廖信林, 吳友群, 王立勇

(1.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 蚌埠 233030;2.中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京 100081)

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宏觀稅負(fù)、稅制結(jié)構(gòu)調(diào)整對居民消費的影響:理論與實證分析

廖信林1, 吳友群1, 王立勇2

(1.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 蚌埠 233030;2.中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京 100081)

本文通過建立一個簡單動態(tài)一般均衡模型來分析不同稅負(fù)水平下,直接稅比重變化對居民消費的影響。采用兩步一階差分廣義矩估計方法進(jìn)行實證檢驗的結(jié)果表明,稅制結(jié)構(gòu)對居民消費的影響與稅負(fù)水平相比,當(dāng)前稅負(fù)水平對居民消費的負(fù)向影響更大。因此,通過提高直接稅比重來促進(jìn)居民消費,應(yīng)當(dāng)從減少間接稅收入進(jìn)而降低居民的稅負(fù)水平入手,通過間接稅的減少來實現(xiàn)。并借鑒Arnold的研究方法進(jìn)一步研究表明,減少間接稅中的增值稅和營業(yè)稅能夠達(dá)到減少間接稅收入,降低居民稅負(fù)水平目的。而逐步提高直接稅收入比重,可以考慮再恢復(fù)征收利息所得稅的情況下通過增加個人所得稅和財產(chǎn)稅來實現(xiàn)。

宏觀稅負(fù);稅制結(jié)構(gòu);居民消費

一、引 言

改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)保持了長期大規(guī)模的持續(xù)高速增長,1979-2013年我國的GDP年均增長率約9.83%,被外界稱之為“中國奇跡”。但是長期以來形成的對投資和出口的過分依賴,使得國內(nèi)消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在不斷下滑。在驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”中,投資是由消費派生并最終由消費決定,而出口本身就是一種國外部門消費需求,可以說只有消費才是經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生原始動力。因此,改變由于對投資和出口的長期過度依賴導(dǎo)致內(nèi)需疲軟的“失衡式”高速增長模式,使經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多依靠內(nèi)需特別是居民消費需求拉動勢在必行。然而,歷史經(jīng)驗表明,要完全依靠市場力量實現(xiàn)居民消費需求的自發(fā)性快速增長會非常困難,因此,政府必須采取相應(yīng)的政策措施來刺激和引導(dǎo)。財政政策體系中,稅收及其稅制結(jié)構(gòu)在擴(kuò)大內(nèi)需、提高居民消費需求方面具有重要作用。雖然傳統(tǒng)的凱恩斯主義認(rèn)為,政府征稅會減少居民的可支配收入,從而降低了居民的消費能力,最終導(dǎo)致居民消費水平的下降,因此,稅收與居民消費之間成負(fù)相關(guān)關(guān)系。但如果不考慮宏觀稅負(fù)水平變動的影響,即在稅收總量保持不變的情況下,政府還是可以通過調(diào)節(jié)稅制結(jié)構(gòu)來達(dá)到刺激居民消費行為,提升居民消費水平的目的。通常認(rèn)為一個國家或地區(qū)間接稅占比越大,直接稅占比越小,越不利于縮小居民收入差距以及提高居民消費。2012年,我國間接稅收入約占全部稅收收入的77.1%。而直接稅收入只占全部稅收收入的22.9%。因此,目前亟需改變我國以間接稅為主的稅制體制,逐漸提高直接稅的比重,以縮小居民收入差距、擴(kuò)大居民消費。但該如何提高直接稅比重還未有定論。從宏觀層面看,增加直接稅的比重可能存在以下三條路徑:

