董 雪 沈東明

內(nèi)容提要：本文基于一個Metropolis-Hastings抽樣規(guī)則下帶有隨機(jī)波動率的時變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸（MH-TVC-SVAR-SV）模型，分別從總量與結(jié)構(gòu)雙重視角出發(fā)實證檢驗了我國稅收政策沖擊對消費需求的時變效應(yīng)，并基于時變方差分解思想探究了不同時期稅收政策沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度。研究結(jié)果表明：宏觀稅負(fù)對消費需求產(chǎn)生了負(fù)向影響，稅收結(jié)構(gòu)中商品稅和所得稅對消費需求產(chǎn)生了負(fù)向影響，而財產(chǎn)稅對消費需求產(chǎn)生了正向影響；時變方差分解顯示了不同時期稅收政策對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度存在著異質(zhì)性。政府應(yīng)積極實施結(jié)構(gòu)性減稅政策，適當(dāng)減小商品稅和所得稅比重、增大財產(chǎn)稅比重以有效刺激消費內(nèi)需，促進(jìn)形成以消費為主導(dǎo)的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長動力機(jī)制。

2021年中央經(jīng)濟(jì)工作會議指出，要實施好擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，增強(qiáng)發(fā)展內(nèi)生動力。2022年政府工作報告也指出，堅定實施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，推動消費持續(xù)恢復(fù)，發(fā)展社區(qū)消費和縣鄉(xiāng)消費。在當(dāng)前新冠疫情持續(xù)反復(fù)、國際環(huán)境復(fù)雜多變的大環(huán)境下，我國經(jīng)濟(jì)正面臨著需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力，擴(kuò)大居民消費需求是擴(kuò)大內(nèi)需的重中之重，也是推動經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的立足點。稅收政策作為政府宏觀調(diào)控的重要手段，在有效刺激消費內(nèi)需的過程中發(fā)揮著重要作用， “有增有減” 的合理稅收結(jié)構(gòu)安排是改善經(jīng)濟(jì)增長乏力、解決消費內(nèi)需不足的有力舉措。此外，稅收政策的相機(jī)抉擇還受到外部市場環(huán)境與經(jīng)濟(jì)周期階段影響，不同時期不同稅收政策對消費需求的影響效應(yīng)存在著較大的差異性，以往的常參數(shù)計量模型無法捕捉到時變特征（王方方和李寧，2017；殷紅等，2020；金春雨和董雪，2021）。有鑒于此，本文運(yùn)用時變參數(shù)計量模型從總量和結(jié)構(gòu)雙重視角探索不同時期不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下我國稅收政策對消費需求的動態(tài)沖擊效應(yīng)，對于充分發(fā)揮結(jié)構(gòu)性減稅政策對消費需求的調(diào)節(jié)作用，并形成以消費為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長方式具有一定理論和現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)綜述

