武曉利

(河南財經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，河南 鄭州 450002)

一、引 言

改革開放以來，隨著經(jīng)濟高速發(fā)展，居民消費增長率卻不斷下降，這已是中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡的最重要表現(xiàn)，并成為衡量我國經(jīng)濟能否健康持續(xù)發(fā)展的重要因素。圖1描述了1979～2012年間年均GDP增長率與年均消費增長率的對比圖，可以看出，1978－1986年間消費平均增長率高于GDP平均增長率0.9個百分點，而1987－1994年間消費平均增長率低于GDP平均增長率1.62個百分點，1995－2002年間消費平均增長率低于GDP平均增長率1.51個百分點，到2003－2012年間這一差距擴大到2個百分點。與此同時，居民消費占GDP的比重(簡記為居民消費占比)也在不斷下降，如圖2所示，居民消費占比從1994年的45.4%，持續(xù)下降至到2005年的39.7%，2012年也僅為35.7%。根據(jù)世界銀行的標準，2010年我國人均GDP到7129美元，已經(jīng)步入中等偏上收入國家的行列，消費結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變已經(jīng)成為促進我國經(jīng)濟進一步發(fā)展的關(guān)鍵，所以，刺激居民消費和提高居民消費率將是政策制定者關(guān)注的焦點。

稅收政策對居民消費和企業(yè)生產(chǎn)行為的作用機制一直是宏觀經(jīng)濟研究的熱點，政府部門通過調(diào)節(jié)稅負水平和稅收結(jié)構(gòu)來影響居民消費和企業(yè)生產(chǎn)。其中，消費稅、增值稅等間接稅種通過影響經(jīng)濟生活中的商品價格對企業(yè)生產(chǎn)和居民消費產(chǎn)生作用;資本利得稅、勞動所得稅和企業(yè)所得稅等直接稅種通過對要素收入的影響進而作用于生產(chǎn)和消費活動。自1994年的稅制改革以來，稅收占GDP的比重超過10%，并基本保持逐年上升的態(tài)勢，截至2012年，稅收占比達到20%;然而，在稅收占比持續(xù)上升的同時，居民消費率卻不斷下降(如圖2所示)，1994－2012年間居民消費率下降幅度接近10%。在目前中國居民消費持續(xù)疲軟的情況下，研究稅收政策對居民消費的影響機制，調(diào)整稅負水平，刺激居民消費，提高居民消費率，對促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整具有不容忽視的作用。

圖1 年均GDP增長率與年均消費增長率對比圖

圖2 居民消費占比和稅收占比的變動趨勢圖

動態(tài)隨機一般均衡模型分析框架為研究財政政策的宏觀效應(yīng)分析提供了一個新的分析視角。DSGE模型不僅能夠較好地模擬宏觀經(jīng)濟中各種類型的沖擊源，而且能夠?qū)ζ鋫鲗?dǎo)機制進行有效地分析。Susan Yang(2005)、Mertens and Ravn(2010)等將稅收政策引入DSGE模型中，以及McGrattan(1997)、Edelberg(1999)等將政府支出引入DSGE模型中，均較好地解釋了經(jīng)濟波動的特征事實［1］［2］［3］［4］。王文甫(2010，2012)將收入稅率引入到 DSGE 模型中，研究發(fā)現(xiàn)，稅率增加對總產(chǎn)量、消費和凈出口產(chǎn)生負效應(yīng)［5］［6］。在本文中，將居民消費稅、資本利得稅、勞動所得稅和企業(yè)所得稅等四類稅收引入到DSGE模型中，研究稅收政策調(diào)整對居民消費行為的作用機制。

本文的主要貢獻主要體現(xiàn)在三個方面:一是模型設(shè)定，將影響家庭消費-投資行為的居民消費稅、資本利得稅和勞動所得稅等三類稅收加入到家庭的預(yù)算約束中，并將影響廠商生產(chǎn)行為的企業(yè)所得稅加入到利潤最大化問題中，目的是研究四類稅率調(diào)整對居民消費、就業(yè)和消費率的作用機制，現(xiàn)有文獻中關(guān)于稅收的研究均未綜合考慮。二是參數(shù)估計方法，區(qū)別于McGratten(1997)采用的極大似然估計方法，本文利用貝葉斯估計方法對動態(tài)參數(shù)進行估計［3］。三是本文結(jié)論與現(xiàn)有文獻也有較大不同，與王文甫(2012)僅引入收入稅不同，本文引入了消費稅、資本利得稅、勞動所得稅以及企業(yè)所得稅;與郭新強(2012)相比，本文不僅討論了調(diào)整稅收政策對就業(yè)的影響，而且研究了對居民消費和消費率的影響機制［6］［7］。

