王　璽，何　帥

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)　稅務(wù)學(xué)院　北京　100000；2.國信證券股份有限公司　投行部　廣東　深圳　518000)

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結(jié)構(gòu)性減稅政策對居民消費(fèi)的影響
——基于PVAR模型的分析

王璽1，何帥2

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)稅務(wù)學(xué)院北京100000；2.國信證券股份有限公司投行部廣東深圳518000)

摘要：我們基于PVAR模型分析了我國主要稅種對居民消費(fèi)的影響情況。本文采用專門用于估計(jì)微觀面板數(shù)據(jù)的PVAR模型，使用的數(shù)據(jù)樣本為1995-2014年全國31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的居民消費(fèi)、增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅等相關(guān)數(shù)據(jù)。實(shí)證結(jié)果表明，我國當(dāng)前的增值稅、企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅稅負(fù)有偏高，不利于居民消費(fèi)的提高。最后，本文根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果提出了促進(jìn)我國居民消費(fèi)的結(jié)構(gòu)性減稅政策。

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi) ；PVAR模型 ；結(jié)構(gòu)性減稅

一、前言

改革開放以來，尤其是最近十幾年來，我國居民消費(fèi)總量有了大幅提升，但我國的最終消費(fèi)率卻有不斷下降的趨勢，而資本形成率有不斷上升的趨勢。2000年以來，消費(fèi)占GDP的比重不斷走低，2006年，消費(fèi)占GDP中的比重首次跌破50%，投資需求和凈出口需求取代消費(fèi)需求構(gòu)成了GDP的最大動力。許多發(fā)達(dá)國家的總需求不足主要表現(xiàn)為投資需求不足，而我國的總需求不足則主要表現(xiàn)為消費(fèi)需求不足。

從消費(fèi)的構(gòu)成來看，最終消費(fèi)支出由居民消費(fèi)支出和政府消費(fèi)支出構(gòu)成。1994-2014年，我國最終消費(fèi)支出增長7.82倍；居民消費(fèi)支出增長7.55倍；政府消費(fèi)支出增長8.60倍。可見，1994-2014年政府消費(fèi)支出增長速度超過居民消費(fèi)支出增長速度。1994年-2014年，居民消費(fèi)支出與政府消費(fèi)支出比從2.95下降至2.60，中途有小幅上升至3.41，但又不斷下降。正是由于居民消費(fèi)支出增長速度偏低導(dǎo)致了居民消費(fèi)支出與政府消費(fèi)支出比下降。居民消費(fèi)支出占最終消費(fèi)支出的比重在1994-1996年有較大幅度的上升，同時(shí)在1996年達(dá)到歷史最高值76.7%。但從此以后，居民消費(fèi)支出占最終消費(fèi)支出的比重卻不斷下探，下降至2014年的72.2%。因此，要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，必須啟動消費(fèi)需求，提高消費(fèi)占GDP的比重，尤其是要提高居民消費(fèi)支出占最終消費(fèi)支出的比重。消費(fèi)需求偏低尤其是居民消費(fèi)偏低，是制約我國經(jīng)濟(jì)增長的瓶頸。