稅收政策作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要政策工具，在引導(dǎo)消費內(nèi)需方面扮演著重要角色，稅收與消費之間存在著密切的關(guān)聯(lián)（Keynes，1936）。關(guān)于稅收與消費之間的關(guān)系問題，國內(nèi)外學(xué)者展開了頗為豐富的研究。在宏觀稅負(fù)層面，Johnson et al.（2006）、Pereira and Roca-Sagalés（2011）、張斌（2012）、郭長林（2016）等研究發(fā)現(xiàn)，降低宏觀稅負(fù)能夠有效刺激居民消費需求，特別是中低收入家庭。洪源等（2017）、溫桂榮等（2020）運(yùn)用面板門檻模型考察了稅收對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)宏觀稅負(fù)對居民消費產(chǎn)生了雙重門檻效應(yīng)，且不利于刺激居民消費。在具體稅種層面，學(xué)者的研究集中在商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅等主要稅種對消費的影響。儲德銀和閆偉（2012）、王曉芳和張娥（2015）分別運(yùn)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型、小波多分辨率和誤差修正模型等分析方法探究了稅收對消費的影響，發(fā)現(xiàn)商品稅和所得稅對消費具有負(fù)向擠出效應(yīng)，財產(chǎn)稅對消費具有正向擠入效應(yīng)。Macek（2015）、趙達(dá)和王貞（2020）則發(fā)現(xiàn)所得稅對消費具有抑制效應(yīng)，適當(dāng)降低所得稅能夠有效刺激消費水平。稅收政策對消費需求的作用效果主要體現(xiàn)為收入效應(yīng)和替代效應(yīng)：一方面，征稅減少了居民的可支配收入，進(jìn)而降低消費意愿、減少消費需求，產(chǎn)生收入效應(yīng)；另一方面，征稅通過影響商品價格，改變了消費與儲蓄之間的相對價格，產(chǎn)生替代效應(yīng)。稅收政策對消費需求產(chǎn)生何種效應(yīng)，取決于稅收的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，商品稅、所得稅、財產(chǎn)稅之間的合理結(jié)構(gòu)性組合能夠有效刺激消費需求，以實現(xiàn)消費內(nèi)需的最大限度擴(kuò)張（儲德銀和閆偉，2012）。

基于對上述文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)對稅收與消費之間的關(guān)系問題展開了大量的研究，但仍存在著一定的局限性：第一，以往研究稅收政策對消費需求的文獻(xiàn)大部分是基于面板數(shù)據(jù)模型、向量自回歸模型等常參數(shù)計量模型，無法捕捉到稅收政策對消費需求影響的時變特征；第二，以往的VAR系列模型存在識別系統(tǒng)及約束識別模型的限制，靈活性相對不足，且無法具體考察變量間時變方差的分解問題；第三，以往的相關(guān)研究大多是從稅收政策總量或結(jié)構(gòu)單一視角展開，同時從總量與結(jié)構(gòu)視角對稅收政策與消費需求關(guān)系的全面分析較少?；诖耍疚膶⒁粋€Metropolis-Hastings抽樣規(guī)則引入時變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，構(gòu)建更具靈活性的MH-TVC-SVAR-SV模型，該模型不僅可以處理恰好識別系統(tǒng)或過度識別系統(tǒng)，還可以處理遞歸或非遞歸約束識別模型。隨后從總量與結(jié)構(gòu)雙層視角出發(fā)，探究2008年第二季度至2020年第二季度我國稅收政策對消費需求的影響，并通過三維脈沖響應(yīng)分析及時變方差分解發(fā)現(xiàn)我國宏觀稅負(fù)及稅收結(jié)構(gòu)對消費需求的非線性沖擊效應(yīng)，以期對探索有效刺激消費內(nèi)需的合理稅收政策研究有所幫助。

二、模型設(shè)定與參數(shù)估計

（一）MH-TVC-SVAR-SV模型原理

MH-TVC-SVAR-SV模型是能夠處理常參數(shù)SVAR模型、線性或非線性時變參數(shù)SVAR模型的一般模型，能夠統(tǒng)一處理恰好識別系統(tǒng)（遞歸或非遞歸約束識別）和過度識別系統(tǒng)，具有較高的靈活性。首先，構(gòu)建一個常參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型：

其中t=1，2，…，T；yt和εt為M×1維矩陣；A（α）為非奇異M×M維矩陣，并假定A（α）對所有α都是可逆的，α為結(jié)構(gòu)參數(shù)向量。進(jìn)一步令SAVR模型的系數(shù)矩陣隨時間變化，模型可以被用來模擬更復(fù)雜的動態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，也可以用來估計隨時間變化的稅收政策沖擊。因此，時變參數(shù)結(jié)構(gòu)向量自回歸（TVC-SVAR）模型具有如下的形式：

其中α0為初始值，并假定對于任意時刻t，A（αt）對所有αt都是可逆的。進(jìn)一步構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)時變參數(shù)SVAR模型，假定M×1維非平穩(wěn)變量向量yt（t=1，2，…，T）可表示為一個有限階自回歸形式：

