個人所得稅調(diào)整對我國城鎮(zhèn)居民消費支出影響的實證分析

曹月玲

內(nèi)容摘要：本文針對個人所得稅免征額和稅負分別建立實證模型，以分析個人所得稅調(diào)整對我國城鎮(zhèn)居民消費支出的影響。結果表明：稅務免征額調(diào)整雖然促進了城鎮(zhèn)居民消費水平的提升，但促進效果不理想。通過實證模型發(fā)現(xiàn)，個人所得稅調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費水平影響較小，個人所得稅調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費水平影響不理想主要與個人所得稅體制有關。

關鍵詞：城鎮(zhèn)居民消費? ?免征額? ?個人所得稅? ?實證模型

引言

改革開放以來，我國社會生產(chǎn)力水平得到巨大提高，成為世界第二大經(jīng)濟體。雖然我國在經(jīng)濟體制改革上取得了巨大進步，但也存在許多問題。我國居民消費水平支出不足GDP總量的40%，而一些西方國家居民消費水平占GDP總量的60%。現(xiàn)階段我國居民收入增長速度與國家收入增長速度還存在一定差距，社會福利保障水平仍有待提升，不利于我國經(jīng)濟的未來發(fā)展以及經(jīng)濟體制的深化改革。

目前我國城鎮(zhèn)居民消費水平取決于自身收入，只有收入增長才能使消費水平提高。為此，我國政府出臺了一系列相關政策，其中對稅收政策的調(diào)控能夠有效促進城鎮(zhèn)居民消費水平實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。根據(jù)我國城鎮(zhèn)居民實際收入情況可知，我國目前大多數(shù)人口為中低水平收入，只有通過完善相關稅收制度擴大內(nèi)需，才能促進我國城鎮(zhèn)居民消費水平的提升，所以對個人所得稅進行調(diào)整是影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的重要政策。

針對城鎮(zhèn)居民消費水平與稅負之間的關系，我國眾多學者對都其進行了深入研究。其中部分學者研究我國稅收對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響，認為要想促進我國城鎮(zhèn)居民消費水平的提升，不僅要對稅收進行調(diào)整，還要與社會保障制度相互結合。還有部分學者通過研究發(fā)現(xiàn)，適當降低個人所得稅能夠發(fā)揮個人所得稅的公平效應。

因此，本文結合相關數(shù)據(jù)建立實證模型表達式，分析我國城鎮(zhèn)居民消費水平的影響因素，為提高我國居民消費水平、擴大內(nèi)需提供相關建議，以期為深化我國社會主義市場經(jīng)濟體制改革提供理論依據(jù)。

免征額調(diào)整對我國城鎮(zhèn)居民消費支出影響的實證分析

（一）模型構建與變量選取

根據(jù)個人所得稅的基本原理可知，我國消費主體為中低收入群體，對稅收免征額的設定和變動就是為了保證中低收入群體的可支配收入，只有這樣才能整體提高我國城鎮(zhèn)居民消費水平。為了驗證稅收免征額對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響，本文建立如表1所示的實證模型，并將其整理成公式為：

式中：Yt為t期城鎮(zhèn)居民人均消費支出;X1為人均可支配收入;X2為上一期城鎮(zhèn)居民人均消費支出;X3為城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù);X4為免征額;α1、α2、α3、α4為四個變量系數(shù);α0為其他因素;μ為變量誤差。由表1與上式可知，個人所得稅免征額的變動確實能夠影響城鎮(zhèn)居民可支配收入，但城鎮(zhèn)居民可支配收入除了受到免征額的影響，還受到城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)變動與城鎮(zhèn)居民個人習慣性消費的影響。其中對城鎮(zhèn)居民可支配收入起到最主要影響的就是免征額變動，所以設立稅收免征額就是保證中低群體消費，保證城鎮(zhèn)居民消費水平。

