民增收的政策初衷。

二、农村税费改革进程的简要回顾

“三农”问题的一个焦点是长期以来农民负担过重, 导致政府与农民的关系日趋恶化。农民负担是国家和地方政府、机构对农民征收的各种税费的总称, 其中包括农业四税、三提五统和各种集资摊派及收费。在这些负担中, 通常费大于税, 尤其是各种“乱集资、乱收费、乱罚款” 现象非常严重。各种税费负担占农民人均纯收入的比例各地差异很大, 全国平均水平在高峰时(1997 年)达到5.2 % , 而有些地区则超过10 %以上(陈锡文, 2003)。

农村税费改革最初开始于基层政府自发性试点改革, 上世纪90 年代末至2000 年初, 一些基层地方政府进行了形式各异, 但以规范农村税费制度, 减轻农民税费负担为共同特征的探索。2000 年起, 农村税费改革正式进入由中央统一部署和指导的改革框架之中。2000 年3 月2 日, 中共中央、国务院下发《关于进行农村税费改革试点工作的通知》, 决定在安徽全省进行农村税费改革试点, 改革内容由原先的“费改税” 、“ 并税” 等被提升为调整国家、集体、农民三者间利益的综合性改革。2001 年, 江苏省在全省范围内自费进行农村税费改革。2002 年3 月27 日, 国务院下发《关于做好2002 年扩大农村税费改革试点工作的通知》, 决定河北、内蒙古、黑龙江、吉林、青海等十六个省(市、自治区)为扩大试点省。同年, 上海市和浙江省开始自费进行改革。2003 年3 月27 日, 国务院下发《关于全面推进农村税费改革试点工作的意见》, 农村税费改革在全国范围内推开。在2000 年至2003 年期间, 税费改革的主要内容可概括为:“三个取消” ———取消屠宰税、取消乡镇统筹款、取消教育集资等专门面向农民的行政事业性收费和政府性基金;“一个逐步取消” ———用三年时间逐步取消统一规定的劳动积累工和义务工;“两个调整” ———调整农业税税率, 调整农业特产税征收办法;和“一项改革” ———征收农业附加税以替代原来的村提留。2004 年开始的农业税减免试点则是农村税费改革的进一步深化。

需要指出的是, 农村税费改革不仅仅是费改税的调整, 中央从改革伊始就强调相应的配套改革, 如规范农村收费管理, 精简乡镇机构和压缩人员, 改革县乡财政体制等等, ① 这些配套改革对于深化农村税费改革、巩固其改革效果具有重要意义。因此, 本文所评估的就是农村税费改革及相关配套改革的总体效果。

三、数据描述

本文运用的数据集包括了安徽、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 年的相关社会经济数据, 数据来源为各省统计年鉴。其它省市因为相关数据不全或完全不可得而未能包括在我们的研究样本中。在样本县市中, 安徽省的来安县、怀远县、濉溪县和望江县于1999 年开始税费改革试点。2000 年, 改革在安徽全省推广;同年, 山东省的莱州市、肥城市、茌平县, 江苏省的溧阳市、宝应县、灌南县、沛县, 湖南省的长沙县、津市市、永兴县, 河南省的西华县、温县, 河北省的沙河市、内邱县等作为试点县市, 先于全省进行税费改革。2001 年起,

江苏省在全省推开改革;同年, 福建省的福鼎市、武平市和松溪县进入改革试点。2002 年, 样本中尚未进行全省改革的5 个省份除福建省外, 均被中央列为扩大试点省, 全省进入农村税费改革进程。即是说, 税费改革在样本期内分层次推进, 样本中有4 个县始终处于已经改革的状态, 有54 个县市(福建省4 个试点地区之外的县市)始终未进行改革。如下文的分析, 这样的数据结构使得我们可以把税费改革视为一种“准自然实验”并对它的效果进行估计。

作为我们主要关心的变量,“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, 在各省的统计年鉴中报告。

用于反映农村税费改革进程的变量有“税费改革” , 于该县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0 ;以及另外4 个指标变量“税费改革第i 年” , 分别当该县处于改革第i 年时等于1 , 否则为0 。值得说明的是, 因为税费改革是宣布于年初, 约每年3 月份, 而征税和收入统计发生于年末, 因此我们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, 依此类推。变量“人均税费改革转移支付”是指2002 年各县财政收入中税费改革专项转移支付平均到该县每个农业人口的数额。安徽省从2000 年起, 其它省除福建外从2002 年起, 县级政府以专项转移支付的形式从上级政府获得这项收入。由于数据来源的限制, 我们只能得到2002 年的该项数据,其中福建省各县市除4 个试点县市外此项收入均为零。在不包括没有专项转移支付的全部县市中, 每人约38 元的转移支付数额表明了上级政府对农村税费改革相当大的财政支持。本文用“人均税费改革转移支付”作为税费改革实行程度的另一种度量。数据集中还含有用于描绘社会经济水平的变量“人均GDP 增长率” 、“1998 年人均GDP”和一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” 。主要变量的统计特征描述见表1 。