本文的組織結(jié)構(gòu)為:第二部分構(gòu)建三個部門的動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型;第三部分為模型參數(shù)的校準、貝葉斯估計和動態(tài)分析;第四部分給出結(jié)論和政策建議。

二、模型構(gòu)建

(一)代表性家庭

假定經(jīng)濟體中包含無數(shù)個同質(zhì)的家庭，每個家庭偏好相同且能夠生存無窮期，效用函數(shù)采用CRRA效用形式，其中政府支出引入的形式參考黃賾琳(2005)的做法［8］，則代表性家庭在每一期規(guī)劃其消費與勞動供給以最大化一生效用，即:

其中，E0表示基于0期信息形成的條件期望算子;0＜β＜1，表示主觀貼現(xiàn)率;θ1表示家庭消費的相對風(fēng)險規(guī)避彈性;θ2表示家庭勞動供給的跨期替代彈性;φ表示休閑相對于消費的權(quán)重;Ct代表第t期代表性家庭的消費;Gt代表第t期政府支出;γ表示代表性家庭消費與政府支出關(guān)系的系數(shù);Nt代表第t期代表性家庭的勞動供給。

家庭的預(yù)算約束為:

其中，τct、τst和τwt分別表示在t期家庭向政府繳納的居民消費稅率、資本利得稅率和勞動所得稅率。

求解代表性家庭的效用最大化問題，可得一階條件與橫截性條件如下:

其中，λt為約束條件(2)式的Lagrange乘子，式(3)的右邊代表家庭t期消費的邊際效用。式(4)為消費與勞動的Euler方程。式(5)反映家庭消費的最優(yōu)規(guī)劃，即t期消費的邊際效用等于t+1期消費所帶來效用的貼現(xiàn)值。式(6)為家庭效用最大化須滿足的橫截性條件。

(二)代表性廠商

在完全競爭的市場中，廠商均是同質(zhì)的，每個廠商具有相同的技術(shù)條件。代表性廠商通過租借私人資本和勞動進行生產(chǎn)，則Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的具體形式為:Yt=AtKαtN1t－α。其中，Yt表示t期的產(chǎn)出;Kt表示t期的資本存量;Nt表示t期的勞動投入;At表示t期外生的技術(shù)水平，是一個隨機變量，假定其服從AR(1)過程，即:

其中，A*表示技術(shù)水平的穩(wěn)態(tài)值，是白噪聲過程(white noise process)。

廠商的資本積累方程為:Kt+1=It+(1－δ)Kt。其中，δ表示資本的折舊率，It表示t期的投資。

廠商在t期需要支付家庭的工資Wt、資本租金rt、承擔(dān)資本折舊率δ，同時按τft的稅率向政府繳納企業(yè)所得稅。所以利潤最大化問題可表達為:

求解該最優(yōu)化問題，可得如下關(guān)于Kt和Nt的最優(yōu)一階條件:

(三)政府部門

在t期，家庭向政府繳納τctCt+τstSt+τwtWtNt的稅收，廠商向政府繳納τftYt的稅收，稅收收入全部用于政府支出，則政府的預(yù)算約束可表達為:

參考王文甫(2012)、郭新強等(2012)的觀點，假設(shè)稅收政策中的稅收沖擊均是外生的，且服從 AR(1)過程［6］［7］，即:

其中:τ*i(其中，i=c、s、w、f)分別表示居民消費稅率、資本利得稅率、勞動所得稅率和企業(yè)所得稅率的穩(wěn)態(tài)值;是白噪聲過程(white noise process)，且相互獨立。

(四)市場出清

當(dāng)市場達到出清狀態(tài)時，有以下式子成立:

(五)均衡系統(tǒng)

給定經(jīng)濟中代表性家庭的偏好、廠商的技術(shù)水平和資源約束、狀態(tài)變量 {Kt－1，Ct－1，N*，At－1，G1}，以及技術(shù)沖擊和稅率沖擊 {At，τct，τst，τwt，τft}，當(dāng)經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)時，代表性家庭實現(xiàn)效用最大化、代表性廠商實現(xiàn)利潤最大化，并且消費品市場、資本市場以及勞動力市場均出清。

三、模型參數(shù)的校準、貝葉斯估計與動態(tài)分析

(一)模型參數(shù)的校準

本文模型中參數(shù)的賦值方法分為兩種:一是對于靜態(tài)參數(shù)采用校準的方法進行賦值，二是對于動態(tài)參數(shù)采用貝葉斯估計的方法進行賦值。

