□文/景劍文

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京）

［提要］ 本文主要通過(guò)CHIP中的城鎮(zhèn)微觀數(shù)據(jù)，對(duì)2011年個(gè)人所得稅改革中，起征點(diǎn)提高對(duì)城鎮(zhèn)低收入群體的消費(fèi)影響進(jìn)行實(shí)證研究。為消除家庭消費(fèi)中不可觀測(cè)的影響因素，決定采用雙重差分（DID）法討論2011年個(gè)人所得稅起征點(diǎn)變化對(duì)我國(guó)低收入群體消費(fèi)支出的影響，因此我們選取2009年和2013年城鎮(zhèn)居民微觀數(shù)據(jù)作為對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組。結(jié)果顯示：由于起征點(diǎn)的提高，會(huì)使得居民手中的可支配資產(chǎn)變多，引發(fā)市場(chǎng)物價(jià)上漲，反而對(duì)無(wú)法享受起征點(diǎn)變化的政策福利的低收入群體產(chǎn)生不利影響。

一、引言

對(duì)于一個(gè)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的國(guó)家來(lái)說(shuō)，稅收政策所帶來(lái)的影響越來(lái)越大，調(diào)整個(gè)人所得稅制度可以起到一定的調(diào)節(jié)本國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的作用。很多國(guó)家都有過(guò)通過(guò)短期減稅政策來(lái)刺激本國(guó)國(guó)民消費(fèi)的政策調(diào)整。而對(duì)于中國(guó)這個(gè)擁有龐大的工薪階層的發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，個(gè)稅的調(diào)整對(duì)國(guó)民消費(fèi)的影響十分重要，因此有關(guān)中國(guó)個(gè)人所得稅制度的運(yùn)行與調(diào)整對(duì)國(guó)民產(chǎn)生的影響就更加值得研究了。就單個(gè)稅改革對(duì)消費(fèi)的影響，在國(guó)內(nèi)就有很多學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了分析。多數(shù)專家學(xué)者是從微觀角度進(jìn)行分析的，他們之中大多數(shù)認(rèn)為個(gè)稅起征點(diǎn)的提高對(duì)國(guó)民的消費(fèi)，尤其是中等收入群體的消費(fèi)起到正向的作用，增加了國(guó)民可支配收入，進(jìn)而刺激了消費(fèi)。王鑫和吳斌珍所寫的論文就通過(guò)2004～2007年36個(gè)大中城市的季度面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法分析了2006年個(gè)稅改革后，個(gè)人所得稅起征點(diǎn)提高對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)2006年雖然減免稅收使得居民可支配收入有所提高，但提升幅度反而比不上當(dāng)年消費(fèi)的增加，這表現(xiàn)出減稅對(duì)居民的消費(fèi)刺激程度很大。

劉寧通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，雖然單獨(dú)對(duì)個(gè)稅起征點(diǎn)進(jìn)行調(diào)整無(wú)法對(duì)居民消費(fèi)起到好的刺激效果，但輔以稅率、稅級(jí)等的調(diào)整措施后，也能達(dá)到最優(yōu)效果。徐潤(rùn)、陳斌開(kāi)通過(guò)研究則發(fā)現(xiàn)，減稅政策更能刺激工薪階層的消費(fèi)，這更證明了高稅收對(duì)居民消費(fèi)的抑制效應(yīng)。

還有些學(xué)者則從宏觀的角度對(duì)個(gè)稅改革對(duì)消費(fèi)的影響進(jìn)行了分析。許志偉等通過(guò)研究得出結(jié)論，認(rèn)為能夠享受稅制改革帶來(lái)的福利的群體是中等收入群體，而低收入群體基本不會(huì)受政策影響，高收入群體則會(huì)受到負(fù)面影響。

但也并非所有學(xué)者都得出了相似的結(jié)論，廖楚暉、魏貴和研究發(fā)現(xiàn)，如果從長(zhǎng)期來(lái)看個(gè)稅改革變動(dòng)對(duì)國(guó)民消費(fèi)支出所帶來(lái)的影響，個(gè)稅的變動(dòng)并不會(huì)對(duì)居民消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的正向影響，反而存在微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

