內(nèi)容提要：在消費(fèi)已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動(dòng)力，但居民消費(fèi)活力長期未能得到充分釋放的雙重背景下，文章利用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的真實(shí)影響，并進(jìn)一步分析了可能存在的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除顯著引起了居民消費(fèi)支出的增加。第二，個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除更有可能提升居民的文娛消費(fèi)支出，且子女教育、繼續(xù)教育和贍養(yǎng)父母三種類型的專項(xiàng)附加扣除能夠起到促進(jìn)居民消費(fèi)的積極作用，但大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除并未呈現(xiàn)出明顯的消費(fèi)促進(jìn)作用。第三，個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除通過提升居民實(shí)際收入，并產(chǎn)生心理賬戶效應(yīng)從而促進(jìn)居民消費(fèi)增長。第四，個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用存在邊際增加的現(xiàn)象；此外，數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)之間扮演著顯著的正向調(diào)節(jié)作用。第五，個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除通過消費(fèi)支出的提高進(jìn)一步促進(jìn)了社會(huì)投資的增長，有助于形成消費(fèi)與投資雙向促進(jìn)的上升式螺旋。

關(guān)鍵詞：個(gè)人所得稅；專項(xiàng)附加扣除；實(shí)際收入；心理賬戶；居民消費(fèi)

中圖分類號(hào)：F812.42" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" 文章編號(hào)：2095-1280（2024）05-0056-14

一、引言

消費(fèi)已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動(dòng)力。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2023年最終消費(fèi)支出對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)82.5%，遠(yuǎn)高于投資和凈出口。但長期以來，我國居民消費(fèi)潛力未能得到充分釋放。根據(jù)世界銀行相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2022年居民消費(fèi)總額占中國GDP比重僅為28.6%，同期消費(fèi)率為45.7%。相比之下，美國的消費(fèi)率已經(jīng)高達(dá)70.6%，同為發(fā)展中國家的印度其消費(fèi)率也高達(dá)59.3%，比中國高13.6個(gè)百分點(diǎn)。鑒于此，黨的二十大報(bào)告明確提出要增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用；2023年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議同樣指出要著力擴(kuò)大國內(nèi)需求，把恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)擺在優(yōu)先位置。因此，如何有效刺激居民消費(fèi)，進(jìn)一步提高居民消費(fèi)意愿，是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的重要課題。

總體來看，微觀層面的收入水平（陳斌開，2012）、家庭關(guān)系（田子方等，2022）、家庭人口結(jié)構(gòu)（齊紅倩和劉巖，2020）、同群行為（宋澤和鄒紅，2021）和宏觀層面的稅收制度（邱國慶和侯培林，2023）、住房租金（Flavin和Takashi，2002）、勞動(dòng)力人口比例和老齡化程度（Modigliani和Cao，2004；盛來運(yùn)等，2021）以及戶籍約束（陳斌開等，2010）等是影響居民消費(fèi)的主要因素。例如，陳斌開（2012）基于生命周期框架的理論研究發(fā)現(xiàn)，收入水平越高的居民平均消費(fèi)傾向和邊際消費(fèi)傾向越低。而在人口老齡化快速推進(jìn)的背景下，人口老齡化顯著降低了居民家庭的平均消費(fèi)率，采取更加積極的生育政策能夠促進(jìn)居民消費(fèi)（盛來運(yùn)等，2021）。

為有效減輕居民稅收負(fù)擔(dān)，增加居民實(shí)際收入，增強(qiáng)居民消費(fèi)能力。2018年12月，國務(wù)院印發(fā)《個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除暫行辦法》。本次個(gè)人所得稅改革推出專項(xiàng)附加扣除制度，是我國稅制改革歷史上的重要里程碑，對(duì)我國居民收入分配、稅制結(jié)構(gòu)調(diào)整以及經(jīng)濟(jì)格局產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響（劉蓉和寇璇，2019）。國家稅務(wù)總局?jǐn)?shù)據(jù)表明，2023年個(gè)人所得稅（以下簡(jiǎn)稱“個(gè)稅”）匯算首月專項(xiàng)附加扣除減稅便達(dá)到1500億元。在消費(fèi)成為經(jīng)濟(jì)增長重要推動(dòng)力和居民消費(fèi)長期不足的現(xiàn)實(shí)背景下，探究個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的真實(shí)作用有助于進(jìn)一步激發(fā)居民消費(fèi)潛力，充分發(fā)揮消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)作用，對(duì)加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局意義重大。