1．靜態(tài)參數(shù)的校準

(1)主觀貼現(xiàn)因子β、資本產(chǎn)出彈性α和資本折舊率δ。我們采用1978－2012年的物價水平來校準居民的主觀貼現(xiàn)率，可估算出該期間物價水平平均上升了4.5%，故主觀貼現(xiàn)率β設(shè)定為95%。資本產(chǎn)出彈性采用張軍(2003)的估計結(jié)果，取為0.55［9］。國外對資本折舊率估計值均在0.1左右。由于我國經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的獨特性，黃勇峰等(2002)估計出我國制造業(yè)折舊率高達0.17［10］。參照國內(nèi)外的相關(guān)研究結(jié)果，參數(shù)校準后δ取值為0.12。

(2)消費和勞動供給的相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)θ1和θ2。關(guān)于我國消費的相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)θ1的經(jīng)驗研究較少。陳學(xué)彬等(2005)的實證研究結(jié)果為0.77，黃賾琳(2005)根據(jù)居民消費行為建立了相關(guān)計量模型，估算值也在0.7－1.0之間，本文校準為0.85［11］［8］?，F(xiàn)有文獻對勞動供給的跨期替代彈性估計值的差異較大，F(xiàn)uentes-Albero(2009)利用微觀數(shù)據(jù)估計出θ2的取值范圍為0.2－0.72;也有基于效用函數(shù)形式和穩(wěn)態(tài)平衡路徑校準得到θ2的取值為2或者3，本文校準為θ2=3［12］。

(3)技術(shù)水平與勞動供給的均衡值Z*、N*。一是均衡技術(shù)水平Z*的取值，該參數(shù)只有水平效用，沒有波動影響，一般取為1。二是均衡勞動供給N*的取值，根據(jù)Hansen(1985)的不可分勞動模型，把代表個體一天的時間正規(guī)化為1，則當(dāng)工時達到1/3時實現(xiàn)均衡［13］。我國每天8小時工作制及每周雙休日制度均與美國的情況類似，故本文采用其結(jié)果，N*取為0.34。

(4)家庭消費與政府支出關(guān)系系數(shù)γ和休閑相對于消費的權(quán)重φ。本文根據(jù)武曉利和晁江鋒(2014)的計算方法，從社會計劃者的角度求解全社會效用最大化問題，可得關(guān)系式:Gt=γCt，從而推導(dǎo)出居民消費與政府支出之間的關(guān)系［14］。同時，我們利用1978－2012年間實際居民消費和實際政府支出數(shù)據(jù)，可估算出γ=0.318。同樣方法，可求解出關(guān)系式:φ=(1－α)Y*tCt*－θ1Gt*γ(1－θ1)利用1978－2012年間實際產(chǎn)出、實際居民消費以及實際政府支出數(shù)據(jù)，可估算出φ=1.38。

綜上所述，對靜態(tài)參數(shù)的設(shè)定值進行歸納，結(jié)果如表1所示:

表1 靜態(tài)參數(shù)的校準結(jié)果

2．動態(tài)參數(shù)的校準

本文采用Bayes方法進行估計動態(tài)參數(shù)。同時采用我國1978－2012年的年度實際GDP和實際消費數(shù)據(jù)作為樣本。關(guān)于相關(guān)參數(shù)初值的選取，根據(jù)已有文獻的估算，技術(shù)沖擊一階相關(guān)系數(shù)的均值多數(shù)在0.7左右，故ρz的先驗均值取為0.75;參考郭新強等(2012)的結(jié)果，稅率沖擊一階相關(guān)系數(shù)的先驗均值均取為0.85［7］;關(guān)于五種沖擊的隨機擾動項先驗均值的選取，國內(nèi)文獻的估計值均在0.02－0.08之間(黃賾琳，2005;李春吉等，2010)，故本文均取為0.05［8］［15］。關(guān)于先驗分布的選取，參考相關(guān)外文文獻的做法，一階自回歸參數(shù)均服從貝塔(Beta)分布，波動參數(shù)均服從較為分散和平滑的逆伽瑪(Inv．Gamma)分布(Smets and Wouters，2007;Khan and Tsoukalas，2009)［16］［17］。

綜上所述，對動態(tài)參數(shù)的估計值進行歸納，結(jié)果如表2所示:

表2 動態(tài)參數(shù)的Bayes估計結(jié)果

(二)動態(tài)模擬與效應(yīng)分析

在這里，給定1%單位正向的四類稅收政策沖擊，分別討論其對居民消費、就業(yè)和消費率的動態(tài)效應(yīng)。

1．稅收政策對居民消費的效應(yīng)分析

圖3(a)描述了消費對居民消費稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位正向的居民消費稅沖擊，消費的反應(yīng)是立即負向地偏離初始狀態(tài)至－3×10－3，隨后緩慢地向初始狀態(tài)回歸，但沖擊發(fā)生后40期消費仍沒有回歸到初始狀態(tài)。這說明居民消費稅沖擊對消費的影響時間較長，且面對正向的居民消費稅沖擊，消費的反應(yīng)為負。

圖3(b)描述了居民消費對資本利得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位正向的資本利得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)是沖擊發(fā)生后的兩期，居民消費微幅正向偏離初始狀態(tài)，但是在第3期以后開始快速負向地偏離初始狀態(tài)，并在第17期達到偏離的最大幅度－9×10－5，之后緩慢地向初始狀態(tài)回歸。總之，面對正向的資本利得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)整體上為負向的。

圖3(c)描述了居民消費對勞動所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位正向的勞動所得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)是立即負向地偏離初始狀態(tài)，并且從沖擊發(fā)生后40期的居民消費動態(tài)反應(yīng)來看，居民消費偏離幅度幾乎保持在－1.5×10－2，沒有跡象顯示居民消費向初始狀態(tài)回歸?？傊?，面對正向勞動所得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)為負，且持續(xù)性較強。

圖3(d)描述了居民消費對企業(yè)所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位正向的企業(yè)所得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)是沖擊發(fā)生后立即負向地偏離初始狀態(tài)，在第2期有微幅的回歸，但是隨后繼續(xù)負向地偏離，并在30期左右達到偏離幅度的最大值－1.8×10－2，之后繼續(xù)保持，即達到新的穩(wěn)態(tài)。總之，面對正向企業(yè)所得稅沖擊，居民消費的反應(yīng)為負，且持續(xù)性較強。

圖3 居民消費對稅收政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖

2．稅收政策對就業(yè)的效應(yīng)分析

圖4(a)描述了就業(yè)對居民消費稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向居民消費稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是立即負向地偏離初始狀態(tài)至最大值－1.4×10－4，隨后就業(yè)向初始狀態(tài)回歸，但是回歸的過程較為緩慢?？傊鎸φ虻木用裣M稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是負向的。

圖4(b)描述了就業(yè)對資本利得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向資本利得稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是立即負向偏離初始狀態(tài)，并在沖擊發(fā)生后的前兩期達到偏離的最大值－6×10－5，然后快速向初始狀態(tài)回歸，并在第6期回歸到初始狀態(tài)，但是并未停止，而是繼續(xù)正向地偏離穩(wěn)定狀態(tài)，在20期左右達到正向偏離的最大值3.5×10－5，隨后緩慢向初始狀態(tài)回歸?？傊鎸φ虻馁Y本利得稅沖擊，就業(yè)在短期內(nèi)的反應(yīng)是負向的，但是從中長期來看反應(yīng)是正向的。

圖4(c)描述了就業(yè)對勞動所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向勞動所得稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是沖擊發(fā)生當(dāng)期立即正向偏離初始狀態(tài)至7×10－3，隨后快速下降，并在第2期達到負向偏離的最大值－3×10－3，之后繼續(xù)保持此偏離幅度不變，亦即就業(yè)達到新的穩(wěn)態(tài)。總之，面對正向的勞動所得稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)為負，并且會達到一個相對水平較低的穩(wěn)態(tài)。

圖4(d)描述了就業(yè)對企業(yè)所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向企業(yè)所得稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是沖擊發(fā)生當(dāng)期立即正向地偏離初始狀態(tài)至3×10－3，隨后快速下降，并在第2期達到負向偏離的最大值－2.3×10－3，之后微幅回歸并達到新的穩(wěn)態(tài)。總之，面對正向的企業(yè)所得稅沖擊，就業(yè)的反應(yīng)是負向的，并且會達到一個較低水平的穩(wěn)態(tài)。

圖4 就業(yè)對稅收政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖

3．稅收政策對居民消費率的效應(yīng)分析

目前中國持續(xù)偏低的居民消費率已經(jīng)成為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的嚴重阻礙，為此我們考察稅收政策調(diào)整對居民消費率的影響效應(yīng)。在這里，參考國家統(tǒng)計局的指標解釋，居民消費率定義為居民最終消費占居民可支配收入的比重。圖5描述了居民消費率關(guān)于四類財政稅收沖擊的脈沖響應(yīng)圖。