二、文獻(xiàn)綜述

對稅制結(jié)構(gòu)、稅收政策與居民消費(fèi)的關(guān)系，國內(nèi)外很多學(xué)者從各個(gè)角度進(jìn)行了深入探究。國外方面，Bailey(1971)最先研究了政府支出和私人消費(fèi)之間的關(guān)系，結(jié)論是在政府支出和私人消費(fèi)之間可能存在一定的替代關(guān)系，即擠出效應(yīng)[1]。Barro(1990)拓展了Bailey 的研究，他建立了一個(gè)一般均衡宏觀經(jīng)濟(jì)模型研究政府在消費(fèi)和服務(wù)上的支出對居民消費(fèi)的影響,Barro 認(rèn)為，政府的公共支出就像私人生產(chǎn)過程的一種投入一樣，具有正的消費(fèi)與產(chǎn)出效應(yīng)，政府支出的短期增加，將導(dǎo)致產(chǎn)出與消費(fèi)的暫時(shí)增加，但產(chǎn)出與消費(fèi)增加的幅度小于政府支出增加的幅度，而政府支出的長期增加雖然仍具有正的產(chǎn)出與消費(fèi)效應(yīng)，但這種產(chǎn)出與消費(fèi)效應(yīng)比政府短期支出增加的產(chǎn)出與消費(fèi)效應(yīng)更低，既在長期中政府支出對消費(fèi)與產(chǎn)出產(chǎn)生了一定的擠出[2]。Kormendi(1983)使用一個(gè)長期收入決定模型對美國的數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)美國的政府支出同居民消費(fèi)之間存在明顯的替代關(guān)系[3]。Ahmed(1986)在用跨期替代模型對英國的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究時(shí)也得到了同樣的結(jié)論[4]。Karras(1997)用多國數(shù)據(jù)研究了居民消費(fèi)與政府支出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)政府支出同居民消費(fèi)之間存在一種互補(bǔ)關(guān)系，這種互補(bǔ)關(guān)系的強(qiáng)度與政府規(guī)模負(fù)相關(guān)，政府支出增加將提高居民消費(fèi)的邊際效用水平，從而提高居民的消費(fèi)支出水平[5]。Moore & Naik ( 1996)用美國數(shù)據(jù)所作的同類的研究中,滯后消費(fèi)的系數(shù)僅有0.1左右[6]。Hubbard & Skinner & Zeldes(1994)認(rèn)為個(gè)體在未來面臨著收入，醫(yī)療支出和生命周期等的不確定性，這三種不確定性導(dǎo)致了個(gè)體進(jìn)行預(yù)防性儲蓄[7]。Giavazzi(1995)研究緊縮與擴(kuò)張時(shí)期財(cái)政政策對居民消費(fèi)需求的影響效應(yīng),結(jié)果表明政府消費(fèi)和稅收的影響效應(yīng)具有非對稱性,且緊縮時(shí)期財(cái)政政策工具對居民消費(fèi)需求的影響幅度要比擴(kuò)張時(shí)期大[8]。Darby(1972)認(rèn)為如果消費(fèi)者利用減稅的意外所得購買耐用消費(fèi)品，那么居民消費(fèi)支出會有很大的提升[9]。Keen等人(2002)和Kaplanoglou(2004)也認(rèn)為，稅制結(jié)構(gòu)的任何調(diào)整都會產(chǎn)生重要的再分配效應(yīng)，進(jìn)而對居民消費(fèi)需求產(chǎn)生影響[10][11]。

國內(nèi)方面，高培勇(2009)、安體富(2011)均認(rèn)為我國目前宏觀稅負(fù)較高，應(yīng)該減輕并穩(wěn)定稅負(fù)，提高居民部門收入為促進(jìn)居民消費(fèi)增長提供持續(xù)動力，具體應(yīng)該實(shí)施結(jié)構(gòu)性減稅，通過有效減輕納稅人稅收負(fù)擔(dān)來刺激消費(fèi)[12][13]。賈康 、程瑜(2011)認(rèn)為應(yīng)在繼續(xù)優(yōu)化結(jié)構(gòu)性減稅的同時(shí)，適時(shí)適度實(shí)施合理的結(jié)構(gòu)性增稅，推進(jìn)稅制改革完善，使其更好地服務(wù)于經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變[14]。胡書東(2002)分析積極財(cái)政政策對民間消費(fèi)需求的影響，結(jié)果表明，實(shí)施積極財(cái)政政策，擴(kuò)大財(cái)政支出，加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)確實(shí)有助于刺激民間消費(fèi)需求[15]。謝建國 、陳漓高(2002)建立了一個(gè)居民消費(fèi)的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，認(rèn)為在短期內(nèi)，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時(shí)政府支出完全擠占了消費(fèi)支出[16]。龍志和，王曉輝(2002)研究表明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)習(xí)慣對食品消費(fèi)具有顯著作用,且家庭財(cái)產(chǎn)對居民食品消費(fèi)習(xí)慣的形成作用不大。解釋了我國居民高儲蓄傾向的原因[17]。杭斌、申春蘭(2002)對預(yù)防性儲蓄動機(jī)與居民消費(fèi)及利率政策效果的關(guān)系進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析。結(jié)果表明預(yù)防性儲蓄動機(jī)對居民消費(fèi)有顯著的負(fù)效應(yīng)，利率下調(diào)本身對消費(fèi)的刺激作用是明顯的。但由于利率下調(diào)與預(yù)防性動機(jī)增強(qiáng)時(shí)消費(fèi)的作用正好相反，前者的作用被后者抵消了[18]。馬拴友(2001)通過經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)我國政府消費(fèi)與居民消費(fèi)總體上是互補(bǔ)關(guān)系,適當(dāng)增加政府消費(fèi)不會擠出私人消費(fèi),相反還會擠進(jìn)居民消費(fèi),從而能擴(kuò)大總需求和經(jīng)濟(jì)增長。估算了我國對消費(fèi)、勞動和資本征稅的有效稅率,對它們與經(jīng)濟(jì)增長及影響渠道的計(jì)量分析表明,勞動和資本稅降低經(jīng)濟(jì)增長,對消費(fèi)支出征稅卻與我國經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)[19]。

