試論個人所得稅“地鎮(zhèn)居民收入與消費關(guān)系實證研究

1、<p>　　試論個人所得稅“地鎮(zhèn)居民收入與消費關(guān)系實證研究</p><p>　　[摘要]運用動態(tài)計量方法對個人所得稅和城鎮(zhèn)居民收入對城鎮(zhèn)居民消費的影響進(jìn)行的實證分析表明：長期來看收入是影響城鎮(zhèn)居民消費行為的主要因素，但由于平滑消費傾向、收支預(yù)期的不確定性，在短期城鎮(zhèn)居民收入增加對消費的促進(jìn)作用較??；在現(xiàn)階段，由于個稅相對規(guī)模、征收范圍、征收率、納稅方式的制約，個人所得稅并未真正成為制約城鎮(zhèn)居民消費的因素

2、；在長期城鎮(zhèn)居民消費表現(xiàn)出“棘輪效應(yīng)”。 </p><p>　　[關(guān)鍵詞]城鎮(zhèn)居民消費；個人所得稅；城鎮(zhèn)居民收入；協(xié)整 </p><p>　　20世紀(jì)90年代以來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速增長，城鎮(zhèn)居民的收入水平和消費水平也保持了持續(xù)增長，但居民消費增長卻遠(yuǎn)低于居民收入的增長，平均消費傾向由1993年的0.82下降至2007年的0.67，同期城鄉(xiāng)居民儲蓄卻以每年20％左右的速度高速增長；與此同時

3、，最終消費占GDP的份額由1993年的59.3％下降到2006年的46.9％，消費需求不足，對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)偏低且不斷下降。而自1993年建立新的個人所得稅稅制之后，我國個人所得稅年均增速35.2％，個稅收入從1993年的46.82億元增加到2007年的3185億元，穩(wěn)居第四大稅種；個人所得稅的增加必然減少城鎮(zhèn)居民的可支配收入。個人所得稅的超居民收入增長是否會改變城鎮(zhèn)居民的消費選擇和消費行為，降低居民的消費傾向，從而抑制城鎮(zhèn)居民消費和需

4、求驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)增長模式的形成?為此，將收入和個人所得稅納入同一框架來研究其對城鎮(zhèn)居民消費的長期影響就顯得十分必要。 </p><p>　　一、居民收入和個稅對城鎮(zhèn)居民消費的影響 </p><p>　　收入是影響消費的主要因素，在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有許多經(jīng)典理論成果。凱恩斯(Keynes，1936)認(rèn)為消費隨收入的增加而增加，但消費的增量小于收入的增量，即絕對收入假說。其后在絕對收入假說基礎(chǔ)上，杜森

5、貝里(Desenberry，J.S.，1949)指出消費者的當(dāng)期消費會受到自己過去的消費習(xí)慣以及周圍消費水平的影響，即消費的“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”，人們當(dāng)期消費是相對地決定的，消費和收入在長期內(nèi)保持個相對固定比率，這便是著名的相對收入假說。持久收入一生命周期理論(簡稱LC-PIH)從跨時效用最大化原則出發(fā)揭示了消費者在生命周期中平滑其消費的動機，即在收入高的年份進(jìn)行儲蓄，在收入低的年份借貸或花費儲蓄。里蘭德(Leland，H.E.，

6、1968)的預(yù)防性儲蓄消費理論認(rèn)為當(dāng)未來收入不確定時，消費者將變得謹(jǐn)慎，用增加儲蓄的辦法來預(yù)防收入不確定帶來的風(fēng)險。迪頓(Deaton，A.，1991)的流動性約束消費理論認(rèn)為流動性約束會增加儲蓄、減少消費，不論流動性約束何時發(fā)生，它都會使一個人的消費比他想要的消費少。基于西方經(jīng)典消費理論，國內(nèi)研究者對我國地區(qū)和全國范圍內(nèi)的城鎮(zhèn)居民收入和消費的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究，</p><p>　　經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為個人所得稅是影響消