第一,保持間接稅收入基本不變,大力增加直接稅收入;第二,減少間接稅收入,同時增加直接稅收入;第三,保持直接稅收入基本不變,逐步降低間接稅的稅收。在這三條路徑中,第一條雖然可以提高直接稅比重,但居民的宏觀稅負(fù)也會隨之增加,這可能會抵消直接稅占比增加所帶來的消費刺激作用;第二條路徑直接稅的比重提升是最快的,但同時居民稅負(fù)水平的變化是不確定的,增加、不變和減少的情況均有可能,關(guān)鍵看直接稅和間接稅收入變化的相對幅度;第三條路徑則會提高直接稅比重,同時也會減低居民稅負(fù)水平。由于稅負(fù)水平過重,尤其是中低收入群體的稅負(fù)水平過重是導(dǎo)致我國居民消費需求持續(xù)不振的重要原因。因此,如果僅從增加居民消費的角度看,無疑第三條路徑將最有可能出效果?？紤]到提高直接稅比重存在多種路徑,且不同的路徑將有可能經(jīng)由居民稅負(fù)水平的變化而對居民消費造成不同的影響。因此,甄別直接稅比重提高對居民消費的作用,需要結(jié)合由此帶來的居民稅負(fù)水平變化的情況來共同加以分析。有鑒于此,下面我們先結(jié)合一個簡單的動態(tài)一般均衡模型,來分析不同的稅負(fù)水平下,直接稅比重的變化對居民消費的影響。然后利用中國1999-2011年的省際間的稅收和居民消費數(shù)據(jù)等相關(guān)數(shù)據(jù),檢驗稅負(fù)水平、稅制結(jié)構(gòu)變動對居民消費的影響,驗證模型分析得出的結(jié)論。

二、理論模型構(gòu)建與分析

(一)理論模型的構(gòu)建

1.家庭

假定經(jīng)濟(jì)是由連續(xù)、同質(zhì)、具有無限壽命的家庭組成,每個家庭中只有1個個體,為簡化分析不考慮人口增長。每個家庭有1單位的時間稟賦可用于勞動(l)或閑暇(1-l)。家庭的效用來自消費(c)和閑暇,家庭在自身財富的約束下對消費和閑暇進(jìn)行選擇。為便于得到模型的顯示解,這里采用Xie(1997)、郭慶旺和呂冰洋(2011)以及呂冰洋(2012)對家庭效用函數(shù)設(shè)定方法:

U(c,l)=ln(c-l)

(1)

(2)

為了更好的分析稅制結(jié)構(gòu)和宏觀稅負(fù)對居民消費的影響,這里假定政府課征消費稅τc(間接稅稅率)和所得稅τy(直接稅稅率),家庭的預(yù)算約束方程為:

(3)

式中k代表人均資本,w代表勞動平均工資率,l代表人均勞動時間,r代表資本平均收益率。

把(2)和(3)構(gòu)造成如下現(xiàn)值漢密爾頓系統(tǒng)來求解:

H=ln(c-l)+λ[(1-τy)(wl+rk)-(1+τc)c]

(4)

λ為資本的影子價格,由一階條件可得:

(5)

(6)

(7)

由(5)和(6)式可得:

(8)

(9)

2.廠商

假定經(jīng)濟(jì)中存在一系列相同的競爭型廠商。其生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變的柯布-道格拉斯函數(shù)形式:

f(l,k)=Akαl1-α

(10)

廠商的目標(biāo)函數(shù)為:Maxf(l,k)-wl-rk

(11)

根據(jù)一階條件,可求得均衡時資本平均收益率和工資率為:

w=(1-α)Akαl-α

(12)

r=αAkα-1l1-α

(13)

3.政府

假定政府實行預(yù)算平衡,人均稅收為t,其預(yù)算約束為:

t=τyy+τcc

(14)

由于模型中有關(guān)稅種的設(shè)置只考慮了消費稅和所得稅兩種稅種,那么,間接稅與直接稅之比(τcc/τyy)可以用來表示稅制結(jié)構(gòu)參數(shù),稅收收入與收入之比(t/y)可以表示宏觀稅負(fù)水平。

4.均衡解

把(8)和(9)代入(3)可得資本積累方程為:

(15)

聯(lián)立方程(7)和(15)得

(16)

在經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)均衡的時候可得:

(17)

聯(lián)立(9)和(12)可得:

(18)

把(18)代入(8)可得:

(19)

把(17)代入(19)最終得到:

(20)

