□文/景劍文

（首都經濟貿易大學國際經濟管理學院 北京）

［提要］ 本文主要通過CHIP中的城鎮(zhèn)微觀數據，對2011年個人所得稅改革中，起征點提高對城鎮(zhèn)低收入群體的消費影響進行實證研究。為消除家庭消費中不可觀測的影響因素，決定采用雙重差分（DID）法討論2011年個人所得稅起征點變化對我國低收入群體消費支出的影響，因此我們選取2009年和2013年城鎮(zhèn)居民微觀數據作為對照組和實驗組。結果顯示：由于起征點的提高，會使得居民手中的可支配資產變多，引發(fā)市場物價上漲，反而對無法享受起征點變化的政策福利的低收入群體產生不利影響。

一、引言

對于一個經濟較為發(fā)達的國家來說，稅收政策所帶來的影響越來越大，調整個人所得稅制度可以起到一定的調節(jié)本國市場經濟的作用。很多國家都有過通過短期減稅政策來刺激本國國民消費的政策調整。而對于中國這個擁有龐大的工薪階層的發(fā)展中國家來說，個稅的調整對國民消費的影響十分重要，因此有關中國個人所得稅制度的運行與調整對國民產生的影響就更加值得研究了。就單個稅改革對消費的影響，在國內就有很多學者對此進行了分析。多數專家學者是從微觀角度進行分析的，他們之中大多數認為個稅起征點的提高對國民的消費，尤其是中等收入群體的消費起到正向的作用，增加了國民可支配收入，進而刺激了消費。王鑫和吳斌珍所寫的論文就通過2004～2007年36個大中城市的季度面板數據，采用雙重差分法分析了2006年個稅改革后，個人所得稅起征點提高對居民消費產生的影響，發(fā)現2006年雖然減免稅收使得居民可支配收入有所提高，但提升幅度反而比不上當年消費的增加，這表現出減稅對居民的消費刺激程度很大。

劉寧通過研究發(fā)現，雖然單獨對個稅起征點進行調整無法對居民消費起到好的刺激效果，但輔以稅率、稅級等的調整措施后，也能達到最優(yōu)效果。徐潤、陳斌開通過研究則發(fā)現，減稅政策更能刺激工薪階層的消費，這更證明了高稅收對居民消費的抑制效應。

還有些學者則從宏觀的角度對個稅改革對消費的影響進行了分析。許志偉等通過研究得出結論，認為能夠享受稅制改革帶來的福利的群體是中等收入群體，而低收入群體基本不會受政策影響，高收入群體則會受到負面影響。

但也并非所有學者都得出了相似的結論，廖楚暉、魏貴和研究發(fā)現，如果從長期來看個稅改革變動對國民消費支出所帶來的影響，個稅的變動并不會對居民消費支出產生顯著的正向影響，反而存在微弱的負相關關系。

而本文認為，個稅起征點的提升對我國國民整體福利的提升是有正向的相關關系的，但具體到低收入群體來說，個稅起征點提高所帶來的政策性福利他們并沒有享受到，反而會因為起征點的提高所帶來的國民整體可支配收入的增加所引起的物價上漲增加其生活成本。因此，本文利用2011年個稅起征點調整為3，500元的政策，選取2011年前后兩年，即2009年和2013年的CHIP調查數據就消費對于月收入在3，500元以下群體的收入變化進行雙重差分，結果表明，起征點的提高確實會對原本收入就達不到收稅標準的低收入群體產生一定的負面影響。

二、個人所得稅改革背景與數據描述

（一）個人所得稅改革背景。中國是從1980年開始實施的個人所得稅稅收制度，期初免征額為800元/月，6級超額累進稅率。1994年之后，改為了9級累進稅率。而隨著我國經濟發(fā)展日益迅猛，國民收入愈加提高，個稅改革也被提上了日程。終于，于2006年1月1日起，我國正式將個人所得稅起征額提高到了1，600元/月，隨后在2008年3月1日又提升至2，000元/月。最終，于2011年提升至3，500元/月，并將9級超額累進稅率改為了7級。