7、費的因素之一，征收個人所得稅使城鎮(zhèn)居民可支配收入減少，在商品市場價格不變下，使消費者預(yù)算線向原點平移，若商品均為正常商品，則消費者減少所有商品的消費量，這些商品消費支出減少的比例可能不同；而若在城鎮(zhèn)居民的消費集內(nèi)的一些商品對消費者而言是低檔商品，那么因征收個稅而使消費者收入下降時，消費者則可能是減少正常商品消費而增加低檔商品的消費；換言之，由于存在收入變動的收入效應(yīng)和價格效應(yīng)，當(dāng)征收個人所得稅使個人可支配收入減少時，消費者總支出會相應(yīng)減

8、少，而消費者消費集中各商品消費變動的幅度和方向卻存在著差異。圖1展示了收入變動和征收個人所得稅對城鎮(zhèn)居民一般商品(正常商品)消費的影響。城鎮(zhèn)居民初始預(yù)算線為A0B0，無差異曲線為D0，最優(yōu)消費組合為E0，消費者的收入增加△R預(yù)算線向外平移到A1B1，達(dá)到個稅征收標(biāo)準(zhǔn)，繳納個人所得稅T使可支配收入減少，預(yù)算線向內(nèi)平移至A2B2，與無差異曲線D2相切于E2，此時商品X、Y稅后最優(yōu)消費量小于無個人所得稅條件下的最優(yōu)消費組合E1中的消費量，商品

9、X、Y的消費量及支出減少幅度，取決于消費者的偏好和商品X、Y自身特征，即收入變動的收入效應(yīng)和</p><p><b>　　二、實證研究 </b></p><p>　　(一)數(shù)據(jù)及平穩(wěn)性檢驗 </p><p>　　本文實證研究數(shù)據(jù)自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國稅務(wù)年鑒》1993～2007各年及《2007年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》整理而來。城鎮(zhèn)居民

10、消費水平以城鎮(zhèn)居民人均消費支出表示，城鎮(zhèn)居民收入用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示，個人所得稅為全國個人所得稅總額(單位：億元)，為消除可能的異方差性分別對三時間序列取自然對數(shù)，分別以LC、LDI、LT表示。在檢驗收入、個人所得稅和城鎮(zhèn)居民消費關(guān)系之前，需要檢查變量的平穩(wěn)性，否則就可能出現(xiàn)偽回歸錯誤。檢驗平穩(wěn)性的常用方法是單位根檢驗，常用的單位根檢驗方法是ADF檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test)。用ADF單位根檢

11、驗方法檢驗三變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表1。由檢驗可知二時間序列也都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以是一階單整序列I(1)。本文所使用的軟件都是Eviews 6.0。 </p><p>　　(二)協(xié)整檢驗與協(xié)整方程 </p><p>　　如前，本文所涉及的變量都是一階單整的。如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映了所研究變量之間存在的一種長

12、期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對于服從I(1)過程的變量的協(xié)整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG兩步法；另一種是基于回歸系數(shù)的Johansen檢驗。EG兩步法易于計算，早期被廣泛采用，但其缺點是在小樣本下，參數(shù)估計的誤差較大，并且當(dāng)變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個“協(xié)整”關(guān)系，其分析結(jié)果不易解釋；而Johansen針對上述問題提出了極大似然估計法(MLE)，優(yōu)于EG兩步法。由于本文研究變量超過兩個，樣本量也相 對有限，所

13、以這里本文采用后者進(jìn)行分析。 </p><p>　　在運用Johansen協(xié)整分析方法來檢驗城鎮(zhèn)居民可支配收入(LDI)、個人所得稅(LT)和城鎮(zhèn)居民消費(LC)之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前，需要先根據(jù)無約束的VAR模型確定最優(yōu)滯后期。由于VAR模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關(guān)鍵條件，而且隨著滯后期增長模型穩(wěn)定性越差，所以當(dāng)VAR模型不符合穩(wěn)定條件時的前推一期為最長滯后期，然后根據(jù)殘差檢驗逐期剔除不顯著模型，通過殘差自