與既有的研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn)：第一，拓展了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的研究邊界。有關(guān)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的文獻(xiàn)大多討論的是其對(duì)收入分配的影響（劉蓉和寇璇，2019；張玄和岳希明，2021），或者聚焦于子女教育（肖建華和謝璐華，2022）、贍養(yǎng)父母（程欣煒等，2021）等某一個(gè)細(xì)分領(lǐng)域，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的作用，本文基于2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的研究對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益的補(bǔ)充。第二，識(shí)別了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的作用機(jī)制。個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除一方面使居民實(shí)際收入提升，另一方面使居民產(chǎn)生心理賬戶效應(yīng)，進(jìn)而刺激居民增加消費(fèi)。本文在理論上對(duì)此進(jìn)行了分析，同時(shí)進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證，有助于政府和社會(huì)公眾對(duì)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除如何影響居民消費(fèi)形成清晰系統(tǒng)地認(rèn)識(shí)和理解。第三，進(jìn)一步研究了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的邊際效用。與收入的邊際消費(fèi)傾向遞減不同，本文發(fā)現(xiàn)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用存在邊際增加的現(xiàn)象，豐富了文章結(jié)論；此外，本文討論了數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)之間的調(diào)節(jié)作用并提出政策建議，強(qiáng)化了本文的實(shí)踐性。

二、制度背景與理論假設(shè)

（一）制度背景

2018年8月底，第十三屆全國人大常委會(huì)第五次會(huì)議表決通過關(guān)于修改個(gè)人所得稅法的決定。本次改革有兩個(gè)亮點(diǎn)：一是將個(gè)人所得稅起征點(diǎn)由月收入3500提高至5000；二是明確子女教育、繼續(xù)教育、大病醫(yī)療、普通住房貸款利息、住房租金、贍養(yǎng)老人支出6項(xiàng)專項(xiàng)附加扣除的具體范圍和標(biāo)準(zhǔn)。2018年12月，《個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除暫行辦法》正式印發(fā)。自2019年1月實(shí)施以來，《個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除暫行辦法》歷經(jīng)了幾次重要的補(bǔ)充和修改。第一次是2019年12月，國家稅務(wù)總局對(duì)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除政策完成優(yōu)化；第二次是2022年3月，新增3歲以下嬰幼兒照護(hù)個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除；第三次是2023年8月，提高3歲以下嬰幼兒照護(hù)、子女教育、贍養(yǎng)老人個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除標(biāo)準(zhǔn)。

2018年啟動(dòng)的個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除產(chǎn)生了較為顯著的經(jīng)濟(jì)影響。實(shí)施個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除后，邊際稅率的降低對(duì)商品價(jià)格的影響較大，但并未引起服務(wù)價(jià)格的變化（孫浦陽和楊易擎，2023）。從扣除政策的公平目標(biāo)實(shí)現(xiàn)來看，專項(xiàng)扣除標(biāo)準(zhǔn)的增加客觀上會(huì)使得居民收入增長，并進(jìn)而增進(jìn)居民的社會(huì)福利水平，但這種福利水平的增進(jìn)程度取決于居民收入差距所帶來的福利損失（李文，2019）。也有研究表明，專項(xiàng)附加扣除制度在一定程度上削弱了個(gè)稅的收入再分配效應(yīng)（劉蓉和寇璇，2019）。此外，部分學(xué)者討論了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除中細(xì)分專項(xiàng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。例如，子女教育費(fèi)用扣除制度擴(kuò)大了收入差距，但收入水平提高帶來的福利增進(jìn)能夠彌補(bǔ)收入差距造成的福利損失，整體福利水平得到提高（肖建華和謝璐華，2022）。

（二）理論假設(shè)

1.個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的實(shí)際收入效應(yīng)

