王斐然，陳建東

(1.中央財經(jīng)大學 中國財政發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100081；2.西南財經(jīng)大學 公共管理學院，四川 成都 611130)

一、 引 言

黨的十九大報告指出，我國經(jīng)濟已由“高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段”，需要加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制，其中一個重要途徑是完善促進消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用。為確保全面建成小康社會和“十三五”規(guī)劃的圓滿收官，習近平總書記在2019年12月中央經(jīng)濟工作會議上進一步明確指出要使財政與消費等政策形成合力，并對財政政策提出了“提質(zhì)增效”的要求。但是，我國社會主要矛盾的轉變和新冠疫情的出現(xiàn)加劇了政府有效落實上述要求的難度。一方面，當前我國社會主要矛盾已經(jīng)轉化為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，美好生活需要的直觀表現(xiàn)是消費需求的日益提高，而消費差距擴大會影響消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用，不僅有礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，也對全面建成小康社會產(chǎn)生不利影響。另一方面，對抗疫情期間，娛樂場所等人流聚集地的關閉與自發(fā)保持社交距離成為生活常態(tài)，抑制了居民的消費總需求，而前期大規(guī)模的減稅降費壓縮了政府調(diào)整稅收政策的空間。因此，如何在上述復雜背景下制定減稅降費政策以盡可能保障消費公平的同時刺激居民消費需求是政府需要思考的問題。

2008 年以后，我國居民人均可支配收入基尼系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，至2016年人均可支配收入基尼系數(shù)由0.491下降至0.465，在改善居民收入差距問題上取得顯著成效。(1)2003-2016年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)，見中華人民共和國國家統(tǒng)計局: http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/yblh/zysj/201710/t20171010_1540710.html。伴隨著收入差距的縮小，消費差距同樣得到改善。孫豪等[1]利用城鄉(xiāng)消費分組數(shù)據(jù)測算2002至2012年間消費基尼系數(shù)，結果顯示這期間消費基尼系數(shù)下降幅度為8.64%，其中城鄉(xiāng)消費差距是中國消費差距的首要來源，其次是城鎮(zhèn)內(nèi)部消費差距。但是，城鄉(xiāng)消費差距對總體消費差距的貢獻率呈現(xiàn)顯著下降趨勢，而城鎮(zhèn)內(nèi)部消費差距的貢獻率上漲12.20個百分點。上述結果說明，雖然城鎮(zhèn)化使城鎮(zhèn)居民群體規(guī)模得到增大，但同時造成城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的消費分化，因此在深入推進城鎮(zhèn)化的今天，在全面建成小康社會的決勝階段，城鎮(zhèn)居民消費差距的問題不容忽視。

稅收是政府調(diào)節(jié)收入分配的重要工具，不少學者從直接稅和間接稅的視角分析了稅收對居民貧富差距的影響。陳建東等[2]從城鄉(xiāng)居民家庭實際支出入手研究了直接稅和間接稅對城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)的影響，發(fā)現(xiàn)直接稅有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距而間接稅呈現(xiàn)收入分配負效應。聶海峰和岳希明[3]利用投入產(chǎn)出模型分析了居民的間接稅負歸宿，結果發(fā)現(xiàn)間接稅無論是對全國還是城鄉(xiāng)內(nèi)部都表現(xiàn)出累退性，即低收入群體稅收負擔率高于高收入群體。由于間接稅在稅制結構中比例較高，其對收入差距的逆向調(diào)節(jié)作用大于直接稅的正向調(diào)節(jié)作用，因此稅制整體呈現(xiàn)負的收入分配效應[4]。然而上述研究多聚焦于收入端的稅負和差距分析，不能明晰稅收對居民消費差距的影響，無法回答前文提出的問題。

鑒于此，本文通過對減稅降費中增值稅改革導致的投入產(chǎn)出部門的價格效應所引起的居民八大類消費價格指數(shù)的變化進行分析，結合不同收入等級城鎮(zhèn)居民的需求彈性研究其消費行為的變化，進而探索對城鎮(zhèn)居民消費差距的影響，以期得到對制定更精準有效的稅收政策的有益啟示。

二、 文獻綜述

(一) 稅收政策對消費差距的影響

盡管國內(nèi)學者對稅收收入分配效應的研究多是從“收入端”著手，但仍有部分學者從“消費端”的角度對這一問題進行有益探索，其主要方法是通過比較征稅前后居民消費支出中含稅量變化來分析稅收對居民消費差距的影響。聶海峰和劉怡[5]利用投入產(chǎn)出法計算2002年城鎮(zhèn)居民的間接稅負擔，發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)居民收入水平的上漲，增值稅和消費稅占消費的比重下降，表現(xiàn)出累退性；營業(yè)稅呈現(xiàn)相反態(tài)勢，表現(xiàn)出累進性；就間接稅整體而言，低收入群體的消費中含稅量是高收入群體的0.98，表現(xiàn)出稅收累進性，有利于促進消費公平。倪紅福等[6]同樣采用投入產(chǎn)出法模擬了“營改增”對城鎮(zhèn)居民終生收入(總消費)的稅收負擔的影響，發(fā)現(xiàn)“營改增”后，雖然高收入群體的消費含稅量仍然高于低收入群體，對促進消費公平具有積極意義，但由于取消了累進性較強的營業(yè)稅，導致整體累進性略微下降。馬驍?shù)萚7]基于基尼系數(shù)的數(shù)理方法研究了直接稅和間接稅對城鄉(xiāng)居民消費差距的影響，結果顯示直接稅和間接稅都有利于縮小城鄉(xiāng)居民之間消費差距，且前者的正效應強于后者。此外，還有學者通過模擬稅收政策調(diào)整引起的價格效應結合需求彈性分析居民消費行為的變化。童錦治等(2)童錦治, 李星,王佳杰. 關于增值稅“擴圍”的稅率選擇與居民消費變動的研究[C]. 2012管理創(chuàng)新、智能科技與經(jīng)濟發(fā)展研討會論文集.南昌工程學院經(jīng)濟貿(mào)易學院, 2012:58-63.利用2002年至2008年城鎮(zhèn)居民收入分組的微觀消費數(shù)據(jù)模擬了增值稅擴圍對居民消費的產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)對于適用營業(yè)稅的居民服務消費項目在轉征增值稅后，適用13%低稅率能夠更好兼顧擴大居民消費和維護低收入群體消費福利。