四、基本计量模型设定

一项公共政策的实施使得社会中的部分群体受到了某种影响, 而另外一部分群体则可能没有受到任何影响, 或者受到的影响小得多, 因此它的执行可以类比于自然科学实验中对试验对象施加的某种“处理”(treatment)。使得社会中个人、厂商、城市等的环境发生改变的外生事件被称为自然试验(natural experiment)或准实验(quasi-experiment)。如果一项公共政策可被视为自然实验, 那么通过比较受到政策影响的社会群体———处理组(treatment group)和没有受到政策影响的社会群体———对照组(control group)就可以了解该项政策所产生的效果。

假定y 是我们关心的结果随机量, x =1 或0 分别代表对样本点进行“处理”或否, 处理所产生的因果效应就表现为E(y|x =1)-E(y|x =0)。假定随机变量y 与x 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

其中xit 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 的自变量向量, αi 代表个体i 不随时间变化的特征。如果“处理”组和“对照”组的分配是“条件于z 随机”的, 因而独立于个体不随时间变化的特征,即E(η|x , z)=0(定义η=α+ε), 普通最小二乘法能够给出下列模型设定中系数β1 的一致的估计:

此时β1 的估计值 β1 称为差分估计量(differences estimator)。值得一提的是, 为了得到β1 的一致估计, 我们仅仅要求E(η|x)=0 , 而非通常的E(η|x , z)=0 , 即只要实验是随机化的,OLS 对β1 的估计就是一致的, 即使对γ的估计可能不是。比较模型(2)中选取不同z 时β1 的估计值也可以帮助我们判断实验处理分配的随机性, 如果分配是无条件随机的, 那么 β1 的变异就不会很大。

如果E(η|x , z)=0 不被满足, 但有E(ε|x , z)=0 , 那么就应利用固定效应面板模型设定(fixed effect panel data model)以得到参数的一致性估计。此时计量模型(1)中β1 的估计量β1 就称为双重差分估计量(difference-in-differences estimator)。双重差分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(cross-sectional)和时间序列(time-series)的双重差异来识别公共政策的“处理效应”(treatment effect)。

由此可知, 差分估计和双重差分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。所以, “自然实验”方法用于政策评估的合理性的主要威胁之一在于社会中被实验的对象未必是被随机地选入处理组和对照组。如果有(未被观测到的)与我们关心的因变量相关的因素同时影响到一个县是否进行税费改革, 那么不进行改革的县市就不构成有效的对照组, 因为处理组与对照组本身内在的收入增长趋势可能就是不同的。

当然, 还有另一种使得“自然实验”失效的可能性, 即“实验”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从外地区迁入, 或从本地区迁出, 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而言则并不值得忧虑, 因为在当前中国的户籍制度和土地产权制度之下,农民因为税费改革的原因而迁徙的情况应该非常少。本文在后面的分析中将对农村税费改革的外生性问题做出细致的探讨。

五、计量结果与分析

(一)基本回归结果

表2 的(1)栏报告了方程1 的OLS 参数估计值。“税费改革”被发现对每年农民收入的增长率有1.75 个百分点的贡献。表2 的(2)栏报告了添加了一些社会经济控制变量和年度省份虚拟变量后的参数估计结果。“税费改革”影响的估计值约下降了25 %, 但约1.31 个百分点的提高相对于3.12 %的样本均值而言仍然相当可观, 其贡献率高达40 %以上, 而且表2(1)和(2)栏中估计的“税费改革”的效果在统计上非常显著。由第四节中关于模型2 的“条件随机” 的含义可知, 表2 的(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。

为了考察农村税费改革对农民收入增加的影响在时间上的变化趋势, 表2 的(3)、(4)两栏分别考察了“税费改革当年”和税费改革之后的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, “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。与之相反, (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。值得注意的是,“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。总的来说, 经验证据表明, 税费改革对农民收入的正影响持续至少超过一年。当然, 样本内大多数县市税费改革仅进行了1 至2 年, 对于改革的“长期”效果的预期不能因此而过于乐观。