而本文認(rèn)為，個(gè)稅起征點(diǎn)的提升對(duì)我國(guó)國(guó)民整體福利的提升是有正向的相關(guān)關(guān)系的，但具體到低收入群體來(lái)說(shuō)，個(gè)稅起征點(diǎn)提高所帶來(lái)的政策性福利他們并沒(méi)有享受到，反而會(huì)因?yàn)槠鹫鼽c(diǎn)的提高所帶來(lái)的國(guó)民整體可支配收入的增加所引起的物價(jià)上漲增加其生活成本。因此，本文利用2011年個(gè)稅起征點(diǎn)調(diào)整為3，500元的政策，選取2011年前后兩年，即2009年和2013年的CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)就消費(fèi)對(duì)于月收入在3，500元以下群體的收入變化進(jìn)行雙重差分，結(jié)果表明，起征點(diǎn)的提高確實(shí)會(huì)對(duì)原本收入就達(dá)不到收稅標(biāo)準(zhǔn)的低收入群體產(chǎn)生一定的負(fù)面影響。

二、個(gè)人所得稅改革背景與數(shù)據(jù)描述

（一）個(gè)人所得稅改革背景。中國(guó)是從1980年開(kāi)始實(shí)施的個(gè)人所得稅稅收制度，期初免征額為800元/月，6級(jí)超額累進(jìn)稅率。1994年之后，改為了9級(jí)累進(jìn)稅率。而隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展日益迅猛，國(guó)民收入愈加提高，個(gè)稅改革也被提上了日程。終于，于2006年1月1日起，我國(guó)正式將個(gè)人所得稅起征額提高到了1，600元/月，隨后在2008年3月1日又提升至2，000元/月。最終，于2011年提升至3，500元/月，并將9級(jí)超額累進(jìn)稅率改為了7級(jí)。

時(shí)下，我國(guó)剛經(jīng)歷了2019年稅改，該次稅改進(jìn)一步調(diào)節(jié)了我國(guó)居民的可支配收入，改起征額為5，000元/月，并調(diào)整了稅距，進(jìn)一步促進(jìn)了我國(guó)居民的消費(fèi)需求。

（二）數(shù)據(jù)描述。我們選用CHIP數(shù)據(jù)庫(kù)2013年和2009年調(diào)查數(shù)據(jù)，這是在2011年個(gè)稅起征點(diǎn)改革前后的數(shù)據(jù)，作為研究樣本。由于受工薪所得個(gè)稅改革影響更多的是城鎮(zhèn)人口，本文僅采用其中的城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)，且我們還剔除了滿足如下任一條件的樣本：（1）選擇就業(yè)身份為“雇員”的樣本，剔除個(gè)體戶樣本；（2）家庭純收入缺失或者小于零的樣本；（3）家庭消費(fèi)支出缺失或者小于零的樣本；（4）家庭編號(hào)或者個(gè)人編號(hào)缺失的樣本；（5）缺失兩期中任何一期數(shù)據(jù)的樣本。最終我們得到總計(jì)11，256個(gè)住戶成員的平衡面板數(shù)據(jù)。

1、被解釋變量：住戶生活消費(fèi)支出（Consumption）：生活消費(fèi)支出總額。根據(jù)該數(shù)據(jù)調(diào)查問(wèn)卷指導(dǎo)手冊(cè)的定義，該指標(biāo)是將食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通信、教育文化娛樂(lè)及其他支出都包含在內(nèi)的，用于家庭生活的全部支出。

2、處理變量（treat2000）：被政策影響為1，未受政策影響定義為0。我們首先對(duì)樣本中的居民工資性收入做稅前收入處理。以2，000元為處理點(diǎn)，處理組為僅受提高免征額影響的純減稅群體（treat2000=1），所對(duì)應(yīng)的樣本均為稅改后不征稅群體（treat2000=0）。

3、時(shí)間變量（time）：以2011年為界限，令2011年之后的樣本，即2013年的樣本為受減稅政策影響的群體（time=1），所對(duì)應(yīng)的樣本均為不受政策影響的樣本（time=0）。

4、交互項(xiàng)（did）：did=time*treat2000。當(dāng) time和 treat2000均為1的時(shí)候，did為1，即表示受政策影響的樣本，所對(duì)應(yīng)的剩余樣本均為不受政策影響的樣本（did=0）。