(二) 消費需求系統(tǒng)模型對稅收政策的評估

消費需求系統(tǒng)模型能夠從居民商品需求彈性的角度分析由稅收政策變化帶來的商品價格改變對居民消費的影響，因此被認為是評估間接稅改革的重要工具[8]。國內(nèi)外很多學者對這方面多有應用。Lin等[9]運用幾乎完美的需求系統(tǒng)(Almost Ideal Demand System, AIDS)分析征收含糖飲料稅對飲料需求的影響，結果表明對含糖飲料征稅，低收入和高收入家庭都會降低含糖飲料消費；此外，盡管低收入家庭對于含糖飲料的價格變化相對不敏感，但是高收入家庭對飲料種類的選擇更加豐富，替代效應更強，因此征稅造成的價格上漲反而會造成低收入家庭減少更多含糖飲料攝入。Jansky[10]利用二次近乎完美需求系統(tǒng)(Quadratic Almost Ideal Demand System，QUAIDS)對捷克增值稅改革進行評估，研究比較了改革前2012年的增值稅稅率(含12%和14%兩檔)，2013年公布的增值稅改革方案(含15%和21%兩檔)以及2013年實際執(zhí)行的增值稅改革方案(17.5%一檔)，結果顯示實際實施的方案能夠有效刺激居民在外食品和奢侈品、家居物品的需求數(shù)量(分別平均增長4.58%和3.07%)，但降低了居民對其他服務商品和交通娛樂的消費需求(分別降低3.24%和3.12%)，同時政府稅收收入大約減少2.3億捷克克朗。類似的研究還有Zhen等[11]、Dharmasena和Capps[12]以及Aepli[13]等。李穎[14]利用擴展的線性支出系統(tǒng)模型(Expend Linear Expenditure System, ELES)測算了不同收入水平城鎮(zhèn)居民的需求價格彈性，并借此分析了商品稅在不同收入階層城鎮(zhèn)居民支出過程中可能存在的稅負轉嫁狀況，結果表明商品稅不存在明顯的累退性，并建議擴大“營改增”范圍。平新喬等[15]在詳細分析增值稅的價格傳導機制的基礎上，通過比較增值稅和營業(yè)稅對消費者產(chǎn)生的福利效應的差異，指出前者對于居民消費福利的影響要小于后者，因此建議推進“營改增”的實施。

綜上所述，國內(nèi)學者就稅收對消費差距的影響和消費需求系統(tǒng)模型的應用做出有益探索，對該領域做出重要貢獻。本文擬從下列兩方面對現(xiàn)有研究做出邊際貢獻：一方面，現(xiàn)有研究多通過稅收政策變化前后消費中含稅量變化進行分析，忽略了居民面對價格變化而實際可能產(chǎn)生的消費行為變化，因此本文擬從此方面入手，利用投入產(chǎn)出等模型模擬稅收政策調(diào)整引起的居民各類消費的價格效應，進而通過分析居民實際消費行為的變化探索對消費差距的影響。另一方面，現(xiàn)有文獻利用消費需求系統(tǒng)模型分析稅收政策多基于線性支出系統(tǒng)，忽略了消費者的恩格爾曲線可能呈現(xiàn)非線性狀態(tài)，對QUAIDS模型運用在中國稅收問題上尚有不足，因此本文擬從此方向著手對現(xiàn)有文獻進行拓展。通過上述研究，可以為政府制定更加精準科學的減稅降費政策、加強發(fā)揮消費的基礎性作用和全面建成小康社會提供政策參考，具有重大的現(xiàn)實意義。

三、 研究設計

(一) 模型設定

1. 二次近乎完美需求系統(tǒng)模型。由于在實際情況中物品的恩格爾曲線更可能呈現(xiàn)出一般的非線性曲線[16],Banks等[8]在AIDS模型基礎上加入一個二次項將其擴展成為二次近乎完美需求系統(tǒng)(QUAIDS)，從而能夠更好地辨識必需品與奢侈品。模型基本形式為：

(1)

其中，x表示家庭名義總消費支出，wi表示居民家庭第i種消費品占其總消費支出的份額，P=(p1,p2,…,pk)表示家庭消費品的價格向量，pi表示第i種消費品的價格，k表示消費品的種類，εi表示誤差項。αi、βi、γi和λi都為待估參數(shù)。當λi=0時，QUAIDS模型轉化為AIDS模型。a(P)表示綜合價格指數(shù)；b(P)表示柯布—道格拉斯型價格集合指數(shù)；λ(P)表示價格p的零階齊次函數(shù)；lna(P)、b(P)和λ(P)的表達式如下所示：

(2)

(3)