早期關(guān)于消費(fèi)決定的理論主要有凱恩斯的絕對(duì)收入決定論，莫迪利安尼的生命周期消費(fèi)論和弗里德曼的持久收入理論，以及霍爾的隨機(jī)游走假說。以上幾種觀點(diǎn)均認(rèn)為收入是影響居民消費(fèi)的關(guān)鍵性因素，只是在收入的界定上存在一定區(qū)別，即決定消費(fèi)的收入到底是當(dāng)期收入還是跨期收入，預(yù)期收入或是長期收入?？傮w而言，消費(fèi)的收入決定論同樣適用于中國。但在1978年前，中國居民的消費(fèi)主要由當(dāng)期收入決定；而在1978年之后，前期收入、預(yù)期收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響程度逐漸加強(qiáng)（臧旭恒，1994）。稅收減免和返還是提高居民可支配收入，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)增加的重要舉措。以個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除為代表的個(gè)稅減稅能夠提高基本減除費(fèi)用標(biāo)準(zhǔn)，降低居民稅收負(fù)擔(dān)，提高居民可支配收入，促進(jìn)居民消費(fèi)。不僅如此，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除在調(diào)節(jié)收入分配的同時(shí)，使得社會(huì)整體福利得到提升，收入分布更接近帕累托最優(yōu)。特別是個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除中的子女教育、繼續(xù)教育和贍養(yǎng)父母等進(jìn)一步降低了居民家庭的供養(yǎng)負(fù)擔(dān)，有助于居民形成向上的消費(fèi)預(yù)期，提升居民消費(fèi)信心（劉蓉和寇璇，2019）。基于上述分析，提出本文假設(shè)1：

H1：個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除導(dǎo)致居民實(shí)際收入增加，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)支出提升。

2.個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的心理賬戶效應(yīng)

個(gè)體在對(duì)行動(dòng)結(jié)果進(jìn)行心理評(píng)估的過程中傾向于將不同來源的收入或損失歸于不同賬戶，并分別評(píng)價(jià)、管理和預(yù)算，這種現(xiàn)象被稱為心理賬戶（Thaler，2008）。按照心理賬戶理論，居民在消費(fèi)決策中會(huì)將工資收入、經(jīng)營收入、財(cái)產(chǎn)收入等穩(wěn)定性收入和政府補(bǔ)貼、轉(zhuǎn)移支付、彩票收入等意外性收入放置于不同的消費(fèi)心理賬戶上，且不同途徑獲得的收入彼此獨(dú)立，相互不可替代。對(duì)于居民的穩(wěn)定性收入，消費(fèi)者往往抱有更加珍視的情感態(tài)度，因而用于消費(fèi)的比例較小，更多的是轉(zhuǎn)入儲(chǔ)蓄；相反，對(duì)于政府補(bǔ)貼、轉(zhuǎn)移支付等意外之財(cái)，由于其獲取相對(duì)容易，用于儲(chǔ)蓄的占比較低，進(jìn)行消費(fèi)的比重更大。對(duì)居民而言，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除在符合扣除標(biāo)準(zhǔn)時(shí)無需付出勞動(dòng)就可以直接獲得，因此更有可能歸類為是意外所得。個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除帶來的“意外收益”意味著其邊際消費(fèi)傾向顯著高于工資性收入和經(jīng)營性收入等穩(wěn)定性收入（王湘紅等，2022）。不僅僅是居民，在政府層面，地方官員同樣會(huì)將不同來源的財(cái)政收入劃歸于不同的心理賬戶，在心理賬戶影響下，地方官員產(chǎn)生了此錢非彼錢的認(rèn)知錯(cuò)覺與機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，進(jìn)而導(dǎo)致非理性舉債的決策異化行為，最終造成地方政府支出快速增長。基于上述分析，提出本文假設(shè)2：

H2：個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除使居民產(chǎn)生心理賬戶效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)支出提升。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目（CHFS）。CHFS最早的數(shù)據(jù)是2011年，目前可公開使用的最新年份數(shù)據(jù)是2019年。2019年CHFS數(shù)據(jù)樣本分布于29個(gè)省級(jí)行政區(qū)、355個(gè)區(qū)縣、1481個(gè)社區(qū)，覆蓋40011戶家庭和127012名個(gè)體，是中國規(guī)模最大的非官方家庭資產(chǎn)類抽樣調(diào)查項(xiàng)目，具有較好的代表性。

本文的被解釋變量為居民消費(fèi)支出，包括衣著支出、食品支出、居住相關(guān)的支出和交通支出等日常消費(fèi)支出。核心解釋變量為個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除為虛擬變量，當(dāng)被問到“家庭成員是否申報(bào)過個(gè)人所得稅專項(xiàng)附件扣除”，若選擇“是”，則虛擬變量個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除為1，否則為0。

