稅收負擔城鄉居民消費門檻效應分析

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中國經濟發展已經進入新時代，由高速增長階段轉向高質量發展階段，消費已成為推動我國經濟增長的第一驅動力。消費最終由居民和政府承擔，其中居民消費是最終消費的主體，是拉動GDP增長的內生動力。我國擁有世界上人口最多的中等收入群體，2017年已經超過4億人［1］，中等收入群體是我國消費的主力軍，提高中等收入群體比重能有效擴大居民消費，促進經濟順利轉型。黨的報告第一次在中央文件中將“促進消費的體制機制”明確作為中國社會主義市場經濟體制發展的重要內容，提出要“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”。國務院也先后密集印發了《關于進一步擴大和升級消費持續釋放內需潛力的指導意見》（國發［2017］40號）等政策措施。這顯示，著力破除制約消費發展的體制機制障礙，推動居民尤其是中等收入居民群體消費升級已經上升為國家經濟政策的重要關切點和著力點。但我國居民消費和政府消費一直處于世界偏低水平，較高的稅負水平極大制約居民消費，如何發揮稅收作用促進中等收入居民群體消費升級，進而擴大全國內需，已成為稅收制度和政策改革的重要考量。本文基于稅收負擔的角度，利用門檻回歸模型，引入居民收入作為門檻變量，分析宏觀稅負、間接稅負及直接稅負對城鄉居民消費的非線性影響，進一步尋求稅收負擔對城鄉不同收入居民群體消費的影響規律，為我國實現消費驅動發展戰略，社會收入分配結構由“金字塔”型轉為穩定的“橄欖型”提供政策參考。

1文獻評述

國外學者關于財稅政策對居民消費影響的非線性效應研究中，不同學派觀點差異較大。Gia⁃vazzi發現在丹麥和愛爾蘭的財政緊縮期間其財政政策能促進私人消費，該發現極大挑戰了傳統凱恩斯理論［2］，隨后國外學術界對財政政策非線性進行了大量研究。Bertola從理論角度建立最優模型，認為財政支出能對居民消費產生非線性效應［3］。Amano研究發現個人消費在短期和長期存在較大的差異，并且財政支出對居民的消費也存在顯著性的非線性影響［4］。Wang實證研究財政消費性支出和投資性支出對居民消費的影響，發現政府消費性支出對居民消費產生了顯著的非線性效應［5］。Wis⁃sem使用門檻回歸模型分析財政政策對私人消費的影響，發現稅收收入一旦超過了臨界閥值便會產生非凱恩斯效應［6］。Goldin從稅收凸顯角度分析稅收對不同居民消費的影響，發現征收消費稅和銷售稅會顯著降低低收入人群對香煙的需求，對于高收入人群的卷煙消費卻不顯著［7］。我國學者關于財稅政策與居民消費之間非線性影響的研究中，如張明喜、王立勇、方紅生、儲德銀等研究了財政政策緊縮和擴張兩個時期的政策總效應對農村居民消費均產生顯著非凱恩斯效應［8-11］。徐斌基于相對收入假說理論，發現收入差距對東部和中西部地區消費影響效果存在較大的差異，財政支出對東部和中西部都產生顯著的非線性影響，但是東西部呈現“正U”形分布，而中部呈現相反的“倒U”形分布［12］。毛軍從財稅政策和收入差距的角度分析稅收負擔對居民消費存在非線性影響，研究表明非線性效應非常顯著［13］。許多學者從各個角度分析稅收政策對中國居民的消費影響，如洪源從民生財政收入切入，分析了在跨越“中等收入陷阱”約束下民生財政對居民消費的影響，運用居民收入作為門檻變量分析中國的財政收入對居民消費存在顯著的雙重門檻效應，并且呈現“先增后減”的“倒U型”的非線性效果［14］。王結玉認為應重點關注個人所得稅制對中等收入群體消費的影響，運用稅收政策努力提高中等收入群體比重，使低收入群體向高收入群體轉化［15］。國內學者關于城鄉居民稅收負擔的測算以及對居民消費影響的研究中，關于間接稅負擔的實證研究較多。聶海峰等認為間接稅負對居民收入調節具有重要的意義，應合理設置間接稅負比重，防止間接稅累退效應影響中低收入群體消費［16］。