時下，我國剛經歷了2019年稅改，該次稅改進一步調節(jié)了我國居民的可支配收入，改起征額為5，000元/月，并調整了稅距，進一步促進了我國居民的消費需求。

（二）數據描述。我們選用CHIP數據庫2013年和2009年調查數據，這是在2011年個稅起征點改革前后的數據，作為研究樣本。由于受工薪所得個稅改革影響更多的是城鎮(zhèn)人口，本文僅采用其中的城鎮(zhèn)居民數據，且我們還剔除了滿足如下任一條件的樣本：（1）選擇就業(yè)身份為“雇員”的樣本，剔除個體戶樣本；（2）家庭純收入缺失或者小于零的樣本；（3）家庭消費支出缺失或者小于零的樣本；（4）家庭編號或者個人編號缺失的樣本；（5）缺失兩期中任何一期數據的樣本。最終我們得到總計11，256個住戶成員的平衡面板數據。

1、被解釋變量：住戶生活消費支出（Consumption）：生活消費支出總額。根據該數據調查問卷指導手冊的定義，該指標是將食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、醫(yī)療保健、交通通信、教育文化娛樂及其他支出都包含在內的，用于家庭生活的全部支出。

2、處理變量（treat2000）：被政策影響為1，未受政策影響定義為0。我們首先對樣本中的居民工資性收入做稅前收入處理。以2，000元為處理點，處理組為僅受提高免征額影響的純減稅群體（treat2000=1），所對應的樣本均為稅改后不征稅群體（treat2000=0）。

3、時間變量（time）：以2011年為界限，令2011年之后的樣本，即2013年的樣本為受減稅政策影響的群體（time=1），所對應的樣本均為不受政策影響的樣本（time=0）。

4、交互項（did）：did=time*treat2000。當 time和 treat2000均為1的時候，did為1，即表示受政策影響的樣本，所對應的剩余樣本均為不受政策影響的樣本（did=0）。

三、模型設定與描述性統(tǒng)計

（一）模型設定。之前描述表明，由于近年來我國經濟發(fā)展迅速，居民收入大幅度提升，全國人大于2011年4月提出了新的個人所得稅修正案草案，該草案將起征額從2008年的2，000元/月提升至了3，500元/月，并改9級超額累進稅率為7級。這次稅改改動幅度巨大，使我國居民的可支配收入有了進一步的提升。但一個家庭的消費可能會受到該家庭成員一些不可觀測因素的影響，諸如其投資偏好、工作能力等，這些不可觀測因素會使得我們通過普通最小二乘法所估計出的結果產生誤差，且由于這些因素不可觀察，我們很難解決其數據本身因缺少變量而存在的內生性問題。因此，本文采用雙重差分法對CHIP數據中的2009年和2013年數據進行了分析。CHIP的面板數據結構為解決遺漏變量問題提供了良好的數據條件，而雙重差分法則為我們解決模型的內生性問題提供了非常好的一個基礎。

在使用雙重差分法時，有以下兩個前提條件需要滿足：（1）政策施行后須有未被政策直接影響的群組，即需要受到2011年稅改影響的實驗組和不受影響的對照組；（2）至少兩年的面板數據。我們可以將工資性收入在2，000～3，500元的群體，即低收入群體作為實驗組，而對于2011年稅改政策不涉及稅收減免的低收入群體，即工資性收入在2，000元以下的群體作為對照組，我們在這里選取了政策發(fā)生前后的數據，即2009年和2013年的CHIP調查數據，比較在政策調整后這兩組在消費上的差別，減去他們在政策調整前的差別。這樣，基于雙重差分法的回歸模型可以表述如下：

其中，consumption表示被解釋變量，為生活消費支出總額，did表示虛擬變量time和treat2000的交互項；time為虛擬變量，定義為2009年樣本的time=0，2013年樣本的time=1；treat2000也為虛擬變量，定義為每月工資性收入＜2，000元的樣本的 treat2000=0，2，000 元＜每月工資性收入＜3，500 元的樣本的treat2000=1。β1表示個稅改革這項政策效應對消費的影響，而本文對于該系數的預期為負值。

