盧燦生，謝圣遠(yuǎn)

（深圳大學(xué)中國特區(qū)經(jīng)濟(jì)研究中心，廣東深圳518060）

0 引言

消費稅歷來是國家宏觀調(diào)控的重要手段，也是均衡社會分配的重要手段。在供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的大背景下，如何運用宏觀調(diào)控手段做到既促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，又保證低收入人群收入不減而有所增加呢？應(yīng)當(dāng)準(zhǔn)確應(yīng)用好消費稅這一調(diào)節(jié)杠桿，充分發(fā)揮消費稅在調(diào)節(jié)消費水平，均衡社會財富中的重要作用。因此，研究我國消費稅與貨幣供應(yīng)量和貨幣流通量的關(guān)系，判斷消費稅征收的適宜程度，對國家制定、改革消費稅政策提供科學(xué)依據(jù)具有重要意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

稅收理論認(rèn)為消費稅是調(diào)節(jié)貧富差距的重要手段，社會上每個個體的貧富狀況，取決于三個部分，即繼承財產(chǎn)、收入所得、消費支出。從我國現(xiàn)有人群情況來看，大部分人都少有繼承財產(chǎn)，而貧富差距的出現(xiàn)主要是收入差距和消費支出。從一般群體的收支情況來看，人們主要依靠工資收入，而收入主要用于購買必需的生活資料、房屋、存款為小孩讀書之用。而富人的收支情況則完全不同，富人除了正常的收入外，則有經(jīng)營企業(yè)的資產(chǎn)收入、灰色收入等，他們除了上述支出外，還有交際開支、公關(guān)開支、高檔消費開支等。

國家是保障社會公平的重要機(jī)器，如果收入差距過大，必然導(dǎo)致社會的不穩(wěn)定，甚至暴發(fā)革命。國家必須利用自己的管理職能進(jìn)行宏觀調(diào)控，保證社會的穩(wěn)定。消費具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的功能，在公民的正常消費上，國家應(yīng)當(dāng)予以鼓勵并提供保障。但富人除正常的消費外，還有交際、公關(guān)等高消費，而且這些消費不是生活所必須，是富人在滿足基本生活以外而追求的更高層次的消費。這部分消費也正是引發(fā)社會不滿情緒的導(dǎo)火索，如果不課以重稅，勢必影響到社會的穩(wěn)定。因此，消費稅具有調(diào)節(jié)貧富差距、維護(hù)社會穩(wěn)定的重要作用。

設(shè)：貨幣供應(yīng)量為Ms，貨幣流通量為Mc，銀行存款量為Mb，國家財政稅收量為Cf則：

設(shè)：居民基本生活消費為Bl，居民住房消費為Hl，居民高消費為Rl，消費稅St，則：

設(shè)：普通人收入為Oi，居民個人存款為Mb，則：

設(shè)：高收入人群收入為Sp，高檔住房消費金額Hg，大額存款金額為Mg，居民高消費為Rl，則：

設(shè)：高收入人群收入和普通人收入的差距為Lg，高收入人群和普通人群的住房差為Gh，高收入人群和普通人群的存款差為Gd，則：

將式（4）和式（3）代入式（5），則：

那么，在住房和存款暫不收稅的情況下，如何縮小高收入人群和普通收入人群的收入差距，促進(jìn)社會公平呢？顯然只能針對高消費行為收取消費稅。

假設(shè)：消費稅與貨幣流通量呈正向關(guān)系。因為貨幣的流通量在用于人們的基本生活必須消費、住房投資消費外，剩余的流通貨幣應(yīng)當(dāng)主要用于了高消費，那么，貨幣流通量越大，則高消費越大。如果國家對高消費的課稅能夠到位，則消費稅也應(yīng)該越大。

2 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

本文主要運用VAR模型來分析貨幣流通量對國內(nèi)消費稅的影響，滯后期為P階的VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量，xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。Φ1，…，Φp是k×k維矩陣，矩陣H是待估的系數(shù)矩陣。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)選自中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站，1995—2014年數(shù)據(jù)來自統(tǒng)計年鑒，2015年數(shù)據(jù)根據(jù)《中華人民共和國2015年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》整理。本文按照可得原則選取1995—2015年國內(nèi)消費稅、貨幣流通量，作為研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，分別記為St和Mc，并對其分別作自然對數(shù)處理得到Ln（St）和Ln（Mc），以此研究流通中現(xiàn)金供應(yīng)量對消費稅的影響。

2.3 樣本統(tǒng)計描述

運用軟件EVIEWS6.0計算出國內(nèi)消費稅（St）、貨幣流通量（Mc）及其自然對數(shù)的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值、標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計性質(zhì)，具體結(jié)果見表1。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

3 實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

首先，需要對各變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，以減少偽回歸問題，提高模型分析的科學(xué)性。本文運用單位根檢驗方法來判斷變量的平穩(wěn)性，各變量的單位根檢驗結(jié)果如表2所示：

表2 ADF檢驗結(jié)果

由表2可知，時間序列Ln（St）和Ln（Mc）在一階差分前，ADF檢驗值均大于顯著性水平的臨界值，說明存在單位根，時間序列不平穩(wěn)。一階差分處理得到△Ln（St）和△Ln（Mc），處理后的ADF檢驗值仍然大于0.05顯著性水平的臨界值，說明一階差分后△Ln（St）和△Ln（Mc）仍然不平穩(wěn)。二階差分后得到序列△2Ln（St）和△2Ln（Mc），它們的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，說明此時序列是平穩(wěn)的。