本文采用專門用于估計(jì)微觀面板數(shù)據(jù)的PVAR模型，由于PVAR模型對于數(shù)據(jù)的時(shí)間序列要求長度較高，而面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度往往較短，PVAR 模型的估計(jì)方法無法支持。同時(shí)，面板數(shù)據(jù)的截面?zhèn)€體有異質(zhì)性的問題，這在VAR 模型的時(shí)間序列估計(jì)中沒有考慮，因此，PVAR 模型限制了數(shù)據(jù)量和數(shù)據(jù)形式。Holtz-Eakin 等( 1988) 提出了基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸模型( PVAR)的估計(jì)方法。相對于VAR 模型，PVAR 支持面板數(shù)據(jù)分析，對于數(shù)據(jù)的時(shí)間長度有所放寬，當(dāng)T 為時(shí)間序列長度，m 為滯后階數(shù)時(shí)，只要T≥m+3 就可以對方程的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)；若T≥2m+2，就可以在穩(wěn)態(tài)下得到滯后項(xiàng)參數(shù)。

應(yīng)用PVAR模型進(jìn)行估計(jì)的主要步驟為，首先進(jìn)行廣義矩估計(jì)( GMM 估計(jì)，Generalized method of moments)，得出變量之間的回歸擬合結(jié)果；然后進(jìn)行沖擊響應(yīng)函數(shù)分析，研究擾動項(xiàng)的影響如何傳播到各變量；最后用方差分析來衡量變量的貢獻(xiàn)度。PVAR 模型的估計(jì)：PVAR 模型實(shí)際是包含固定效果的動態(tài)面板模型，在進(jìn)行GMM 估計(jì)之前首先采用組內(nèi)均值差分法去除時(shí)間效應(yīng)，然后用向前均值差分法去除個(gè)體效應(yīng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析：脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了內(nèi)生變量對于誤差變化大小的反映，即用于衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的影響，可以分析當(dāng)某一變量在基期發(fā)生單位變化時(shí)，對其他變量產(chǎn)生的影響程度，準(zhǔn)確地描述變量間相互影響的互動特征。方差分解：方差分解分析是通過分析內(nèi)生變量的沖擊對內(nèi)生變量變化( 通常用方差來度量) 的貢獻(xiàn)度，評價(jià)不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。

三、指標(biāo)設(shè)定、樣本數(shù)據(jù)描述和實(shí)證分析

(一)實(shí)證模型和指標(biāo)變量的設(shè)定

我們在研究變量之間的關(guān)系時(shí)，一般先建立經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停缓罄脮r(shí)間序列數(shù)據(jù)對變量進(jìn)行相應(yīng)的回歸分析。但是，對于時(shí)間序列而言，一般會伴隨著相應(yīng)的時(shí)間趨勢，即使這些回歸估計(jì)具有較高的R平方，其結(jié)果并不一定具有實(shí)際意義，也即我們通常所說的“虛假回歸”或“偽回歸”。為了避免偽回歸，確保估計(jì)的有效性，我們必須對各面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)結(jié)果表明數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，則只能采用協(xié)整方法檢驗(yàn)變量之間的長期均衡關(guān)系。雖然協(xié)整檢驗(yàn)可以給出變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，但是協(xié)整檢驗(yàn)并不能夠判斷變量之間的因果關(guān)系。因此協(xié)整檢驗(yàn)完畢還得進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。這給協(xié)整檢驗(yàn)方法帶來了一定的限制。為了突破協(xié)整方法等傳統(tǒng)回歸方法的限制，我們可以使用VAR模型來分析。本文使用的數(shù)據(jù)樣本為1995-2014年全國31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的居民消費(fèi)、增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅等相關(guān)數(shù)據(jù)。橫截面?zhèn)€體個(gè)數(shù)31要大于時(shí)間跨度20，即我們得到的面板數(shù)據(jù)可以認(rèn)為是微觀面板數(shù)據(jù)的形式。因此，對每個(gè)變量的個(gè)體平均時(shí)間序列建立VAR模型的估計(jì)方法并不適用，需要采用專門用于估計(jì)微觀面板數(shù)據(jù)的PVAR模型來估計(jì)。

考慮到我國省際面板數(shù)據(jù)之間可能存在的個(gè)體效應(yīng)以及模型估計(jì)方法的可操作性，本文將根據(jù)Inessa Love and Lea Ziccino (2006)提供的GMM估計(jì)方法來估計(jì)所構(gòu)建的PVAR模型。模型的基本式子如下：