(4)

依據(jù)Poi[17]的研究，可以在QUAIDS模型中加入一系列家庭特征變量，比如家庭所在地區(qū)和家庭收入等級等，以觀測家庭特征變量對商品消費份額的變化。參考趙昕東和汪勇[18]的研究，本文采用加入家庭特征變量的QUAIDS模型來估計居民彈性，其形式如下：

(6)

同時，上述QUAIDS模型必須滿足的約束條件如下：

(a)對稱性：γij=γji,i≠j，

根據(jù)引入家庭特征變量的QUAIDS模型的參數(shù)估計結果，可以分別測算出家庭各類商品的消費支出彈性、馬歇爾價格彈性和希克斯價格彈性，具體測算公式依次如下：

(7)

(8)

(9)

其中，δij為克羅內(nèi)克函數(shù)，只有當i=j時候，取值為1，否則為0。

2. 投入產(chǎn)出價格模型。投入產(chǎn)出表能夠全面反映社會生產(chǎn)過程中不同國民經(jīng)濟部門之間的經(jīng)濟技術聯(lián)系，從而被視為分析間接稅在各部門流轉的重要工具。本章參照聶海峰和劉怡[5]的研究，采用投入產(chǎn)出價格模型來確定增值稅改革引起的各投入產(chǎn)出部門價格效應以及各部門的有效稅率。鑒于本文主要對“營改增”后的增值稅減稅進行研究，模型只需引入增值稅和消費稅，則投入產(chǎn)出價格模型形式(3)具體模型推導見:聶海峰，劉怡.城鎮(zhèn)居民的間接稅負擔:基于投入產(chǎn)出表的估算[J].經(jīng)濟研究,2010(7):31-42.如下：

P*=(I-AT-ATΓδ)-1(I+ΓVA)V

(10)

其中，P*代表部門單位產(chǎn)品含稅的n維價格向量，I是n維單位矩陣，A是n×n維直接消耗矩陣，V代表部門單位產(chǎn)品增加值比例n維列向量。ГVA和ГS都是n維對角矩陣，對角元素對應的行業(yè)若不征收該項稅收，則該元素為0。ГVA為實際征收的增值稅稅率對角矩陣，按照實際征收的增加值和行業(yè)增加值來計算；ГS為消費稅的實際征收稅率，分別按照各部門實際征收的消費稅占該部門總產(chǎn)出的比例計算。

3. 拉氏指數(shù)。消費價格指數(shù)(CPI)是由英國經(jīng)濟學家伏漢(Voughan)提出，用來衡量一籃子代表性商品或服務的價格隨著時間變動的相對數(shù)。本文利用物價指數(shù)的測算思想和方法，用于衡量在城鎮(zhèn)居民消費保持恒定下城鎮(zhèn)居民面對稅收政策調(diào)整前后各類商品總體價格百分比。拉氏指數(shù)(Laspeyres Index)是測算居民消費價格指數(shù)的基本方法[19]，一般表達式為：

(11)

其中，Indext,0表示在基期0時測算的報告期t的拉氏指數(shù)，本研究以稅收政策調(diào)整前為基期，稅收政策調(diào)整后為報告期；pit和pi0分別表示與城鎮(zhèn)居民某一類消費支出對應的第i個投入產(chǎn)出部門產(chǎn)品在報告期和基期時的價格，qi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個投入產(chǎn)出部門購買的人均商品數(shù)量，則有qi0=mi0/pi0，mi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個投入產(chǎn)出部門購買的產(chǎn)品人均支出。將qi0的表達式代入式(11)中，則(11)可以進一步改寫為：

(12)

其中，pit/pi0表示稅收政策調(diào)整后的報告期與調(diào)整前基期第i個投入產(chǎn)出部門的價格變動相對值，可以根據(jù)投入產(chǎn)出價格模型得到；wi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個投入產(chǎn)出部門購買產(chǎn)品支出占所有支出的比重?；趦r格指數(shù)為100，則基期與報告期的某類商品的價格指數(shù)變化率為(Indext,0-100)/100，以此表示稅收政策調(diào)整對某類商品的價格變化率。這里進一步以居民食品煙酒類支出為例進行說明。居民食品煙酒類支出涵蓋食品加工業(yè)、煙酒飲料制造業(yè)、居民服務修理和其他服務業(yè)以及住宿和餐飲業(yè)四個投入產(chǎn)出部門，分別與食品煙酒類中各細項支出對應。首先，通過投入產(chǎn)出價格模型可計算得出稅率政策調(diào)整前后各部門的價格，從而得到每個部門的價格相對值pit/pi0；其次，計算可得基期時食品煙酒類各個細項支出占食品煙酒類支出比重；最后，將食品煙酒類支出中各細項占比乘以相對應的投入產(chǎn)出部門價格變化相對值，所得數(shù)值進行加總即得到在稅收政策調(diào)整后報告期價格水平下基期的價格指數(shù)。通過與原基期價格指數(shù)100比較，最終得到稅收政策調(diào)整對居民食品煙酒類支出產(chǎn)生的價格效應。利用投入產(chǎn)出部門與居民消費支出的匹配關系，通過上述拉氏指數(shù)的方法得到稅收政策調(diào)整對居民各類消費的價格效應，是本文在方法上的創(chuàng)新點。