3.2 協(xié)整檢驗

鑒于時間序列Ln（St）和Ln（Mc）在二階差分后均平穩(wěn)，它們之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen檢驗對序列Ln(St)和Ln(Mc)進(jìn)行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

由表3可以看出，時間序列Ln（St）和Ln（Mc）之間有唯一的協(xié)整方程，協(xié)整關(guān)系客觀存在，其協(xié)整方程式為：

由協(xié)整方程可知，國內(nèi)消費稅與貨幣流通量存在著顯著的協(xié)整關(guān)系。就長期而言，國內(nèi)消費稅會隨著貨幣流通量的增加而不斷增長，這和“消費稅與貨幣流通量呈正向關(guān)系”的假設(shè)基本吻合。

3.3 VAR模型分析

（1）模型滯后階數(shù)選取

因時間序列Ln（St）和Ln（Mc）二階差分后平穩(wěn)且存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，VAR模型的構(gòu)建條件已基本具備；同時，由表4可以看出，本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)應(yīng)該為1。據(jù)此，構(gòu)建以國內(nèi)消費稅和貨幣流通量為系統(tǒng)的二元結(jié)構(gòu)VAR(1)模型。

表4 VAR模型滯后階數(shù)的選擇性檢驗

（2）模型平穩(wěn)性檢驗

模型平穩(wěn)與否直接關(guān)系到VAR模型分析是否精確，為此本文運用AR根來檢驗該模型的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見下頁圖1。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，VAR(1)模型對應(yīng)特征方程的所有根均在單位圓以內(nèi)，說明模型穩(wěn)定性較好，模型構(gòu)建科學(xué)。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了進(jìn)一步判斷貨幣流通量不同年份時間長短對國內(nèi)消費稅的沖出所產(chǎn)生的影響，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)方法進(jìn)行分析。通過脈沖沖出，產(chǎn)生VAR(1)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（見圖2），橫軸是以年為基本單位的脈沖沖擊作用的滯后期，圖中的曲線分別是St對St和St對Mc沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖1 VAR(1)模型平穩(wěn)性AR根檢驗圖

圖2 基于VAR(1)模型的脈沖響應(yīng)圖

由圖2可知，當(dāng)對Ln(St)自身施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，當(dāng)期Ln(St)對自身沖擊的反應(yīng)明顯，且為最高點（0.1233）；隨后則迅速降至最低點（-0.0240），而后又略有回升。但對Ln(Mc)施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，Ln(St)對沖擊的反應(yīng)在當(dāng)期并未立即發(fā)生，從第2期后開始上升，并在第10期達(dá)到最高點（為0.0396）；隨后緩慢下降，但并未與坐標(biāo)橫軸相交，說明在較長時間內(nèi)貨幣流通量對國內(nèi)消費稅具有正向沖擊。

（4）方差分解

方差分解是通過分析每一個不同時間長短的變量沖出對內(nèi)生變量作用的貢獻(xiàn)程度，用以分析不同結(jié)構(gòu)沖擊的作用程度。本文在前人研究方法的基礎(chǔ)上，運用EVIEWS6.0專用軟件，基于向量自回歸模型VAR(1)得到如表5所示的國內(nèi)消費稅的方差分解。

表5 國內(nèi)消費稅Ln(St)的方差分解

通過對國內(nèi)消費稅方差分解發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)消費稅自身的貢獻(xiàn)率要遠(yuǎn)大于貨幣流通量對其的貢獻(xiàn)率。國內(nèi)消費稅的波動主要源于其自身，自身貢獻(xiàn)率均在76.24%以上，但隨著時間的推移有所減少。從第2期開始，貨幣流通量對國內(nèi)消費稅波動的貢獻(xiàn)逐漸顯現(xiàn)出來，其對消費稅收的貢獻(xiàn)率由第2期的0.5101%增加到第20期的23.7560%，增長較快。說明貨幣流通量對國內(nèi)消費稅波動影響具有一定的時滯性，需要一定的時間才能發(fā)揮出作用。

4 結(jié)論

（1）貨幣流通量與國內(nèi)消費稅存在正向協(xié)整關(guān)系。實證結(jié)果顯示，貨幣流通量與國內(nèi)消費稅存在正向協(xié)整關(guān)系。貨幣流通量越大，則人們的消費開支越大，高消費的開支也就越大，消費稅就越高。

（2）貨幣流通量對國內(nèi)消費稅有長期的正向沖擊。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，當(dāng)貨幣流通量增加時，消費稅會從第2期開始逐步上升，到第10期時達(dá)到最高點，隨后緩慢下降。這充分說明貨幣流通量對國內(nèi)消費稅有長期的正向沖擊。

（3）貨幣流通量對國內(nèi)消費稅貢獻(xiàn)率具有時滯性。方差分解顯示，貨幣流通量對國內(nèi)消費稅的貢獻(xiàn)率從第2期才開始顯現(xiàn)，到第20期貢獻(xiàn)率達(dá)到最大。這說明貨幣流通量對國內(nèi)消費稅波動影響具有一定的時滯性，需要一定的時間才能發(fā)揮出作用。

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