本文的控制變量包含個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)保障特征等方面。其中，代表個(gè)人特征的控制變量有性別、年齡、教育背景、婚姻狀況、健康狀況、戶籍性質(zhì)、工作狀態(tài)，代表家庭特征的控制變量有家庭存款、家庭收入、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、住房負(fù)債，代表社會(huì)保障特征的控制變量有養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的群體而言，被解釋變量消費(fèi)支出的均值為5.082，而未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除群體消費(fèi)支出的均值為3.133，遠(yuǎn)低于申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的群體，初步顯示個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除可能引起居民消費(fèi)支出的提升。

為了更加直觀的感受申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除兩類群體的消費(fèi)支出差異，本文將全樣本的消費(fèi)支出分為五組：低消費(fèi)支出、中低消費(fèi)支出、中等消費(fèi)支出、中高消費(fèi)支出和高消費(fèi)支出，在此基礎(chǔ)上測(cè)算申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除兩類群體在不同消費(fèi)支出組中的占比，結(jié)果如圖1所示。

從圖1可以看出，低消費(fèi)支出組中，申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除兩類群體的占比分別為1%和20.54%；中等消費(fèi)支出組中，申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除兩類群體的占比分別為17.81%和20.34%；而在高消費(fèi)支出組中，申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和未申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除兩類群體的占比分別為44.84%和19.36%。由此表明，申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除群體集中在中高消費(fèi)和高消費(fèi)支出組，暗示了申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除群體的消費(fèi)支出遠(yuǎn)大于未申報(bào)專項(xiàng)附加扣除的群體。

（三）模型設(shè)定

個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民過度消費(fèi)的邊際影響可以通過如下模型測(cè)算：

式（1）中的xfzc表示居民消費(fèi)支出。是核心解釋變量個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除，X是表示控制變量，ui代表誤差項(xiàng)。

由于單一方程忽略了不同方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性，三階段最小二乘法避免了這一問題。鑒于此，本文使用三階段最小二乘法重新估計(jì)了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的邊際影響。三階段最小二乘法模型構(gòu)建如下：

式（2）用個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除來解釋居民消費(fèi)支出，而式（3）用是否具有公積金來解釋個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除。

為了進(jìn)一步識(shí)別個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的影響機(jī)制，本文以“實(shí)際收入”和“心理賬戶”為中介變量進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)。中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

式（4）的系數(shù)α為個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的總效應(yīng)；式（5）的系數(shù)γ為個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)中介變量“實(shí)際收入”和“心理賬戶”的直接效應(yīng)；式（6）的系數(shù)δ是在控制了中介變量的影響后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的影響；系數(shù)μ是在控制個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的影響后，中介變量“實(shí)際收入”和“心理賬戶”對(duì)居民消費(fèi)支出的直接效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，第1列是未添加控制變量情境下個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值，第2列、第3列和第4列是相繼添加個(gè)人特征控制變量、家庭特征控制變量以及社會(huì)保障特征控制變量后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值，第5列是在加入全部控制變量并進(jìn)一步控制地區(qū)固定效應(yīng)后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值。

從表2可以看出，未添加控制變量情境下個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值為1.949，在1%水平下顯著；相繼添加個(gè)人特征控制變量、家庭特征控制變量以及社會(huì)保障特征控制變量后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值分別為0.659、0.406、0.367，均在1%水平下顯著；進(jìn)一步控制地區(qū)固定效應(yīng)后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值為0.367，在5%水平下顯著。由此可知，不論是否加入控制變量以及是否控制地區(qū)固定效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果均表明個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除導(dǎo)致居民實(shí)際收入增加，按照凱恩斯的消費(fèi)理論或者莫迪利安尼的生命周期消費(fèi)論和弗里德曼的持久收入理論，收入（包括當(dāng)期、跨期和預(yù)期）是消費(fèi)的決定性因素，實(shí)際收入的提高必然引起消費(fèi)的提升。另一方面，按照心理賬戶理論，居民在消費(fèi)決策中會(huì)將不同來源的收入放置在不同的消費(fèi)心理賬戶上，且不同來源的收入彼此獨(dú)立，相互不可替代（王湘紅，2022）。對(duì)于居民的工資所得，用于消費(fèi)的比例較小，更多的是轉(zhuǎn)入儲(chǔ)蓄；相反，對(duì)于政府補(bǔ)貼、轉(zhuǎn)移支付等意外之財(cái)，用于儲(chǔ)蓄的占比較低，進(jìn)行消費(fèi)的比重更大。個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除獲得的收入類似于轉(zhuǎn)移支付，對(duì)居民而言更有可能劃入心理賬戶，也就更有可能形成消費(fèi)支出。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剔除極端值

