林木西 鄺思寧 李 橙

1 引 言

中共中央政治局常委會在2020年首次提出要構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局，這意味著我國要充分發(fā)揮國內(nèi)超大規(guī)模的市場優(yōu)勢和內(nèi)需潛力，增強消費對經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)性作用。根據(jù)發(fā)達國家的發(fā)展經(jīng)驗和后發(fā)國家的成功追趕經(jīng)驗，一國在基本完成大規(guī)模工業(yè)化的進程后，其供給和需求關(guān)系會在該節(jié)點發(fā)生突變，由生產(chǎn)供給主導(dǎo)消費轉(zhuǎn)變?yōu)橄M需求影響供給，消費結(jié)構(gòu)的升級會促進生產(chǎn)模式的優(yōu)化。該事實揭示了在跨越中等收入陷阱時，消費模式的跨越是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必經(jīng)路徑，即在基本物質(zhì)和服務(wù)達到消費飽和后，資本積累發(fā)展模式會向福利改善模式轉(zhuǎn)變，該轉(zhuǎn)變是形成以消費為經(jīng)濟增長主導(dǎo)路徑的關(guān)鍵。

目前我國經(jīng)濟發(fā)展進入結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型期，鼓勵拉動內(nèi)需以促進經(jīng)濟增長。Bonner和Lee（1963）[1]論證了消費對經(jīng)濟增長的作用，消費者通過教育、文化等消費能夠提高其自身勞動力素質(zhì)，通過提升TFP和勞動生產(chǎn)率從而促進經(jīng)濟增長。中國經(jīng)濟增長前沿課題組等（2011）[2]通過構(gòu)建兩部門模型將國民經(jīng)濟分為通用技術(shù)和知識生產(chǎn)兩部分，認為通用技術(shù)部門的后發(fā)優(yōu)勢使得我國在三十余年完成了工業(yè)化追趕過程，達到了物品的技術(shù)生產(chǎn)邊界，使得我國通用技術(shù)TFP效率下降。之后通過知識生產(chǎn)和知識消費的一體化優(yōu)化了以消費結(jié)構(gòu)為主導(dǎo)的生產(chǎn)模式。Aoki和Yoshikawa（1999）[3]提出了“需求創(chuàng)造”理論，在經(jīng)濟增長趨于飽和的情況下，新需求代替舊需求是經(jīng)濟增長的核心。孫皓和胡鞍鋼（2013）[4]在“需求創(chuàng)造”理論的基礎(chǔ)上，論證了消費結(jié)構(gòu)的變動對于消費增長乃至經(jīng)濟增長都有顯著的促進作用。臧旭恒（2017）[5]分析了消費對經(jīng)濟增長的促進作用逐漸增強，但我國消費成為經(jīng)濟增長的真正動力還不足，需要我國分配制度的改革拉動消費需求。通過消費拉動內(nèi)需，進而刺激經(jīng)濟增長的理論是被論證的，我國長期的低消費以及陷入中等收入陷阱的追趕國家都說明了消費增長和結(jié)構(gòu)升級都不會自發(fā)地生成，需要經(jīng)濟體制和社會制度的共同配合。學(xué)術(shù)界對刺激消費增長展開了大量的研究，研究方式主要集中在以下兩種：一是從消費函數(shù)入手，探討消費信貸對于消費的促進作用；二是以Barro（1990）[6]為代表的內(nèi)生增長理論框架。

從消費函數(shù)入手，Bacchetta和Gerlach（1997）[7]、Ludvigson（1999）[8]構(gòu)建了包含消費信貸的跨期消費模型，論證了消費信貸對于消費行為的影響。Janine等（2012）[9]在Ando-Modigliani消費函數(shù)的基礎(chǔ)上區(qū)分消費信貸和住房貸款，并論證消費信貸可促進經(jīng)濟增長的事實。我國學(xué)者臧旭恒和李燕橋（2012）[10]、凌煉和龍海明（2016）[11]基于Ludvigson消費函數(shù)的基礎(chǔ)，對我國省級數(shù)據(jù)進行檢驗，論證了消費信貸對于預(yù)算約束的平滑作用以及對消費增長的促進作用。消費增長的內(nèi)生性需同樣引起注重，在我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型階段，分析消費增長的內(nèi)生動力及其對經(jīng)濟增長的持續(xù)促進作用會更具意義。

在內(nèi)生經(jīng)濟框架下，Aschauer和Greenwood（1985）[12]，Turnovsky和Fisher（1995）[13]都將政府公共投資視作經(jīng)濟增長模型中的貢獻來源之一，并在此基礎(chǔ)上分析調(diào)整稅收制度所產(chǎn)生的再分配效應(yīng)對經(jīng)濟和消費的影響。針對稅收再分配效應(yīng)對居民消費的影響，辛小莉（2009）[14]、匡小平和席衛(wèi)群（2010）[15]等均從稅收制度方向闡述了我國消費不足的原因，并就稅收制度、再分配調(diào)整等視角提出了刺激我國消費增長的政策建議。呂冰洋和毛捷（2013）[16]、蒲龍（2016）[17]則是結(jié)合Barro和Turnovsky的模型，構(gòu)建了以投資消費比為核心的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，認為增加資本征稅，減少消費征稅，對調(diào)整我國不平衡的投資消費結(jié)構(gòu)有較為顯著的作用。

