徐芳蘭 張丹平

內(nèi)容摘要：基于我國居民消費現(xiàn)狀，本文通過構建平滑轉(zhuǎn)換模型，研究財稅政策影響居民消費的機理，并采用LLC和IPS等檢驗法對模型變量進行檢驗。結(jié)果表明：我國政府的財稅政策對居民消費水平的影響具有顯著的門檻效應；居民收入差距的擴大，阻礙了我國居民消費水平的提高；財稅結(jié)構對居民消費水平的影響具有非線性效應；政府合理制定與實施財稅政策是提高我國居民消費水平的重要手段。

關鍵詞：財稅政策 居民消費 第三方效應

稅收政策影響居民消費的第三方效應

（一）模型設定

（二）計量結(jié)果與分析

考慮到變量模型的線性回歸測量結(jié)果可能出現(xiàn)假回歸問題，在對變量模型進行驗證與分析之前，本文通過同質(zhì)面板的LLC和異質(zhì)面板的IPS檢驗等檢驗法分別對模型變量的單位根平穩(wěn)性進行檢驗。通過檢驗得出每個數(shù)據(jù)模型變量的一階差分均呈現(xiàn)穩(wěn)態(tài)，符合面板模型檢驗標準。本文分別利用Pedroni和Kao兩種檢驗方法對數(shù)據(jù)模型進行面板協(xié)整檢驗。檢驗結(jié)果得出，原假設不成立，進而可以說明每個變量之間具有面板協(xié)整關系。通過面板平滑轉(zhuǎn)換模型來研究稅收政策對居民消費水平的影響，進而反映模型系數(shù)對稅收政策與居民消費二者之間關系的非線性影響程度以及隱性線性影響效果。

本文采用線性與非線性檢驗法對模型變量的F分布進行測度與證實，具體測度結(jié)果如表1所示。

通過表1可以得出，當以稅收政策和居民收入差距為轉(zhuǎn)換變量的模型處于5%顯著水平時，原假設不成立；當以稅收政策和居民收入差距為轉(zhuǎn)換變量的模型的顯著水平為1%時，解釋變量與殘余變量之間具有協(xié)同關系，這與本文所采用的空間數(shù)據(jù)面板平滑轉(zhuǎn)換模型的檢驗要求標準相符合。然而由于檢驗模型的變量系數(shù)具有波動性，導致在模型處于5%顯著水平時原假設不成立的背景下，需要對數(shù)據(jù)面板平滑轉(zhuǎn)換模型中的位置參數(shù)c的數(shù)量進行估計，也就是需要明確表1中m的取值。m所選取的值對應原假設不成立程度最強的模型，參照AIC和BIC的參數(shù)選取標準，選取模型檢驗效果最佳的變量參數(shù)個數(shù)，由于在m為1時的AIC和BIC的值都較m為2時低，所以本文選取m=1個位置參數(shù)最符合模型檢驗標準，選擇最佳位置參數(shù)的個數(shù)，由于m=1的AIC和BIC值均小于m=2的情況，因此選擇m=1個位置參數(shù)比較合理。

基于表1的位置參數(shù)選取結(jié)果，本文對面板平滑模型的最終結(jié)果進行統(tǒng)計，具體內(nèi)容如表2所示。

由表2可知，通過稅收政策和稅制結(jié)構為轉(zhuǎn)換變量在位置參數(shù)的估計值分別為0.2106和1.5348，說明兩種措施對我國居民消費水平的影響具有較大差異。稅收負擔的動態(tài)面板β10的估計值大于0，說明我國稅收值的提升促使政府投入更多資金以及采取更加多樣化的扶持政策，以提高我國低收入居民生活水平和人均資產(chǎn)，進而縮小不同地區(qū)居民貧富差距，為我國居民家庭收入由政府扶持型向居民偏好型的轉(zhuǎn)型提供推動力，提高居民家庭人均可支配收入，提高人民生活質(zhì)量。當轉(zhuǎn)換函數(shù)f（qit；γ，c）呈現(xiàn)逐漸上升趨勢時，稅收負擔對我國居民消費的影響效果越來越小，但是當國家稅收負擔大于0.2106以及稅制結(jié)構大于1.5348時，模型的β10的估計值小于0，說明隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展和政府稅收壓力的進一步提升，國家稅收負擔的提升導致居民收入指數(shù)下降，同時由于我國的直接稅率比重較大和稅制結(jié)構不完善，導致稅收負擔阻礙我國居民消費水平的提高，對我國經(jīng)濟增長具有消極影響。通過eit=?Yit/?Xit=β0+β1f（qit； γ，c）可以得出，我國政府通過加強稅收來減少居民收入差距，進一步完善稅收指數(shù)化的管理工作并全體實行結(jié)構性減稅，通過優(yōu)化稅收政策最大限度提升居民消費水平、確保居民基本人均家庭收入、提高居民消費積極性以及創(chuàng)造良好居民消費環(huán)境。