汪昊等發現農村居民的間接稅負大于城鎮居民，并測算出中國城鄉居民間接稅負擔均呈U型［17］。趙艾鳳等認為我國消費稅雖然對城鄉收入差距的調節效果有限，但是在2009年之后成品油消費稅成為影響消費稅分配效應的最主要因素［18］。楊森平等通過計算和比較間接稅后及稅前泰爾指數，發現間接稅對城鄉居民收入差距的影響以逆向調節為主，當前我國城鄉居民單位收入所承擔的實際間接稅差異是促使間接稅加大城鄉居民收入差距的最主要原因［19］。陳建東等研究發現消費稅在不同的時期對我國城鄉收入差距存在差異，在2000—2011年起到正向調節作用，然而在2012—2017年消費稅對我國城鄉收入差距卻轉為逆向調節［20］。許坤等利用廣義矩估計的面板向量自回歸模型對稅收負擔影響收入分配差距的機理進行了實證研究，結果表明稅收負擔并不直接影響收入分配差距，但能通過產業結構調整和政府投資間接影響收入在企業和居民部門間的分配［21］。國內也有部分學者研究了收入與居民消費以及居民消費升級等問題。韓玉萍等發現總收入及收入來源的不確定性對居民消費在地區上存在顯著差異，其中總收入不確性促進了東、西部農村居民消費，但抑制了中部消費［22］。李衛華從制度創新的角度研究了居民城鄉收入差距，提出居民工資性收入、居民財產凈收入和轉移凈收入的城鄉差距都很大［23］。陳浩等發現城鎮居民消費結構與收入階層存在較大的差異，低收入群體主要為生存型消費，中等收入群體體現為擴大發展型消費，而高收入群體主要表現為享受型消費趨勢，并且三種消費類型依次從低收入群體向高收入群體轉變［24］。綜上，國內外學者的研究成果為稅收負擔對居民消費的影響提供了許多重要的研究思路。但已有的研究大多從財稅政策或稅收負擔角度研究對居民消費的影響，或單獨研究城鄉居民消費問題，研究結果各不相同。本文將基于門檻回歸模型，以城鎮和農村居民收入作為門檻變量分析宏觀稅負、直接稅負以及間接稅負對城鄉居民消費的非線性影響。

2稅收負擔對居民消費的非線性門檻效應實證檢驗

2.1門檻模型的設定。本文借鑒Hansen靜態面板門檻回歸方法進行實證研究［25］。門檻回歸模型是指當經濟參數達到特定的數值后，引起另一個經濟參數發生結構性突變的計量研究方法，該方法以殘差平方和最小化為條件確定門檻值，并檢驗門檻值的顯著性，該方法克服了主觀設置架構突變所產生的偏誤。在進行靜態面板門檻模型估計時，首先需要對門檻值γ和模型變量參數估計值α進行估計，然后判斷門檻值是否顯著并對門檻值的置信區間進行估計?？梢苑譃橐韵滤膫€步驟進行檢驗：首先將任意γ0作為初始值賦予γ，并且在給定的門檻值下，利用普通最小二乘法估計模型的各個參數值以及對應的殘差平方和。然后以殘差平方和最小化s1(γ)值來獲得γ的估計值γ ̂=argminS1(γ)，從而找到最優門檻估計值。第一個假設檢驗的原假設為H0:α1=α2，備擇假設為H1:α1≠α2，通過構造F統計量F=[S]0-S1(γ) ̂σ ̂2來判斷門檻值是否顯著，其中S0為原假設的殘差平方和。第二個假設檢驗的原假設為H0:γ ̂1=γ0，備擇假設為H1:γ ̂1≠γ0，通過構造似然比函數LR=[S]1(γ)-S1(γ) ̂σ ̂2來檢驗門檻值是否等于真實值，由于統計量均不服從標準正態分布，因此運用自抽樣法（Bootstrap）來得到F檢驗的漸進分布和概率P值，以此來提高檢驗的顯著性。在通過第一個檢驗后，第二個檢驗也通過在10%的顯著性水平，表明靜態面板門檻模型存在雙門檻效應。由于我國的城鄉二元經濟結構的存在，分別建立稅收負擔對城鎮消費和農村消費的影響，本文擬考慮設定如下靜態面板門檻模型設定進行研究。式中：（1）和（2）分別表示三種稅收負擔對城鎮居民和農村居民的消費影響是否存在雙門檻效應模型組。