毛 軍，劉建民

(1.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；2.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)金系, 湖南 長沙 410205)

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財(cái)稅政策、城鄉(xiāng)收入差距與中國居民消費(fèi)的非線性效應(yīng)研究

毛 軍1，劉建民2

(1.湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長沙 410079；2.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)金系, 湖南 長沙 410205)

為了驗(yàn)證財(cái)稅政策對居民消費(fèi)存在的非線性效應(yīng)，文章系統(tǒng)考察了因城鄉(xiāng)收入差距的第三方外部因素存在差異時，財(cái)稅政策對居民消費(fèi)影響效應(yīng)的變化情況。面板門檻計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)，以城鄉(xiāng)收入差距門檻值作為外生變量構(gòu)建的分段函數(shù)中，稅收負(fù)擔(dān)和財(cái)政支出規(guī)模促進(jìn)居民消費(fèi)的城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)最優(yōu)區(qū)間分別為4015元-7016元和7912元-10323元；稅制結(jié)構(gòu)和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)促進(jìn)的城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)最優(yōu)區(qū)間分別為0.126-0.171和0.127-0.172。因此，應(yīng)當(dāng)辯證看待政府財(cái)稅政策對居民消費(fèi)的影響作用，促進(jìn)我國居民消費(fèi)的關(guān)鍵點(diǎn)在于財(cái)稅政策的合理制定與實(shí)施。

財(cái)稅政策；城鄉(xiāng)收入差距；居民消費(fèi)水平；非線性效應(yīng)；面板門檻計(jì)量分析

一、引 言

在全球經(jīng)濟(jì)持續(xù)低迷和購買力急劇銳減的大背景下，由于我國投資增長并未得到最終消費(fèi)需求的有效支撐，造成產(chǎn)能過剩、供求失衡，外加原本就存在的人民幣升值壓力等問題凸顯出來，導(dǎo)致我國面臨內(nèi)需和外需、國內(nèi)投資和消費(fèi)進(jìn)一步失衡。高投資、低消費(fèi)的結(jié)構(gòu)性矛盾成為制約經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的主要問題，我國經(jīng)濟(jì)開始步入以調(diào)整帶動發(fā)展的“三期疊加”新階段，擴(kuò)大以居民消費(fèi)為主體的內(nèi)需成為適應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展“新常態(tài)”的現(xiàn)實(shí)選擇。目前，我國消費(fèi)需求從過去的模仿型排浪式向個性化、多樣化消費(fèi)形式轉(zhuǎn)變，通過創(chuàng)新供給激活需求的重要性顯著上升，需要采取正確的消費(fèi)政策，釋放消費(fèi)潛力，使消費(fèi)繼續(xù)在推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮基礎(chǔ)作用(2014年中央經(jīng)濟(jì)工作會議)。在我國稅收收入處于中低速增長和財(cái)政支出剛性增長的背景下，通過發(fā)揮財(cái)稅政策的杠桿作用，建立擴(kuò)大居民消費(fèi)需求長效機(jī)制對于實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的新一輪發(fā)展至關(guān)重要。