從(20)式中可以看出,在其他條件不變的情況下,τc和τy增加都會帶來消費的下降。

(二)模型分析

現(xiàn)在,結(jié)合(20)式來分析前面提到的增加直接稅的比重的三條路徑問題:

第一,假定其他條件不變的情況下,如果保持間接稅收入不變,大力增加直接稅收入,即τc不變,τy增加。稅制結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化,但卻帶來了宏觀稅負(fù)增加,消費最終是下降的。

第二,假定其他條件不變時,在減少間接稅收入的同時增加直接稅收入,即τc減少,τy增加,由此帶來的結(jié)果是宏觀稅負(fù)的變化是不確定的,消費的變化也是不確定的。因為這與直接稅和間接稅收入變化的相對幅度大小有關(guān)。如果直接稅收入上升的幅度大于間接稅收入下降的幅度,稅制結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化,宏觀稅負(fù)凈增加;如果直接稅收入上升帶來的消費減少能夠被間接稅收入下降帶來消費的增加所抵消的話,消費最終是凈增加的。如果直接稅收入上升帶來的消費減少不能夠被間接稅收入下降帶來消費的增加所抵消的話,消費最終是凈減少的。

第三,如果在保持直接稅收入基本不變的同時逐步降低間接稅收入,即τy不變,τc減少。那么在稅制結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化同時,宏觀稅負(fù)降低了,但卻帶來了居民消費的增加。

所以,要想通過提高直接稅比重來提升居民消費,需要結(jié)合由此帶來的居民稅負(fù)水平變化的情況來共同加以分析。并不像部分學(xué)者認(rèn)為的那樣,可以在增加宏觀稅負(fù)水平的情況下,提升直接稅比重。如果提高直接稅的目的之一是旨在促進(jìn)居民消費,那么這種情況的可能性是微乎其微的。即如果提高直接稅占比會導(dǎo)致稅負(fù)水平的上升的話,居民消費將難以為繼,甚至反而會進(jìn)一步導(dǎo)致居民消費的下降。從上面的邏輯推理可以看出,提高直接稅比重、促進(jìn)居民消費,應(yīng)當(dāng)從減少間接稅收入進(jìn)而降低居民的稅負(fù)水平入手,通過間接稅的減少來實現(xiàn)。也就是說減少間接稅收入、降低居民稅負(fù)水平是第一步,而提高直接稅收入、增加直接稅比重是第二步,不能亂了先后次序,否則,提高直接稅比重只會進(jìn)一步增加居民稅負(fù)水平,加劇居民消費的下降步伐。

三、經(jīng)驗計量模型的設(shè)定與變量選取說明

(一)經(jīng)驗計量模型的設(shè)定

鑒于目前我國具有可比的稅收數(shù)據(jù)更多的是來自1994年分稅制改革以后的年度數(shù)據(jù),不能滿足時間序列模型的數(shù)據(jù)長度。加上個人所得稅又是影響居民消費一個最為重要的稅種,在1999之前更多的是對在我國工作的外籍人士征收,而我國居民個人所得稅數(shù)據(jù)是從1999年才開始進(jìn)行全面統(tǒng)計。因此,本文最終使用我國1999-2011年省級稅收及相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。我們設(shè)立的省級面板數(shù)據(jù)模型為:

(21)

式中,i表示第i個省(i=1,…,30),由于西藏經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的特殊性,所以,我們選取了除西藏和港澳臺以外的30個省份為觀測樣本;t表示第t(t=1999,…,2011)年。μi為個體效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng);ξit為誤差項。且滿足:E(ξit)=0,E(μiξit)=0,E(ξitξis)=0(?i,t,s,t≠s)。

(二)變量選取與說明

這里選取居民消費率(CR)作為被解釋變量,用各地區(qū)支出法下居民消費占同期GDP的比重來表示。之所以選用居民消費率一來是可以避免方差過大問題,二來是因為目前中國內(nèi)需不足并不是居民消費支出絕對數(shù)值在降低,而是居民消費支出占GDP的比重在持續(xù)下滑。