其中B0，t是×1的常數(shù)向量Ct的系數(shù)矩陣，Bj，t（j=1，2，…，p）是滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣；ut～N（0，Ωt），Ωt為對稱、正定且滿秩矩陣。令ut=A-1tΣtεt，εt～N（0，I），At≡A（αt）表示同期系數(shù)矩陣，αt是自由參數(shù)向量，Σt=diag｛σm，t｝包含主對角線上結(jié)構(gòu)沖擊εt的標(biāo)準(zhǔn)偏差。此時SVAR模型可表示為：

其中X′t=I?[C′t，y′t-1，…，y′t-p］為M×K維矩陣，Bt=[vec（B0，t）′，vec（B1，t）′，…，vec（Bp，t）′］′為K×1維向量，K=×M+pM2。進(jìn)一步假設(shè)：

令ηt=[η1t，η2t，…，ηMt］，v=Var其中Q、V和W均為滿秩矩陣。至此，該模型已充分捕捉了滯后結(jié)構(gòu)——式（6）、同期反應(yīng)參數(shù)——式（7）和結(jié)構(gòu)方差——式（8）。接下來，放松標(biāo)準(zhǔn)假設(shè)，考慮一個簡化VAR的系數(shù)t估計獲得的集約化模型：

在Primiceri（2005）的標(biāo)準(zhǔn)算法中ft劃分為ft=[f1′t，f2′t，…，fM′t］′，每一塊與各個方程相關(guān)，且假定這些塊都是獨立的，因此有v=diag（v1，…，vM）。那么：

對于每個方程m，方程m-j（j≥1）的系數(shù)變化是不相關(guān)的，且被認(rèn)為是預(yù)先確定的，此時可實現(xiàn)方程的逐個估計，這樣的設(shè)置對于整個模型的估計是非常方便的。

廣義算法進(jìn)一步放松兩個假設(shè)：ft是聯(lián)合抽樣的和v不一定是塊對角矩陣，進(jìn)而允許在一個統(tǒng)一的框架下處理遞歸、非遞歸、恰好識別或過度識別的結(jié)構(gòu)模型，具有更強(qiáng)的靈活性。首先設(shè)定初始值（（B0）T，（f0）T，（s0）T，（Σ0）T，v0），s是J維離散指標(biāo)向量。隨后對于i=1，2，…，G，遵循如下步驟：

（1）從p（（Bi）中抽?。˙i）T，其中IB（·）截斷后驗以確保脈沖響應(yīng)的平穩(wěn)性。變量p（·）服從正態(tài)分布，可利用卡爾曼濾波遞歸方法和多移動策略（Carter and Kohn，1994）或單移動策略（Koop and Potter，2011）計算得到。

最后基于上述算法獲得的（Bi）T、（fi）T、（si）T、（Σi）T和vi作為初始值，進(jìn)行重復(fù)抽樣。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)處理