圖5(a)描述了消費率對居民消費稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向居民消費稅沖擊，消費率的反應(yīng)是當(dāng)期立即負向偏離初始狀態(tài)至－5.6×10－3，隨后緩慢地向初始狀態(tài)回歸?？傊?，面對正向的居民消費稅沖擊，消費率的反應(yīng)為負向的。

圖5(b)描述了居民消費率對資本利得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向資本利得稅沖擊，居民消費率的反應(yīng)是當(dāng)期微幅正向偏離初始狀態(tài)，之后快速正向偏離，并在第2期達到偏離的最大幅度2×10－4，隨后緩慢向初始狀態(tài)回歸。大約在第15期時重新回到初始狀態(tài)，但是并未停止，而是微幅負向地偏離初始狀態(tài)?？傊?，面對正向的資本利得稅沖擊，在一段時期內(nèi)，居民消費的反應(yīng)為正。

圖5(c)描述了居民消費率對勞動所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向勞動所得稅沖擊，居民消費率的反應(yīng)是當(dāng)期立即大幅度負向偏離初始狀態(tài)至－3.5×10－2，隨后快速回歸至初始狀態(tài)，但并未停止，而是繼續(xù)正向偏離至0.8×10－2，之后緩慢地向初始狀態(tài)回歸，大約在第12期回歸到初始狀態(tài)?？傊鎸φ虻膭趧铀枚悰_擊，居民消費率的當(dāng)期反應(yīng)是立即大幅負向偏離，隨后是微幅正向偏離。

圖5(d)描述了居民消費率對企業(yè)所得稅沖擊的動態(tài)反應(yīng)。給定1%單位的正向企業(yè)所得稅沖擊，居民消費率的反應(yīng)是當(dāng)期立即負向偏離初始狀態(tài)至－1.5×10－2，隨后快速回歸到初始狀態(tài)，但是并未停止，而是繼續(xù)正向地偏離至2.1×10－2，隨后緩慢向初始狀態(tài)回歸，大約在第25期時回歸到初始狀態(tài)?？傊鎸φ虻钠髽I(yè)所得稅沖擊，居民消費率的當(dāng)期反應(yīng)是負向的，但之后是正向的。

圖5 居民消費率對稅收政策沖擊的脈沖響應(yīng)圖

四、結(jié)論與政策建議

改革開放以來，中國經(jīng)濟高速發(fā)展，而居民消費與消費率的長期持續(xù)低迷的經(jīng)濟事實，已經(jīng)成為影響我國經(jīng)濟健康發(fā)展和結(jié)構(gòu)升級的嚴重阻礙。稅收政策作為居民收入分配的重要手段，調(diào)整稅負水平和優(yōu)化稅收結(jié)構(gòu)將會直接影響到居民的消費－投資行為，進而影響居民消費率。本文將居民消費稅(包括消費稅和增值稅)等間接稅種以及資本利得稅、勞動所得稅和企業(yè)所得稅等直接稅種引入到三個部門的動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型中，研究稅收政策調(diào)整對居民消費、就業(yè)以及消費率的影響和傳導(dǎo)機制。研究發(fā)現(xiàn)，不同稅種對三者的影響存在較大差異:降低居民消費稅等間接稅不僅能夠刺激居民消費和消費率，同時也會增加就業(yè);三類直接稅對居民消費、消費率的影響是一致的，均對居民消費有一定的負面作用，對消費率產(chǎn)生正向影響，而對就業(yè)的作用有所不同，資本利得稅對就業(yè)水平的提升有積極作用，勞動所得稅和企業(yè)所得稅削弱了居民的就業(yè)積極性。

通過以上分析，給出如下政策建議:(1)調(diào)整消費稅和增值稅的征收范圍，使消費稅和增值稅政策更加適應(yīng)消費結(jié)構(gòu)的變化，真正起到調(diào)節(jié)收入分配，縮小收入差距的作用，同時有選擇地提高一些商品的消費稅率和增值稅率，如奢侈品、石油以及耗能高、污染重的產(chǎn)品等。(2)由于繳納資本利得稅的多為收入水平較高者，提高資本利得稅一方面可以調(diào)節(jié)收入分配和縮小收入差距，另一方面可以增加就業(yè)和提高消費率，改變目前消費率持續(xù)偏低的現(xiàn)狀。(3)調(diào)整個人勞動所得稅，降低中低收入者的稅負，適當(dāng)提高高收入者的稅負，真正體現(xiàn)稅收政策的公平與效率。(4)調(diào)整企業(yè)所得稅，對于不同類型的企業(yè)采用不同的稅收政策，對于中小企業(yè)，應(yīng)加大稅收扶持力度;對于大型國企，適當(dāng)提高上繳公共財政的比例。

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