在疫情和國際貿(mào)易摩擦雙重因素疊加下，我國現(xiàn)階段消費率較低，如何通過靶向施策，精準(zhǔn)激勵，釋放社會消費潛力，從而促進經(jīng)濟，是本文想要研討的問題。本文將稅率分解，通過將消費結(jié)構(gòu)細化，研究不同稅率對不同性質(zhì)的消費所產(chǎn)生的差異化影響，通過差異化分析促進實現(xiàn)靶向施策，更好發(fā)揮稅費政策促進消費作用。本文可能的創(chuàng)新之處在于：（1）從靶向施策角度出發(fā)，把可行的稅費政策分解成勞務(wù)稅、資本稅和消費稅，分析差異化稅費對消費的影響；（2）把消費結(jié)構(gòu)進行差異化分析，在稅費分解的基礎(chǔ)上，進一步分析易耗品、耐用品和服務(wù)消費受到不同稅費的影響；（3）構(gòu)建稅收政策對消費影響的理論模型，并且通過模擬數(shù)據(jù)論證稅費對消費形成的倒U型曲線，在此基礎(chǔ)上選擇PSDR模型進行理論檢驗。

2 理論模型

2.1 公共支出對消費的影響

2.1.1. 基本假設(shè)

參考Ramsey（1928）[18]構(gòu)建的無限期模型，小寫字母代表個體，大寫字母代表累計?？紤]在一個封閉經(jīng)濟體內(nèi)，假設(shè)經(jīng)濟中存在大量相同的家庭，每個家庭由一個具有無限壽命的個體構(gòu)成，假定u(.)是居民的瞬時效用函數(shù)，ρ是折現(xiàn)率，則居民在其生命周期效用函數(shù)的形式如下：

為達到平衡增長路徑收斂的預(yù)期，居民的消費效用函數(shù)采取相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)不變（CRRA）的效用函數(shù)，瞬時效用函數(shù)的形式為：

θ代表了居民在不同時期調(diào)整其消費水平的意愿，即消費水平上升所帶來的邊際效用水平，消費之間的替代彈性為1/θ。為投資，τ為稅率，稅率目前只考慮對總產(chǎn)出征稅，征稅方式為扭曲性稅種，以此來代表宏觀稅率，為簡化模型，沒有考慮一次性總量稅；δ為資本折舊率，則私人部門資本積累方程其表現(xiàn)形式為：

在生產(chǎn)函數(shù)中，除考慮基本的資本、勞動力要素以外，參照Fisher和Turnovsky（1998）[19]，還將政府公共支出納入生產(chǎn)函數(shù)模型中。在發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論中，雖然公共支出會隨著經(jīng)濟發(fā)展對GNP的份額有所下降，但教育、健康等福利公共支出會增加，總體公共支出會上升，對勞動生產(chǎn)率的提升有顯著作用，因此仿照Turnovsky將其納入模型。此外，市場競爭性并不在本文主要探討范疇內(nèi)，因此進行了一定的簡化考慮。代表公共支出的表達式為：

其中N代表個體數(shù)目。不考慮政府借貸或發(fā)行國債，假設(shè)公共支出占整體稅收的比重為φ，τ為稅率，的表達式為：

在式（5）的生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造中，如果區(qū)分稅收中的資本所得稅和勞務(wù)所得稅，可以假設(shè)資本回報率是r，勞務(wù)回報率是ω。考慮資本回報率和勞務(wù)回報率都與其相應(yīng)的邊際產(chǎn)量一致，當(dāng)勞務(wù)所得稅和資本所得稅的稅率一致時，則整體公共支出結(jié)果和式（6）一致。其中資本回報率，勞務(wù)回報率以及在同一稅率條件下表達形式如下：

則整體收入為：

如果資本所得稅和勞務(wù)所得稅的稅率有所不同，將在后面進一步詳細探討。

2.1.2. 模型推導(dǎo)

模型漢密爾頓函數(shù)的構(gòu)造如下：

根據(jù)漢密爾頓函數(shù)求解有：

計算消費增長率有：

經(jīng)濟體的均衡模型是將N個個體進行疊加，因此有：

求導(dǎo)關(guān)系如下：

將式（5）、式（10b）代入式（9），因此有：

2.1.3. 模型結(jié)論

從式（11）可知，對消費增長率有影響的變量主要為稅率以及公共支出占稅收收入的比例。其中，依次對τ、φ進行求導(dǎo)，有：

①首先對τ求導(dǎo)，有，其中，如果 1-α＞τ，則有，此時稅率提升對提高消費增長率有促進作用；如果1-α＜τ，則有，即稅率大于臨界位置后，稅率提升則對消費增長率有抑制作用。所以，消費增長率是稅率的倒U型曲線，這和拉弗曲線所揭示的經(jīng)濟學(xué)原理相符合。