（二）描述性統(tǒng)計。根據統(tǒng)計分析的結果來看，在2013年受免征額提高影響的純減稅群體，平均消費支出為45，387.48元，相對于未享受減稅福利的控制組的38，922.31元，高出約16.6%。而2009年月工資性收入在2，000～3，500元的群體，其平均消費支出為37，072.88元，較控制組的平均消費支出28，620.87元，高出約29.5%。從消費結構來看，在2013年來看，處理組中各類消費支出的均值均大于控制組。但是，并不能由此斷定個稅改革將如此顯著地、大幅度地刺激消費，因為反觀2009年的各類消費支出也展現了相同的特點。而且對于2013年與2009年消費支出的橫向對比來看，對于生活基本品，食品和衣著的消費支出來看，2013年的支出要低于2009年；但其他各類消費支出均大于2009年。我們還需剔除其他因素的干擾，如消費習慣、文化宗教等個體異質性因素。因此，仍需采取更為準確的估計方法來分析其中的影響。

四、實證分析

（一）did回歸結果分析。由表1可以看出，相對于政策實施之前，政策實施之后無論是控制組還是對照組，對于消費支出的影響都變大了，但相較于政策實施前，在個稅起征點提高之后，處理組與對照組之間的差值變小了，did系數在5%水平上顯著為負，表明個稅起征點的提高對消費起到了負效應。本文認為之所以出現這種情況是因為個稅起征點的改變使得低收入群體之外的居民的可支配收入變多了，從而導致了市場上的貨幣供給增大，進而引發(fā)了物價的上漲，且相對于基本品——食品和衣著來說，醫(yī)療、教育、住房等的消費彈性更大，價格上漲的更快。這種情況下就導致了低收入群體生活成本的增加，即使他們沒有得到稅改帶來的可支配收入增加的福利，他們也還是需要為稅改帶來的物價上漲而增加自己消費的支出，這無疑會刺激消費，但并不是因為需求的增加，而是建立在其儲蓄減少的情況下。（表1）

（二）穩(wěn)健性檢驗。由于表1顯示的R2的值較小，且因為消費支出可能出現的異方差性，為檢驗上述結果的穩(wěn)健性，我們將消費支出去了對數，做了一個穩(wěn)健性檢驗。所得出的結論與上文結論基本保持一致，說明上文結論具有穩(wěn)健性，稅收政策確實會對消費支出起到負效應。

五、政策建議

本文利用2009年和2013年CHIP微觀調查數據中城鎮(zhèn)雇員的數據，對2011年個人所得稅改革中起征點提高對城鎮(zhèn)低收入群體的消費影響進行實證研究，由于家庭消費和可支配收入可能同時受到家庭成員的能力、偏好、對未來的預期等一系列不可觀察因素的影響，這將導致普通OLS估計出現偏誤，我們運用雙重差分（DID）方法以消除傳統(tǒng)回歸中的樣本中的內生性問題，并通過了穩(wěn)健性檢驗，更有效地獲得相應結論。實證結果表明，對于2，000～3，500元的純減稅群體來說，個稅起征點的提高帶來了17%的消費提升；對于2，000元的未享受政策福利的群體來說，個稅起征點的提高帶來了25%的消費提升，反而要高于享受了政策福利的減稅群體。這個結論反映了稅改政策確實有刺激消費的作用，但國民的可支配收入普遍提高的情況下，流入市場的貨幣就會增加，也就間接地抬高了市場上商品的物價。可以看出，2，000元以下的低收入群體既沒有得到更多的可支配收入，還要承擔因政策紅利帶來的額外生活支出。

表1 雙重差分法回歸結果一覽表

因此，我們提出以下相關政策建議：第一，在抬高個稅起征點，減少中等收入群體稅收的同時，最好能輔以相應的低收入補助標準，發(fā)布一些利于低收入群體的政策，進一步提升民生福祉，減輕低收入群體的生活壓力。第二，提高企業(yè)最低工資標準，促使更多低收入者邁入中等收入群體，減少低收入者的同時，還可以優(yōu)化我國消費結構，更有利于內需的拉動和民生福祉的提升。第三，做好相關的市場物價把控，保證基礎生活物資的價格保持在相對穩(wěn)定的水平上，這樣就能極大程度避免因市場中貨幣流通過多而引發(fā)的物價上漲，進而抬高低收入群體生活成本的情況。第四，加大低收入群體在醫(yī)療、教育、住房等方面的基本保障，減輕因市場流動貨幣增加帶給低收入群體相關方面的生活成本。