(二) 數(shù)據(jù)來源與處理

1. QUAIDS模型數(shù)據(jù)來源與處理。對于QUAIDS模型，在 2013 年城鄉(xiāng)住戶一體化調(diào)查制度實施后，2014至2016 年城鎮(zhèn)居民按收入水平分組的生活性消費支出及其構成數(shù)據(jù)不存在缺失的省份有 17 個(北京、山西、內(nèi)蒙、遼寧、江蘇、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣東、海南、重慶、四川、西藏、陜西、寧夏)，同時自2018年起又有部分省份不再公布有關數(shù)據(jù)(如北京)，因此本文采用2014-2016年的17省級收入分組城鎮(zhèn)居民家庭八大類消費支出平衡面板數(shù)據(jù)。由于湖南、西藏和寧夏公布的數(shù)據(jù)是按照收入水平分組進行7分組，與其余14省(市、自治區(qū))按照收入水平5分組數(shù)據(jù)并不相同，因此以所公布的最低收入戶(10%)和低收入戶(10%)的均值和高收入戶(10%)和最高收入戶(10%)的均值作為低收入戶(20%)和高收入戶(20%)時的數(shù)據(jù)。經(jīng)此處理后，每年有85組數(shù)據(jù)，共255組不同收入分組城鎮(zhèn)家庭消費支出數(shù)據(jù)。同時，本文加入年份(Zyear)、地區(qū)(Zregion)和收入等級的家庭特征變量。在調(diào)查年鑒中，城鎮(zhèn)居民家庭一般按照收入水平等分為5組，包括：低收入戶(20%)、中等偏下收入戶(20%)、中等收入戶(20%)、中等偏上收入戶(20%)、高收入戶(20%)，相對應地，本文生成4個收入等級虛擬變量，分別為Zi，i=1，2，3，4，依次對應低收入組和中等偏上收入組，當住戶屬于低收入組時，Z1=1，否則為0，依次類推。

此外，參考Li等[20]的研究，利用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民各類消費價格指數(shù)取對數(shù)納入模型進行計算，數(shù)據(jù)來自2014至2017年《中國價格統(tǒng)計年鑒》，均以2013年價格為基期進行調(diào)整。值得說明的是，2017公布的城鎮(zhèn)居民各類消費價格指數(shù)口徑上與以往存在一定差異，主要表現(xiàn)在將食品和煙酒消費價格指數(shù)合并為食品煙酒價格指數(shù)。因此，本文通過2013年和2014年全國城鎮(zhèn)居民消費結構作為權重計算2014年和2015年城鎮(zhèn)居民食品煙酒消費價格指數(shù)，進一步以與當年城鎮(zhèn)居民食品價格指數(shù)之比作為調(diào)整參數(shù)對2014和2015年各地區(qū)城鎮(zhèn)居民食品消費價格指數(shù)進行校正，從而得到各地區(qū)城鎮(zhèn)居民食品煙酒消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)。

2. 投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源與處理。(4)限于篇幅，數(shù)據(jù)處理中的具體細節(jié)及結果可向作者索要。為了與城鎮(zhèn)居民家庭消費數(shù)據(jù)相匹配，本文利用投入產(chǎn)出價格模型計算各產(chǎn)業(yè)部門的有效稅率，使用的數(shù)據(jù)包括《2017年中國投入產(chǎn)出表》中42和149部門的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)以及《2018年中國稅務年鑒》中全國稅收收入分稅種分產(chǎn)業(yè)收入情況表。具體處理方法借鑒聶海峰和劉怡[5]和倪紅福等[6]的研究。

3. 居民在投入產(chǎn)出部門的支出計算。(5)限于篇幅，數(shù)據(jù)處理中的具體細節(jié)及結果可向作者索要。對于居民在投入產(chǎn)出部門的支出計算，在參考聶海峰和劉怡[5]研究中附表的對應關系基礎上，結合本文所采用的42部門進行微調(diào)，將居民消費支出項目與各投入產(chǎn)出部門相對應。本文主要使用2017年城鎮(zhèn)居民家庭消費支出進行研究，由于2013年國家統(tǒng)計局在全國統(tǒng)一實施城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查制度之后，《中國住戶調(diào)查統(tǒng)計年鑒》不再公布與以往《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒》完全一致的城鎮(zhèn)居民家庭的詳細消費支出，本文以《中國價格統(tǒng)計年鑒》中居民消費價格指數(shù)構成為依據(jù)來判斷居民各類消費包含項目，同時借鑒倪紅福等[6]的數(shù)據(jù)處理方法，根據(jù) 2011年城鎮(zhèn)居民家庭各細項的消費結構，進一步完善2017年城鎮(zhèn)居民家庭細項支出結構。

四、 實證結果與分析

(一) QUAIDS模型估計結果及彈性分析

1. QUAIDS模型的參數(shù)估計結果。本文參考張穎熙[21]的研究，采用Poi[17]建議的非線性不似相關法(Non-Linear Seemingly Unrelated Regression，NLSUR)對QUAIDS模型的參數(shù)進行估計，為了防止過度識別造成的奇異矩陣的問題，估計QUAIDS模型時只選用八大類消費支出中的七類支出方程，其他商品與服務支出的參數(shù)由模型的約束條件求出。