學(xué)者們就財(cái)稅政策對居民消費(fèi)的非線性影響效應(yīng)進(jìn)行了一系列研究。緊縮財(cái)政政策的緊縮效應(yīng)(凱恩斯效應(yīng))與緊縮財(cái)政政策的擴(kuò)張效應(yīng)(新古典效應(yīng))之爭，引發(fā)了對財(cái)政政策非線性效應(yīng)的廣泛關(guān)注(張淑翠，2011)[1]。Giavazzi and Pagano(1990)[2]指出當(dāng)財(cái)政緊縮和擴(kuò)張的幅度大而持久時，通過影響實(shí)際利率和資產(chǎn)價(jià)值的變化和私人部門對未來勞動和資本收入的預(yù)期，財(cái)政政策對私人消費(fèi)就會產(chǎn)生的非線性效應(yīng)，這種影響效應(yīng)來自于稅收收入、轉(zhuǎn)移支付和政府消費(fèi)的變化；Jonsson(2007)[3]采用GMM估計(jì)研究發(fā)現(xiàn)OECD國家，在擴(kuò)張時期和緊縮時期轉(zhuǎn)移支付對私人消費(fèi)具有凱恩斯效應(yīng)和非凱恩斯效應(yīng)，因此可以判定總效應(yīng)為非線性效應(yīng)。Gobbin and van Aarle(2001)[4]與Jonsson研究結(jié)論不同，他認(rèn)為無法確定稅收收入和轉(zhuǎn)移支付對私人消費(fèi)存在非線性效應(yīng)；同時，Alesina and Ardagna(1998)[5]利用Probit模型以O(shè)ECD國家數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策調(diào)整(政府工資和福利性支出的消減)是影響私人消費(fèi)產(chǎn)生非凱恩斯效應(yīng)的重要因素。我國國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注財(cái)政政策與居民消費(fèi)之間的非線性效應(yīng)作用效果。郭慶旺和賈俊雪(2006)[6]利用面板數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明現(xiàn)階段實(shí)施以增加稅收收入為主要方式的穩(wěn)健財(cái)政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了正向作用，我國財(cái)政政策對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的非線性效應(yīng)，財(cái)政政策成功轉(zhuǎn)型關(guān)鍵在于應(yīng)以增加財(cái)政收入為主和盡量保持財(cái)政收支同步增長。張明喜、高倚云(2008)[7]和王立勇、高偉(2009)[8]實(shí)證研究財(cái)政政策具有凱恩斯效應(yīng)和非凱恩斯的雙重效應(yīng)，即中國的財(cái)政政策存在顯著的非線性效應(yīng)，文章從非瓦爾拉斯均衡理論分析認(rèn)為初始財(cái)政條件和財(cái)政調(diào)整幅度等因素不是中國財(cái)政政策非線性效應(yīng)產(chǎn)生的主要原因。方紅生和張軍(2010)[9]運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制方式劃分中國財(cái)政政策時期，實(shí)證結(jié)果表明中國財(cái)政政策在正常時期和非正常時期分別表現(xiàn)為非凱恩斯效應(yīng)和凱恩斯效應(yīng)，預(yù)期機(jī)制和非線性效應(yīng)得以證實(shí)。儲德銀和黃文正(2010)[10]從理論和實(shí)證分析角度認(rèn)為財(cái)政政策通過投資和消費(fèi)兩種渠道發(fā)生非凱恩斯效應(yīng)，財(cái)政緊縮的大小和持續(xù)時間長短是財(cái)政政策對居民消費(fèi)需求產(chǎn)生非線性效應(yīng)的原因。方紅生和郭林(2010)[11]實(shí)證檢驗(yàn)證實(shí)了中國財(cái)政政策對居民消費(fèi)非線性效應(yīng)和預(yù)期機(jī)制，即在正常時期中國財(cái)政政策表現(xiàn)為非凱恩斯效應(yīng)，在非正常時期表現(xiàn)為凱恩斯效應(yīng)。儲德銀和閆偉(2011)[12]研究發(fā)現(xiàn)在城鄉(xiāng)二元社會背景下中國財(cái)政收入對農(nóng)村居民消費(fèi)的總影響效應(yīng)在財(cái)政擴(kuò)張和財(cái)政緊縮時期均表示為非線性效應(yīng)，為政府財(cái)政政策抉擇對居民消費(fèi)的合理制定提供新的思路。毛軍和王蓓(2015)[13]運(yùn)用面板計(jì)量回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，地方政府支出會隨著當(dāng)?shù)刈陨淼慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和外部因素對居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著的非線性效應(yīng)。

由于我國存在較大的城鄉(xiāng)收入差距，居民消費(fèi)的異質(zhì)性較大，在考察財(cái)稅政策與居民消費(fèi)的關(guān)系時，必須加以考慮城鄉(xiāng)收入差距因素，拓展已有的分析視野。為了進(jìn)一步深入揭示財(cái)稅政策與居民消費(fèi)水平間所存在的參數(shù)異質(zhì)性與非線性關(guān)系，文章將重點(diǎn)分析城鄉(xiāng)收入差距及收入差距程度的第三方外部因素影響財(cái)稅政策對居民消費(fèi)的效用變化情況。文章以我國31個省市1999-2012年中國財(cái)稅政策與居民消費(fèi)的數(shù)據(jù)，就財(cái)稅政策對居民消費(fèi)的總體效應(yīng)作出判斷，然后通過構(gòu)建面板門檻計(jì)量模型對含有外生變量的函數(shù)和參數(shù)進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，就財(cái)稅政策對居民消費(fèi)的非線性效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