為有效消除基準(zhǔn)回歸中可能存在的極端值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，本文嘗試通過剔除極端值解決這一問題：第一，刪除年齡極端值；第二，僅保留有工作的樣本；第三，僅保留年齡在18歲至60歲的有工作群體的樣本。表3報(bào)告了采取上述三種措施后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的影響。

從表3第1列和第2列可以看出，在刪除年齡極端值后，未添加控制變量以及未控制地區(qū)固定效應(yīng)情形下和同時(shí)加入控制變量以及控制地區(qū)固定效應(yīng)后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值至少在5%水平下顯著。第3列和第4列表明，在僅保留有工作群體的情境下，不論是否加入控制變量和是否控制地區(qū)固定效應(yīng)，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值同樣至少在5%水平下顯著。進(jìn)一步地，在僅保留年齡在18歲至60歲的有工作樣本的條件下，不論是否加入控制變量以及是否控制地區(qū)固定效應(yīng)，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值依然至少在5%水平下顯著。由此表明，在剔除可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏的極端值后，仍然表明個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除顯著增加了居民的消費(fèi)支出。

2.替換估計(jì)方法

Tobit模型能夠有效處理存在上限或下限的連續(xù)響應(yīng)變量；在大樣本下，使用Bootstrap自助法能以更快的速度收斂到真實(shí)值；此外，由于單一方程忽略了不同方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性，三階段最小二乘法避免了這一問題。鑒于此，本文同時(shí)使用Tobit模型、Bootstrap自助法和3SLS重新估計(jì)了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，估計(jì)結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，在Tobit模型、Bootstrap自助法和3SLS三種估計(jì)方法中，未添加控制變量以及添加全部控制變量后個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值均在1%水平下顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除并非隨機(jī)行為，PSM可以有效解決非隨機(jī)行為引起的樣本自選擇問題，其測(cè)算出的ATT值可以測(cè)度個(gè)體在干預(yù)狀態(tài)下的平均干預(yù)效應(yīng)。表5報(bào)告了近鄰匹配和卡尺匹配兩種傾向得分匹配分析法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。表5中第1列是處理組的ATT值和ATU值，第2列是控制組的ATT值和ATU值，第3列是組間差異。表5顯示，在近鄰匹配和卡尺匹配兩種匹配方式中，處理組的ATT值均為5.054，控制組的ATT值分別為4.759和4.791，二者的組間差異分別為0294和0.262，均通過顯著性檢驗(yàn)，表明與未進(jìn)行個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除申報(bào)的居民相比，進(jìn)行申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除居民的消費(fèi)支出顯著更高，進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

3.排除其他競(jìng)爭(zhēng)性解釋

在宏觀層面，居民的消費(fèi)傾向與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)，在經(jīng)濟(jì)上行期，居民有更好的經(jīng)濟(jì)預(yù)期，消費(fèi)信心更強(qiáng)，消費(fèi)意愿也就更強(qiáng)；在個(gè)人層面，不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的居民對(duì)跨期消費(fèi)的態(tài)度明顯不同，風(fēng)險(xiǎn)厭惡的居民過度消費(fèi)的概率更低。此外，進(jìn)入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，數(shù)字支付在不改變消費(fèi)者持有現(xiàn)金的情形下，通過將現(xiàn)金支付轉(zhuǎn)變到非現(xiàn)金支付的數(shù)字支付方式弱化了消費(fèi)者支付現(xiàn)金的感知效果，使居民消費(fèi)意愿大幅提升（關(guān)鍵和馬超，2020）?？紤]到上述因素，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入經(jīng)濟(jì)增長、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和數(shù)字支付三個(gè)控制變量，表6報(bào)告了加入上述控制變量后的檢驗(yàn)結(jié)果。從表6可以看出，單獨(dú)加入經(jīng)濟(jì)增長、數(shù)字支付和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度時(shí)，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值至少在5%水平下顯著；同時(shí)控制經(jīng)濟(jì)增長、數(shù)字支付和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度條件下個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值依然顯著為正，證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的客觀性。