Yit=γ0+φ1Yi,t-1+φ2Yi,t-2+…+φpYi,t-p+φ1Xi,t-1+φ2Xi,t-2+…+φpXi,t-p+γi+μit其中，Yit表示個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t的m個(gè)內(nèi)生變量的m×1向量，Xit表示個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t的m個(gè)嚴(yán)格外生變量的m×1向量，γi表示個(gè)體i的m個(gè)內(nèi)生變量的個(gè)體固定效應(yīng)的m×1向量，φi和φi分別為m個(gè)內(nèi)生變量和外生變量的滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)，p為滯后階數(shù)，μit是殘差項(xiàng)。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的變量及其描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　各變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

注：除變量year、prov以外，描述性統(tǒng)計(jì)均為各變量取對數(shù)后統(tǒng)計(jì)所得。

(三)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

由于本文的研究數(shù)據(jù)為短面板數(shù)據(jù)，利用一階滯后對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行PVAR分析。對于一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往表現(xiàn)出共同的變化趨勢，但這些序列本身不一定具有直接的關(guān)聯(lián)關(guān)系。因此，即使這些回歸估計(jì)具有較高的R平方，其結(jié)果并不一定具有實(shí)際意義，也即我們通常所說的“虛假回歸”或“偽回歸”。為了避免偽回歸，確保估計(jì)的有效性，我們必須對各面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，我們可以利用單位根檢驗(yàn)來完成。

面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)主要有Levin-Lin-Chu方法(LLC檢驗(yàn))和Im-Pesaran-Shin方法(IPS檢驗(yàn))，我們參考LLC檢驗(yàn)來進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

表2　LLC面板單位根檢驗(yàn)

由表2可知，一般預(yù)算收入(gbr)、增值稅收入(vat)、企業(yè)所得稅收入(cit)、個(gè)人所得稅收入(iit)、最終消費(fèi)支出(fce)、居民消費(fèi)支出(hce)、政府消費(fèi)支出(gce)、居民消費(fèi)支出增長率(ghce)均為I(0)過程，營業(yè)稅收入(bt)也可以近似看成是I(0)過程，因而這些變量均為平穩(wěn)過程，可以對其進(jìn)行PVAR分析和IRF分析。

(四)PVAR分析

1.雙變量PVAR分析

我們先進(jìn)行一般預(yù)算收入與居民消費(fèi)支出增長率的關(guān)系。

表3　System-GMM結(jié)果

注：(1)模型估計(jì)方法采用的是GMM估計(jì)，模型設(shè)定為恰好識別；(2)變量在進(jìn)行PVAR模型估計(jì)之前，需要進(jìn)行Helmert轉(zhuǎn)換(Helmert Transformation)，因此，表中的變量均為轉(zhuǎn)換后的變量，分別寫成h_gbr、h_ghce；(3)字母L.表示滯后算子，L.h_gbr和L.h_ghce分別為一般預(yù)算收入和居民消費(fèi)支出增長率的滯后一階值；(4)所有結(jié)果均在5%顯著性下有效；(5)小數(shù)點(diǎn)后保留四位小數(shù)。請參看Inessa Love and Lea Ziccino(2006)的文章以及PVAR模型的ado文件，下同。

圖1　IRF脈沖響應(yīng)沖擊反應(yīng)圖

因此，PVAR結(jié)果可以表示為下式：

ghcet=0.0258gbrt-1+0.1950ghcet-1

(1)

方程(1)為居民消費(fèi)支出增長率方程，一般預(yù)算收入系數(shù)為0.0258。換而言之，一般預(yù)算收入的增加會引起居民消費(fèi)支出增長率的上升。圖1與我們的估計(jì)結(jié)果是一致的，居民消費(fèi)支出增長率的沖擊迅速造成一般預(yù)算收入的上升，反之亦然。這個(gè)結(jié)論在理論上是可以接受的，本文在理論分析中認(rèn)為，居民消費(fèi)與財(cái)政收入有關(guān)。在一個(gè)發(fā)展中國家，一般預(yù)算收入的上升，地方政府有更多可以改善收入分配的資源，這將有利于改善中低收入階層的居民消費(fèi)狀況。另外，在一個(gè)發(fā)展中國家，這將意味著政府擁有更多可以優(yōu)化配置的資源，從而政府可以更好地利用這部分資源，并將這部分資源分配到具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)中，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)的提高。

另一方面，居民消費(fèi)的提高，由于居民消費(fèi)而帶來的稅收收入等財(cái)政收入也將導(dǎo)致一般預(yù)算收入的增長，從而使得居民消費(fèi)與一般預(yù)算收入完成了一次互相促進(jìn)的循環(huán)。