政府除了可以運(yùn)用稅收手段和財(cái)政支出手段直接作用于居民消費(fèi)，還可以通過財(cái)稅政策調(diào)節(jié)國民收入分配政策間接影響居民消費(fèi)。適度的收入差距程度會提高居民消費(fèi)能力和消費(fèi)積極性，增強(qiáng)社會整體消費(fèi)水平，從而提高政府財(cái)政收支運(yùn)行效率對居民消費(fèi)的政策效果。因此，為了深入研究財(cái)稅政策影響居民消費(fèi)政策效果分析的全面性，文章將實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)稅政策、城鄉(xiāng)收入差距與居民消費(fèi)之間存在的“門檻效應(yīng)”，以城鄉(xiāng)收入差距作為門檻變量，通過建立面板門檻回歸模型來實(shí)證考察政府稅收收入、財(cái)政支出隨著城鄉(xiāng)收入差距程度大小對居民消費(fèi)的影響變化情況，構(gòu)建政府稅收收入、財(cái)政支出影響居民消費(fèi)的分段函數(shù)。

consumeit=?0+α1Xit(thr≤γ1)+α2Xit(γ1γ2)+λZit+μi+εit

(1)

consumeit=?0+β1Yit(thr≤q1)+β2Yit(q1q2)+λZit+μi+εit

(2)

其中，下標(biāo)i代表地區(qū)，t代表時間。I(·)代表指示性函數(shù)；thr為門檻變量，即收入差距程度；γ為城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)估計(jì)的門檻值，q為城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)估計(jì)的門檻值。μi為個體擾動項(xiàng)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。被解釋變量consumeit為居民消費(fèi)水平，解釋變量Xit為稅收負(fù)擔(dān)和政府規(guī)模，Yit為稅收結(jié)構(gòu)和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。Zit為外生控制變量，包括了收入水平、居民消費(fèi)心理、流動性約束、人力資本水平、人口結(jié)構(gòu)、房價(jià)和城市化水平。

(二)數(shù)據(jù)說明

文章選取除港澳臺地區(qū)以外的全國31個省(市、自治區(qū))1999-2012年的作為數(shù)據(jù)樣本，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國財(cái)政年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒；商品房銷售價(jià)格來源于國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫?？紤]到各省在1999-2012年間均先后經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮，為了增強(qiáng)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，所有變量均以1999年為基期利用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減(1999年=100)，為了消除異方差和量綱問題，對所有變量取自然對數(shù)，以進(jìn)一步增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。此外，數(shù)據(jù)中涉及到比值是按照每年水平值計(jì)算而成。

居民消費(fèi)變量包括居民消費(fèi)水平、居民消費(fèi)率和居民消費(fèi)傾向，本文以居民人均消費(fèi)支出表示居民消費(fèi)水平(consume_levelit)=(城鎮(zhèn)人口×城鎮(zhèn)人均消費(fèi)+農(nóng)村人口×農(nóng)村人均消費(fèi))/總?cè)丝凇?/p>

稅收政策因素，采用稅收負(fù)擔(dān)變量(tax_burdenit)和稅制結(jié)構(gòu)變量(tax_structureit)反映稅收政策因素。文章按照IMF和OECD的稅收制度分類，借鑒儲德銀和閆偉(2012)[15]進(jìn)一步將稅收收入分為貨物與勞務(wù)稅(以下稱之為商品稅)、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和其他稅等四大類，文章主要分析商品稅、所得稅和財(cái)產(chǎn)稅對居民消費(fèi)水平的影響作用。稅收負(fù)擔(dān)(tax_burdenit)以稅收收入占本省域GDP的比重來表示。稅制結(jié)構(gòu) (tax_structureit)，根據(jù)IMF和OECD的稅制制度分類方法，直接稅包括各種所得稅、房產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅、社會保險(xiǎn)稅等稅種；間接稅包括增值稅、營業(yè)稅、消費(fèi)稅、關(guān)稅等稅種。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，近似將稅制結(jié)構(gòu)做如下定義：稅制結(jié)構(gòu)(tax_structureit)=間接稅/直接稅=商品稅/(所得稅+房產(chǎn)稅)。

