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会员注册关键词：税收政策，税制改革，居民消费
一、引言
自1997年亚洲金融危机之后，中国的居民消费，尤其是一般性居民消费(非奢侈品消费)不足问题就浮出水面，2008年的全球性金融危机，使得这一问题更加凸显。扩大内需作为中国经济发展方式转变的一个核心内容，越来越受到居民消费需求不足的制约。1985年以来，我国居民消费占GDP的比重由51.99%降低到2010年的37.3%，但居民消费增长缓慢的格局尚未改变。影响居民消费的因素有很多，除居民收入、利率、价格水平、收入分配等因素外，税收政策也被普遍认为是影响居民消费最主动、最有效的制度因素。
国内外学者关于税收政策对居民消费影响的研究，大都是从税收影响居民收入水平从而影响消费水平的角度进行分析，并把研究主要集中在问题和措施方面，而从主要税种入手分析其对居民消费影响的文献较少。本文运用最新的统计数据，根据不同税种对居民消费的影响程度进行实证分析，期望得到税收政策对居民消费影响的实证结论。
二、我国税收收入对居民消费影响的实证分析
鉴于1994年税制改革之后税收的统计标准与以前不同，数据采集就从这一时点开始。观察1994年以来我国居民消费和税收收入绝对数与相对值的变化情况，对我国税收收入与居民消费关系做出直观判断，并在此基础上分析包括流转税、企业所得税、个人所得税和房产税在内的主要税种(类)对居民消费的影响。在实证分析时选取流转税类而不是选取包括营业税、增值税、关税和消费税在内的单个税种，是因为其共同的商品税属性，并且作为一个整体，构成了我国税收的主体，也是影响居民消费的最主要税类：企业所得税和个人所得税对居民消费具有不同的影响渠道，在我国税制中具有重要的地位，宜分别分析；房产税作为财产税制的先行税种，对未来中国税制影响深远，宜作单独考察。
(一)对我国税收收入与居民消费关系的直观判断。
当我们从税收收入和居民消费的绝对规模入手分析时会发现，税收收入和居民消费的绝对量是逐年上升的，且看不出居民消费绝对额的增长和税收收入绝对量增长之间的挤出或挤入。但从税收收入和居民消费环比增长率比较和两者占GDP的比重两个相对指标来衡量，就可以发现两个特点：一是尽管居民消费和税收收入均保持绝对增长，但1997年之后，税收收入的增长率大于居民消费的增长率是个常态，即使在减税和财政增支的2009年也是如此。二是税收收入和居民消费占GDP的比重存在一个此消彼长的关系。1997年之后税收收入占GDP的比重逐渐由10.43%上升到2010年的17.48%,而居民消费占GDP的比重却由1997年的46.75%下降到2010年的35.57%。这两个特点直观的告诉我们，我国税收收入对居民消费应该有一个挤出效应。但是否具有挤出或者挤入效应，以及挤出挤入的程度如何，还需要做进一步验证。
(二)我国税收收入对居民消费影响的计量经济分析。
前面的分析我们可以得出税收收入对居民消费应该有挤出效应，但不同税种(类)对居民消费的影响情况应该不同，本文利用Eviews6.0软件包做进一步的实证分析。我们在进行协整检验并建立误差修正模型的基础上，分析主要税种(类)对居民消费的长期和短期影响。
1.计量模型的构建、数据的选取及平稳性检验。
根据研究的需要，本文建立主要税种对居民消费的影响的模型：
Lpct＝β0+Lttt+Lpitt+Lcitt+Lptt+εt
其中pc表示居民消费，tt、pit、cit、pt分别表示流转税、个人所得税、企业所得税、房产税。本文分析所使用的数据来源于《中国统计年鉴(2011)》和《新中国50年统计资料汇编》以及国家税务总局网站。居民消费的数据使用支出法国内生产总值结构中的居民消费跟当年GDP比值的对数，主要税种的数据长度为1994～2010年。为了消除时间序列中存在的异方差现象，本文选取的数据经过了自然对数的变换。
2.计量方法说明。
为了保证1994～2010年时间序列数据的平稳性，本文首先用ADF单位根检验法对各序列进行单位根检验，对非平稳的变量进行处理使之成为平稳的时间序列。如果变量是同阶单整的非平稳时间序列，则满足协整检验的前提，可以对相关变量进行协整检验，以确定主要税种对居民消费的长期均衡关系，同时，运用误差修正模型分析主要税种对居民消费的短期效应。
3.ADF单位根检验。
本文采用Augmented Dickey-Fuller(以下简称为ADF)检验法对各个变量时间序列进行单位根检验。在检验居民消费与主要税种(类)的协整关系之前，需要检验变量的平稳性。如果各变量的时间序列是平稳的，则不需要进行协整检验；如果各变量是非平稳的，则需要进行协整检验，以避免出现伪回归错误。