表1 城鎮(zhèn)居民消費需求QUAIDS模型估計結果

表2 QUAIDS模型檢驗結果

表1匯報了以全部收入分組城鎮(zhèn)居民為樣本的QUAIDS模型的參數(shù)估計結果。從中可以看出，大多數(shù)參數(shù)在1%水平上顯著，說明各變量的系數(shù)大小及符號方向能夠較好反映城鎮(zhèn)居民家庭消費需求份額的變化。進一步地，表2匯報了QUAIDS模型的相關檢驗結果。檢驗1和2是關于需求系統(tǒng)模型中是否應該包含消費支出二次項的檢驗，結果說明需求系統(tǒng)模型中應該包含消費支出的二次項，意味著采用QUAIDS模型比AIDS模型更為恰當。檢驗3-6是對收入等級虛擬變量進行顯著性檢驗，以低收入戶虛擬變量Z1為例，如果Z1不對城鎮(zhèn)居民消費需求份額產(chǎn)生顯著性影響，則Hi中所有對應Z1的元素以及Z1的系數(shù)向量應該聯(lián)合等于0。根據(jù)檢驗3-4的結果，在1%的顯著水平下拒絕收入等級虛擬變量相關系數(shù)全為0的假設，說明收入等級會顯著影響城鎮(zhèn)居民家庭消費需求結構。

2. 彈性分析。在QUAIDS模型參數(shù)估計結果的基礎上，利用公式(7)至(9)能夠計算出樣本總體及觀測值層面上的城鎮(zhèn)居民家庭對八大類商品的支出彈性與價格彈性，具體結果如表3(7)表3中，不同收入等級城鎮(zhèn)居民的消費支出和價格彈性，是全樣本下模型估計出的觀測值層面的彈性結果在各收入等級子樣本中的樣本均值。所示。

對于全體城鎮(zhèn)居民來說，居民在生活用品及服務、醫(yī)療保健、交通通信、文教娛樂和其他商品方面的支出彈性大于1，意味著隨著消費支出的增長，城鎮(zhèn)居民更傾向于在新增消費中提高在這些消費支出上的份額。其中，又以在交通通信和其他商品及服務方面的支出最富有彈性，分別為1.474和1.403，意味著城鎮(zhèn)居民會以支出增加額的1.474和1.403倍的幅度來提高在交通通信和其他商品及服務方面的支出。反之，城鎮(zhèn)居民在食品煙酒、衣著和居住方面支出彈性小于1，分別為0.790、0.841、0.779，表明會在新增消費中降低這些消費支出的比重。通過比較可以看出，富有彈性的消費種類都屬于居民的發(fā)展型消費支出，缺乏彈性的食品煙酒、衣著和居住都屬于生存性消費支出，體現(xiàn)出隨著支出水平的提高，我國城鎮(zhèn)居民對于美好生活品質(zhì)的追求，而對于維持生存的基本消費支出則趨于穩(wěn)定。

對于城鎮(zhèn)居民整體而言，在衣著、生活用品及服務、醫(yī)療保健和交通通信這些消費支出的價格彈性表現(xiàn)出負值，說明隨著這些消費品價格的上漲，城鎮(zhèn)居民會減小在對應消費品方面的支出，符合家庭生活消費價格彈性的一般特征。具體來說，以馬歇爾價格彈性為例，生活用品及服務類和交通通信類商品的消費需求自價格彈性分別為-4.184和-2.021，絕對值明顯大于1，富有彈性。這表示城鎮(zhèn)居民家庭對生活用品及服務類和交通通信類商品的價格變化較為敏感，當這兩類商品價格上升時，會明顯降低這兩方面支出；反之，當這兩類商品價格下跌時，居民在這兩方面消費會顯著提高。同時，衣著類和醫(yī)療保健類的消費自價格彈性的絕對值明顯小于1，表現(xiàn)為缺乏彈性，說明城鎮(zhèn)居民對這些消費品價格變化相對不敏感。此外，城鎮(zhèn)居民在食品煙酒、居住、文教娛樂和其他用品及服務的價格彈性為正值，意味著當這些商品價格上漲，城鎮(zhèn)居民會增加在這些商品上的支出，這一結果與趙昕東和汪勇[17]研究中展示的居住類消費和Li等[20]研究中展示的食品類消費自價格彈性表現(xiàn)一致，比如本文得到的食品煙酒的自價格彈性為5.626，接近Li等[20]得到的7.218。此外，對于馬歇爾自價格彈性為負的商品，其希克斯價格彈性的絕對值要小于馬歇爾價格彈性，這與譚濤等[22]的結果相一致。?？怂箖r格彈性也是補償彈性，“補償”表示當價格發(fā)生變化時，為了保證消費者消費量不發(fā)生改變而進行一定的收入補償。經(jīng)過補償后的各類消費的自價格彈性絕對值變小，意味著補償能夠一定程度上降低城鎮(zhèn)居民對價格變化的敏感度。與之相反的是，對于原本馬歇爾自價格彈性為正的商品，在得到收入補償后，居民會增加這些商品的消費量，從而其?？怂箯椥缘慕^對值相對更大。

表3 不同收入等級城鎮(zhèn)居民各類商品的消費支出彈性和價格彈性

進一步地，可以對不同收入水平城鎮(zhèn)居民家庭對八大類消費的支出彈性和價格彈性進行分析。由表3可以看出，就支出彈性而言，雖然各類消費品支出彈性均值隨著收入水平的提高而逐漸降低，但并不是所有消費的邊際支出份額都必然呈現(xiàn)線性變化，說明基于3秩需求系統(tǒng)的QUAIDS模型相比只能反映線性需求的AIDS模型或ELES模型更能體現(xiàn)出城鎮(zhèn)居民收入等級變化對消費結構的影響。具體而言，食品煙酒、衣著和居住的支出彈性在不同收入水平城鎮(zhèn)居民中都呈現(xiàn)缺乏彈性狀態(tài)，說明隨著我國經(jīng)濟水平的提高，城鎮(zhèn)居民的基本的生存溫飽需求已經(jīng)得到滿足，包括收入水平較低的城鎮(zhèn)居民；同時，食品煙酒、衣著和居住的邊際支出份額隨著收入水平的提高分別呈現(xiàn)出單邊降低、單邊上漲和先減后增的態(tài)勢。就發(fā)展型消費而言，在新增消費中增加這方面的支出比例是不同收入水平城鎮(zhèn)居民的共同選擇，同時中等及以下收入群體在新增消費中對這些商品的支出比例普遍高于中等以上收入群體，表現(xiàn)出更強的消費需求。