三、模型設(shè)定與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）模型設(shè)定。之前描述表明，由于近年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，居民收入大幅度提升，全國(guó)人大于2011年4月提出了新的個(gè)人所得稅修正案草案，該草案將起征額從2008年的2，000元/月提升至了3，500元/月，并改9級(jí)超額累進(jìn)稅率為7級(jí)。這次稅改改動(dòng)幅度巨大，使我國(guó)居民的可支配收入有了進(jìn)一步的提升。但一個(gè)家庭的消費(fèi)可能會(huì)受到該家庭成員一些不可觀測(cè)因素的影響，諸如其投資偏好、工作能力等，這些不可觀測(cè)因素會(huì)使得我們通過(guò)普通最小二乘法所估計(jì)出的結(jié)果產(chǎn)生誤差，且由于這些因素不可觀察，我們很難解決其數(shù)據(jù)本身因缺少變量而存在的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本文采用雙重差分法對(duì)CHIP數(shù)據(jù)中的2009年和2013年數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。CHIP的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為解決遺漏變量問(wèn)題提供了良好的數(shù)據(jù)條件，而雙重差分法則為我們解決模型的內(nèi)生性問(wèn)題提供了非常好的一個(gè)基礎(chǔ)。

在使用雙重差分法時(shí)，有以下兩個(gè)前提條件需要滿足：（1）政策施行后須有未被政策直接影響的群組，即需要受到2011年稅改影響的實(shí)驗(yàn)組和不受影響的對(duì)照組；（2）至少兩年的面板數(shù)據(jù)。我們可以將工資性收入在2，000～3，500元的群體，即低收入群體作為實(shí)驗(yàn)組，而對(duì)于2011年稅改政策不涉及稅收減免的低收入群體，即工資性收入在2，000元以下的群體作為對(duì)照組，我們?cè)谶@里選取了政策發(fā)生前后的數(shù)據(jù)，即2009年和2013年的CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)，比較在政策調(diào)整后這兩組在消費(fèi)上的差別，減去他們?cè)谡哒{(diào)整前的差別。這樣，基于雙重差分法的回歸模型可以表述如下：

其中，consumption表示被解釋變量，為生活消費(fèi)支出總額，did表示虛擬變量time和treat2000的交互項(xiàng)；time為虛擬變量，定義為2009年樣本的time=0，2013年樣本的time=1；treat2000也為虛擬變量，定義為每月工資性收入＜2，000元的樣本的 treat2000=0，2，000 元＜每月工資性收入＜3，500 元的樣本的treat2000=1。β1表示個(gè)稅改革這項(xiàng)政策效應(yīng)對(duì)消費(fèi)的影響，而本文對(duì)于該系數(shù)的預(yù)期為負(fù)值。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù)統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果來(lái)看，在2013年受免征額提高影響的純減稅群體，平均消費(fèi)支出為45，387.48元，相對(duì)于未享受減稅福利的控制組的38，922.31元，高出約16.6%。而2009年月工資性收入在2，000～3，500元的群體，其平均消費(fèi)支出為37，072.88元，較控制組的平均消費(fèi)支出28，620.87元，高出約29.5%。從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，在2013年來(lái)看，處理組中各類消費(fèi)支出的均值均大于控制組。但是，并不能由此斷定個(gè)稅改革將如此顯著地、大幅度地刺激消費(fèi)，因?yàn)榉从^2009年的各類消費(fèi)支出也展現(xiàn)了相同的特點(diǎn)。而且對(duì)于2013年與2009年消費(fèi)支出的橫向?qū)Ρ葋?lái)看，對(duì)于生活基本品，食品和衣著的消費(fèi)支出來(lái)看，2013年的支出要低于2009年；但其他各類消費(fèi)支出均大于2009年。我們還需剔除其他因素的干擾，如消費(fèi)習(xí)慣、文化宗教等個(gè)體異質(zhì)性因素。因此，仍需采取更為準(zhǔn)確的估計(jì)方法來(lái)分析其中的影響。