其中下標i代表地區；t代表時間；czconsit表示城鎮人均消費；ncconsit表示農村人均消費；czincit表示城鎮人均可支配收入；ncincit表示農村人均可支配收入；I(•)為指標函數；Xit表示稅收負擔；γ1和γ2為待估測的門檻值；Zit表示外生控制變量；μi表示個體擾動項；εit表示隨機擾動項。2.2數據的來源與變量說明。本文選取全國31個省、直轄市、自治區（除港澳臺外）2002—2017年的省市面板數據作為數據樣本，本文涉及的原始數據來自《中國統計年鑒》《中國稅務年鑒》、EPS數據庫。31個省市的稅收數據含其所轄計劃單列市的數據（大連、寧波、廈門、青島、深圳）。為了消除價格指數的影響，所有的變量指標都以2002年為基期利用各省市居民消費價格指數進行平減（2002年=100），為了消除異方差和量綱的問題，所有的絕對數變量指標都進行對數化處理，以進一步增強數據的平穩性，具體數據見表1描述性統計。數據來源方面，模型的被解釋變量選取各地區的城鎮居民人均消費czconsit、農村居民人均消費ncconsit。解釋變量選取全國稅務部門分地區稅種的稅收合計占各地區GDP比重（宏觀稅負trit）；各省增值稅、消費稅、營業稅總和占各個地區GDP比重（間接稅負trjjit）；各省個人所得稅、企業所得稅占總各地區GDP比重（直接稅負trzjit）。門檻變量：城鎮居民人均收入czincit；農村居民人均收入ncincit?？刂谱兞浚撼青l收入差距變量cxgapit用i省份t年的城鄉人均收入比值來表示；人均國內生產總值變量pgdpit；民生支出zcczit用i省份t年的各地的教育支出、社會保障、醫療衛生等三個項目的總和表示；urbanit表示城鎮化，用i省份t年的城鎮人口占年末常住人口比重表示；教育eduit用i省份t年的高等教育在校人數表示；對外開放程度openit用i省份i年的進出口總量與GDP的比重來測算，各變量描述統計見表1。2.3門檻效果檢驗與門檻值估計。表2報告了分別以宏觀稅負、間接稅負和直接稅負為核心解釋變量，居民人均收入為門檻變量，居民消費為被解釋變量，分別對城鎮和農村進行了雙重門檻檢驗，采用自抽法（1000次）反復抽樣后模擬計算得到F值及伴隨概率P值門檻效應結果。實證結果表明，不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮和農村的居民消費都會產生單一門檻效果。對于城鎮居民而言，當宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時，城鎮居民人均收入對城鎮居民的人均消費通過了10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應。對于農村居民而言，只有當宏觀稅負為核心解釋變量時才通過10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應，當間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量時，農村的人均收入沒有對農村居民的消費產生雙重門檻效應。不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮和農村的居民消費而言都沒有產生三重門檻效應，于是本文將采用雙重門檻效應模型進行計量分析。當存在雙重門檻效應時，表3列出了具體門檻值以及門檻值的置信區間。對于城鎮居民消費而言，當分別以宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時存在相同的門檻值，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為9.6707（15846元）和10.0899（24098元）；當以直接稅負作為核心解釋變量時不存在第二門檻值。