②進一步對φ求導(dǎo)，有，即公共支出占政府收支比重越高，消費增長率也會提升。說明政府在教育、醫(yī)療服務(wù)等領(lǐng)域的支出越高，越能有效地促進消費增長。

從以上分析可知，從促進消費角度而言，合適的稅收政策與合理的公共支出都會對消費水平提升有促進作用，考慮到稅收種類有多種，不同稅種形成的分配轉(zhuǎn)移機制有所不同，因此也會對消費產(chǎn)生不同的影響。本文接下來將會分析資本所得稅、勞務(wù)所得稅以及消費稅對消費的影響。

2.2 稅收政策對消費的影響

關(guān)于不同稅種對消費的影響，國內(nèi)學(xué)者分別探討了個人所得稅、消費稅等。我國的消費稅是價內(nèi)稅，即稅款最終由消費者承擔(dān)。模型將稅收結(jié)構(gòu)加入至分析過程中，政府的收入或預(yù)算約束條件由式（6）轉(zhuǎn)變?nèi)缦拢?/p>

同時消費效用函數(shù)變成以下形式：

消費稅對整體模型的影響，只會有一個平移效應(yīng)。相應(yīng)地，消費稅稅率越高，對消費的反向作用越大，稅率越低，則影響越小。因此，接下來的分析主要聚焦在個人所得稅和資本所得稅上。

私人部門資本積累的式（3）也需做出相應(yīng)的調(diào)整，同時參照式（6a）和式（6b），考慮到產(chǎn)商收取消費稅，其調(diào)整變?yōu)椋?/p>

相應(yīng)的漢密爾頓方程也有所調(diào)整，形式如下：

產(chǎn)商收取消費稅對于消費者的行為沒有影響，因此也沒有反應(yīng)到消費水平上，而是對投資產(chǎn)生了影響。進一步計算消費增長率，其表達形式為：

為了更好地識別稅率對消費增長率的影響，接下來將進行數(shù)值分析。首先固定個人所得稅，分析資本稅率對消費的影響，結(jié)果如圖1左側(cè)顯示。然后固定資本稅率，分析個人所得稅對消費增長率的影響，結(jié)果見圖1右側(cè)顯示。其中對于資本稅率，設(shè)定α的值分別為0.4，0.6，0.8，A為1，折現(xiàn)率設(shè)置為0.01，隨著稅率的增長，發(fā)現(xiàn)在不同生產(chǎn)函數(shù)或不同的α值條件下，消費增長率會出現(xiàn)隨著稅率提升而提升或先升后降的情況；而固定資本稅率，對個人所得稅進行同樣類似的調(diào)整，可以發(fā)現(xiàn)α值的不同也會產(chǎn)生不同影響，包括先升后降和單調(diào)下降的情況。兩者對于消費的刺激均呈倒U型曲線，但由于參數(shù)的設(shè)定，可能只包含倒U型的左側(cè)或右側(cè)圖形，才形成圖1的結(jié)果。因此，稅率政策對居民消費水平的刺激作用是非線性的，不同的稅率結(jié)構(gòu)對消費的刺激是有不同影響的。

圖1 消費增長率對不同稅率結(jié)構(gòu)的反應(yīng)

3 計量模型設(shè)計

綜合理論模型的分析，考慮影響消費增長率的變量，例如公共支出以及稅收政策等因素，且其影響是非線性的。然而，一般的回歸方程式無法刻畫非線性變動，本文考慮采用Gonzale et.al（2005）[20]的工作論文中介紹的面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（Panel Smooth Transition Regression Model，以下簡稱PSTR模型）。該模型將平滑轉(zhuǎn)換回歸模型納入了面板分析數(shù)據(jù)中，可以有效地分析模型中出現(xiàn)的非線性問題。

3.1 PSTR模型原理

PSTR是在門限模型的基礎(chǔ)上，通過轉(zhuǎn)換函數(shù)來優(yōu)化當(dāng)變量到達閥值所產(chǎn)生的躍遷問題，門限模型的瞬時轉(zhuǎn)變與一般的過渡性轉(zhuǎn)變過程的刻畫并不相符，轉(zhuǎn)換函數(shù)則能較好地平滑該過程，保持在不同情況下，變量所表現(xiàn)出的不同，并通過平滑躍遷的過程更為精確地模擬現(xiàn)實中的過渡變化過程。本文考慮稅收政策變動是非線性的，但并不存在明顯的躍遷過程，整體轉(zhuǎn)變較為平滑，因此選用PSTR模型比面板門限模型更為合理。同時，PSTR根據(jù)轉(zhuǎn)變的門檻數(shù)目的選擇，可描述單調(diào)遞增或倒U型的變動，對本文分析公共支出以及稅收政策對消費增長率的影響更為合適。