四、實(shí)證分析

（一）did回歸結(jié)果分析。由表1可以看出，相對(duì)于政策實(shí)施之前，政策實(shí)施之后無(wú)論是控制組還是對(duì)照組，對(duì)于消費(fèi)支出的影響都變大了，但相較于政策實(shí)施前，在個(gè)稅起征點(diǎn)提高之后，處理組與對(duì)照組之間的差值變小了，did系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，表明個(gè)稅起征點(diǎn)的提高對(duì)消費(fèi)起到了負(fù)效應(yīng)。本文認(rèn)為之所以出現(xiàn)這種情況是因?yàn)閭€(gè)稅起征點(diǎn)的改變使得低收入群體之外的居民的可支配收入變多了，從而導(dǎo)致了市場(chǎng)上的貨幣供給增大，進(jìn)而引發(fā)了物價(jià)的上漲，且相對(duì)于基本品——食品和衣著來(lái)說(shuō)，醫(yī)療、教育、住房等的消費(fèi)彈性更大，價(jià)格上漲的更快。這種情況下就導(dǎo)致了低收入群體生活成本的增加，即使他們沒(méi)有得到稅改帶來(lái)的可支配收入增加的福利，他們也還是需要為稅改帶來(lái)的物價(jià)上漲而增加自己消費(fèi)的支出，這無(wú)疑會(huì)刺激消費(fèi)，但并不是因?yàn)樾枨蟮脑黾?，而是建立在其?chǔ)蓄減少的情況下。（表1）

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于表1顯示的R2的值較小，且因?yàn)橄M(fèi)支出可能出現(xiàn)的異方差性，為檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將消費(fèi)支出去了對(duì)數(shù)，做了一個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。所得出的結(jié)論與上文結(jié)論基本保持一致，說(shuō)明上文結(jié)論具有穩(wěn)健性，稅收政策確實(shí)會(huì)對(duì)消費(fèi)支出起到負(fù)效應(yīng)。

五、政策建議

本文利用2009年和2013年CHIP微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中城鎮(zhèn)雇員的數(shù)據(jù)，對(duì)2011年個(gè)人所得稅改革中起征點(diǎn)提高對(duì)城鎮(zhèn)低收入群體的消費(fèi)影響進(jìn)行實(shí)證研究，由于家庭消費(fèi)和可支配收入可能同時(shí)受到家庭成員的能力、偏好、對(duì)未來(lái)的預(yù)期等一系列不可觀察因素的影響，這將導(dǎo)致普通OLS估計(jì)出現(xiàn)偏誤，我們運(yùn)用雙重差分（DID）方法以消除傳統(tǒng)回歸中的樣本中的內(nèi)生性問(wèn)題，并通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，更有效地獲得相應(yīng)結(jié)論。實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于2，000～3，500元的純減稅群體來(lái)說(shuō)，個(gè)稅起征點(diǎn)的提高帶來(lái)了17%的消費(fèi)提升；對(duì)于2，000元的未享受政策福利的群體來(lái)說(shuō)，個(gè)稅起征點(diǎn)的提高帶來(lái)了25%的消費(fèi)提升，反而要高于享受了政策福利的減稅群體。這個(gè)結(jié)論反映了稅改政策確實(shí)有刺激消費(fèi)的作用，但國(guó)民的可支配收入普遍提高的情況下，流入市場(chǎng)的貨幣就會(huì)增加，也就間接地抬高了市場(chǎng)上商品的物價(jià)?？梢钥闯觯?，000元以下的低收入群體既沒(méi)有得到更多的可支配收入，還要承擔(dān)因政策紅利帶來(lái)的額外生活支出。

表1 雙重差分法回歸結(jié)果一覽表

因此，我們提出以下相關(guān)政策建議：第一，在抬高個(gè)稅起征點(diǎn)，減少中等收入群體稅收的同時(shí)，最好能輔以相應(yīng)的低收入補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)，發(fā)布一些利于低收入群體的政策，進(jìn)一步提升民生福祉，減輕低收入群體的生活壓力。第二，提高企業(yè)最低工資標(biāo)準(zhǔn)，促使更多低收入者邁入中等收入群體，減少低收入者的同時(shí)，還可以優(yōu)化我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)，更有利于內(nèi)需的拉動(dòng)和民生福祉的提升。第三，做好相關(guān)的市場(chǎng)物價(jià)把控，保證基礎(chǔ)生活物資的價(jià)格保持在相對(duì)穩(wěn)定的水平上，這樣就能極大程度避免因市場(chǎng)中貨幣流通過(guò)多而引發(fā)的物價(jià)上漲，進(jìn)而抬高低收入群體生活成本的情況。第四，加大低收入群體在醫(yī)療、教育、住房等方面的基本保障，減輕因市場(chǎng)流動(dòng)貨幣增加帶給低收入群體相關(guān)方面的生活成本。