為考察宏觀稅負(fù)與稅收結(jié)構(gòu)對消費需求的動態(tài)影響，本文涉及的變量有三方面：宏觀稅負(fù)變量、稅收結(jié)構(gòu)變量及消費需求變量。宏觀稅負(fù)變量（T），選取我國稅收收入總量的對數(shù)值作為代理指標(biāo)；稅收結(jié)構(gòu)變量，參考儲德銀和呂煒（2016）的處理方法，將稅收結(jié)構(gòu)分為商品稅（T1）、所得稅（T2）與財產(chǎn)稅（T3），分別選取各類稅收收入的對數(shù)值作為代理指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，商品稅為增值稅、已停征的營業(yè)稅和消費稅的加總，所得稅為個人所得稅和企業(yè)所得稅的加總，財產(chǎn)稅包括房產(chǎn)稅、土地增值稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、車輛購置稅和契稅的加總。消費需求變量（C），以往文獻(xiàn)中常采用社會消費品零售總額作為消費的代理指標(biāo)（仝冰，2017；郭長林，2016；雷瀟雨和龔六堂，2014；肖衛(wèi)國等，2014），故本文采用社會消費品零售總額的對數(shù)值作為消費需求變量的代理指標(biāo)。上述所有指標(biāo)均為2003年第一季度到2020年第二季度的季度數(shù)據(jù)①本文在計算過程中使用樣本數(shù)據(jù)中的前18個觀察值作為訓(xùn)練樣本（程序運(yùn)算中設(shè)置tau=18），因此估計結(jié)果的時間區(qū)間為2008年第二季度至2020年第二季度，并作為脈沖響應(yīng)的分析時間區(qū)間，主要是考慮到將時間區(qū)間分為3個時間段：2008-2011年、2012-2015年、2016-2020年，分別對應(yīng)著全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)造成的經(jīng)濟(jì)蕭條時期、危機(jī)后的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期與我國步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)后的經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期，以分析不同時期稅收政策對消費需求的動態(tài)沖擊與貢獻(xiàn)程度。，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局。在數(shù)據(jù)處理方面，對每月公布的稅收數(shù)據(jù)和消費數(shù)據(jù)進(jìn)行加總得到相應(yīng)的季度數(shù)據(jù)，其中2003-2006年的房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅的月度數(shù)據(jù)缺失，本文進(jìn)一步通過Eviews的二次插值方法將其對應(yīng)的年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)。對上述所有季度數(shù)據(jù)進(jìn)行CPI平減和季度調(diào)整處理，并對處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

續(xù)表

從表1可以看出，稅收變量序列和消費變量序列均為一階差分后平穩(wěn)序列，表明五個變量序列均在1%或5%的顯著性水平下為一階單整序列，故本文對上述五變量的一階差分序列進(jìn)行MH-TVCSVAR-SV模型構(gòu)建。

（三）滯后階數(shù)選擇、先驗設(shè)定與參數(shù)估計

在進(jìn)行VAR模型的運(yùn)算之前，本文通過FPE、AIC、HQ和SIC四種信息準(zhǔn)則對模型的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行判定，表2列出了滯后階數(shù)為1-5時所對應(yīng)的四種信息準(zhǔn)則統(tǒng)計量結(jié)果。

表2 模型滯后階數(shù)確定

由表2可知，根據(jù)FPE和AIC信息準(zhǔn)則的統(tǒng)計量最小原則確定模型最優(yōu)為滯后5階，根據(jù)HQ和SIC信息準(zhǔn)則的統(tǒng)計量最小原則確定模型最優(yōu)為滯后2階。對于VAR模型，較大的模型滯后階數(shù)雖然能夠較多地反映出系統(tǒng)動態(tài)特征，但在模型的估計過程中可能會造成一定程度的自由度損失，特別是在估計參數(shù)較多的情況下。因此，本文的MH-TVC-SVAR-SV模型最優(yōu)滯后階數(shù)設(shè)定為滯后2階。

在模型運(yùn)算過程中，設(shè)定抽樣12000次，其中前2000次為預(yù)燒值，Metropolis Step抽樣的平均接受率為68%，Gibbs抽樣的平均接受率為73.25%，且所有抽樣都在邊界范圍內(nèi)。圖1進(jìn)一步給出了結(jié)構(gòu)參數(shù)αt在16%、50%和84%分位數(shù)上的后驗估計值走勢，可以看出，參數(shù)αt的估計值表現(xiàn)出顯著的時變特征。綜合上述分析，本文構(gòu)建的[T，T1，T2，T3，C］五變量MH-TVC-SVAR-SV模型是合理的，參數(shù)估計結(jié)果具有一定的可靠性。

圖1 結(jié)構(gòu)參數(shù)的后驗估計值

三、稅收政策對消費需求的動態(tài)影響效應(yīng)