2.多變量PVAR分析

我們再來看一般預(yù)算收入、增值稅收入、營業(yè)稅收入與居民消費(fèi)支出增長率的關(guān)系。

表4　System-GMM結(jié)果

注：L.h_gbr 、L.h_vat 、L.h_bt和L.h_ghce分別為一般預(yù)算收入、增值稅收入、營業(yè)稅收入和居民消費(fèi)支出增長率的滯后一階值。

表5　方差分解表

因此，可以將居民消費(fèi)支出增長率方程表示如下：

ghcet=0.0370gbrt-1-0.0703vart-1+0.0532btt-1+0.1814ghcet-1

(2)

方程(2)中一般預(yù)算收入系數(shù)為0.0370，增值稅收入系數(shù)為-0.0703，營業(yè)稅收入系數(shù)為0.0532，即當(dāng)期居民消費(fèi)支出增長率與前一期一般預(yù)算收入、營業(yè)稅收入呈正相關(guān)，與前一期增值稅收入呈負(fù)相關(guān)。即一般預(yù)算收入、營業(yè)稅收入的一個(gè)正向沖擊會導(dǎo)致居民消費(fèi)支出增長率的一個(gè)正向沖擊，增值稅收入的一個(gè)正向沖擊會導(dǎo)致居民消費(fèi)支出增長率的一個(gè)負(fù)向沖擊。方程(2)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義很好解釋。首先，一般預(yù)算收入的增加，政府可以用來改善消費(fèi)環(huán)境的支出增加了，消費(fèi)環(huán)境的改善可能是一般預(yù)算收入沖擊與居民消費(fèi)支出增長率呈正相關(guān)的原因。其次，增值稅作為流轉(zhuǎn)稅，作為價(jià)外稅種，流轉(zhuǎn)稅額的增加將導(dǎo)致應(yīng)稅商品和應(yīng)稅勞務(wù)價(jià)格的上升，從而不利于居民消費(fèi)水平的提高，因而增值稅收入沖擊與居民消費(fèi)支出增長率沖擊呈反向變動。再次，雖然營業(yè)稅也是流轉(zhuǎn)稅，營業(yè)稅的增加也會導(dǎo)致應(yīng)稅商品和應(yīng)稅勞務(wù)的價(jià)格的上升，但是，營業(yè)稅是地方稅，同時(shí)也是地方第一大稅種。因此營業(yè)稅收入的增加可以讓地方有資本改善消費(fèi)環(huán)境，從而有利于居民消費(fèi)支出增長率的提升。值得說明的是，從方差分解表我們可以看出，在第10期、第20期、第30期，一般預(yù)算收入、增值稅收入、營業(yè)稅收入對居民消費(fèi)支出增長率方程的解釋力分別穩(wěn)定在0.68%、3%、5%左右。* 這與居民消費(fèi)支出增長率的所得稅方程(3)會有很好的對比關(guān)系。

IRF圖與前文的估計(jì)結(jié)果是一致的，這是我們前文結(jié)論的又一例證。

我們再來看一般預(yù)算收入、企業(yè)所得稅收入、個(gè)人所得稅收入與居民消費(fèi)支出增長率的關(guān)系。

表6　System-GMM結(jié)果

注：L.h_gbr、L.h_cit、L.h_iit和L.h_ghce分別為一般預(yù)算收入、企業(yè)所得稅收入、個(gè)人所得稅收入和居民消費(fèi)支出增長率的滯后一階值。

因此，可以將居民消費(fèi)支出增長率方程表示如下：

ghcet=0.0496gbrt-1-0.0001citt-1+0.0281iitt-1+0.1998ghcet-1

(3)