解釋變量方面。Tj為各稅收變量,包括(1)宏觀稅負(fù)水平變量。以各地區(qū)的稅收收入占同期的GDP比重來代表宏觀稅負(fù)水平(TB)。(2)稅制結(jié)構(gòu)變量。用間接稅除以直接稅來表示稅制結(jié)構(gòu)(SZ),其中間接稅使用增值稅和營業(yè)稅之和來表示,直接稅用企業(yè)所得稅、個人所得稅和財產(chǎn)稅總和來表示。(3)各稅種(類)變量。分別用間接稅占稅收收入的比重(TJJ)和直接稅占稅收收入的比重(TZZ)來表示兩大稅類變量,用增值稅(TV)、營業(yè)稅(TO)、企業(yè)所得稅(TE)、個人所得稅(TP)和財產(chǎn)稅(TC)各占稅收收入的比重來表示各稅種變量。

從1994年實行分稅制改革以來,鑒于稅收管轄權(quán)的不同,稅收又被分為中央稅、地方稅以及中央與地方共享稅三大類。由于本文是基于省區(qū)的面板數(shù)據(jù)分析,我國現(xiàn)有統(tǒng)計資料中尚無分地區(qū)分稅種收入數(shù)據(jù)。所以我們首先要對相關(guān)稅收指標(biāo)進(jìn)行界定。

間接稅方面。增值稅、營業(yè)稅、消費稅和關(guān)稅是間接稅的重要組成部分。但是由于消費稅一直屬于中央稅,而關(guān)稅由海關(guān)代征,因此,在目前的統(tǒng)計資料中并沒有公布這兩個稅種的分省數(shù)據(jù),而且增值稅和營業(yè)稅是地方間接稅里的二個大稅種,每年國內(nèi)增值稅和營業(yè)稅占整個地方間接稅的比重基本都在80%左右。因此,用增值稅和營業(yè)稅之和作為間接稅的代理變量能夠較好地反映間接稅對居民消費的影響。鑒于營業(yè)稅自1994年稅制改革以來一直就屬于地方稅,所以在計算時對此不需要進(jìn)行調(diào)整。但是增值稅是中央與地方共享稅,中央與地方的分成比例在樣本區(qū)間一直是3∶1,所以只要將地方財政收入中的增值稅收入乘以4即為該地區(qū)的實際增值稅數(shù)據(jù)。

直接稅方面。企業(yè)所得稅、個人所得稅和財產(chǎn)稅是地方直接稅系的三大主要組成部分。由于所得稅在1994-2001年屬于地方稅,2001年之后為提高中央政府的財力集中度,改由中央地方共享稅,2002年中央與地方的分成比例為1∶1,2002年之后的分成比例為3∶2,因此,將2002年地方財政收入中的所得稅收入乘以2,2003年及以后年份乘以2.5就能近似得到相應(yīng)年份的地區(qū)實際所得稅收入?？紤]到個人所得稅對居民消費的凈影響受到是否開征利息所得稅的影響,而在本研究的樣本期間,我國經(jīng)歷了利息稅的開征與停征,所以,本文在實證分析中為進(jìn)一步分析利息稅的開征給居民消費帶來的實際影響,將設(shè)定時間虛擬變量Dit,把全年按20%征收利息稅的年份設(shè)為1,其余年份設(shè)為0。房產(chǎn)稅、車船稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、契稅、耕地占用稅以及土地增值稅是財產(chǎn)稅的重要組成部分,而這些稅種在樣本期就一直歸地方,不需進(jìn)行調(diào)整。所以把這些稅種直接相加就得到了該地區(qū)實際財產(chǎn)稅收入。

由于對相關(guān)稅種的收入進(jìn)行了調(diào)整,所以地方政府稅收收入指標(biāo)就用經(jīng)過了相應(yīng)調(diào)整之后的數(shù)據(jù)。aj為各稅收變量對居民消費率的回歸系數(shù)。