14、相關(guān)、正態(tài)性、異方差性檢驗的模型為最終模型。依據(jù)上述思路，當(dāng)滯后期為3時VAR模型穩(wěn)定性條件不滿足，比較滯后1期到2期VAR模型殘差自相關(guān)、正態(tài)性和異方差性檢驗，最終確定最優(yōu)滯后期為1期(檢驗結(jié)果如表2)。用AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則、FPE最終預(yù)測誤差方法以及LR統(tǒng)計量標(biāo)準(zhǔn)來選擇可以得出最優(yōu)滯后期為1的一致結(jié)果。協(xié)整檢驗實際上是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該VAR模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期

15、。 </p><p>　　如表3，協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，在1％的顯著水平上，變量之間僅有1個協(xié)整關(guān)系，估計出的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式為： </p><p>　　EC1=LCt+0.05404LTt-0.807034LDIt-0.024139@Trent-1.597067　(1) </p><p>　　(0.01704)　(0.04407)　(0.00486) <

16、/p><p>　　[3.17102]　[-18.3125]　[-4.96648] </p><p>　　上式所示協(xié)整系數(shù)下小括號內(nèi)數(shù)字為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差，中括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，表明各個變量在協(xié)整關(guān)系中顯著，(1)式可以寫做LCt=1.597067-0.05404LTt+0.807034LDIt+0.024139@Trend。由協(xié)整關(guān)系式可知，就長期而言，收入是影響城鎮(zhèn)居民消費的決定因素，城鎮(zhèn)居民可支

17、配收入每增加1個百分點，城鎮(zhèn)居民的消費將增長0.81個百分點；長期中個人所得稅對城鎮(zhèn)居民消費具有制約作用，但影響微弱，個人所得稅每提高1個百分點，城鎮(zhèn)居民消費將降低0.054個百分點，在我國個人所得稅并不是影響居民消費決策的重要因素。上述結(jié)論是基于協(xié)整檢驗得出的初步分析結(jié)果，有待于結(jié)合其它方法進(jìn)一步驗證分析。 </p><p>　　(三)Granger因果檢驗和脈沖響應(yīng)分析 </p><p&g

18、t;　　協(xié)整檢驗結(jié)果證明個人所得稅、收入與城鎮(zhèn)居民消費之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗證。為了檢驗個人所得稅及收入對城鎮(zhèn)居民消費的長期因果關(guān)系，我們采取基于VAR模型的Granger因果檢驗進(jìn)行檢驗。由于格蘭杰因果檢驗結(jié)果對滯后期的長度的變化比較敏感，因此應(yīng)首先確定合適的滯后期，由前文知最優(yōu)滯后期為1。表4中列出了滯后期為1、2、3的檢驗結(jié)果，檢驗的結(jié)果一致，說明檢驗穩(wěn)定可信。由表4可知，在1％的

19、顯著水平上拒絕了城鎮(zhèn)居民收入不是消費的格蘭杰原因的原假設(shè)，說明城鎮(zhèn)居民收入是其消費的原因。個人所得稅不是城鎮(zhèn)居民消費的格蘭杰原因的原假設(shè)都被接受，表明我國個人所得稅并不是影響城鎮(zhèn)居民消費的因素，這說明協(xié)整關(guān)系式中描述的個人所得稅與城鎮(zhèn)居民消費之間的關(guān)系反映的并不是兩者間內(nèi)在的因果關(guān)系，只是樣本數(shù)據(jù)的關(guān)系?？赡艿慕忉屖牵?1)由于個人收入的多元化、隱形化，居民納稅意識及稅務(wù)部門征管水平不高，使個人所得稅實際覆蓋居民收入范圍比較窄，征收率比

20、較低，個稅占居民總收入的比重低。(2)雖然我國城鎮(zhèn)居民收入增長迅速，但實際上城鎮(zhèn)居民收入還比較低，2007年城鎮(zhèn)居民人均可支配收</p><p>　　為了進(jìn)一步研究變量間關(guān)系的作用強度和路徑，下面我們將利用Sims提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中來自隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對變量當(dāng)前和未來取值的影響，它能夠比較客觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應(yīng)。圖2是基于