財(cái)政支出因素，采用政府規(guī)模變量(fiscal_sizeit)和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量(fiscal_structureit)反映財(cái)政支出政策因素。借鑒李友志(2006)[16]的做法和2007年的財(cái)政收支分類改革，文章將按照政府職能對2007年前后的政府財(cái)政支出進(jìn)行分類。根據(jù)政府財(cái)政預(yù)算表把具有相似功能或性質(zhì)的支出項(xiàng)目歸類，分為政府投資性支出(fiscal_investit)、政府民生性支出(fiscal_transferit)和政府消費(fèi)性支出(fiscal_manangeit)：第一類是政府為了使經(jīng)濟(jì)更快發(fā)展或反經(jīng)濟(jì)周期而進(jìn)行的投資性支出，以政府人均投資支出(fiscal_investit)表示。第二類是政府為低收入人群和地區(qū)提供的社會救助和公共產(chǎn)品，具有社會財(cái)富再分配性質(zhì)的財(cái)政支出，以政府人均民生支出(fiscal_transferit)表示。第三類是為了維護(hù)公共管理機(jī)構(gòu)正常運(yùn)轉(zhuǎn)的支出，以政府人均消費(fèi)性支出(fiscal_manangeit)表示。政府規(guī)模變量(fiscal_sizeit)以財(cái)政支出占本省域GDP的比重來表示；財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量(fiscal_structureit)=(投資性支出+消費(fèi)性支出)/民生性支出。

城鄉(xiāng)收入差距變量，采用城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)和城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)反映城鄉(xiāng)收入差距變量。城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)用城鎮(zhèn)居民家庭年人均總收入減去農(nóng)村居民家庭年人均純收入得到名義城鄉(xiāng)收入差距，然后用以1999年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減化得到城鄉(xiāng)實(shí)際收入差距。城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)通過泰爾指數(shù)計(jì)算公式測算出城鄉(xiāng)收入差距程度：

(3)

其中，j=1，2分別表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)；Pi表示i地區(qū)總?cè)丝?，Pij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村總?cè)丝?；Ii表示i地區(qū)總收入，Iij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村總收入。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

為了避免面板門檻模型計(jì)量結(jié)果偽回歸問題，文章采用LLC檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)及Fisher-PP檢驗(yàn)三種方法對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，三種檢驗(yàn)結(jié)果顯著性均小于0.05，可以認(rèn)為所有回歸變量均為平穩(wěn)變量。表1報(bào)告了以城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)和城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)為門檻變量的顯著性檢驗(yàn)、門檻估計(jì)值及其95%置信水平的置信區(qū)間。從門檻效果的自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距在5%的顯著水平下通過雙重門檻檢驗(yàn)，因此文章將采用雙重門檻面板模型進(jìn)行計(jì)量分析。

表1 門檻變量的顯著性檢驗(yàn)和置信區(qū)間

注：表中的F值及相關(guān)臨界值、95%的置信區(qū)間均為采用“自舉法”反復(fù)抽樣300次得到的結(jié)果，“* ”、“** ”和“*** ”分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