PSTR模型的基本形式如下：

其中，轉(zhuǎn)換函數(shù)的表達式為：

其中γ是斜率參數(shù)，代表在發(fā)生躍遷時整個過程的平滑程度，即轉(zhuǎn)換函數(shù)從0轉(zhuǎn)換為1的速度，γ的值越小，則表明轉(zhuǎn)換得越平滑。一般而言，m的估計值為1或2時，就能滿足一般模型的需求。m=1時，說明系數(shù)的變換是從0到1的單調(diào)過程，當(dāng)γ→∞時，轉(zhuǎn)換函數(shù)就變成了門限模型中的門限變量，即變成指標(biāo)函數(shù)I[qit＞c1]，其中，有qit＞c1時，指標(biāo)函數(shù)值為1，否則為0。如果m=2時，轉(zhuǎn)換函數(shù)在(c1+c2) /2時達到最小值0，qit較大或較小時，轉(zhuǎn)換函數(shù)值接近1。在m=2的情況下，如果γ→∞時，系數(shù)值變成三門限的情況。圖2詳細說明了m和γ變換對轉(zhuǎn)換函數(shù)的影響。

圖2 m=1和m=2時，不同的斜率影響示例

根據(jù)第二部分理論模型的分析，稅收結(jié)構(gòu)對消費增長率的影響可能是單調(diào)的，也可能是倒U型的，采取PSDR的模型正好能覆蓋這兩類情況。

3.2 模型的檢驗

首先，需要考慮固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)是否存在參數(shù)變點檢驗，即考慮γ值是否為0。如果為0，意味著模型的β1系數(shù)也為0，即模型為最原始的面板回歸模型，不含有非線性關(guān)系。參數(shù)變點檢驗的原假設(shè)，檢驗方法為LM檢驗。該方法是由Luukkonen et.la（1998）[21]提出的，對于不同的樣本大小，分別設(shè)計了服從χ2統(tǒng)計量的小樣本LM檢驗和服從F統(tǒng)計量的大樣本LM檢驗。LM檢驗的表達形式如下：

也可以通過LM檢驗來判定m的系數(shù)，其假設(shè)檢驗為：

其中m是設(shè)定的閥值個數(shù)的最大值。當(dāng)拒絕原假設(shè)時，說明m=i。

模型的檢驗步驟可以歸納為4步：

第一步，檢驗面板數(shù)據(jù)的參數(shù)變點，如果拒絕原假設(shè)，說明系數(shù)會在某點發(fā)生參數(shù)突變，即存在非線性關(guān)系。

第二步，拒絕原假設(shè)，設(shè)定置信系數(shù)，進一步檢驗PSTR的二階段模型，即m=1的情況。

第三步，檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谕|(zhì)性，如果拒絕原假設(shè)，說明系數(shù)自身不是同質(zhì)的，還存在非線性關(guān)系，進一步檢驗m=2的情況，如果通過檢驗，停止，否則重復(fù)上述步驟。

第四步，選定合適的m值，進行模型估計。

3.3 變量選擇和數(shù)據(jù)介紹

本文選擇消費水平作為被解釋變量。本文借鑒了中國經(jīng)濟增長前沿課題組（2015）和臧旭恒和李燕橋（2012）的分類方法，將消費分為耐用品消費、非耐用品消費和服務(wù)類消費。中國經(jīng)濟增長前沿課題組（2015）將消費分為通用技術(shù)消費和廣義人力資本消費，其中廣義人力資本消費和本文定義的服務(wù)類消費類似，即提升居民素質(zhì)的消費。在本文的數(shù)據(jù)選擇中，服務(wù)類消費包含醫(yī)療保健消費、交通通信消費、教育文化娛樂服務(wù)消費、以及雜項商品服務(wù)費這四類。參考臧旭恒和李燕橋（2012）的思路，耐用品消費包含居住消費和家庭用品，非耐用品消費包括食品消費和衣著消費。本文在消費面板的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局2002-2016年的省級數(shù)據(jù)，其中由于消費量需轉(zhuǎn)變?yōu)橄M增長率，因此實際樣本需通過求對數(shù)后進行差分，所以樣本最終體現(xiàn)為2003-2016年的消費增長率數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均按照居民消費價格指數(shù)相應(yīng)地折算成2002年的實際值。

本文選擇稅收結(jié)構(gòu)作為解釋變量。我國稅收種類繁多，資本所得稅就包括企業(yè)所得稅、營業(yè)稅、增值稅、房產(chǎn)稅、印花稅等，本文選擇企業(yè)所得稅、營業(yè)稅等所占比重較大的稅種代表資本所得稅，則資本稅率（Capital Tax，縮寫為CT）可用“（企業(yè)所得稅+營業(yè)稅）/營業(yè)盈余”表示。勞務(wù)所得稅可用個人所得稅作為代表，個人所得稅的起征點于2018年調(diào)整到每月5000元，稅率級距不變。勞務(wù)所得稅稅率（Labor Tax，縮寫為LT）可用“個人所得稅/勞動者報酬”表示。消費稅數(shù)據(jù)則選擇國內(nèi)消費稅數(shù)據(jù)，消費稅稅率（Cost Tax，縮寫為CoT）可通過“增值稅收入/（第二產(chǎn)業(yè)增加值＋批發(fā)零售業(yè)增加值－建筑業(yè)增加值）”獲得。解釋變量還包括政府公共支出，政府公共支出數(shù)據(jù)來源于地方政府公共財政支出數(shù)據(jù)。