（三）作用機(jī)制

1.實(shí)際收入效應(yīng)

實(shí)際收入提升是個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除引起居民消費(fèi)增加的重要途徑。表7報(bào)告了收入效應(yīng)在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)支出中的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。從表7可以看出，在未控制地區(qū)固定效應(yīng)的情境下，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民收入水平的系數(shù)估計(jì)值為3.961，在1%水平下顯著；收入水平對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值為0.003，同樣在1%水平下顯著；將個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和收入水平納入同一模型后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和收入水平對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值均在1%水平下顯著。此外，在控制地區(qū)固定效應(yīng)后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民收入水平的系數(shù)估計(jì)值、收入水平對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值，以及同一模型中個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和收入水平對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值至少在10%水平顯著為正。由此表明，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除顯著提高了居民收入水平進(jìn)而引起居民消費(fèi)支出增加，即個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除存在顯著的收入效應(yīng)。

2.心理賬戶效應(yīng)

個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除形成的心理賬戶效應(yīng)是使居民消費(fèi)支出增加的另一個(gè)機(jī)制。居民的工資收入通常情形下直接轉(zhuǎn)入居民的銀行卡，形成銀行卡存款。在數(shù)字支付日益普及的背景下，數(shù)字賬號(hào)中的存款余額成為居民消費(fèi)支出的首選方式，銀行卡存款與數(shù)字賬號(hào)存款實(shí)際上代表了兩種不同的心理賬戶。因此，本文用居民在微信、支付寶等數(shù)字賬號(hào)中的存款余額作為心理賬戶的代理變量，在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)了心理賬戶在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)支出中的中介作用，檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

從表8可以看出，在未控制地區(qū)固定效應(yīng)時(shí)，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民心理賬戶的系數(shù)估計(jì)值在1%水平下顯著為正；心理賬戶對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值為0.045，在1%水平下顯著；將個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和心理賬戶納入同一模型后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和心理賬戶對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值均在1%水平下顯著。此外，在控制地區(qū)固定效應(yīng)情境下，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民心理賬戶的系數(shù)估計(jì)值、心理賬戶對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值，以及同一模型中個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和心理賬戶對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值均在1%水平顯著為正。由此表明，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除使得居民產(chǎn)生了心理賬戶，進(jìn)而引起居民消費(fèi)支出增加。

（四）異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果反映的是個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)所有居民消費(fèi)支出的平均影響，而這種平均影響可能會(huì)遮掩不同居民之間的異質(zhì)性問題。鑒于此，本文進(jìn)一步討論了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響。

1.消費(fèi)支出異質(zhì)性

表9報(bào)告了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)衣著消費(fèi)支出、食品消費(fèi)支出、居住消費(fèi)支出、交通消費(fèi)支出和文娛消費(fèi)支出等不同消費(fèi)類型的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。從表9可以看出，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民衣著消費(fèi)的系數(shù)估計(jì)值為0.096，對(duì)食品消費(fèi)和居住的系數(shù)估計(jì)值為0.212和0.312，對(duì)居民交通支出和文娛消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值分別為0.723和1.574。由此可知，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民文娛消費(fèi)支出的促進(jìn)作用更強(qiáng)?？赡艿慕忉屖?，按照馬斯洛的消費(fèi)分層理論，人的需求從低到高分為五個(gè)等級(jí)：生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我實(shí)現(xiàn)需求。從群體畫像來看，申報(bào)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除群體的收入相對(duì)較高，對(duì)消費(fèi)的需求已經(jīng)脫離了基本的生理需求和安全需求，進(jìn)入較高層次的社交需求和尊重需求。因此，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除更有可能激勵(lì)居民的文娛消費(fèi)支出。

2.個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除異質(zhì)性

個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除包含子女教育、繼續(xù)教育、大病醫(yī)療、住房貸款、住房租賃和贍養(yǎng)父母六個(gè)方面。鑒于此，本文檢驗(yàn)了不同個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除類型對(duì)居民消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表10所示。