就價格彈性的而言，不同收入水平的城鎮(zhèn)居民對八大類消費的價格敏感程度同樣存在差異。以馬歇爾價格彈性為例，城鎮(zhèn)居民家庭在食品煙酒、衣著、文教娛樂和居住類商品的價格彈性絕對值與收入水平呈現(xiàn)正相關，意味著收入水平越高的城鎮(zhèn)居民對這些商品的價格變動更敏感。比如就食品煙酒類商品而言，當其價格上漲時，不同收入水平居民都會增加在這方面的花費，且收入水平更高的城鎮(zhèn)居民會對應增加更多食品煙酒的消費量。其中的原因可能是：一方面，物流網(wǎng)絡和冷鏈技術等經(jīng)濟科技因素的飛速發(fā)展使得越來越多的高品質(zhì)食材進入百姓家廚房，不僅提高了居民的幸福感，且相對于昂貴的奢侈品，也能夠被大多數(shù)城鎮(zhèn)家庭所承擔。因此，面臨食品價格水平上漲，城鎮(zhèn)居民不會降低其對品質(zhì)的追求，反而增加相應支出；另一方面，外出就餐和高檔煙酒在高收入群體的食品煙酒消費中占比高于低收入群體。以河南省為例，2016年城鎮(zhèn)高收入戶的煙酒和飲食服務消費是低收入戶的3.41倍，而前者的全部食品煙酒消費僅是后者的2.52倍，因此這類價格上漲的增加對高收入群體的影響更顯著。對于生活用品及服務和交通通信類商品，收入水平與對這些商品價格的敏感程度成反向關系，即低收入群體對這些商品的價格變化更敏。此外，雖然都表現(xiàn)出缺乏彈性狀態(tài)，城鎮(zhèn)居民的收入水平與醫(yī)療保健類商品價格彈性之間呈現(xiàn)非線性關系，低收入和高收入群體對醫(yī)療保健類商品的價格敏感程度都要高于中等收入群體。

(二) 減稅降費對城鎮(zhèn)居民消費差距的影響分析

1. 減稅降費對投入產(chǎn)出部門的價格效應分析。在“營改增”之后，減稅降費成為市場化改革的重頭戲。2018年《政府工作報告》提出“大力簡政減稅減費”，2019年《政府工作報告》提出“實施更大規(guī)模的減稅”，2020年《政府工作報告》提出“加大減稅降費力度”，減稅降費連續(xù)三年被寫入政府工作報告，彰顯政府對此方面的決心。其中，增值稅改革是實施減稅降費的重點，調(diào)整增值稅稅率是改革的主要方式。根據(jù)《關于簡并增值稅稅率有關政策的通知》(財稅〔2017〕37號)、《關于調(diào)整增值稅稅率的通知》(財稅〔2018〕32號)以及《關于深化增值稅改革有關政策的公告》(財政部、稅務總局、海關總署公告2019年第39號)三份文件確定的各投入產(chǎn)出部門適用的增值稅法定稅率。(8)限于篇幅，各投入產(chǎn)出部門法定稅率可向作者索取。本文將2017年完成“營改增”及增值稅稅率簡并后作為基準情景，分別探索2018年增值稅稅率調(diào)整情景(情景一)和和2019年增值稅稅率調(diào)整情景(情景二)下的價格效應。

表4 不同情境下各投入產(chǎn)出部門的相對價格變化率 (單位：%)

由于稅收優(yōu)惠及征管水平的原因，稅收的實際征收率往往小于法定稅率?？紤]到這些因素，本文根據(jù)前文數(shù)據(jù)處理測算出的實際征收率與法定稅率的比值作為衡量征管水平的能力參數(shù)，利用該參數(shù)乘以兩種情境下的各投入產(chǎn)出部門的法定稅率，從而得到稅收政策調(diào)整后的實際征收的增值稅稅率。將上述得到的實際增值稅征收稅率代入公式(10)即可得到兩種稅收政策調(diào)整后情境下投入產(chǎn)出部門的價格，從而計算出價格變化率。由于篇幅限制，本文只匯報部分投入產(chǎn)出部門價格效應結果，其余結果若有需要可向作者索要。