在實證分析部分，本文首先基于三維脈沖響應(yīng)方法，從總量和結(jié)構(gòu)雙重視角深入探究稅收政策沖擊對消費需求的時變性影響；隨后給出了稅收政策沖擊對消費需求變化的時變方差分解結(jié)果，對宏觀稅負(fù)沖擊與稅收結(jié)構(gòu)沖擊的時變貢獻(xiàn)程度展開分析；最后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，驗證實證結(jié)論的可靠性與準(zhǔn)確性。

（一）三維脈沖響應(yīng)分析

基于三維脈沖響應(yīng)分析方法，分別從總量視角和結(jié)構(gòu)視角出發(fā)探究稅收政策對消費需求的動態(tài)影響，三維脈沖響應(yīng)圖如圖2-圖5所示。其中X軸表示響應(yīng)持續(xù)期，Y軸表示響應(yīng)發(fā)生時期，Z軸表示響應(yīng)程度大小。由于計算過程中設(shè)定了部分先驗值，故三維脈沖響應(yīng)圖的時間區(qū)間為2008年第二季度至2020年第二季度。

1.宏觀稅負(fù)的三維脈沖響應(yīng)分析

圖2為消費需求對宏觀稅負(fù)沖擊的三維脈沖響應(yīng)圖。從圖中可以看出，響應(yīng)維度上1單位宏觀稅負(fù)的正向沖擊引起消費需求正負(fù)交替的脈沖響應(yīng)，但負(fù)向脈沖響應(yīng)程度強(qiáng)于正向脈沖響應(yīng)程度，主要體現(xiàn)為宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求的負(fù)向影響效應(yīng)；在時間維度上，2008年第二季度至2020年第二季度期間宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出弱動態(tài)性特征。宏觀稅負(fù)對消費需求產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響效應(yīng)，征稅對消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。宏觀稅負(fù)對消費需求的作用效果主要分為收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩部分，一方面，征稅通過直接減少居民的可支配收入，進(jìn)而降低消費意愿與需求；另一方面，征稅通過間接抬高商品價格，導(dǎo)致消費相對于儲蓄變得昂貴，進(jìn)而抑制居民消費。由此可見，稅收對消費需求產(chǎn)生顯著的負(fù)向抑制作用，實施積極的減稅降費政策能夠有效刺激消費需求。

圖2 消費需求對宏觀稅負(fù)沖擊的三維脈沖響應(yīng)

2.稅收結(jié)構(gòu)的三維脈沖響應(yīng)分析

圖3-圖5分別為消費需求對商品稅、所得稅與財產(chǎn)稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)圖。由圖3可知，響應(yīng)維度上，1單位商品稅的正向沖擊引起消費需求先負(fù)后正的交替脈沖響應(yīng)，且負(fù)向響應(yīng)程度明顯強(qiáng)于正向響應(yīng)程度，主要體現(xiàn)為商品稅沖擊對消費需求的負(fù)向影響效應(yīng)；時間維度上，2008年第二季度至2020年第二季度期間商品稅沖擊對消費需求的影響效應(yīng)具有一定的時變性。商品稅對消費需求主要產(chǎn)生了負(fù)向抑制效應(yīng)，征收商品稅對消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。原因在于，對于商品稅進(jìn)行課征，納稅人往往可以通過抬高商品和勞務(wù)的價格將稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁給消費者，進(jìn)而通過需求價格彈性機(jī)制影響市場中商品與勞務(wù)的需求量，降低居民消費需求水平。因此，增大商品稅會擠出消費需求，適當(dāng)減少商品稅比重可有效刺激消費需求。

圖3 消費需求對商品稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)