在門檻效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板門檻估計(jì)法實(shí)證檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)視角下稅收負(fù)擔(dān)(tax_burdenit)對居民消費(fèi)水平的非線性影響，相關(guān)參數(shù)的估計(jì)結(jié)果如表2所示。從城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)門檻估計(jì)結(jié)果看，以城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)為門檻變量的兩個門檻值分別為4015元和7016元(1999年價(jià)格)。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值低于門檻值4015元時，系數(shù)估計(jì)值通過顯著性10%檢驗(yàn)(-1.120)，說明此門檻閾值下稅收負(fù)擔(dān)對居民消費(fèi)水平產(chǎn)生了抑制作用。理性預(yù)期理論認(rèn)為，居民對收入的預(yù)期直接影響著當(dāng)前的消費(fèi)水平，近年來我國居民收入總額處于上升趨勢，但居民消費(fèi)率卻呈下降趨勢，主要原因是稅收收入的不確定性和浮動性影響居民對未來稅后可支配收入的預(yù)期，帶來對未來消費(fèi)能力預(yù)期與風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期的不穩(wěn)定，加大了預(yù)防性儲蓄并降低了居民消費(fèi)水平，對增加居民消費(fèi)水平的具有負(fù)向的倒逼作用。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值介于第一門檻值4015元和第二門檻值7016元之間時，我國稅收負(fù)擔(dān)對居民消費(fèi)水平的擠出效應(yīng)表現(xiàn)出向擠入效應(yīng)扭轉(zhuǎn)的態(tài)勢，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎?.797且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。稅收收入增加使得政府擁有更多的財(cái)力并通過政府轉(zhuǎn)移性支付達(dá)到提高低收入水平居民群體的支付能力，從而有助于緩解我國區(qū)域居民收入不平等現(xiàn)象，促使國民收入分配從“政府偏向型”向“居民偏向型”轉(zhuǎn)變，減少了“國富民窮”現(xiàn)象的產(chǎn)生，促進(jìn)了居民可支配收入的增長，從而最大限度地提升了我國整體的居民消費(fèi)水平。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值跨越門檻值10323元時，稅收負(fù)擔(dān)對居民消費(fèi)水平的邊際影響系數(shù)通過10%的顯著性檢驗(yàn)且彈性系數(shù)有所降低(0.905)。“十二五”期間我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)了由投資主導(dǎo)的粗放式發(fā)展戰(zhàn)略向依靠消費(fèi)引領(lǐng)的內(nèi)源性可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變，并且為扭轉(zhuǎn)國民收入分配失衡局面，國家提高了國民收入初次分配中勞動者報(bào)酬比重和國民收入最終分配格局中居民收入比重。然而，稅收政策的調(diào)整以及稅收增長的幅度受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的差異、物價(jià)因素、收入負(fù)擔(dān)能力等因素影響，導(dǎo)致稅收政策在保障中低收入居民的基本生活條件，改善居民對未來收入的良好預(yù)期，增強(qiáng)居民的即期消費(fèi)信心的影響效應(yīng)有所減弱。

表2 城鄉(xiāng)收入差距(Income_gap)門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：t-ols表示同方差設(shè)定下的t值，t-white表示異方差設(shè)定下的t值，“*** ”、“** ”和“* ”表示t檢驗(yàn)值在1%、5%和10%統(tǒng)計(jì)性水平顯著。下同。

從城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)視角下政府規(guī)模(fiscal_sizeit)對居民消費(fèi)水平的非線性影響，以城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)(income_gapit)為門檻變量的兩個門檻值分別為7912元和10323元(1999年價(jià)格)。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值低于門檻值7912元時，系數(shù)估計(jì)值通過顯著性10%檢驗(yàn)(-0.125)，說明此門檻閾值下政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)水平的負(fù)向作用。不難發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距較小的地區(qū)往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，這意味著較低的收入預(yù)期與收入水平，并且較高的失業(yè)率使得人力資本面臨著極強(qiáng)的流動性約束，同時伴隨著經(jīng)濟(jì)改革帶來的不確定性、日益激烈的生存競爭等因素給居民帶來的消費(fèi)壓力，收入分配機(jī)制中微觀分配機(jī)制存在系統(tǒng)性“缺陷”、再分配機(jī)制“逆向調(diào)節(jié)”問題較為突出，而且低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的消費(fèi)人群缺少相對的消費(fèi)環(huán)境，地方政府對于市場環(huán)境建設(shè)和公共服務(wù)供給的投入相對滯后，缺乏刺激居民消費(fèi)的激勵機(jī)制，這也就暗示著政府財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)效益具有地區(qū)歧視性效果，政府財(cái)政支出增長因收入分配制度的不完善而難以有效促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)水平的有效增長。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值介于第一門檻值7912元和第二門檻值10323元之間時，我國政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)水平的擠出效應(yīng)表現(xiàn)出向擠入效應(yīng)扭轉(zhuǎn)的態(tài)勢，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎?.727且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。政府財(cái)政支出一直是推動經(jīng)濟(jì)增長的主要力量，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于較高層次時，地方政府支出和人均收入增加的同向“拉力”可以促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距絕對值跨越門檻值10323元時，政府財(cái)政支出對居民消費(fèi)的邊際影響系數(shù)通過5%的顯著性檢驗(yàn)且有所降低(0.495)，說明隨著城鄉(xiāng)居民收入差距的增加，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較發(fā)達(dá)地區(qū)而言財(cái)力相對充裕，但由于“管理型政府”導(dǎo)致中央與地方在財(cái)權(quán)和事權(quán)的劃分上存在一定問題，客觀上造成了地方政府重視“越位”管理當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展而“缺位”于居民基本生活領(lǐng)域，致使政府財(cái)政支出總量對此閾值居民消費(fèi)水平具有擠入效果有所減弱。