通過居民收入差距的絕對值和相對值對解釋變量的位置參數(shù)進行估計，對我國居民消費水平的影響同樣具有較大差異。當檢驗模型的數(shù)據(jù)面對β10和β20的估計值均大于0時，我國稅收負擔動態(tài)數(shù)值和稅制結(jié)構參數(shù)分別為0.5844和0.9271，說明在居民收入差距值低于位置參數(shù)c時，稅收政策和稅制結(jié)構對我國居民消費水平的提高具有正面影響，表明隨著我國結(jié)構化經(jīng)濟市場管理制度的不斷完善，國家采取調(diào)節(jié)稅收政策提升貧困地區(qū)居民消費水平和縮小居民收入差距，對我國經(jīng)濟增長起到促進作用，重新調(diào)整居民收入分配對提高整個社會居民消費水平產(chǎn)生正面影響，使得我國居民消費水平變化趨勢符合通過調(diào)節(jié)居民收入差距后經(jīng)濟增長的階梯型特征。此時，稅收政策的實施和稅制結(jié)構的完善對居民消費水平提升表現(xiàn)擠入效應。隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)f（qit；γ，c）的進一步提升，稅收政策的改革和稅制結(jié)構的完善對居民消費水平提高的推動效果逐漸減弱，同時當居民收入差距絕對值和相對值分別超過0.6284和0.9711時，我國居民消費質(zhì)量隨著經(jīng)濟增長而提升。與此同時，居民消費水平差距和人均收入不均衡對我國居民消費需求的進一步提高造成消極影響，高收入水平人群的低消費水平和低收入水平的杜絕消費現(xiàn)象導致我國居民消費兩極化形勢更加嚴峻，進而造成稅收政策對居民消費水平提升具有負面影響。

財政支出政策影響居民消費的第三方效應

（一）模型設定

稅收收入和財政支出的高度不匹配導致各地方政府面臨嚴重財政矛盾，進而對我國居民消費水平的提升造成不利影響。政府財政支出對居民消費水平的影響具有門檻效應。因此，將利用居民收入差距表示門檻變量，通過構建面板門檻回歸模型檢驗在居民收入差距程度不同的條件下，政府財政支出對居民消費水平的影響效應。

（二）計量結(jié)果與分析

面板門檻回歸模型的檢驗變量需要具有平穩(wěn)性，進而檢驗結(jié)果不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。本文通過LLC、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗方法所有模型變量的參數(shù)進行實證分析，分析統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。

通過表3可以看出，通過三種檢驗方法對變量進行檢驗的顯著水平均處于5%以下，說明所有回歸變量均表現(xiàn)出平穩(wěn)性。單一門檻效應在顯著水平為1%的條件下均顯著，雙重門檻效應均處于5%顯著水平，同時三重門檻效應并沒有達到10%的顯著性水平，所以本文選取雙重門檻數(shù)據(jù)模型進行檢驗證實。政府支出和財政支出結(jié)果在雙重門檻檢驗條件下的F值分別為4.956和6.705，說明居民就業(yè)情況對居民收入水平具有較大影響，且隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，市場經(jīng)濟的不確定性和市場競爭程度的加深對居民消費壓力造成影響。同時，低收入家庭居民消費水平相對較低，該地方政府對市場經(jīng)濟環(huán)境所給予的扶持力度不夠，導致居民消費積極性得不到提升，進而影響社會經(jīng)濟增長，反過來阻礙居民消費水平提升。這一結(jié)果反映出我國地方政府財政策略的實施存在地區(qū)歧視現(xiàn)象，政府對市場經(jīng)濟調(diào)控力度的不足和市場管理機制的缺陷對居民消費水平提升造成負面影響。

政策建議

國家政府需要合理調(diào)控稅收增速，科學調(diào)整宏觀負稅，使宏觀負稅水平始終處于一定范圍內(nèi)；政府需要進一步優(yōu)化稅制結(jié)構，完善稅務管理體制，應積極優(yōu)化財政措施，提高居民消費水平，創(chuàng)造合理的市場消費環(huán)境，鼓勵居民消費，進而提高經(jīng)濟增長速度；加大政府財政投資力度，實現(xiàn)財政結(jié)構全面改革，最大限度縮小居民收入差距，提高居民就業(yè)率，促進市場經(jīng)濟的合理運轉(zhuǎn)。

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