（二）數(shù)據(jù)分析與相關檢驗

偏相關分析。表2為城鎮(zhèn)居民各消費變量的偏相關分析。由表2可知，X1、X2、X3和X4分別代表實證模型公式中的四個變量，其偏相關系數(shù)均大于0.5，說明其與城鎮(zhèn)居民消費支出存在相關關系。此外，在偏相關分析中要將其中的P值與顯著性水平0.05相互比較，P值大于0.05說明兩個變量之間不存在明顯線性關系，P值小于0.05說明兩個變量之間存在明顯線性關系。由表2可知，X1、X2、X3和X4四個變量的P值均小于0.05，能夠進一步證實四個變量與城鎮(zhèn)居民消費水平存在緊密聯(lián)系。

回歸分析。只引入變量免征額X4。表3為稅收免征額對城鎮(zhèn)居民消費支出影響的回歸分析。由表3可知，稅收免征額與城鎮(zhèn)居民消費支出呈正相關，說明提高稅收免征額能夠促進城鎮(zhèn)居民消費支出的提升。這是因為提高稅收免征額，使中低收入群體減少稅收負擔，從而促進城鎮(zhèn)居民消費支出的提升。

引入虛擬變量的回歸分析。稅收免征額不是連續(xù)的，為了進一步分析免征額對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響，本文采用引入虛擬變量D1、D2和D3的方法進行分析，D1、D2與D3代表稅收免征額的三次變動并對建立的回歸模型采用對數(shù)形式。

表4為稅收免征額三次變動與城鎮(zhèn)居民消費水平的回歸分析。由表4可知，第一次和第三次免征額與城鎮(zhèn)居民消費水平呈正相關關系，說明提高稅收免征額能夠促進城鎮(zhèn)居民消費水平的提升。此外，從表4還可以看出，第二次免征額變動與城鎮(zhèn)居民消費水平?jīng)]有呈現(xiàn)正相關關系，但不能否定第二次免征額變動的作用，這是由于除了稅收免征額能夠影響城鎮(zhèn)居民消費水平，還有其他影響因素，比如人均可支配收入等，這些變量都能夠削減免征額對城鎮(zhèn)居民消費水平的正相關影響。其中第一次稅收免征額變動較大，能夠在很大程度上刺激城鎮(zhèn)居民消費水平的提升，而第三次除了提高稅收免征額，還調(diào)整了稅率，這也促進了城鎮(zhèn)居民消費水平的提升。此外，從表4中還可以看出，第一次與第三次免征額變動對城鎮(zhèn)居民消費水平的促進效果并不是很理想。

稅負調(diào)整對我國城鎮(zhèn)居民消費支出影響的實證分析

（一）模型構建與變量選取

為了更精確的反映我國城鎮(zhèn)居民整體消費水平，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值即GDP和個人所得稅收入兩個變量。這是由于國內(nèi)生產(chǎn)總值代表著一個國家的經(jīng)濟發(fā)展，而且個人所得稅收入均來自于城鎮(zhèn)居民。為此，本文建立如表5所示的實例模型，并根據(jù)表5整理公式為：

式中，Y為城鎮(zhèn)居民消費支出;X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值;X2為個人所得稅收入;X3為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入;β1、β2、β3為變量系數(shù);β0為其他因素;η為誤差。

（二）數(shù)據(jù)分析與相關檢驗

將經(jīng)濟學中有關時間序列的問題利用計量學的方法分析，需要保證時間序列中每個變量的平穩(wěn)變化，如果序列中變量不平穩(wěn)，那么就無法對數(shù)據(jù)建立實證模型，即無法進行回歸分析。在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中，時間序列不可能保證都是平穩(wěn)變化，為了要使序列平穩(wěn)變化就要對變量采用差分法消除單位根進行協(xié)整分析。通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)，雖然時間序列中有部分變量不是平穩(wěn)變化的，但是從整體來看，其變化又是平穩(wěn)的，在經(jīng)濟學中將這種關系叫做協(xié)整關系。本文通過協(xié)整方法能夠準確計算出國民生產(chǎn)總值、個人所得稅收以及城鎮(zhèn)居民消費支出的動態(tài)變化與關系。

ADF單位根檢驗。將變量單位根數(shù)值（ADF）與5%顯著性水平臨界值相互比較，如果ADF值小于臨界值，則說明通過平穩(wěn)性檢驗，如果ADF值大于臨界值，則不能通過平穩(wěn)性檢驗，就需要將數(shù)值進行差分。表6為變量單位根檢驗（ADF）結果。從表6中可知，LNX2的ADF值通過了平穩(wěn)檢驗，LNX1經(jīng)過一階差分后通過了平穩(wěn)檢驗，而LNX3經(jīng)過二階差分后才通過了平穩(wěn)性檢驗。