從城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)視角下稅制結(jié)構(gòu)(fiscal_structureit)對居民消費(fèi)水平的門檻估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)低于門檻0.126時，系數(shù)估計(jì)值為-0.021且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。由于以間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)在市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中通常都通過轉(zhuǎn)嫁由消費(fèi)者承擔(dān)，使得間接稅通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)在消費(fèi)者的即期消費(fèi)與未來消費(fèi)(儲蓄)之間產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，從而會因間接稅的累退效應(yīng)降低居民消費(fèi)水平。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)介于第一門檻值0.126和第二門檻值0.171之間時，我國政府稅制結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平的擠出效應(yīng)表現(xiàn)出向擠入效應(yīng)扭轉(zhuǎn)的態(tài)勢，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎?.020且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。近年來政府改變商品稅的征收方式，調(diào)節(jié)具有收入功能的所得稅和具有財(cái)富效應(yīng)的財(cái)產(chǎn)稅，這些因素“合力”在一定程度上緩解居民貧富差距，有利于提升低收入者的可支配收入，從而提高低收入者當(dāng)期消費(fèi)水平，加快居民消費(fèi)水平的擴(kuò)張。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)跨越門檻值0.171時，稅制結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平的邊際影響系數(shù)又轉(zhuǎn)向擠出效應(yīng)，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)?0.012且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。城鄉(xiāng)收入差距較高省份位于東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的投資較旺地區(qū)，再加上我國財(cái)產(chǎn)稅的稅基較窄以及稅率較低，此類地區(qū)居民消費(fèi)的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，居民易于進(jìn)行儲蓄和積累財(cái)富，間接抑制了居民即期消費(fèi)水平。

表3 城鄉(xiāng)收入差距(Income_theil)門檻參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(income_theilit)視角下財(cái)政支出結(jié)構(gòu)(fiscal_structureit)對居民消費(fèi)水平的門檻估計(jì)結(jié)果看，當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)低于門檻0.127時，系數(shù)估計(jì)值為-0.048且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。一直以來，我國公共財(cái)政存在“缺位”和“越位”的問題，政府業(yè)績考核機(jī)制是以經(jīng)濟(jì)增長的速度使得地方政府加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在政府財(cái)力有限的情況下，快速增長的投資性支出以及不斷膨脹的消費(fèi)性支出大大擠占了用于民生性支出的資金，導(dǎo)致民生性支出相對不足的問題顯得十分突出，無法滿足經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期民生方面對地方政府財(cái)政支出的需求，導(dǎo)致了以投資性支出和消費(fèi)性支出為主的政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平具有“反向倒逼效應(yīng)”。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)介于第一門檻值0.127和第二門檻值0.172之間時，我國政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平的擠出效應(yīng)表現(xiàn)出向擠入效應(yīng)扭轉(zhuǎn)的態(tài)勢，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)檎?.008且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)。地方政府“為增長而展開的相互競爭”機(jī)制下，以“GDP數(shù)據(jù)錦標(biāo)賽”為主的政府官員考核制度使得政府更傾向于將財(cái)政資源投資于能獲得短期經(jīng)濟(jì)效益的經(jīng)濟(jì)增長見效快的領(lǐng)域，從而對居民經(jīng)濟(jì)收入增長及消費(fèi)水平提高具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。當(dāng)城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)跨越門檻值0.172時，政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平的邊際影響系數(shù)又轉(zhuǎn)向擠出效應(yīng)，系數(shù)估計(jì)值轉(zhuǎn)變?yōu)?0.045且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。我國財(cái)政具有“吃飯財(cái)政”的特征，政府消費(fèi)性支出是維持國家政府部門正常運(yùn)轉(zhuǎn)的必要條件，政府行政機(jī)構(gòu)規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不匹配，政府消費(fèi)性支出的增長并沒有完全投入到公用經(jīng)費(fèi)中，地方政府無法提供應(yīng)有的公共服務(wù)和社會救助，再加上近年來我國市場化進(jìn)程中出現(xiàn)的“制度缺陷”產(chǎn)生“尋租腐敗”現(xiàn)象致使中國居民收入差距“非正常擴(kuò)大”態(tài)勢越為明顯，這些因素“合力”降低了以投資性支出和消費(fèi)性支出為主的政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)水平的刺激作用，使得政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對地區(qū)居民消費(fèi)水平產(chǎn)生了“倒逼機(jī)制”。