税费改革变量系数的双重差分估计量在表3 报告。其中(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, 与表2 的(1)、(4)两栏中的结果几乎一致。(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而每年提高了约1.45 个百分点。差分估计量和双重差分估计量的接近进一步支持了各县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。

(二)关于研究方法

理性的讨论对于我们考察的县级单位, 虽然由中央政府规定的全省范围的税费改革应当可以被视为外生, 但样本中有作为试点县市而先于全省进行改革的共21 个县市。由各省的相关政府文件来看,试点县市的选择并非是抓阄式的随机抽取, 而是经过了精心的挑选, 比较共同的挑选准则是“选择有典型性、代表性的县市” 。但是如果在现实中使一个县成为试点县的特征偏离了“典型性” 和“代表性” , 而与我们关心的因变量———农民收入的增长率有系统性的相关, 比如省政府认为农民收入的增长率低的县更需要改革, 或者较为励精图治的县政府更会积极地主动争取试点改革的机会, 那么仅仅比

较改革和没有改革的县市的差异并不能反映税费改革真正的效果。为了纠正由此引起的可能的偏误, 在表2 的(5)、(6)栏和表3 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4 年共84 个观测值。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。

下面让我们考察一下这些试点县市在税费改革之前的农民收入增长趋势是否与非试点县市有明显的差异。在1999 年, 样本县市中除了安徽省的4 个试点县外, 其余县市均尚未进行税费改革,因此我们引入变量“试点县市”(如果该县日后成为改革试点县市则取1 , 否则为0), 以研究1999 年时这些县市的农民收入增长趋势的特征。回归结果在表4 中报告。

表4 中报告的3 种模型设定都显示, 日后成为改革试点地区的县市在改革之前与其他县市没有明显的差异, 从而对改革的外生性提供了进一步的支持。同时综合上文中对税费改革差分估计量和双重差分估计量在不同模型设定下的变化的分析, 我们认为税费改革的推进过程对于样本中的县市确实可以被视为外生给予的实验处理, 因而表2 和表3 中的计量模型设定能够给出税费改革对农民收入增长的因果效应的合理估计。由于农村税费改革所取消的众多行政事业性收费原本是基层政府的重要财政收入来源和地方公共品提供资金的重要来源, 上级政府的财政转移支付对县级政府的正常运转和农民负担不反弹的重要性显而易见。为了检查我们分析的合理性, 我们可以考察农村税费改革推进程度的另一种度量———税费改革专项转移支付与农民收入增长的关系。为此我们收集了“2002 年各县人均税费改革专项转移支付”的有关数据。回归结果在表5 中报告。变量“人均税费改革专项转移支付”有我们预期中的影响方向, 它的参数估计值表明, 平均人均转移支付增加1 元, 农民收入增长率增加约0.023 至0.025 个百分点, 对于样本中2002 年农民人均纯收入2713.18 元的均值而言, 这相当于约0.65(=0.024＊2713.18 100)元的增加。因此表5 的报告的经验结果同样支持了本文关于农村税费改革增加了农民收入增长率的主要结论。

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。直观地说, 税费改革依照其目标界定影响的是农民的收入, 那么其他与农民无关的一些变量则不应该受到税费改革的影响。理想中, 各县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, 那我们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。

农村税费改革是一场基于分配层面上的改革, 财富从政府, 或者说广大的纳税人手中转移到农民手中。再分配的过程本身不创造财富, 尽管农民可能因预期收入增加而更有积极性从事农业生产, 但样本中各县第一产业总增加值占县GDP 的比重并不高, 平均约30.1 %, 最高为64.4 %, 因此我们认为税费改革对人均GDP 增长率至多有微弱的正影响。表6 报告了把人均GDP 增长率作为因变量的估计结果。

在与表2 的(2)栏和表3 的(3)栏几乎完全相同的模型设定中, 税费改革对人均GDP 增长率的影响的估计值在数值上较小, 而且均不显著异于零, 尽管有理论预期中的方向。表6 的结果为本文研究方法的合理性提供了进一步的支持。

(三)影响改革效果的因素分析

农村税费改革的核心内容在于规范农村税费制度, 遏制面向农民的各种乱收费、乱集资及各项摊派, 我们因此可以得出一条显而易见的推论:如果改革在一定程度上实现了这一既定目标, 那么在改革之前不规范收费严重的地区的改革成效就应该较为明显。不仅如此, 研究各县市改革之前的初始条件如何影响改革的效果本身也是一件很有意义的事。然而试图度量基层政府向农民收费的不规范程度无疑相当困难, 而且从公开的数据来源中, 我们无法得到各县市的基层政府在税费改革前行政事业性收费的统计数据。为此, 我们考虑了如下变量, 以尝试刻画一些可能影响改革效果的初始因素:

(1)1999 年财政自给率。该指标由当年各县财政收入除以财政支出计算得到。数据来源为财政部编写的《全国地市县财政统计资料》。其中地方财政收入指的是县级政府在现行分税制框架下的本级财政收入, 主要来源为各项税收, 不包括上级政府的税收返还和转移支付。由于税收返还和上解的过程, 财政自给率68 %的样本均值并不表示县级政府的巨大财政赤字, 但是该比例在一定程度上反映了县级政府的本级财政收入正规来源占政府总支出职责的比重。因此我们有理由猜测, 在1999 年时(样本中的绝大多数县市尚未开始进行税费改革), 财政自给率较低的县市的基层政府更可能倾向于以种种不规范的方式向农民征收各种收费、集资等等。

(2)1999 年行政管理费占财政支出比重。该比例由各县1999 年县级政府财政支出中用于行政管理的费用除以总财政支出得到, 用以度量基层政府的规模, 我们认为高的行政管理费支出比例很可能对应着过度膨胀、人员臃肿的基层政府。而社会各界长期以来普遍认同“生之者寡, 食之者众”的农村基层治理体制是造成农民负担沉重的重要原因(吴理财、徐勇, 2004)。

(3)地理因素———距离省会城市距离。该变量表示的是各县政府所在地距所属省份的省会城市的直线距离, 从《中国地图册》第十版(中国地图出版社)测量并依照比例尺计算得到。我们试图用这个变量刻画影响基层政府行为的政治维度上的原因———远离省级行政中心可能意味着来自上级政府的监督和约束较少, 基层政府从而更有激励向农民过度征敛。另一个类似作用的变量是“是否位于省交界处”虚拟变量, 当一个县位于不同省份交界处时取值1 , 否则为0 。

为了考察这些初始因素对农村税费实际改革效果的影响, 我们分别依据这些变量对整个样本进行了划分, 对于连续变量取分割点为中位数, 以把样本分成大小大致相同的子样本。税费改革对农民收入增长率在不同子样本中产生的影响的参数估计值和假设检验结果被整理在表7 中报告。

表7 报告了表2(2)栏中的模型设定在8 个子样本中的回归结果, 固定效应面板模型的设定使得不随时间变化的初始条件和地理条件对因变量的直接影响被剔除。表7 的结果显示, 税费改革在不同的子样本中的影响差异甚大:对于在改革之初财政自给率低、基层政府规模庞大以及远离省会和位于省边界的县市, 农村税费改革对农民收入的增长率产生了高达2 至3 个百分点的提高, 而在对应的样本中, 改革的效果则并不明显。这一结论与我们最初的推论一致:如果税费改革的政策的确得以执行, 那么改革的效果应该在此前政府不规范收费情况严重的地区最为显著。

陶然等(2003)运用1986 年至1999 年的微观数据表明, 农民税负的主要特征是累退性, 即收入低的农户承受的各种负担比率反而更高。表7 的发现与他们的结论是相互支持的, 因为财政自给率低、基层政府规模庞大以及远离省会和位于省边界的县市通常是农民收入低下的地区, 在累退性税负体制下税费改革的效果空间也可能更大。因此, 子样本回归的结果更进一步支持了本文关于农村税费改革增加了农民收入增长率的基本结论。另外, 表7 的结果也在一定程度上表明, 基层政府缺乏有效治理和约束的确是导致农民收入增长缓慢的重要原因。

六、总结

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“自然实验” , 本文考察了税费改革对农民收入增长的因果效应。我们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。该结论得到了一系列其他经验证据的支持, 包括税费改革专项转移支付对农民收入增长率的正影响、对税费改革外生性的细致讨论和把人均GDP 作为农民收入的对照组的检验结果。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。通过对改革在不同子样本中影响程度的分析, 本文还发现, 一定的经验证据表明税费改革在原本基层政府对农民不规范收费较为严重的县市中改革效果更为明显。这些经验结果说明农村税费改革的确实现了增加农民收入的政策目的, 但我们也应该看到, 农村税费改革同时也会直接削弱乡镇一级的财政收入, 对地方公共产品的供给产生消极影响, 所以关于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。

参考: 中国农村税费改革的政策效果:基于双重差分模型的估计, 周黎安, 陈烨