方程(3)中的一般預(yù)算收入系數(shù)為0.0496，企業(yè)所得稅收入系數(shù)為-0.0001，個(gè)人所得稅收入系數(shù)為-0.0281，意為當(dāng)期居民消費(fèi)支出增長率與前一期一般預(yù)算收入呈正相關(guān)，與企業(yè)所得稅收入、個(gè)人所得稅收入呈負(fù)相關(guān)。換而言之，前一期一般預(yù)算收入的正向沖擊能夠?qū)е庐?dāng)期居民消費(fèi)支出增長率的正向沖擊。前一期企業(yè)所得稅收入、個(gè)人所得稅收入的正向沖擊能夠?qū)е庐?dāng)期居民消費(fèi)支出的負(fù)向沖擊。方程(3)的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義很好解釋。首先，如方程(2)所述，一般預(yù)算收入的增加，政府既可以將一般預(yù)算收入優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境從而促進(jìn)居民消費(fèi)支出增長率的提高，也可以借此加大民生保障支出，通過刺激廣大中低收入者的居民消費(fèi)支出來促進(jìn)居民消費(fèi)支出增長率的提高。其次，如前所述，企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅是財(cái)產(chǎn)稅，企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅收入的提高會導(dǎo)致企業(yè)和個(gè)人的凈利潤和可支配收入的降低，從而不利于居民消費(fèi)支出的提高。值得說明的是，從整個(gè)方差分解表中，可以看出，居民消費(fèi)支出增長率對方程(3)的解釋力占很大的權(quán)重，在第10期、第20期、第30期，居民消費(fèi)支出增長率對居民消費(fèi)支出增長率方程的解釋力分別占到96.94%、96.85%和96.84%?？梢姡用裣M(fèi)支出增長率受自身的影響特別大，換言之，我國的居民消費(fèi)具有較強(qiáng)的棘輪效應(yīng)，在短期內(nèi)消費(fèi)具有不可逆性，習(xí)慣性消費(fèi)較大。 IRF圖與前文的估計(jì)結(jié)果是一致的，這是我們前文結(jié)論的又一例證。

表7　方差分解表

圖2　IRF脈沖響應(yīng)沖擊反應(yīng)圖

圖3　IRF脈沖響應(yīng)沖擊反應(yīng)圖

通過以上的實(shí)證分析，我們認(rèn)為：首先，一般預(yù)算收入的適當(dāng)增加有利于居民消費(fèi)水平的提高。其次，我國當(dāng)前的增值稅稅負(fù)偏高，不利于居民消費(fèi)水平的提高；最后，我國當(dāng)前所得稅稅負(fù)偏高，不利于居民消費(fèi)水平的提高。

四、促進(jìn)我國居民消費(fèi)提高的結(jié)構(gòu)性減稅政策建議

結(jié)構(gòu)性減稅是指在有增有減和結(jié)構(gòu)性調(diào)整下側(cè)重于減稅的一種稅制改革方案。通過一系列結(jié)構(gòu)性減稅政策的調(diào)整和改革，對稅收制度進(jìn)行完善和優(yōu)化。結(jié)構(gòu)性減稅與全面的、大規(guī)模的減稅不同，也有別于一般的有增有減的稅負(fù)調(diào)整。結(jié)構(gòu)性減稅更注重和強(qiáng)調(diào)有選擇的減稅，通過對特定群體和特定稅種的稅負(fù)的變化來優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)，從而使稅收制度更好的服務(wù)于經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)居民消費(fèi)的提高。

(一)進(jìn)一步完善增值稅制

根據(jù)前面的實(shí)證分析，當(dāng)前我國的增值稅收入與居民消費(fèi)支出增長率呈負(fù)相關(guān)。換而言之，當(dāng)前的增值稅收入有偏高之嫌。為此，有必要進(jìn)一步深化增值稅制度。

2009年以前，我國實(shí)行的是“生產(chǎn)型”增值稅。2009年1月1日起在全國范圍內(nèi)實(shí)施增值稅改革，將“生產(chǎn)型”增值稅改革為“消費(fèi)型”增值稅，允許企業(yè)抵扣生產(chǎn)用機(jī)器設(shè)備所含增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額。但是，企業(yè)構(gòu)建不動產(chǎn)所含的進(jìn)項(xiàng)稅額不允許抵扣。通常情況下，企業(yè)大部分的固定資產(chǎn)是不動產(chǎn)形式的固定資產(chǎn)。換句話說，企業(yè)大部分的固定資產(chǎn)進(jìn)項(xiàng)稅額不允許抵扣。據(jù)測算，2009年全國增值稅減收1200億，城建稅減收60億，教育費(fèi)附加減收36億，增加企業(yè)所得稅63億，增減相抵后減少稅收收入1233億。*《稅務(wù)總局：增值稅全面轉(zhuǎn)型 2009年減稅或超1200億》，中央政府門戶網(wǎng)站，2009年11月11日。2009年全年的增值稅收入為18481.22億，全年的稅收收入為59521.59億，減收的1233億占2009年增值稅收入的6.67%，占全部稅收收入的2.07%。如果全部固定資產(chǎn)的增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額允許抵扣的話，以生產(chǎn)用固定資產(chǎn)占全部固定資產(chǎn)一半保守估計(jì)的話，增值稅及相應(yīng)稅額將減收2466億，占2009年增值稅收入的13.34%，占全部稅收收入的4.14%。單項(xiàng)稅制改革帶來的如此大的減稅壓力是當(dāng)時(shí)政府無法承受的，而且這還只是保守估計(jì)。所以說，09年增值稅的轉(zhuǎn)型是一次不徹底的轉(zhuǎn)型，是一次打折扣的轉(zhuǎn)型。