表4顯示，相較于“營改增”后，2018年以來實施的增值稅減稅使所有投入產(chǎn)出部門的價格都有不同程度的下降。對于制造業(yè)部門來說，“營改增”后完善了制造業(yè)部門在生產(chǎn)過程中的抵扣鏈條，允許其對服務業(yè)部門的中間投入進行抵扣，降低了制造成本，2018年的稅率下能夠促進制造業(yè)部門的價格平均較“營改增”稅率簡并后下降0.48%。對于服務業(yè)(9)根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的“關于修訂《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定(2012)》的通知”，這里服務業(yè)指代本文中部門代碼在28-42的投入產(chǎn)出部門，通知見 http://www.stats.gov.cn/tjgz/tzgb/201803/t20180327_1590432.html。來說，各部門平均價格下降幅度為0.23%，低于制造業(yè)部門價格下降幅度，其中的原因可能是服務業(yè)部門的中間投入率相對較低[6]，能夠被抵扣的進項較少，因此稅率降低雖然能夠降低部門成本，但影響程度相對有限，從而對部門價格的影響也較小。進一步地，2019年增值稅稅率下調(diào)對于降低各投入產(chǎn)出部門的價格效果顯著，相較于基準情景，42個部門價格降幅平均值達到1.44%，在2018年減稅降幅的基礎上增加1.05個百分點，其中制造業(yè)部門和服務業(yè)部門價格分別進一步下降1.38和0.60個百分點。結合倪紅福等[6]的結果可以看出，2018年以后實施的增值稅稅率下調(diào)能夠有效彌補“營改增”后可能由征收能力提升導致的服務業(yè)部門價格上漲，切實降低行業(yè)價格和企業(yè)成本。

表5 不同情境下城鎮(zhèn)居民八大類消費的價格指數(shù)及變化率

2. 減稅降費對居民各類消費的價格效應分析。在前文得到各投入產(chǎn)出部門稅制改革前后產(chǎn)品價格變化的基礎上，利用公式(12)可以計算出稅收政策調(diào)整對城鎮(zhèn)居民八大類消費的價格效應。表6展示了在稅收政策調(diào)整的兩個情景下居民各類消費價格指數(shù)的變化。結果顯示，減稅降費政策實施后，如果城鎮(zhèn)居民保持政策實施前各類商品的購買量，城鎮(zhèn)居民各類消費的價格指數(shù)都得到不同程度的下降。從整體來說，2018年增值稅稅率調(diào)整能夠促進八大類消費價格指數(shù)平均下降0.33%，2019年進一步減稅所產(chǎn)生的價格下降效應較2018年顯著提高，平均降幅相對于基準情景達1.25%。分消費品類別而言，增值稅稅率下調(diào)對生活用品及服務類商品價格指數(shù)影響最大，兩種情境下較基準情景的降幅分別為0.48%和1.87%，其中的原因是城鎮(zhèn)居民的生活用品及服務類消費中，用品類消費遠高于服務類消費，涉及較多的是投入產(chǎn)出部門中的制造業(yè)部門，得益于制造業(yè)部門價格下降效應較大，因此此類消費品的價格指數(shù)降低也更明顯。與之相反，如果各類消費支出中服務類支出比重較大，則此類消費價格下降效應相對較低，如主要由房地產(chǎn)部門和教育及文化、體育和娛樂部門分別主導的居住類消費和文教娛樂類消費。值得注意的是，制造業(yè)中的通用專用設備部門和服務業(yè)中的衛(wèi)生、社會工作和社會保障部門分別是在本輪減稅降費下各產(chǎn)業(yè)中價格下降幅度較突出的部門，且都與居民消費中的醫(yī)療保健支出緊密相關，由此造成醫(yī)療保健消費價格指數(shù)下降1.23%，意味著本輪減稅降費對降低城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出負擔具有積極作用。

3. 減稅降費對城鎮(zhèn)居民消費差距的影響分析。結合各類消費價格指數(shù)的變化及前文計算出的不同收入水平城鎮(zhèn)居民的八大類消費的馬歇爾自價格彈性，本文在局部均衡的框架里估計城鎮(zhèn)居民消費的改變，以此探究對居民實際消費差距的影響。表6匯報了不同情境下城鎮(zhèn)居民整體及各類消費差距。在減稅降費后，就城鎮(zhèn)居民八大類消費基尼系數(shù)而言，食品煙酒、生活用品和服務、交通通信和其他商品和服務的消費基尼系數(shù)變化較為明顯，其中前三類商品消費基尼系數(shù)有所降低，而其他商品和服務類消費基尼系數(shù)反而升高，比如在2019年增值稅稅率下調(diào)后，城鎮(zhèn)居民消費變化后的實際食品煙酒、生活用品和服務和交通通信的消費基尼系數(shù)較原狀況會分別下降0.0041、0.0046和0.0015，而其他商品和服務消費變化后的基尼系數(shù)較原本會增長0.0014。

表6 不同情境下城鎮(zhèn)居民整體及各類消費差距

進一步地，本文通過分位數(shù)之比變化來探索不同情境下的城鎮(zhèn)不同收入水平居民的消費差距改變。從整體而言，增值稅改革會縮小高收入戶與低收入戶之間以及高收入戶與中等收入戶之間的消費差距，但是會加劇中等收入戶與低收入戶之間的消費差距。該結果表明，增值稅改革在“擴中”和“限高”的途徑下有效緩解了城鎮(zhèn)居民消費差距，對促進消費公平具有積極影響，但對“提低”方面影響有限。就居民各類消費的分位數(shù)比值結果來說，基本與消費基尼系數(shù)的變化相一致。食品煙酒、生活用品和服務以及交通通信的消費三項分位數(shù)之比下降較為明顯；以食品煙酒消費為例，由2019年增值稅稅率下調(diào)產(chǎn)生的食品煙酒類消費價格下降能夠使中等收入與低收入之間、高收入與中等收入之間以及高收入與低收入之間的食品煙酒消費之比分別降低0.54%、1.61%和2.14%，其中高收入與低收入群體之間的消費差距改善最為顯著，也是促進該項消費基尼系數(shù)減小的主要原因，類似的情形同樣發(fā)生在生活用品和服務和交通通信的消費差距上。城鎮(zhèn)居民在居住和文教娛樂上的三項消費分位數(shù)之比同樣表現(xiàn)出下降態(tài)勢，但幅度相對較小。對于衣著消費而言，在增值稅改革中，三項分位數(shù)指標都有所提高，與該項支出消費基尼系數(shù)的增加相對應，其中的主要原因在于高收入群體對衣著類商品的價格變化更為敏感，此類價格下降使得高收入群體會在高品質(zhì)衣著上產(chǎn)生更多消費，從而導致衣著消費差距的增大。此外，得益于減稅降費政策，醫(yī)療保健類商品消費價格的下降能夠促進城鎮(zhèn)居民在此類商品方面的支出，盡管由于城鎮(zhèn)中等收入群體對此類商品價格變化敏感程度弱于低收入和高收入群體，使得中等收入與高收入群體之間此項消費之比輕微上漲，但低收入與中等收入群體之間和高收入群體與低收入群體之間的醫(yī)療保健消費之比得到縮小，城鎮(zhèn)居民整體醫(yī)療保健消費基尼系數(shù)基本保持不變。