Xk為影響居民消費率的非稅收宏觀經(jīng)濟(jì)控制變量。依據(jù)經(jīng)典的消費理論,我們選擇居民可支配收入占GDP的比重以及居民消費習(xí)慣作為控制變量。各地區(qū)居民可支配收入占GDP比重用YDR來表示,其中,居民可支配收入由城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入乘于年末城鎮(zhèn)人口加上農(nóng)村居民家庭人均純收入乘于年末農(nóng)村人口得到。由于許多研究者都發(fā)現(xiàn)了消費者慣性或者滯后消費對居民消費行為的影響(Brown,1952,Zellner,1957;Mueller,1997;Dube等,2009),所以本文用居民消費率的滯后一期作為為居民消費習(xí)慣的代理變量,用CRt-1表示。βk為控制變量對居民消費率的回歸系數(shù)。由于各指標(biāo)均采用的是相對值,故無須進(jìn)行價格平減。數(shù)據(jù)來源為,《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國稅務(wù)年鑒》以及各地方統(tǒng)計年鑒。由于部分省份的年末城鄉(xiāng)人口數(shù)數(shù)據(jù)缺失,本文采用了陳斌開(2011)的估算方法進(jìn)行了相應(yīng)估算。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定

在對方程(21)進(jìn)行計量檢驗可能會面臨以下幾個問題:第一,在模型設(shè)定中加入了被解釋變量居民消費率的滯后一期值,方程(21)就成為了一個動態(tài)面板模型,被解釋變量會受到其滯后一期值的影響而出現(xiàn)自相關(guān)。第二,由于各地區(qū)居民消費會受到一些觀測不到的地區(qū)特征的影響(例如文化、傳統(tǒng)習(xí)俗等),這可能使居民消費率的滯后一期值與殘差項之間存在相關(guān)性,從而出現(xiàn)內(nèi)生性問題。所以,再運用一般的靜態(tài)面板估計方法,會導(dǎo)致參數(shù)估計有偏。再加上樣本的時間跨度較截面來說相對較小,因此,下面將采用動態(tài)面板模型來進(jìn)行處理。

Arellano和Bond(1991)結(jié)合Anderson-Hsiao提出的工具變量法以及Hansen(1982)提出的廣義矩估計方法,提出了差分廣義矩估計方法(DF-GMM)。鑒于兩步差分廣義矩估計的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關(guān)和異方差問題,所以下面我們采用兩步差分廣義矩進(jìn)行模型估計。遵照該原理,我們首先對方程(21)式進(jìn)行一階差分處理,去除掉固定效應(yīng)影響,并采用各解釋變量的一組滯后項做為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量*本文的工具變量選取如下:(1)選取CR從滯后2期開始的所有滯后值。(2)遵照何菌、沈明高(2009)的做法,這里把所有稅收相關(guān)指標(biāo)均被看作內(nèi)生變量,且用1階(最多2階)滯后項作為工具變量進(jìn)行兩步GMM回歸。。然后通過Sargan(1991)統(tǒng)計量檢驗工具變量的整體有效性,并通過檢驗原模型一階差分后的殘差來判斷是否存在二階自相關(guān)問題。具體的估計結(jié)果如表1所示。

表1 模型估計結(jié)果

注:AR(2)檢驗H0:不存在自相關(guān)。Sargan檢驗H0:GMM估計工具變量恰當(dāng);圓括號內(nèi)為t值,方括號內(nèi)為概率P值;“*** ”、“** ”和“* ”分別表示1%、5%以及10%水平上顯著。

(二)實證結(jié)果分析

從表1給出的估計結(jié)果可以看出,差分后的殘差無二階序列相關(guān)性,這表明原模型的誤差項無序列相關(guān)性。Sargan檢驗的相應(yīng)P值也說明工具變量的選取整體上是有效的。下面,可以結(jié)合實證檢驗結(jié)果來進(jìn)行具體分析。