對于農村居民消費而言，當以宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為8.3851（4381元）和9.251（8982元），而以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量則不存在第二門檻值，因為只存在單一門檻效應。由于我國正處于中等收入階段，本文根據門檻模型測算出來的門檻數和門檻值，進一步可將城鎮人均可支配收入和農村人均可支配收入劃分為低等收入、中等收入和高收入三個階段。具體收入水平等級劃分見表4（以2002年價格）。2.4實證結果分析。門檻模型的變量具體估計結果見表5和表6。表5是對城鎮居民消費的變量的估計，對于城鎮居民消費而言：城鎮居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，宏觀稅負對城鎮居民消費的影響為負，彈性系數為-0.808，而城鎮居民人均可支配收入為15846~24098元之間時，宏觀稅負對城鎮居民的消費的影響迅速減少，彈性系數為-0.452，當城鎮居民人均可支配收入大于24098元時，宏觀稅負對城鎮居民的消費的影響變為-0.06，但是效果不顯著。CFPS數據的《中國民生發展報告2018》顯示，2016年頂端1%的家庭占有全國約1/3的財富，低端25%的家庭僅僅擁有社會財富的1%左右，高收入人群占比較少，所以無法帶動整體消費。宏觀稅負對高收入人群的影響效果不顯著，對中低收入群體產生顯著的抑制效果，因此，目前我國宏觀稅負不利于中低收入群體比重擴大以及消費升級。城鎮居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，間接稅負對城鎮居民的消費的影響效果為負，彈性系數為-1.010，而城鎮居民人均可支配收入在15846~24098元之間時，間接稅負對城鎮居民的消費的影響迅速增加，彈性系數為-1.215，當城鎮居民人均可支配收入大于24098元時，間接稅負對城鎮居民的消費的影響的彈性系數為-0.647。間接稅為主的稅制結構對居民的消費產生“收入效應”和“替代效應”影響了居民消費可支配收入的下降以及勞務商品的價格上升使得對居民的消費產生顯著的抑制作用，與此同時，間接稅的累退效應使中等收入群體擁有較大的稅負，阻礙了中等收入群體的消費。城鎮居民由低收入群體向高收入群體轉變的階段，隨著中等收入群體的擴大，城鎮居民的恩格爾系數和邊際消費傾向逐漸遞減，并且城鎮居民又擁有較高的儲蓄傾向，稅收負擔抑制效果逐漸變強。城鎮居民由中等收入群體向高收入群體轉變時，消費結構由中低檔轉向高檔使得勞務商品的價格對高收入群體影響較小，稅收負擔對城鎮居民高收入群體的消費抑制作用降低。表6輸出的結果為對農村居民消費的變量的估計。農村居民人均收入小于4381元時，宏觀稅負對居民的消費影響為負，彈性系數為-1.955，當農村居民人均可支配收入在4381~8982元時，彈性系數為-0.244，當農村居民人均可支配收入大于8982元時，宏觀稅負對農村居民的消費產生的影響變為正，彈性系數為0.368，通過了10%的顯著性檢驗。稅收負擔對農村居民消費擠出作用扭轉成擠入效應，稅收收入的增加使得政府可以將更多的稅收通過轉移支付重新分配到農村居民手中，居民的收入水平間接增加，從而購買力水平增強，政府的補貼能有效提升農村居民的消費。稅收的再分配效應從“政府偏向型”轉向“居民偏向型”在農村居民消費中得到良好的體現。以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量研究農村收入對農村消費的影響時，不存雙門檻效應，只存在單一門檻效應，但是也對消費產生較大的負向影響。此外，從表5和表6的控制變量來看，對于城鎮居民而言，城鎮收入差距對居民消費起到促進作用，不難發現城鎮收入差距大的地區往往經濟水平較高，這意味著高的收入預期與收入水平和低的失業率，使城鎮居民都具有較高的消費傾向，從而促進城鎮居民的消費。