五、 結論與政策建議

本文通過研究不同收入水平城鎮(zhèn)居民在面對由減稅降費引起的八大類消費品價格效應紅利時消費行為的變化來分析稅收政策調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，城鎮(zhèn)居民所有消費品的支出彈性均值隨著收入水平的提高而逐漸降低，表明低收入群體具有更強烈的消費意愿，但具體到各類消費品，其邊際支出份額并不必然隨著收入水平的上升呈現(xiàn)線性變化，表現(xiàn)出消費種類之間的異質(zhì)性；不同收入水平城鎮(zhèn)居民家庭的消費行為也顯著不同，盡管城鎮(zhèn)居民都愿意在新增支出中提高發(fā)展性消費占比，但低收入群體在程度上相對較高，此外高收入群體相對更愿意為高檔服飾和高品質(zhì)居住環(huán)境買單。第二，當前減稅降費能夠切實有效地降低所有行業(yè)的價格水平，對降低企業(yè)成本具有積極影響；同時，得益于投入產(chǎn)出部門價格的下降，居民八大類消費價格指數(shù)會隨之下降，其中生活用品和服務類消費價格指數(shù)下降最為明顯，居住類消費價格下降幅度最小，此外醫(yī)療保健消費價格的下降能夠降低城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出負擔。第三，受益于增值稅稅率下調(diào)帶來的消費價格下降，城鎮(zhèn)居民整體消費差距得到輕微改善，低收入群體與高收入群體之間消費之比的下降是其中的主要原因，但是中低收入者之間消費差異的加大，意味著距離完全達到“提低”、“擴中”和“限高”的收入分配制度尚存差距。

根據(jù)上述結果，本文從重點提高中等及低收入群體實際收入水平，促進其消費，從而實現(xiàn)改善消費差距這一思路著手提出下列政策建議：

其一，實現(xiàn)基本公共服務的均等化，促進城鎮(zhèn)化人口消費。城鎮(zhèn)居民財富分化的出現(xiàn)可能是由于在城鎮(zhèn)化過程中將農(nóng)村貧困人口直接轉化為城鎮(zhèn)貧困人口所造成的。為避免陷入“中等收入陷阱”，在規(guī)劃城鎮(zhèn)發(fā)展戰(zhàn)略中，應充分考慮到城鎮(zhèn)人口增加對城鎮(zhèn)公共產(chǎn)品和公共服務需求的急劇上升以及對社會保障制度的沖擊，因此應盡力完善城鎮(zhèn)公共基礎設施建設以及公共產(chǎn)品與公共服務的供給能力建設。只有這樣才能更好地幫助農(nóng)村居民融入城市，釋放城鎮(zhèn)化人口消費潛力，促進消費公平。

其二，完善和落實減稅政策，尤其是對涉及食品類和醫(yī)療保健類商品生產(chǎn)部門。“打卡”網(wǎng)紅餐廳成為時下居民追求潮流的普遍現(xiàn)象，意味著追逐食品煙酒類消費質(zhì)量成為當前城鎮(zhèn)居民提高幸福感的重要途徑，并愿意為此承擔相應成本，這無疑會加重低收入群體的支出負擔并抑制其對其它類商品的消費。因此，針對食品類行業(yè)的減稅降費則有助于更有效地穩(wěn)定物價水平，使居民回歸理性消費。同時，對涉及醫(yī)療保健類商品的生產(chǎn)部門實施稅收優(yōu)惠有助于進一步降低此類商品消費價格，減少低收入群體的醫(yī)療支出負擔，幫助其緩解看病焦慮，從而增加其對其它類商品的消費，尤其是在對抗疫情背景下更是如此。

其三，完善消費稅制度，將高檔服務消費納入征稅范圍。高收入群體與中、低收入群體在文教娛樂消費上存在結構差異，娛樂消費是前者文教娛樂支出的主要構成，而教育支出在后者支出中占主導地位。因此，對主要面向高收入群體的高檔服務業(yè)征收消費稅，不僅可以保證中、低收入群體繼續(xù)享受減稅降費帶來的一般娛樂服務稅率降低的紅利，刺激中、低收入群體進行消費，又能調(diào)節(jié)高收入群體對具有炫耀色彩的高檔娛樂服務消費，從而促進消費均衡。此外，從社會意義上來說，對奢侈品與高檔服務征收消費稅有利于緩和“炫富”現(xiàn)象對低收入群體的神經(jīng)刺激和仇富心理，緩和社會矛盾。