模型2-模型5是借鑒Arnold(2008)的研究方法,在假定稅收負(fù)擔(dān)既定的情況下來考察稅類(稅種)對居民消費的影響。該方法假定在估計方程的稅收變量中,一次去除掉一種(或多種)稅收變量,從而估計剩余稅收變量對消費的影響效果,而那些被去除的稅類(稅種)的影響通過殘差來得以體現(xiàn)。該方法同時還假定每一種稅類(稅種)下降(或上升)都用另一種或多種稅收的上升(或下降)來彌補(bǔ)以保持稅收總額的恒定。使用這種估計方法可簡便地估算出每一種稅的單位量改變對居民消費率的影響。

在模型2中,假定宏觀稅負(fù)水平一定的情況下,把稅收分為間接稅和直接稅兩大稅類,模型中省掉了直接稅,重點考察的是間接稅占比的變化對居民消費率的影響。這也意味著間接稅的上升(下降)是通過直接稅的降低(上升)來保持宏觀稅負(fù)水平不變。從回歸結(jié)果看,間接稅占比的增加將會帶來居民消費率下降0.028個百分點,且在1%的水平上顯著。所以,必須改變目前我國以間接稅為主的稅制體制,減少間接稅比重,提高直接稅比重來擴(kuò)大居民消費。當(dāng)然這個結(jié)論是在保持宏觀稅負(fù)不增加的情況下,通過減少間接稅來提高直接稅比重得到的,這驗證了前面提到的提升直接稅比重的第三條路徑的正確性。

模型3中省掉了間接稅,重點考察的是直接稅比重的變化對居民消費率的影響。結(jié)果和模型2是相對應(yīng)的,直接稅比重提高一個百分點,不僅可以使間接稅比重減少一個百分點,稅制結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化,居民消費率還能提高0.031個百分點。從這也再次確認(rèn)了要想通過提高直接稅的比重來達(dá)到提升居民消費的目的,必須建立在不增加稅負(fù)水平的前提下,通過減少間接稅占比來實現(xiàn),不能人為地拔高(劉尚希,2012)。

模型4重點考察間接稅的兩個重要稅種增值稅和營業(yè)稅比重的變化對居民消費率的影響,從得到的實證結(jié)果來看,增值稅和營業(yè)稅占比增加將導(dǎo)致居民消費率的下降,分別下降0.024和0.014個百分點,而且都通過了5%的顯著性水平檢驗,與模型2間接稅類的符號是一致的。這是因為根據(jù)間接稅稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁原理,稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁方向主要依賴于供需彈性的相對大小:如果商品的需求彈性較供給彈性低,則消費者這一需求方將承擔(dān)較高比例的稅負(fù);相反,如果商品的供給彈性較需求彈性低,則企業(yè)這一供給方將承擔(dān)高比例的稅負(fù)。由于增值稅的征收范圍基本涵蓋了與居民生活息息相關(guān)的大多數(shù)商品,所以居民的需求價格彈性較低,這樣消費者將承擔(dān)更高比重的稅負(fù)。可見,增值稅占比過大將不利于刺激居民消費需求。而營業(yè)稅的征收范圍基本涵蓋服務(wù)性行業(yè)(包括交通運輸、餐飲、郵政等)與房地產(chǎn)行業(yè)(包括建筑和銷售不動產(chǎn)),這兩類行業(yè)也與居民的日常生活有緊密的聯(lián)系,居民對這兩類行業(yè)產(chǎn)品的需求彈性較低,因此,征收營業(yè)稅會導(dǎo)致相關(guān)產(chǎn)品價格的上漲,并通過稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁,加重了居民的稅收負(fù)擔(dān),從而導(dǎo)致了居民消費需求下降。