21、前文確定的VAR(1)模型，采用喬利斯基(Cholesky)解析法模擬的城鎮(zhèn)居民消費脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。因為個人所得稅與城鎮(zhèn)居民消費之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，故這里沒有給出城鎮(zhèn)居民消費對個人所得稅的沖擊響應(yīng)曲線。從脈沖響應(yīng)圖可以看出：(1)城鎮(zhèn)居民可支配收入一個標(biāo)準(zhǔn)差新息(innovation)在短期內(nèi)對城鎮(zhèn)居民消費的沖擊很小，但呈逐步上升態(tài)勢。其中內(nèi)在的邏輯可能在于：一方面，與生命周期一持久收入理論相符，城鎮(zhèn)居民具有將收入分配于整個生命周

22、期以平滑消費的傾向；另一方面，改革開放以來我國社會處于轉(zhuǎn)型期，收入分配、教育、住房及社會保障等制度持續(xù)改革但仍不完善，尤其是尚未建立起健全的養(yǎng)老、醫(yī)療及失業(yè)等社會保障體系，居民對未來難以形成穩(wěn)定的預(yù)期，未來的不確定性和流動性約束使理性的居民并不會把當(dāng)期提高的收入迅速進(jìn)行消費，而更多是儲蓄；只有</p><p><b>　　三、結(jié)論 </b></p><p>　　本文的

23、實證分析表明，長期來看收入是影響城鎮(zhèn)居民消費行為的主要因素，但由于平滑消費傾向、轉(zhuǎn)型期制度的不穩(wěn)定不完善下未來收支預(yù)期的不確定性，在短期內(nèi)城鎮(zhèn)居民有比較高的儲蓄傾向，收入增加對消費效應(yīng)的促進(jìn)作用較小。在現(xiàn)階段個人所得稅并未真正構(gòu)成制約城鎮(zhèn)居民消費的因素。另外，在長期城鎮(zhèn)居民消費具有“棘輪效應(yīng)”，而短期不明顯。 </p><p>　　上文的研究給我們帶來以下啟示：其一，收入始終是影響城鎮(zhèn)居民消費的主要因素，為了擴大

24、內(nèi)需，提高城鎮(zhèn)居民消費水平，其根本在于發(fā)展經(jīng)濟(jì)，增加居民的可支配收入，藏富于民，提高居民的購買力；而使城鎮(zhèn)居民形成持續(xù)收入流，穩(wěn)定居民收入預(yù)期，不僅有助于增進(jìn)城鎮(zhèn)居民長期內(nèi)的消費，而且對激活城鎮(zhèn)居民短期內(nèi)的消費尤為重要。其二，應(yīng)深化各項經(jīng)濟(jì)體制改革，建立健康、穩(wěn)定、有序的市場經(jīng)濟(jì)秩序，加快社會保障體系建設(shè)，形成覆蓋范圍廣、保障水平適當(dāng)?shù)尼t(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)等社會保障制度，使居民對未來消費支出有比較穩(wěn)定的預(yù)期，減少居民未來消費的不確定性。其三

25、，政府應(yīng)該優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，降低經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重，將財政支出重點轉(zhuǎn)向公共產(chǎn)品和公共服務(wù)的提供上，提高財政在教育、公共衛(wèi)生、就業(yè)培訓(xùn)、社會保障、公共設(shè)施等方面的投入，承擔(dān)責(zé)任，彌補“缺位”。改變由于財政支出結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致的本應(yīng)由政府提供保障的公共服務(wù)，而事實上由居民自我保障，造成居民謹(jǐn)慎消費和過度儲蓄。其四，在現(xiàn)階段，由于個人所得稅稅收相對規(guī)模仍較小、征收廣度和深度有限、征收率比較低、納稅方式間接，使我國個稅并未真正成為制約城鎮(zhèn)居民消費的