在利用ADF单位根检验法检验各个变量的平稳性时，发现各序列在一个偏离0的位置随机变动，所以在检验时添加了常数项：另外各序列的波动趋势大致是随时间变化而变化的，所以在检验时也要加入趋势项。EVIEWS软件计算结果显示，在5%显著性水平下，各序列均是非平稳序列；我们继续对原序列、一阶差分形式和二阶差分形式进行检验，进一步检验各序列差分序列的平稳性，检验结果见表1。
由表1可知，各变量水平序列都是非平稳的，经过二阶差分后都变为平稳序列，可以采用协整关系检验进行相关分析。
4.主要税种(类)对居民消费的长期效应。
经过对各数据进行的单位根检验，确认各变量序列是二阶单整的，满足协整检验的前提。基于回归残差的E-G两步法对以上变量进行协整检验，得出et是平稳序列。所以，居民消费、流转税、企业所得税、个人所得税、房产税数据序列具有长期均衡的协整关系。
表1 取自1994～2010年各变量的单位根检验结果
| 变量 | ADF | 5%的临界值 | 检验类型(C T K) | 结论 |
| LPC | -1.987811 | -3.791172 | C T 1 | 非平稳 |
| LTT | -0.188568 | -3.759743 | C T 0 | 非平稳 |
| LCIT | -3.125867 | -3.791172 | C T 1 | 非平稳 |
| LPTT | -0.459098 | -3.759743 | C T 0 | 非平稳 |
| LPT | -1.148410 | -3.828975 | C T 2 | 非平稳 |
| DLPC | -2.210214 | -3.098896 | C N 0 | 非平稳 |
| DLTT | -2.327788 | -3.098896 | C N 0 | 非平稳 |
| DLCIT | -2.970516 | -3.119910 | C N 1 | 非平稳 |
| DLPIT | -2.613955 | -3.791172 | C T 0 | 非平稳 |
| D2LPC | -3.023646 | -1.970978 | N N 0 | 平稳 |
| D2LTT | -4.422122 | -1.970978 | N N 0 | 平稳 |
| D2LCIT | -4.354222 | -1.970978 | N N 0 | 平稳 |
| D2LPIT | -3.759608 | -1.970978 | N N 0 | 平稳 |
| D2LPT | -4.477455 | -1.974028 | N N 1 | 平稳 |
注：ADF检验形式CTK中C和T表示带有常数项和趋势项；N表示无常数项或无趋势项：K为滞后阶数，由SIC和AIC准则确定；△表示一阶差分算子。
通过对居民消费和主要税种的协整回归得出：
Lpct=0.203927Lttt+0.162585Lpitt-0.435965Lcitt-0.323441Lptt-1.417457+et
(1.631377) (1.853196) (-5.962926) (-1.546183) (-3.202211)
R2=0.923682
2=基于长期均衡模型分析，主要税种(类)中，公司所得税和房产税对居民消费的影响是负向的。也就是说，从长期看，公司所得税和房产税对居民消费是挤出的，公司所得税占比每增加1%，居民消费就减少0.44%，房产税占比每增加1%，居民消费率就减少0.32%：流转税和个人所得税在长期则能促进居民消费，对居民消费有正向效应，即流转税每增加1%，居民消费就增加0.20%，个人所得税每增加1%，居民消费就增加0.16%。这与以往我们认为的个人所得税减少居民消费的观念相反。
5.主要税种(类)对居民消费的短期效应。
以上得到的是变量间的长期稳定的均衡关系，而这种长期稳定的均衡关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。这就需要建立误差修正模型来说明短期效应。
由上文的均衡方程得残差序列：
et=Lpct-0.203927Lttt-0.162585Lpitt+0.435965Lcitt+0.323441Lptt+1.417457
即误差修正项为：
ECMt=Lpct-0.203927Lttt,-0.162585Lpitt+0.435965Lcitt+0.323441Lptt+1.417457
建立误差修正模型：
ΔLpc=β0+αECMt-1+βtΔLttt+β2ΔLpitt+β3ΔLcit+β4ΔLptt+εt
根据变量数据运用EVIEWS软件得到：
ΔLpct=-0.012937-0.092191ΔLcitt+0.122808ΔLpitt+0.060749ΔLptt-0.049301ΔLttt-0.266543ΔEcmt-1