從表10可以看出，子女教育專項(xiàng)附加扣除、繼續(xù)教育專項(xiàng)附加扣除和贍養(yǎng)父母專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值分別為0.347、0.578和0.363，且至少在10%水平下顯著；與之不同的是，大病醫(yī)療專項(xiàng)附加扣除、住房貸款專項(xiàng)附加扣除和住房租賃專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值盡管都是正數(shù)，但均未通過顯著性檢驗(yàn)。由此可知，子女教育、繼續(xù)教育和贍養(yǎng)父母三種類型的專項(xiàng)附加扣除能夠起到促進(jìn)居民消費(fèi)的積極作用，但大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除并未顯現(xiàn)出明顯的消費(fèi)促進(jìn)作用。理由在于，盡管個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除使得居民實(shí)際收入增加，轉(zhuǎn)移支付產(chǎn)生的心理賬戶可能進(jìn)一步抬升居民的消費(fèi)意愿，但對(duì)于大病醫(yī)療使得居民未來不確定性增加，住房貸款意味著居民面臨較大的償貸壓力，而住房租賃群體為購買自有住房不得不進(jìn)行超額儲(chǔ)蓄。相反，繼續(xù)教育和子女教育作為對(duì)未來的投資，更有可能形成正面預(yù)期，提高居民消費(fèi)信心。因此，與大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除不同，子女教育、繼續(xù)教育和贍養(yǎng)父母三種類型的專項(xiàng)附加扣除表現(xiàn)出顯著的消費(fèi)促進(jìn)作用。

（五）拓展性討論

1.個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除的邊際效應(yīng)

個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除越多對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用就越大嗎？為了回答這一問題，本文重新構(gòu)建核心解釋變量“個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量”，若居民只申報(bào)了含子女教育、繼續(xù)教育、大病醫(yī)療、住房貸款、住房租賃和贍養(yǎng)父母六個(gè)方面中的一種，則“個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量為1”，以此類推，若申報(bào)了上述六個(gè)方面中的兩種，則“個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量為2”；若申報(bào)了上述全部六個(gè)方面，則“個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量為6”。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表11所示。

從表11可以看出，在未控制個(gè)體固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，單獨(dú)控制個(gè)體固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，同時(shí)控制個(gè)體固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)情境下，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值均為0.210，且至少在5%水平下顯著。這意味著，居民申報(bào)的個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除數(shù)量越多，消費(fèi)支出相應(yīng)更高，即個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用可能存在邊際增加的現(xiàn)象。

2.數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)入數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，消費(fèi)場(chǎng)景不再局限于傳統(tǒng)的實(shí)體商店，線上消費(fèi)成為居民重要的消費(fèi)模式。根據(jù)商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2023年全國網(wǎng)上零售額達(dá)到15.4萬億，連續(xù)11年穩(wěn)居全球第一；實(shí)物商品網(wǎng)上零售額增長8.4%，占社會(huì)消費(fèi)品零售總額比重增至27.6%。考慮到這一點(diǎn)，本文用“網(wǎng)絡(luò)購物”作為數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景的代理變量，進(jìn)一步構(gòu)建個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與數(shù)字消費(fèi)的交乘項(xiàng)，檢驗(yàn)了數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)支出中間的調(diào)節(jié)作用，檢驗(yàn)結(jié)果如表12所示。

從表12可以看出，第1列未控制個(gè)體固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)時(shí)個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與數(shù)字消費(fèi)的交乘項(xiàng)對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值分別為0.196和0.199，至少在5%水平下顯著；控制個(gè)體固定效應(yīng)后，二者的系數(shù)估計(jì)值分別為0.196和0.199，均在1%水平下顯著。單獨(dú)控制地區(qū)固定效應(yīng)時(shí)，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值同樣為0.196，且P值為0.142，具有邊緣顯著性；此外，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與數(shù)字消費(fèi)的交乘項(xiàng)對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值為0.199，在1%水平下顯著。同時(shí)控制個(gè)體固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與數(shù)字消費(fèi)的交乘項(xiàng)對(duì)居民消費(fèi)支出的系數(shù)估計(jì)值同樣為0.196和0.199，均通過顯著性檢驗(yàn)。這意味著，數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)之間存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民的消費(fèi)作用會(huì)隨著數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景的應(yīng)用而擴(kuò)大。這不難理解，數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在為消費(fèi)者提供便捷服務(wù)的同時(shí)，促進(jìn)服務(wù)供給者的業(yè)務(wù)優(yōu)化，提高用戶的消費(fèi)體驗(yàn)，而與數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景相結(jié)合的數(shù)字化支付直接打破了居民消費(fèi)時(shí)間與空間限制，帶動(dòng)了居民消費(fèi)的增長（關(guān)鍵和馬超，2020）。