圖4為消費需求對所得稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)圖。由圖可知，響應(yīng)維度上，1單位所得稅的正向沖擊引起消費需求先下降后上升的交替反應(yīng)，主要體現(xiàn)為負(fù)向脈沖響應(yīng)；時間維度上，2008年第二季度至2020年第二季度期間所得稅沖擊對消費需求的影響效應(yīng)存在弱動態(tài)性特征。所得稅對消費需求主要產(chǎn)生了負(fù)向抑制效應(yīng)，征收所得稅對消費產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。究其原因，個人所得稅的課征能夠直接減少個人可支配收入，企業(yè)所得稅的課征會降低企業(yè)的現(xiàn)金流量并對其研發(fā)創(chuàng)新投入、人力資本投資產(chǎn)生一定的抑制作用，削弱企業(yè)經(jīng)營效益進(jìn)而不利于個人工資收益。因此，較高的個人所得稅和企業(yè)所得稅負(fù)擔(dān)均會對居民消費水平造成一定的擠出效應(yīng)，不利于刺激消費需求。減少個人所得稅比重可促進(jìn)消費水平，適當(dāng)?shù)钠髽I(yè)稅收減免與優(yōu)惠政策能夠在一定程度上激發(fā)市場消費潛力。

圖4 消費需求對所得稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)

圖5為消費需求對財產(chǎn)稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)圖。從中可以看出，響應(yīng)維度上，1單位財產(chǎn)稅的正向沖擊引起了消費需求的正向脈沖響應(yīng)，且在時間維度上，財產(chǎn)稅沖擊對消費需求的影響效應(yīng)具有較強(qiáng)的時變性。財產(chǎn)稅對消費需求產(chǎn)生了正向促進(jìn)效應(yīng)，征收財產(chǎn)稅對消費產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。分析其原因，居民可支配收入中用于財富積累的部分發(fā)生變化時，消費行為和意愿也相應(yīng)改變。當(dāng)政府對居民的財產(chǎn)收益課征財產(chǎn)稅時，財富凈值有所降低，導(dǎo)致儲蓄中用于財產(chǎn)投資的部分相較于消費變得更加昂貴，此時消費者會加強(qiáng)消費意愿，減少儲蓄動機(jī)。因此，增大財產(chǎn)稅會擠入消費需求，應(yīng)適當(dāng)增加財產(chǎn)稅比重以有效刺激消費需求。

圖5 消費需求對財產(chǎn)稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)

（二）時變方差分解

基于時變方差分解思想，進(jìn)一步分析宏觀稅負(fù)沖擊與稅收結(jié)構(gòu)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度，如圖6-圖9所示。其中三維坐標(biāo)軸分別表示響應(yīng)持續(xù)期、響應(yīng)發(fā)生時期和貢獻(xiàn)率程度大小。在接下來的分析中，將時間區(qū)間分為3個時間段：2008-2011年、2012-2015年、2016-2020年，分別對應(yīng)著全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)造成的經(jīng)濟(jì)蕭條時期、危機(jī)后的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期與我國步入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)后的經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期，以分析不同時期稅收政策沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度。

圖6為宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度，從中可以看出，宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)率在時間維度上呈現(xiàn)出先遞減再遞增的趨勢。在經(jīng)濟(jì)蕭條時期，宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)率較小，且呈逐漸遞減趨勢，2008年的貢獻(xiàn)率相對最大，但僅對消費需求變化產(chǎn)生3%的貢獻(xiàn)率；在經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期，宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)率逐漸遞增，并在2015年達(dá)到最大水平5%；在經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期，宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)率處于相對較高的平穩(wěn)水平，貢獻(xiàn)程度穩(wěn)定在5.5%。由此可見，宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度并不大，特別是在經(jīng)濟(jì)蕭條時期，國際金融危機(jī)導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)處于低迷狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)不景氣使得居民可支配收入大幅降低，消費意愿自然隨之降低，此時減稅對消費需求的刺激作用并不明顯。但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸復(fù)蘇并趨于經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)狀態(tài)，減稅對消費需求的刺激作用逐漸增強(qiáng)，此時實施積極擴(kuò)張的財稅政策至關(guān)重要。