協(xié)整檢驗。表7為變量協(xié)整檢驗。由表7可知，None*的P值為0.000，說明在顯著性水平為5%的情況下，其可以至少有一個協(xié)整向量;而At most 1*的P值為0.005，說明在顯著性水平為5%的情況下，其可以有兩個或者兩個以上的協(xié)整向量;而At most 2*和At most 3*說明可以有四個或者四個以上協(xié)整向量。將四個協(xié)整向量整理得到協(xié)整方程為：

由協(xié)整方程可知，LNX1、LNX2與LNX3的系數(shù)均為正，并且對居民消費支出的影響最大的是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，其次是國內(nèi)生產(chǎn)總值，影響最小的是個人所得稅收入。

誤差修正模型。上文只是分析各經(jīng)濟變量間的長期變化規(guī)律，而不能反映短期經(jīng)濟變量間的變化關系，雖然從長期變化來看，短期中各經(jīng)濟變量的變化也應遵循一樣的變化規(guī)律，但是各經(jīng)濟變量在短期內(nèi)也存在獨有的動態(tài)變化。因此，本文還通過誤差修正檢驗（ECM）分析各經(jīng)濟變量在短期內(nèi)的動態(tài)變化。根據(jù)之前對LNY、LNX1、LNX2與LNX3的分析，得出幾個變量之間在長期均衡關系，通過這種變化本文總結得到殘差序列，通過殘差序列建立誤差修正模型。

根據(jù)上述協(xié)整方程整理得到殘差序列如下：

通過誤差修正模型可知，誤差修正項ECM的系數(shù)為-0.592377，表示長期變化對短期變動所作出的調(diào)整，即要將其以59.24%的力度才能夠將短期變動調(diào)整到長期穩(wěn)定的變化中。此外，從上述誤差修正模型中可知，短期內(nèi)城鎮(zhèn)居民個人所得稅對居民消費的促進作用也不夠明顯。

從以上實證模型分析中可知，通過調(diào)整個人所得稅，對城鎮(zhèn)居民消費的影響較小，但不能夠因此忽略個人所得稅對城鎮(zhèn)居民消費的影響中起到的作用。根據(jù)之前的理論可知，城鎮(zhèn)居民可支配收入影響城鎮(zhèn)居民消費水平，而個人所得稅的多少直接影響城鎮(zhèn)居民可支配收入，所以個人所得稅在評估居民消費水平中起到了不可替代的作用。但實證模型中個人所得稅對城鎮(zhèn)居民消費水平影響較小，這主要與個人所得稅體制有很大關系，弱化了個人所得稅所應有的功能。

結論與建議

本文就個人所得稅調(diào)整對我國城鎮(zhèn)居民消費支出造成的影響進行實證分析，得出如下結論：第一次和第三次稅收免征額調(diào)整雖然促進了城鎮(zhèn)居民消費水平的提升，但促進效果不理想;個人所得稅調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費水平影響較小;個人所得稅調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費水平影響不明顯，主要跟個人所得稅體制有直接關系。

因此，為了提高我國城鎮(zhèn)居民消費水平，首先，基于物價水平的持續(xù)上漲，需要對免征額進行動態(tài)調(diào)整，減輕中低收入人群的消費壓力，避免其過度壓縮消費支出，從而導致社會整體消費水平下降。例如，2018年我國個稅免征額標準提至5000元，勢必能夠在一定程度上刺激居民消費。其次，擴大級距，減少稅率檔次，降低邊際稅率，降低中低收入群體稅負，增加高收入群體稅負，從而充分發(fā)揮個稅調(diào)節(jié)效應，刺激居民消費。例如，2018年新稅法擴大了3%、10%、20%三檔低稅率的級距，縮小了25%稅率的級距，30%、35%、45%三檔較高稅率級距不變，有效降低了中低收入者稅負，對于挖掘中低收入者的消費潛力具有重要意義。

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