3.從消費(fèi)到投資

既然個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除能夠有效提升居民消費(fèi)支出，那么其是否會(huì)通過居民消費(fèi)的增加引起投資的變化？為了回答這一問題，本文以居民工商業(yè)項(xiàng)目總資產(chǎn)為被解釋變量，檢驗(yàn)了“個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除—消費(fèi)—投資”的邏輯關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表13所示。

從表13可以看出，未控制個(gè)體固定效應(yīng)條件下個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)投資的系數(shù)估計(jì)值為15.496，在5%水平下顯著；第2列加入消費(fèi)支出后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)投資的系數(shù)估計(jì)值和消費(fèi)支出對(duì)投資的系數(shù)估計(jì)值分別為13.601和1.580，均通過顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步控制個(gè)體固定效應(yīng)后，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除和消費(fèi)支出對(duì)投資的系數(shù)估計(jì)值均顯著為正。由此可知，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除在促進(jìn)居民消費(fèi)的同時(shí)，通過消費(fèi)支出的提高進(jìn)一步促進(jìn)了社會(huì)投資的增長，形成了消費(fèi)與投資雙向促進(jìn)的良性循環(huán)。

五、結(jié)論與建議

利用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，本文檢驗(yàn)了個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響以及可能存在的作用機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除顯著引起了居民消費(fèi)支出的增加，有助于從消費(fèi)端推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長。第二，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除更有可能提升居民的文娛消費(fèi)支出，且子女教育、繼續(xù)教育和贍養(yǎng)父母三種類型的專項(xiàng)附加扣除能夠起到促進(jìn)居民消費(fèi)的積極作用，但大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除并未顯現(xiàn)出明顯的消費(fèi)促進(jìn)作用。第三，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除通過提升居民實(shí)際收入，并產(chǎn)生心理賬戶效應(yīng)從而促進(jìn)居民消費(fèi)增長。第四，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用存在邊際增加的現(xiàn)象；此外，數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景在個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除與居民消費(fèi)之間扮演著顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民的消費(fèi)作用會(huì)隨著數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景的應(yīng)用而擴(kuò)大。第五，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除在促進(jìn)居民消費(fèi)的同時(shí)，通過消費(fèi)支出的提高進(jìn)一步促進(jìn)了社會(huì)投資的增長，形成了消費(fèi)與投資雙向促進(jìn)的良性循環(huán)。

為更好地發(fā)揮個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，基于本文的研究結(jié)論，有必要做好以下幾點(diǎn)。一方面，完善個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除政策。自個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除實(shí)施后，歷經(jīng)了兩次重要的調(diào)整：一是2022年3月新增3歲以下嬰幼兒照護(hù)個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除；二是2023年8月提高3歲以下嬰幼兒照護(hù)、子女教育、贍養(yǎng)老人個(gè)人所得稅專項(xiàng)附加扣除標(biāo)準(zhǔn)。第二次調(diào)整恰好避開了并未展現(xiàn)出明顯的消費(fèi)促進(jìn)作用的大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除，而這部分群體本身具有較高的負(fù)擔(dān)。因此，有必要進(jìn)一步優(yōu)化個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除結(jié)構(gòu)，重點(diǎn)提高大病醫(yī)療、住房貸款和住房租賃專項(xiàng)附加扣除標(biāo)準(zhǔn)。另一方面，加快發(fā)展數(shù)字消費(fèi)服務(wù)平臺(tái)，有效豐富數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景。本文的研究結(jié)果表明，個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除對(duì)居民的消費(fèi)作用會(huì)隨著數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景的應(yīng)用而擴(kuò)大，因而需要加快數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極培育數(shù)字消費(fèi)服務(wù)平臺(tái)，創(chuàng)造豐富的數(shù)字消費(fèi)應(yīng)用場(chǎng)景，為居民消費(fèi)提供更加便捷的數(shù)字化服務(wù)，通過數(shù)字消費(fèi)場(chǎng)景放大個(gè)稅專項(xiàng)附加扣除帶來的消費(fèi)促進(jìn)作用。

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（責(zé)任編輯：易一）