但是對于農村居民而言，雖然經濟水平較高的地區城鄉收入差距大，但是在全國物價水平大體接近的情況下，農村與城鎮的收入差距越大，越發抑制農村居民的消費。政府的民生財政支出對居民的消費都產生了促進作用，教育、醫療和社會保障等“大額剛性支出”間接增加了居民的可支配收入并能有效降低居民的儲蓄傾向，進而釋放居民預期消費。高等教育人數的增加對與城鎮和農村而言都起到了負向的抑制作用，原因在于畢業生剛剛步入社會，工資水平普遍較低，社會壓力競爭大，即使有較強的消費傾向，但沒有太大的消費能力。在對外開放程度方面，外需低迷，貿易摩擦不斷，依賴出口貿易的企業利潤持續下降，影響了企業的經營，也間接抑制了居民消費。城鎮化的提高有利于城鎮居民和農村居民的消費，并且擁有較高的系數，城鎮化有利于城鎮資源的有效配置及勞動生產水平的提高，并且可以為農村居民創造出比農業就業崗位更高增長率的工資收入，所以城鎮化對城鎮農村居民消費產生顯著的促進作用。

3結論與建議

3.1結論。對于城鎮居民消費而言，宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民收入對消費存在顯著的雙門檻擠出效應，但是對高收入群體的擠出效應不顯著；直接稅負沒有產生雙重門檻效應。間接稅負作為核心解釋變量時對居民消費存在“非線性”的雙重門檻效應，即在城鎮居民由低收入群體向中等收入群體跨越時，間接稅負對城鎮居民消費影響的抑制作用是增強的，中等收入群體比重的提升受到間接稅負的影響增大；在由中等收入群體向高收入群體跨越時，間接稅負對城鎮居民消費的抑制作用卻在減弱，表明間接稅負對高收入群體的影響較小，而高收入群體的邊際消費傾向比中等收入的邊際消費傾向低，所以間接稅負對我國提升中等收入群體比重的負向影響作用較大，不利于擴大中等收入群體規模。對于農村居民消費而言，宏觀稅負對低收入群體產生顯著的負向作用，隨著收入的增加，稅負對居民消費的影響出現扭轉態勢，在高收入群體出現正向的促進作用。稅收的增加帶來政府財政資金增加，通過轉移支付增加民生財政支出對農村居民消費產生顯著效果，并且由于農村收入水平較低，很少有居民達到個人所得稅起征點，如面臨征稅時，表明農村居民的收入已經得到很大的提升（但是與城鎮相比不是同等水平），工資增加的“收入效應”大于“稅收痛苦效應”。直接稅負和間接稅負對居民消費只存在單一門檻的擠出效應，不存在雙重門檻效應；由于我國城鄉二元經濟結構，農村的高收入水平相對于城鎮而言只是中等偏下水平。3.2建議。基于上述研究結論，我們提出以下稅收政策建議：第一，適當降低稅收負擔，進一步發揮稅收政策刺激居民消費的作用。以間接稅制為主的稅制結構不能有效發揮財稅政策調節居民收入進而使我國經濟平穩換擋，因此，應積極推進以間接稅為主的稅制結構向以直接稅為主的稅制結構轉變，并在直接稅中提高個人所得稅和財產稅的比重，從而減輕中低收入者的納稅負擔，縮小不同收入階層間居民差距，從而提升居民消費能力和消費意愿，減輕居民負擔和降低社會公眾的“稅收痛苦指數”。中等收入群體擁有較高的邊際消費傾向，所以擴大中等收入群體比重更有利于促進我國居民消費，構建我國居民消費需求增長的長效機制。第二，更加注重稅收政策對農村居民消費的再次分配作用。由于經濟的快速發展和城鄉二元經濟結構，使得城鄉收入差距變大，稅收政策對農村居民消費的影響很大，且即使處于農村高收入水平的人群也只相當于城鎮居民中低收入群體。因此，宏觀稅收的收入調節分配應更加注重對農村居民消費的再次分配，在減輕稅收負擔方面應對這部分人群進行相應的傾斜，并且在民生財政支出方面應給予農村居民包括醫療、教育及住房等方面的優惠來擴大居民消費，降低農村居民的預防性儲蓄，增加農村居民的可支配收入，提高農村居民的即期消費。加速推進低收入群體向中等收入群體轉變，提高中等收入人群的比例，形成“橄欖型”的社會收入分配形態，進而擴大內需，促進中國經濟平穩快速的高質量發展。

作者:溫桂榮 黃紀強 崔若男 潘彬 單位:湖南工商大學