圖1 財(cái)政支出與居民消費(fèi)水平的邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

圖1邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線則同樣證明面板門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果所驗(yàn)證的政府規(guī)模和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對居民消費(fèi)影響的不對稱性，以轉(zhuǎn)換函數(shù)是否大于0.5為界，將我國政府規(guī)模和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)劃分為兩種狀態(tài)，可以發(fā)現(xiàn)大多數(shù)樣本點(diǎn)位于中間過渡狀態(tài)。文章進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)樣本期內(nèi)中國31個省份中達(dá)到最優(yōu)門檻估計(jì)參數(shù)值所占的比例。研究期內(nèi)，處于最優(yōu)門檻估計(jì)參數(shù)值7912

表4 收入差距分組變量下各省份數(shù)據(jù)地區(qū)分布劃分(1999-2012年)

注：各地區(qū)后括號中數(shù)字為研究期內(nèi)(1999-2012年)各地區(qū)處于相應(yīng)區(qū)間的次數(shù)，若某地區(qū)8次及以上處于該區(qū)間時，則認(rèn)為該區(qū)屬于相應(yīng)的地區(qū)。

四、結(jié)論及政策含義

文章運(yùn)用面板門檻回歸模型從城鄉(xiāng)收入差距角度就政府稅收政策與財(cái)政支出政策對居民消費(fèi)水平進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明財(cái)稅政策對我國居民消費(fèi)水平具有非線性影響效應(yīng)。得出以下結(jié)論：對于稅收負(fù)擔(dān)促進(jìn)居民消費(fèi)水平的城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)最優(yōu)區(qū)間為4015元-7016元，對于財(cái)政支出規(guī)模促進(jìn)居民消費(fèi)水平的城鄉(xiāng)收入差距絕對數(shù)最優(yōu)區(qū)間為7912元-10323元；對于稅制結(jié)構(gòu)促進(jìn)居民消費(fèi)水平的城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)最優(yōu)區(qū)間為0.126-0.171，對于財(cái)政支出結(jié)構(gòu)促進(jìn)居民消費(fèi)水平的城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)最優(yōu)區(qū)間為0.127-0.172，因此，應(yīng)當(dāng)辯證看待政府財(cái)稅政策對居民消費(fèi)水平的影響，促進(jìn)我國居民消費(fèi)水平的關(guān)鍵在于合理利用稅收手段和財(cái)政支出作用于收入分配政策。

第一，考慮到我國經(jīng)濟(jì)處于轉(zhuǎn)型階段，以間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)和以投資性支出和消費(fèi)性支出為主的政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不能實(shí)現(xiàn)財(cái)稅政策調(diào)節(jié)居民收入分配功能。因此，應(yīng)積極實(shí)行以間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)向以直接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，并在直接稅中增加個人所得稅和財(cái)產(chǎn)稅的比重，從而減輕中低收入者的納稅負(fù)擔(dān)，縮小不同階層間居民收入分配差距，從而達(dá)到提升居民消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿，有利于發(fā)揮稅收政策在居民收入分配中的“調(diào)節(jié)作用”，從而避免收入分配不公的“代際累積效應(yīng)”，做到減輕居民負(fù)擔(dān)和降低社會公眾的“稅收痛苦指數(shù)”。同時，需要將以投資性支出和消費(fèi)性支出為主的政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)向以民生性支出為主的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，政府需要提升自身公共服務(wù)能力和增加對公共產(chǎn)品的投入力度，建立財(cái)政支出綜合考評機(jī)制，從而有效提高財(cái)政資源配置，依靠財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)提高居民消費(fèi)。