圖6 宏觀稅負(fù)沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度

接下來，進(jìn)一步分析稅收結(jié)構(gòu)中商品稅、所得稅與財產(chǎn)稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度，如圖7-圖9所示。商品稅與所得稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度走勢較為相似，在時間維度上貢獻(xiàn)率均呈現(xiàn)出先略微遞減再顯著遞增的趨勢特征，且貢獻(xiàn)程度由強(qiáng)到弱依次為經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期、經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期、經(jīng)濟(jì)蕭條時期?？赡艿脑蛟谟冢?008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)，給我國經(jīng)濟(jì)帶來了沉重打擊，經(jīng)濟(jì)增速明顯下滑，居民失業(yè)率顯著增加，使得收入水平降低，此時減少商品稅和所得稅的課征并不能明顯緩解收入壓力，進(jìn)而無法有效刺激居民消費水平，而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的逐漸提高，減少商品稅與所得稅對消費水平的刺激效果也會逐步增強(qiáng)。但相較而言，所得稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度高于商品稅，所得稅沖擊最多可引起消費需求33%的變化，遠(yuǎn)高于商品稅沖擊最多引起消費需求19%的變化。主要由于所得稅直接作用于居民可支配收入，可直接影響居民的消費意愿，而商品稅通過改變市場中的商品價格間接作用于消費需求，作用效果可能相對較弱。

圖7 商品稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度

圖8 所得稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度

圖9 財產(chǎn)稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度

圖9中財產(chǎn)稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度與商品稅和所得稅的差異性較大，在時間維度上財產(chǎn)稅沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度增減起伏較大，貢獻(xiàn)率的三次峰值分別出現(xiàn)在2009年、2013年、2018年，對應(yīng)的貢獻(xiàn)率分別為38%、45%和18%，可見財產(chǎn)稅沖擊引起消費需求變化的貢獻(xiàn)率由強(qiáng)到弱依次為經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期、經(jīng)濟(jì)蕭條時期與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期?？赡艿脑蛟谟冢敭a(chǎn)稅對消費需求具有一定的正向替代效應(yīng)，增加財產(chǎn)稅的課征會使投資與儲蓄的相對價格變大，消費的相對價格變小，進(jìn)而在一定程度上會擠入消費，擠出儲蓄與投資。在經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期，雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步向好，但外部市場環(huán)境依舊處于相對動蕩的局面，財產(chǎn)稅的征收會進(jìn)一步加劇投資壓力，更多的理性消費者會選擇增加消費，減少儲蓄與投資；在經(jīng)濟(jì)蕭條時期，市場環(huán)境低迷與居民可支配收入減少同樣會造成課征財產(chǎn)稅減少居民投資水平的局面，相對擠入更多的消費水平；而在經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期，財產(chǎn)稅對消費需求的影響效果最弱，相對穩(wěn)定的外部市場環(huán)境、企業(yè)效益水平及個人工資水平使得居民投資壓力較小，此時增大財產(chǎn)稅的課征對消費需求的擠入效應(yīng)也相對較弱。

（三）穩(wěn)健性檢驗

在上文的實證研究中，我們選取的消費需求指標(biāo)代理變量為社會消費品零售總額的對數(shù)值，考慮到消費指標(biāo)選取的不同可能會對模型估計結(jié)果產(chǎn)生一定的影響，因而為驗證本文實證結(jié)果的可靠性，有必要進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。本文進(jìn)一步采用居民消費水平的對數(shù)值作為消費需求的代理變量，重新構(gòu)建宏觀稅負(fù)（T）、稅收結(jié)構(gòu)（T1、T2、T3）、消費需求（C）五變量的MH-TVC-SVAR-SV模型，并對模型估計結(jié)果進(jìn)行測算，給出消費需求對宏觀稅負(fù)與稅收結(jié)構(gòu)沖擊的三維脈沖響應(yīng)圖，如圖10-圖13所示。其中居民消費水平為年度數(shù)據(jù)，本文選取2003-2019年居民消費水平的年度數(shù)據(jù)，通過Eviews的二次插值方法將其轉(zhuǎn)換為2003第一季度至2019年第四季度的季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