本文添加以下控制變量進行分析：1.人均國內(nèi)生產(chǎn)總值水平對數(shù)，其一定程度反應(yīng)了居民對經(jīng)濟發(fā)展的預(yù)期；2.個人消費貸款對數(shù)，其反應(yīng)的是消費信貸對消費者預(yù)算消費的平滑能力，當(dāng)不存在預(yù)算約束，即金融市場完善時，消費者可根據(jù)自身收入來平滑自己的消費，達到生命周期內(nèi)的消費效用最大化，反之則會受到預(yù)算約束的限制；3.對外開放程度，用進出口貿(mào)易總額和國民生產(chǎn)總值比來反應(yīng)，對外開放程度高說明消費者可選擇的各類消費品多，消費替代品多，各類消費的彈性將更大；4.贍養(yǎng)比例，即0—14歲和65歲以上的人口占總?cè)丝诘谋戎兀?.時間固定效應(yīng)，不同年份用不同的啞元來控制，用來反應(yīng)不同經(jīng)濟周期以及不同宏觀政策的影響。

以上所有數(shù)據(jù)的樣本維度是2003年到2016年，數(shù)據(jù)來源主要包括《中國統(tǒng)計年鑒》以及各地方政府的統(tǒng)計年鑒、《中國財政年鑒》、國家統(tǒng)計局、各地區(qū)財政年鑒以及萬德數(shù)據(jù)庫。在省級數(shù)據(jù)中，考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，剔除了重慶、西藏、海南三個省份的數(shù)據(jù)，表1為以上變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.4 模型的構(gòu)建

分析整體消費水平，根據(jù)上文的理論分析和變量選擇，不含非線性項的面板數(shù)據(jù)實證模型可以表示為：

其中，c代表消費水平，求導(dǎo)之后的差分即為本文所研究的消費增長率。Gov為政府公共支出的對數(shù)，CT，LT，CoT分別為資本、勞務(wù)和消費的稅率。Control為控制變量，μi為個體固定效應(yīng)，υt為時間固定效應(yīng)，εit為誤差。

針對政府公共支出的PSTR模型可以表示為：

其中xit為Gov、CT，LT，CoT的向量，xitg(Goνit;γ,c)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，Gov為轉(zhuǎn)換變量。

考慮不同的稅率變動對消費增長率的影響，分別以CT、LT、CoT為轉(zhuǎn)換變量構(gòu)造模型，則PSTR模型可以表示為：

其中，模型3考慮資本稅率變動的非線性影響，模型4考慮勞務(wù)稅率的非線性影響，模型5考慮消費稅率的非線性影響。

稅率的調(diào)整對不同性質(zhì)的消費所產(chǎn)生的影響有所不同。因此，分別對非耐用消費、耐用消費和服務(wù)類消費進行區(qū)分識別，以期發(fā)現(xiàn)不同的消費類型所對應(yīng)的稅率調(diào)整的敏感性是否有所不同，以期為我國消費結(jié)構(gòu)的調(diào)整勾勒出更為清晰的影響路徑。

首先是非耐用消費，用Nondur來表示，參照對整體消費的構(gòu)造，本文分別構(gòu)建了5個模型，分別是面板模型和分別以Gov、CT、LT、CoT為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型，轉(zhuǎn)變函數(shù)中的自變量則分別包括了Gov，CT， LT以及CoT這四種形式，因此PSTR模型形式如下：

針對耐用品消費，用Dur來表示，也構(gòu)建如上5個模型，形式如下：

針對服務(wù)類消費，則用Service來表示，也構(gòu)建如上5個模型，形式如下：

4 實證分析

4.1 政府公共支出、稅收結(jié)構(gòu)對整體消費的影響

分別采用了LLC和ADF對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表2。

表2 面板數(shù)據(jù)模型的類型確定

在模型的選擇方面，因為省級數(shù)據(jù)已考慮了整體所有單位，不存在需估算未測到的樣本點，所以選擇固定效益模型（FE）比隨機效用模型（RE）更為合理。首先以模型1為依據(jù)，構(gòu)建個體固定效應(yīng)模型、時間固定效應(yīng)模型和個體時間雙固定模型，模型結(jié)果見表3。進一步分析，本文采用的是Baltagi和Li（2002）[22]的方法來檢驗固定效應(yīng)，其原假設(shè)為不存在固定效應(yīng)，使用卡方檢驗，對三個模型分別進行檢驗，發(fā)現(xiàn)個體固定效應(yīng)模型的卡方檢驗值為16.17，p值小于0.01，因此拒絕原假設(shè)，存在固定效應(yīng)。而時間固定模型的卡方檢驗值為3.16，p值超過0.05，因此說明不存在時間固定效應(yīng)。