此外，我們在實(shí)證分析中注意到，一般預(yù)算收入的增長有利于居民消費(fèi)支出增長率的提高，因此，在營業(yè)稅改征增值稅的時(shí)候，為擴(kuò)大地方政府一般預(yù)算收入的來源，適當(dāng)提高地方增值稅分成比例值得考慮的。

(二)降低企業(yè)所得稅負(fù)

根據(jù)前面的實(shí)證分析，當(dāng)前我國的企業(yè)所得稅收入與居民消費(fèi)支出增長率呈負(fù)相關(guān)。換而言之，當(dāng)前的企業(yè)所得稅收入有偏高的嫌疑。為了促進(jìn)居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長，應(yīng)加大對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支持力度，降低企業(yè)所得稅稅負(fù)。

第一，采取加速折舊和投資抵扣制度。發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)完善的重要手段。我國的稅收政策對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到了重要的作用，加大對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支持力度應(yīng)是結(jié)構(gòu)性減稅的重要內(nèi)容。對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)、試驗(yàn)、質(zhì)量控制和節(jié)能減排的相關(guān)機(jī)器設(shè)備采用加速折舊，同時(shí)，允許高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對用于技術(shù)研發(fā)的固定資產(chǎn)抵扣其應(yīng)納稅所得額。既有利于促進(jìn)企業(yè)技術(shù)研發(fā)，又有利于企業(yè)完成技術(shù)改造優(yōu)化升級，提前收回成本，擴(kuò)大投資的可行性范圍，從而促進(jìn)固定資產(chǎn)的投資，擴(kuò)大投資需求。

第二，實(shí)行稅收優(yōu)惠制度以地域優(yōu)惠為主向以產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠為主轉(zhuǎn)變。扶持高新技術(shù)開發(fā)產(chǎn)業(yè)應(yīng)該以由地域優(yōu)惠為主向以產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠為主轉(zhuǎn)變。對于符合要求的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，無論其處于經(jīng)濟(jì)特區(qū)和浦東新區(qū)，都應(yīng)享受到稅收優(yōu)惠。東部地區(qū)，高科技園區(qū)和經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)應(yīng)逐步減少直接優(yōu)惠制度，代之以間接優(yōu)惠制度。當(dāng)前，我國對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的稅收優(yōu)惠主要采用直接優(yōu)惠方式，即以低稅率和定期減免稅為主要優(yōu)惠方式。直接優(yōu)惠方式的優(yōu)點(diǎn)在于政策的作用速度快，但在長期內(nèi)不利于公平市場競爭。間接優(yōu)惠方式其實(shí)質(zhì)是推遲納稅時(shí)間，獲得貨幣時(shí)間價(jià)值，即相當(dāng)于從政府獲得一筆免息貸款。間接優(yōu)惠方式一方面有利于形成“政策引導(dǎo)市場，市場引導(dǎo)企業(yè)”的優(yōu)惠機(jī)制；另一方面，也有利于體現(xiàn)公平競爭原則。當(dāng)前我國的研發(fā)投入已經(jīng)達(dá)到了世界第二，已經(jīng)具有較強(qiáng)的技術(shù)研發(fā)能力，當(dāng)前的研發(fā)應(yīng)該由“數(shù)量”向“數(shù)量與質(zhì)量兼顧”轉(zhuǎn)型，為此，稅收優(yōu)惠政策應(yīng)該從傳統(tǒng)的直接優(yōu)惠方式向促進(jìn)公平競爭的間接優(yōu)惠方式逐漸過渡，由傳統(tǒng)的只重視直接優(yōu)惠向直接優(yōu)惠與間接優(yōu)惠并重，進(jìn)一步促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對研發(fā)的投入。

(三)完善個(gè)人所得稅制

根據(jù)前面的實(shí)證分析，當(dāng)前我國的個(gè)人所得稅收入與居民消費(fèi)支出增長率呈負(fù)相關(guān)。換而言之，當(dāng)前的個(gè)人所得稅收入有偏高的嫌疑。為了促進(jìn)居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長，應(yīng)著力完善個(gè)人所得稅制，降低中低收入居民的個(gè)人所得稅稅負(fù)。為降低個(gè)人所得稅負(fù)擔(dān)，2011年6月30日，十一屆全國人大常委會第二十一次會議表決通過了全國人大常委會關(guān)于修改個(gè)人所得稅法的決定，將個(gè)人所得稅的起征點(diǎn)由2000元提高到3500元，自2011年9月1日起執(zhí)行。