(-4.194468) (-1.390355) (2.882662) (0.558536) (-0.615636) (-1.673863)
R2=0.735303
2=0.588249 DW=括号内的值为对应系数的t统计值.在此误差修正模型中，ΔLtt、ΔLpt的系数的统计不显著，故剔除ΔLtt、ΔLpt项，再次估计得到：
ΔLpct=-0.011939-0.128049ΔLcitt+0.137382ΔLpitt-0.318153ΔEcmt-1
(-4.964207) (-3.947831) (4.437220) (-2.469451)
R2=0.722165
2=0.646392 DW=在上面的误差修正模型中，差分项反映了短期波动的影响，误差修正项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。误差修正模型中误差修正项ECM系数为负，符合反向修正机制，其值为0.318153，表明短线波动偏离长期均衡时，存在反向调整机制，并以31.82%的调整力度将短期非均衡状态拉回到均衡状态。
显然，短期内流转税和房产税对居民消费的影响是不显著的。企业所得税在短期抑制了居民消费，个人所得税在短期促进了居民的消费。Lcit的差分项的系数为-0.120849，表明短期内企业所得税占比的变化对居民消费率的影响是负的，企业所得税占比每增加1%，居民消费率就会减少12.0849%，企业所得税对居民消费在短期是挤出的。Lpit的差分项的系数为0.137382，表明在短期个人所得税促进了居民消费，个人所得税占GDP的比重每增加1%，居民消费率增加13.73382%.个人所得税对居民消费在短期是挤入的。
三、结论与政策建议
第一，企业所得税无论是在短期还是在长期，都对居民消费产生了不利影响。这样的结论可以解释为，1994年以来的企业所得税收入增长，是建立在低劳动力成本基础上的应纳税所得的快速增加，较高的企业所得税率也抑制了企业的积累和再生产的扩大，进一步限制了劳动者收入的合理增长。所以，从促使居民消费提高的角度看，降低企业所得税率是一个必选项，不仅是一个短期行为，更应该成为一种长期趋势。
第二，流转税在长期内促进消费增长，短期内对消费的影响不显著。流转税作为我国税制中的主体税类，其显著特点是税负具有很强的可转嫁性，消费者负担了流转税的大部分，其之所以在长期内促进了消费，是与1994年以来我国流转税在税收收入中比重逐渐降低有关。短期内对消费的影响不显著，是因为2008年增值税改革之后趋于稳定，关税改革系结构性调整，营业税制改革尚未实施，消费税改革对普通消费者影响不大。从消费增长的角度看，下一步的流转税制改革应从以下几个方面着手：一是继续推进结构性减税，逐渐降低流转税比重。二是深化增值税改革，减轻消费者增值税负担。三是加速推进营业税、增值税一体化改革，促进服务业尤其是现代服务业发展，达到以就业促消费的目标。四是消费税改革更加注重收入分配和资源环境因素，减轻普通消费者的税收负担。五是关税改革应妥善处理进出口增长的平衡，逐渐改变居民境外消费比境内消费更经济的局面。
第三，个人所得税无论是在长期还是在短期，均促进了居民消费，这与一般人的认知截然相反。其实这是与我国个人所得税免征额逐渐提高有关，其具有的“劫富济贫”的功能正逐步显现。这为个人所得税的改革提供了一个方向，个人所得税可以在缩小收入差距方面发挥更大作用。个人所得税改革在短期内应根据通货膨胀和居民收入增长情况适时继续提高免征额，降低税率，拓宽税基。从长期来看，逐步建立分类与综合征收相结合的现代个人所得税制，增强其调节收入分配的功能，并通过个人所得税在整个税收收入中比重的提高，增强整个税制的收入分配功能。
第四，房产税在长期挤出了居民消费，在短期则对居民消费无明显的影响。中国所规定的房地产交易所得税，是针对盈利部分收取20%的个人所得税，或者按照交易总金额的1%缴税。这样的房产税制虽有利于筹集财政收入，但从价计征与从租计征并存，税负过重，确实影响了居民的消费能力，同时也没能发挥作为财产税应该具备的财产收入调节作用。房产税制改革应该在试点的基础上，在财产税制建设的框架内尽快推开。
参考文献
[1]Tsung-wu Ho. Cointegration, The Government Spending and Private consumption: a panel integration analysis [J].International Review of Economics and Finance, 2001(10):95-108.
[2]郑幼锋.促进消费的税收政策研究[J].税务研究，2009(5).