表3 面板模型參數(shù)估計

根據(jù)表3的估計，政府公共支出的增加對提升整體消費增長率有促進作用，論證了上文提及的理論，即通過增加公共部門的支出，能夠擠出部分政府的投資行為。在產(chǎn)能過剩的情況下，通過調(diào)節(jié)公共支出的比例，能有效地提升居民消費增長率，提高社會福利，促進經(jīng)濟健康發(fā)展。通過理論和數(shù)值分析，若勞動力在生產(chǎn)函數(shù)中彈性系數(shù)過大，增加勞務(wù)稅率會對消費增長率有抑制作用，增加消費稅收對消費增長率亦起抑制作用。至于其余控制變量，人均GDP和消費信貸水平對促進消費增長都有正向作用，這亦說明居民對經(jīng)濟的預(yù)期會影響當(dāng)下的消費，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)定時居民傾向于多消費，經(jīng)濟衰退傾向于減少不必要的開支。消費信貸的正向作用說明其通過對消費者預(yù)算的平滑效應(yīng)增加了消費者當(dāng)期消費的欲望。而贍養(yǎng)比例過大則會抑制消費，說明人口結(jié)構(gòu)的老齡化會加大消費者的贍養(yǎng)壓力，從而減少消費欲望。

進一步對固定效應(yīng)面板模型進行非線性估計，先對參數(shù)變點檢驗，再構(gòu)建m=1時的模型，即轉(zhuǎn)換變量只有一個轉(zhuǎn)換點。參照之前設(shè)計的模型2、3、4、5，分別以政府公共支出、資本稅率、勞務(wù)稅率以及消費稅率作為轉(zhuǎn)換變量進行分析，參數(shù)估計結(jié)果見表4。

表4 整體消費增長率的PSTR參數(shù)估計

經(jīng)過LM（chisq）和LM（F）的模型檢驗，發(fā)現(xiàn)除模型5外其他模型均拒絕了原假設(shè)，說明除模型5以外均存在非線性關(guān)系。在m=1的情況下，模型2、3、4均沒有拒絕原假設(shè)，即不存在m=2的情況，具體結(jié)果由于篇幅有限省略。通過表4的參數(shù)估計結(jié)果，進一步分析政府公共支出與不同稅收結(jié)構(gòu)對整體消費增長的影響：

模型2的轉(zhuǎn)換變量是政府公共支出對數(shù)，其滑動區(qū)間在（0.0218,0.031]。圖3表示了lnGov，CT，LT，COT在滑動區(qū)間的分布以及轉(zhuǎn)換速度，圖3左上角顯示了政府公共支出在區(qū)間的轉(zhuǎn)換速度較慢，可發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)換函數(shù)的轉(zhuǎn)換速率最低，轉(zhuǎn)移函數(shù)的系數(shù)為-0.009，說明消費增長的加速度會因政府公共支出的增加而下降，即增加政府公共支出到了一定程度，對消費增長的促進效果有限，甚至可能使消費增長速度下降。因此，政府公共支出需要在合理范圍內(nèi)，且單純依靠政府公共支出難以穩(wěn)定地刺激消費。

圖3 轉(zhuǎn)換函數(shù)的散點圖

模型3的轉(zhuǎn)換變量是資本稅率，其滑動區(qū)間為（0.0494,0.113]。圖3右上角顯示了政府稅率在區(qū)間內(nèi)的轉(zhuǎn)換速度，其斜率參數(shù)為226.5，說明轉(zhuǎn)換速度較快，在位置參數(shù)0.032附近有顯著的躍遷。資本稅率是對非工資收入的高收入人群的稅收征管，因為提高稅率對消費行為的影響較弱，可通過支付轉(zhuǎn)移的方式，以福利形式加大社會保障。同時，資本稅率的轉(zhuǎn)移函數(shù)系數(shù)為負數(shù)，說明增加資本稅率能夠有效提升政府收入，進而促進經(jīng)濟增長和消費水平提升，但消費增長的加速度會因資本稅率提升而下降。當(dāng)資本稅率到0.07右側(cè)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值為1，即不會出現(xiàn)對消費增長的抑制作用，但進一步提升資本稅率對整體消費速度的提升沒有顯著作用。