將圖10-圖13與圖2-圖5對比可以發(fā)現(xiàn)，消費需求對宏觀稅負(fù)沖擊與稅收結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)并沒有發(fā)生實質(zhì)性的變化，脈沖效應(yīng)方向基本一致，僅在脈沖響應(yīng)值上存在差異。由此可見，上文得出的實證結(jié)論是可靠的。

圖10 消費需求對宏觀稅負(fù)沖擊的三維脈沖響應(yīng)（穩(wěn)健性檢驗）

圖13 消費需求對財產(chǎn)稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)（穩(wěn)健性檢驗）

圖11 消費需求對商品稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)（穩(wěn)健性檢驗）

圖12 消費需求對所得稅沖擊的三維脈沖響應(yīng)（穩(wěn)健性檢驗）

四、結(jié)論與啟示

本文通過構(gòu)建MH-TVC-SVAR-SV模型考察了宏觀稅負(fù)與稅收結(jié)構(gòu)沖擊對消費需求的時變影響效應(yīng)，并基于時變方差分解思想探究了稅收政策沖擊對消費需求變化的貢獻(xiàn)程度，得到如下結(jié)論：（1）從動態(tài)響應(yīng)程度的視角來看，宏觀稅負(fù)對消費需求產(chǎn)生了負(fù)向影響，征稅在一定程度上擠出了居民消費；商品稅、所得稅對消費需求產(chǎn)生了負(fù)向擠出效應(yīng)，財產(chǎn)稅對消費需求產(chǎn)生了正向擠入效應(yīng)，適當(dāng)減少商品稅與所得稅比重、增大財產(chǎn)稅比重有利于刺激消費需求。（2）從時變方差分解的視角來看，宏觀稅負(fù)與稅收結(jié)構(gòu)分別對消費需求變化具有不同的貢獻(xiàn)程度。宏觀稅負(fù)、稅收結(jié)構(gòu)中的商品稅和所得稅沖擊引起消費需求變化的貢獻(xiàn)程度由強(qiáng)到弱依次為經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期、經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期和經(jīng)濟(jì)蕭條時期，而財產(chǎn)稅沖擊引起消費需求變化的貢獻(xiàn)率由強(qiáng)到弱依次為經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時期、經(jīng)濟(jì)蕭條時期與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)時期。

受持續(xù)反復(fù)的新冠肺炎疫情和復(fù)雜多變的國際環(huán)境等因素影響，我國經(jīng)濟(jì)面臨著需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力，擴(kuò)大消費內(nèi)需對于拉動經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長、推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展尤為重要。根據(jù)上述研究結(jié)論，實施有針對性的稅收政策能夠有效刺激消費內(nèi)需，進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。政府部門應(yīng)加力提效繼續(xù)落實積極的減稅降費政策，并合理優(yōu)化稅收內(nèi)部結(jié)構(gòu)， “有增有減” 的合理稅收結(jié)構(gòu)安排是改善經(jīng)濟(jì)增長乏力、解決消費內(nèi)需不足的有力舉措。一是適當(dāng)降低商品稅比重。商品稅稅負(fù)可以通過需求價格彈性機(jī)制使得市場中的商品與勞務(wù)價格虛高，降低商品稅比重能夠有效緩解消費者的稅收負(fù)擔(dān)，拉動消費內(nèi)需。二是積極落實減稅降費、稅收減免等優(yōu)惠政策的實施，適當(dāng)減輕科技創(chuàng)新型企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，激勵企業(yè)加大研發(fā)投入，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，以帶動市場經(jīng)濟(jì)向好發(fā)展、刺激消費需求。三是適當(dāng)提高財產(chǎn)稅比重，降低消費者的財產(chǎn)儲蓄動機(jī)，從而加強(qiáng)其消費意愿，有效促進(jìn)市場消費水平。