模型5分析了直接稅里的企業(yè)所得稅、個人所得稅和財產(chǎn)稅對居民消費的影響,從中可以看出企業(yè)所得稅和財產(chǎn)稅對居民消費的影響與模型3直接稅類的符號一致,也就是說企業(yè)所得稅和財產(chǎn)稅比重增加能分別提升居民消費率0.01和0.0001個單位。這是因為企業(yè)所得稅是對企業(yè)在支付勞動力成本以及其他成本之后的未分配利潤進(jìn)行征收,屬于對資本征稅(呂冰洋,2010)。這將提高企業(yè)向投資者支付的稅前資本收益率,企業(yè)因此將用更多的勞動來代替資本,所以企業(yè)所得稅在導(dǎo)致資本分配份額下降的同時,也能改善勞動要素收入分配,有利于增加居民消費(郭慶旺、呂冰洋,2011)。但是2008年開始我國實施了新企業(yè)所得稅法,同原有的稅法相比,稅率更低、稅前扣除標(biāo)準(zhǔn)更廣,所以企業(yè)所得稅比重將成遞減之勢。而且從國際比較來看,目前我國企業(yè)所得稅的比重已處于高位,進(jìn)一步提升的空間將非常有限(李木林,2009)。財產(chǎn)稅的課稅對象是針對納稅人的財產(chǎn),通常較高收入者擁有的財產(chǎn)性收入更多,財產(chǎn)稅的征收將有利于調(diào)節(jié)居民內(nèi)部收入分配不公平的狀況。因此,財產(chǎn)稅也會有利于提高居民消費率。但由于目前我國財產(chǎn)稅收入規(guī)模相對較小,對要素收入分配調(diào)節(jié)作用相對有限,所以它對居民消費率的提升作用也就相對有限,這導(dǎo)致在模型5中,財產(chǎn)稅的估計系數(shù)較小,僅為0.0001。

在不考慮開征利息所得稅的情況下,與企業(yè)所得稅和財產(chǎn)稅的影響相反的是個人所得稅比重的提升將顯著的降低居民的消費率。提高個人所得稅占比一個百分點,將會導(dǎo)致居民消費率下降0.35個百分點。這是是由于個人所得稅主要針對勞動要素征稅,且主要對工資薪金所得征稅,這就使得所得稅的繳納更多的來自具有較高邊際消費傾向的工薪階層和中低收入群體。但把開征利息所得稅的時間虛擬變量引入進(jìn)來時,個人所得稅與虛擬變量Dit交叉項的估計系數(shù)為0.058,且在1%的顯著性水平下顯著?？梢娬畬用駜π畲婵钫魇绽⒍?將會促使居民在當(dāng)前消費與未來消費之間重新做出選擇,使得當(dāng)前消費對未來消費產(chǎn)生了替代正效應(yīng),居民將增加即期消費支出。但由模型5的回歸結(jié)果也可以看出,個人所得稅對居民消費的凈效應(yīng)為-0.293(-0.351+0.058),顯著小于零,說明個人所得稅對居民消費的替代正效應(yīng)小于收入負(fù)效應(yīng),個人所得稅整體上對居民消費需求還是產(chǎn)生了擠出。這啟示我們,為了最大限度地降低個人所得稅對居民消費需求的收入負(fù)效應(yīng),提升居民消費率,我國應(yīng)盡快復(fù)征自2008年10月9日起暫免征收的存款利息所得稅。

最后,通過比較表1中各模型控制變量的估計結(jié)果,可以看出居民消費習(xí)慣和居民收入占比的系數(shù)估計值基本保持一致,且都在1%的水平上顯著。這說明各模型計量結(jié)果是相對穩(wěn)健的。Blundell和Windmeijer(2000)通過蒙特卡洛模擬分析表明,當(dāng)被解釋變量滯后一階系數(shù)小于0.4時,差分GMM相對于系統(tǒng)GMM的估計更為精確。消費習(xí)慣的代理變量CRt-1在6個模型中的回歸系數(shù)基本介于0.19-0.29之間,且都通過1%的顯著水平檢驗。這既說明了我國居民消費具有剛性增長的習(xí)慣,也證明了選用差分廣義矩估計方法進(jìn)行模型估計的正確。同時,還可以發(fā)現(xiàn),居民收入占比對居民消費率的影響效應(yīng)最大。居民收入占比增加1個百分點,將使居民消費率上升0.52-0.56個單位。這說明居民收入占比的提升能夠有效地提高居民的消費率。