模型4的轉(zhuǎn)換變量是勞務(wù)稅率，其滑動區(qū)間為（-0.137，-0.109]。圖3左下角顯示勞務(wù)稅率的轉(zhuǎn)換稅率，其斜率參數(shù)為1189,系數(shù)值大說明消費增長率在位置參數(shù)0.03附近的非線性關(guān)系類似門限模型，消費增長率在該位置參數(shù)附近反應(yīng)敏感。同時，勞務(wù)稅率的提升對消費增長有顯著的抑制作用，因為勞務(wù)稅率是消費者通過自身勞作獲得可支配資金的直接體現(xiàn)，提升勞務(wù)稅率對于消費者的可支配收入的影響是最明顯的。我國勞務(wù)稅收占總體稅收的比重較小，而其對消費增長的促進卻極為顯著。因此，合理地降低勞務(wù)稅率能為刺激消費增長提供有效的幫助。

消費稅不顯著，因為我國消費稅的征收模式是價內(nèi)征收，即消費者支付的是加上消費稅的價格，從而導(dǎo)致消費稅具有“隱性”特征。消費稅的價內(nèi)原因可能是消費稅率對消費增長不顯著的較好詮釋。①其他控制變量對消費增長率的影響和固定面板模型一致，篇幅有限，就不再冗述，讀者如果有需要可聯(lián)系作者。

4.2 政府公共支出、稅收結(jié)構(gòu)對非耐用品消費的影響

在表1描述性統(tǒng)計中，非耐用品消費的增速均值是最低的，說明非耐用消費在我國消費結(jié)構(gòu)中的比重一直在下降，耐用品消費以及服務(wù)消費的比重在不斷提高。進一步分析政府公共支出和稅收結(jié)構(gòu)對非耐用品消費增速的作用機制及路徑。①模型的選擇和檢驗都與上一小節(jié)一致，本文將省去模型比對檢驗過程的表述，讀者如果有需要可聯(lián)系作者。表5顯示了模型6的固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計以及模型7、8、9、10的PSTR模型的參數(shù)估計。

表5 非耐用品模型的參數(shù)估計

根據(jù)表5，發(fā)現(xiàn)只有勞務(wù)稅率具有非線性關(guān)系，LM檢驗說明其他轉(zhuǎn)換變量的非線性特征不顯著，因此模型7、9、10可以回歸為模型6的個體固定效應(yīng)面板模型。通過模型6的參數(shù)可得到以下結(jié)論：首先，對非耐用品消費而言，增加政府公共支出能在一定程度上促進消費增速的提升；第二，對資本征稅會相應(yīng)地擠出部分投資流向消費市場，能有效地促進消費水平增長；第三，提升勞務(wù)稅率則會抑制消費增速，勞務(wù)稅和我國居民可支配收入直接掛鉤，非耐用品消費的預(yù)算約束直接反映在當(dāng)期的非耐用品消費上。最后，在控制變量中，消費信貸對非耐用品消費的增速具有顯著的促進作用，撫養(yǎng)比例的提升會一定程度地抑制非耐用品的消費。通過分析模型8，轉(zhuǎn)換函數(shù)的系數(shù)為負，說明進一步提升勞務(wù)稅率會對非耐用品消費的增速有更強的抑制作用。從表1的描述性統(tǒng)計中，亦可發(fā)現(xiàn)非耐用品消費的標(biāo)準(zhǔn)差在消費類別中最小，說明其最具剛性，因此政府公共支出和稅收結(jié)構(gòu)對非耐用品消費的波動影響最小。

4.3 政府公共支出、稅收結(jié)構(gòu)對耐用品消費的影響

耐用品消費主要包括居住消費和家庭設(shè)備用品，我國居住消費的統(tǒng)計口徑在2013年有所變動，家庭自有住房租金折算被列入家庭財產(chǎn)凈收入，也被列入居住消費支出，居住消費占比從原先的10%以下增加到20%以上，我國住房自有率比重較高，在不計算自有住房租金折算的情況下，耐用品消費的比重偏低，而在納入自有住房租金折算后，使房價增長體現(xiàn)在居住消費中，使得耐用品消費快速增長。表6顯示了模型11的固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計以及模型12、13、14、15的PSTR模型的參數(shù)估計。

表6 耐用品模型的參數(shù)估計

根據(jù)表6顯示，對耐用品消費有非線性影響的變量是政府公共支出和資本稅率，而勞務(wù)稅率和消費稅率的影響不顯著。與非耐用品消費不同，耐用品消費在長期是彈性的，在短期內(nèi)缺乏彈性，即價格或居民收入對其短期影響較小，例如勞務(wù)稅率會即時影響居民收入，但對耐用品消費影響較小。而政府公共支出和資本稅率是通過長期消費彈性對耐用品消費產(chǎn)生影響，居民雖然短期內(nèi)沒有顯著感受，但長期可促進消費增長。表6中的模型12顯示，政府公共支出對耐用品消費有促進作用，加大公共支出可促進耐用品消費。模型13顯示，資本稅率的提升對耐用品消費增速亦具有促進作用。資本稅率的轉(zhuǎn)移函數(shù)系數(shù)為負數(shù)，說明增加稅率能有效提升政府收入，進而提升消費水平，但消費增長的速度會因稅率提升而下降，結(jié)果與模型3一致。模型14、15的非線性影響不顯著，與之前的整體消費水平和非耐用品消費水平相比，模型11中對外開放程度對耐用品消費增長有促進作用，因為耐用品消費有一部分是通過進口產(chǎn)品替代的，所以對外開放程度反應(yīng)了進口產(chǎn)品的替代度，亦說明消費者具有更多的選擇條件，對耐用品消費有一定的促進作用。