第二，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的政策效用促使貧富差距日益加大，而后危機(jī)時期“結(jié)構(gòu)性收入分配不公”將直接影響到勞動者福利水平、調(diào)結(jié)構(gòu)的成敗和內(nèi)需的變化。另外，由于低收入階層的居民消費(fèi)會隨著收入的提高而較大幅度提高形成的“棘輪效應(yīng)”，縮小居民收入差距會增加居民消費(fèi)。因此，宏觀層面上，政府應(yīng)從調(diào)整國民收入分配結(jié)構(gòu)入手，注重對城鄉(xiāng)居民收入差距的控制，從而達(dá)到提高居民消費(fèi)率和緩解投資與居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)失衡的現(xiàn)實(shí)狀況；微觀層面上，加速推進(jìn)“控高”、“擴(kuò)中”和“提低”的收入分配改革布局，形成收入分配格局“橄欖型”態(tài)勢，從而達(dá)到提高居民收入水平、提升居民總體消費(fèi)傾向和促進(jìn)居民消費(fèi)水平增長。

第三，實(shí)證回歸結(jié)果表明，隨著城鄉(xiāng)收入差距絕對值和相對值的改變，稅收政策和財(cái)政支出政策對居民消費(fèi)的影響效應(yīng)隨之改變，這說明稅收政策和財(cái)政支出政策是否會對居民消費(fèi)產(chǎn)生作用，除了受到稅收收入規(guī)模和稅制結(jié)構(gòu)、政府財(cái)政支出規(guī)模和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響外，還受到城鄉(xiāng)收入差距的影響。因此，政府需要重視稅收政策、財(cái)政支出政策與收入分配政策之間的互動性、聯(lián)動性與協(xié)調(diào)性，從“兩個不同步”和“兩個偏低”入手，破解制約居民消費(fèi)的財(cái)稅體制與機(jī)制障礙，構(gòu)建提高我國居民消費(fèi)需求增長的長效機(jī)制。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

A Study of Nonlinear Effects of the Fiscal Policy and the Income Gap on Chinese Residents Consumption

MAO Jun1，LIU Jian-min2

(1. School of Economy and Trade，Hunan University，Changsha 410079，China； 2. Finance Department, Hunan University of Finance and Economics，Changsha 410205，China)

To verify the nonlinear effects that fiscal policies exert on the level of resident consumption, this paper examines the changes in the effect of Chinese fiscal policy on the level of resident consumption when the third-party external factor (the income gap between urban and rural areas) differentiates. The study of the panel threshold econometric model shows that in the piecewise function of fiscal policies and the level of resident consumption, which is constructed with the income gap threshold as an external variable, the optimal interval of the income gap absolute value with regard to tax burdens and the financial expenditure scale that could promote the level of resident consumption is 4015 to 7016 RMB and 7912 to 10323 RMB respectively. Similarly, the optimal interval of the income gap relative value with regard to tax structure and the financial expenditure structure that could boost the level of resident consumption is 0.126 to 0.171 and 0.127 to 0.172 respectively. Therefore, we should dialectically look upon the effect that fiscal policies exert on the level of resident consumption. That is, fiscal policies would generate neither absolute positive influence nor absolute negative influence on the level of resident consumption. The influence depends more on the effects of external factors. The key point to promote the level of resident consumption in China is the reasonable design and implementation of fiscal and tax policies.

fiscal policy; rural-urban income gap; the level of resident consumption; nonlinear effects; econometric analysis of panel threshold

2015-04-26

國家社科基金資助項(xiàng)目(14BJY159)；教育部博士點(diǎn)基金資助項(xiàng)目(20130161110044)；湖南省重點(diǎn)建設(shè)學(xué)科建設(shè)項(xiàng)目(湘教發(fā)[2011]76號)

毛軍(1986-)，男，海南瓊中人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士生；劉建民(1964-)，男，湖南湘鄉(xiāng)人，湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)金系教授，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院教授。

F063.2；F810.4

A

1004-4892(2016)01-0019-10