個(gè)人所得稅的首要目的是調(diào)節(jié)收入分配，其次才是組織財(cái)政收入。但是，從近些年的數(shù)據(jù)來看，個(gè)人所得稅雖然組織了一定的財(cái)政收入，但是個(gè)人所得稅在調(diào)節(jié)收入分配的作用并不明顯。首先是個(gè)人所得稅稅收收入從1995年的131.3億上升到2014年的7377億。個(gè)人所得稅占總的稅收比重從1995年的2.17%上升到6.19%。其次，個(gè)人所得稅近些年來占總稅收收入比重一直在下降。最后，個(gè)人所得稅稅收收入構(gòu)成上歷年都是以工資薪金收入為主，均維持在50%以上。中低收入者成為了個(gè)人所得稅的主要納稅人。應(yīng)該說，這次提高工資薪金免征額對于降低工薪階層的稅負(fù)，提高工薪階層的稅后收入起到了一定的作用。但是，我國現(xiàn)行的個(gè)人所得稅實(shí)行的是分11個(gè)項(xiàng)目征收的分類征收制，分類征收制并不符合當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展的要求。剛開始采取分類征收，是因?yàn)楫?dāng)時(shí)我國居民收入水平比較低，收入來源單一，政府征稅的主要目的在于對一部分畸高的收入進(jìn)行調(diào)節(jié)，加上分類征收具有簡便易行的特點(diǎn)，分類征收很好的完成了調(diào)節(jié)收入分配這一功能。隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，個(gè)人收入來源越來越多元化，分類征收的個(gè)人所得稅已經(jīng)不能達(dá)到調(diào)節(jié)收入分配的目的。因?yàn)樵诜诸愓魇盏亩愔葡拢煌N類的收入所得的稅率不一樣，納稅人就可以通過將收入在不同類型中轉(zhuǎn)換來達(dá)到少繳個(gè)人所得稅的目的。因此，單純的提高工資薪金免征額從長期來看并不利于個(gè)人所得稅發(fā)揮其改善收入分配，通過收入分配的改善促進(jìn)居民消費(fèi)的功能。

將個(gè)人所得稅的功能定位與其現(xiàn)實(shí)的運(yùn)行格局相聯(lián)系，可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)行的分類征收個(gè)人所得稅制已不適合調(diào)節(jié)收入分配差距的需要。因?yàn)槭杖氩罹嘣谑袌鼋?jīng)濟(jì)發(fā)展的當(dāng)下已經(jīng)是一種綜合差距而不僅僅是分項(xiàng)目的差距。將個(gè)人所得分項(xiàng)目類別征稅的辦法，雖然有利于源泉扣繳，方便征收管理，但是這種征收方式在市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的當(dāng)下更多的是為組織財(cái)政收入而服務(wù)的，任何缺乏綜合收入口徑基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)的調(diào)節(jié)，可能在短期內(nèi)能夠緩解矛盾，但是并不能夠解決矛盾。因此在長期內(nèi)所實(shí)現(xiàn)的政策應(yīng)該是分類征收向綜合征收改革，降低中低收入者的稅收負(fù)擔(dān)，促進(jìn)收入分配，提高居民的可支配收入，以促進(jìn)居民消費(fèi)需求的提高。

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(本文責(zé)編：海洋)

Impact of Structural Tax Reduction Policy on Stimulating Residents’ Consumption Based on PVAR Model

WANG Xi1，HE Shuai2

(1.Collegeoftaxation，CUFE，Beijing100000，China；2.Departmentofinvestmentbank，Guosensecuritiesco.，LTD，Shenzhen518000，China)

Abstract：We analyze how the main taxes of our country affect Resident’s consumption through PVAR model.this paper use PVAR model which is designed to estimate the micro panel data.This article uses the data of residents’consumption，VAT，business tax，corporate income tax，personal income tax and other related data of 31 provinces，municipalities and autonomous regions during 1995 to 2014.The empirical results state that the high tax burden of Value-added tax，corporate income tax and personal income might have been a drag on the economy.At the end of this paper，based on empirical results，we proposed with the structural tax reduction policy which promote Resident’s consumption in our country.

Key words:Resident’s consumption；PVAR model；structural tax reduction

中圖分類號：F17.6

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-9753(2016)03-0141-10

作者簡介：王璽(1980-)，女，山東威海人，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)稅務(wù)學(xué)院副教授，博士。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(71103151)、廈門大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)項(xiàng)目(20720151002)。

收稿日期：2015-11-12修回日期：2016-02-16