4.4 政府公共支出、稅收結(jié)構(gòu)對服務(wù)消費的影響

服務(wù)類消費包括文教娛樂、交通通信、醫(yī)療保健以及其他服務(wù)消費，這類消費比重的增加意味著消費模式由生產(chǎn)主導(dǎo)轉(zhuǎn)變?yōu)橄M主導(dǎo)，是經(jīng)濟進入后工業(yè)化的一種體現(xiàn)。當(dāng)生產(chǎn)主導(dǎo)消費的經(jīng)濟發(fā)展到一定程度，進入規(guī)模報酬遞減階段，若再不轉(zhuǎn)變消費模式，資本則被迫投資到效率較低的部門。這正是我國在進入結(jié)構(gòu)性改革前經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，服務(wù)類消費的爆發(fā)為經(jīng)濟增長提供新的部門，同時亦能通過文教、通信、醫(yī)療等服務(wù)提高人均勞動生產(chǎn)力，進一步促進經(jīng)濟增長。根據(jù)發(fā)達國家的消費結(jié)構(gòu)規(guī)律，消費升級可分為兩步，分別是非耐用品消費的比重下降和耐用品消費的比重上升，第二步是耐用品消費比重持平乃至下降，而服務(wù)消費占比進一步增加。我國現(xiàn)階段應(yīng)進一步提升服務(wù)消費的增長速率，表7顯示模型16的固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計以及模型17、18、19、20的PSTR模型的參數(shù)估計。

表7 服務(wù)消費模型的參數(shù)估計

根據(jù)表7顯示，對服務(wù)消費有非線性影響的變量為政府公共支出、資本稅率和勞務(wù)稅率，而消費稅率的影響不顯著。模型17顯示增加政府公共支出對服務(wù)消費具有擠入效應(yīng)。這是由于服務(wù)消費的特點，例如高鐵修建會提高交通服務(wù)消費等。一般而言，服務(wù)消費不具備運輸性和儲存性，當(dāng)產(chǎn)商因此無法提供服務(wù)消費時，政府增加支出使得服務(wù)的可供給性擴大，進而可刺激服務(wù)消費。模型18顯示，隨著資本稅率的增加，其對服務(wù)消費的作用由抑制轉(zhuǎn)為促進。模型19顯示，勞務(wù)稅率的提升對服務(wù)消費有明顯的抑制作用，但抑制作用隨著勞務(wù)稅率提升而下降。服務(wù)消費的收入彈性要高于一般商品，低收入人群的彈性大于高收入人群，而高收入人群被征收稅率高，因此隨著勞務(wù)稅率的增加，其對服務(wù)消費增速的抑制作用會有所下降。

5 結(jié)論及現(xiàn)實意義

當(dāng)前，因受到疫情反復(fù)、國際貿(mào)易等因素的沖擊，我國接觸性、聚集性消費經(jīng)濟復(fù)蘇較慢，服務(wù)行業(yè)、中小微企業(yè)、個體工商戶、居民就業(yè)等面臨新的挑戰(zhàn)。在解決消費品和服務(wù)價格相對較高、消費者消費能力和意愿相對較低、消費結(jié)構(gòu)不合理等問題時，稅費政策有較大的發(fā)揮空間，根據(jù)本文的理論模型和實證檢驗，可采取兩增兩降的策略。首先是增加政府公共支出，這刺激整體消費的同時，也可提升服務(wù)性消費的比重；其次是提升資本稅率，資本稅率的提升是對資本使用效率提出的更高要求，能將過剩的資本從低效部門擠出；第三是降低居民個人所得稅，這既可刺激整體消費，還可對非耐用品和服務(wù)消費有顯著促進作用；最后是降低增值稅，降低增值稅更多是短時調(diào)控，在長效機制中，增值稅的增減對于消費的影響微乎其微，但當(dāng)下較高生產(chǎn)成本使得下游制造業(yè)成本過高，適時地降低增值稅可有效地幫助下游企業(yè)走出困境。

面對需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱的三重壓力，必須統(tǒng)籌考慮經(jīng)濟社會發(fā)展和疫情防控現(xiàn)狀，更加精準(zhǔn)有效地實施定向調(diào)控和相機調(diào)控，增強稅費制度促進消費的系統(tǒng)性、科學(xué)性和可持續(xù)性，做到短期穩(wěn)增長、中期調(diào)結(jié)構(gòu)、長期高質(zhì)量發(fā)展，增強消費市場的信心和預(yù)期。在優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)方面，可以從消費端促進增值稅、所得稅、消費稅等多稅種形成合力，推動直接稅的結(jié)構(gòu)性減稅，減稅與退稅并舉。