五、研究結(jié)論及啟示

本文從理論與實證角度分析了宏觀稅負(fù)調(diào)整、稅制改革對居民消費的影響。研究結(jié)果表明,稅制結(jié)構(gòu)對居民消費的影響與稅負(fù)水平相比,當(dāng)前稅負(fù)水平對居民消費的負(fù)向影響更大。因此,如果提高直接稅占比會導(dǎo)致稅負(fù)水平的上升的話,居民消費將難以為繼,甚至?xí)M(jìn)一步導(dǎo)致居民消費的下降。提高直接稅比重、促進(jìn)居民消費,應(yīng)當(dāng)從減少間接稅收入進(jìn)而降低居民的稅負(fù)水平入手,通過間接稅的減少來實現(xiàn)。也就是說減少間接稅收入、降低居民稅負(fù)水平是第一步,而提高直接稅收入、增加直接稅比重是第二步,不能亂了先后次序。進(jìn)一步研究表明,在維持稅負(fù)水平一定的情況下,可以通過減少間接稅中的增值稅和營業(yè)稅來達(dá)到減少間接稅收入,降低居民稅負(fù)水平的目的。而逐步提高直接稅收入比重,可以考慮再恢復(fù)利息所得稅的情況下更多的通過增加個人所得稅和財產(chǎn)稅來實現(xiàn)。

當(dāng)然,降低宏觀稅負(fù)水平并不是越少即越優(yōu),而是要在稅收最小化與國民福利最大化之間達(dá)到平衡。當(dāng)前我國在“三農(nóng)”、教育、醫(yī)療衛(wèi)生、保障房建設(shè)、社會保障體系等基本公共服務(wù)供給方面都需要大量的財政收入來支撐和維護(hù),因此要妥善的處理公共服務(wù)水平的提高和稅收增長之間的關(guān)系,必須將減稅和支出聯(lián)系起來看。除了減稅,也需要進(jìn)一步調(diào)整優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu),控制維持性支出規(guī)模,提高社會性支出比重,同時加強(qiáng)財政資金的監(jiān)管等。但如何通過模型的動態(tài)演繹,模擬分析在我國特定的經(jīng)濟(jì)條件下財政政策工具的不同組合所可能帶來的居民消費效應(yīng),這有待進(jìn)一步深入研究。這對完善財政政策工具的協(xié)調(diào)機(jī)制,提高調(diào)控決策的科學(xué)性和系統(tǒng)性具有重要的實用價值。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

Theoretical and Empirical Analysis of the Influence of Macro Tax Burden and Tax Structure Adjustment on Residents’ Consumption

LIAO Xin-lin1, WU You-qun1, WANG Li-yong2

(1. School of Economics, AUFE, Bengbu 233030, China; 2. School of Economics, CUFE, Beijing 100081, China)

This paper establishes a simple dynamic general equilibrium model to analyze the impact of macro tax burden and taxation structure on residents’ consumption. The results of the two-step-first-difference GMM method with empirical test show that, compared with the effect of the tax structure on consumption, the effect of current level of tax burden on residents’ consumption is greater. Therefore, the promotion of residents’ consumption by raising the proportion of direct tax burden should be achieved through the reduction of residents’ indirect tax by decreasing indirect tax revenue and lowering residents’ tax burden level. Further study with Arnold research method indicates that the reduction of value-added tax and business tax can help cut down the indirect tax revenue and reduce the tax burden level of residents. Moreover, a gradual increase in the proportion of direct income tax can be achieved by increasing the personal income tax and property tax through the resumption of interest income tax.

macro tax burden; tax structure; residents’ consumption

2014-08-19

國家自然科學(xué)基金資助項目(71103209);安徽省自然科學(xué)基金資助項目(1408085QG144);安徽省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃資助項目(AHSKQ2014D39);安徽財經(jīng)大學(xué)校級重點科研資助項目(ACKY1314ZDB)

廖信林(1979-),男,江西贛州人,安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授;吳友群(1979-)女,重慶萬州人,安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師;王立勇(1976-),男,山東煙臺人,中央財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授。

F810.2

A

1004-4892(2015)06-0025-09