税收负担对城镇居民消费的影响

税是间接税，特别是增值税是价外税，这些税负最终都转嫁到居民身上。第二，调整企业所得税税率，增加企业财力。企业是劳动报酬的来源，减轻企业负担才能提高劳动报酬率，扩大居民消费需求。第三，加快个人所得税改革，鉴于个人所得税对居民消费具有挤入效应，应尽快实行以综合个人所得税为主的个人所得税税制，充分发挥个人所得税的调节功能，提高中低收入者的消费倾向。

参考文献

（１）高培勇《保增长：财政政策担当“主攻手”》，《中国税务》２００９年第２期。（２）贾　康《合理促进消费的财税政策与机制创新》，《税务研究》２０１０年１期。

（３）迈克尔・帕金著，梁小民译《经济学》，人民邮电出版社２００３年版。

（４）洪　源、肖海翔《政府民生消费性支出对居民消费的影响》，《财贸研究》２００９年第４期。

（５）安体富《如何判断我国的宏观税负水平高还是低？》，《中国税务报》２０１０年７月２１日。

作者简介：

武彦民，男，１９５７年生，河北省邯郸市人，天津财经大学经济学院院长、教授、博士生导师。张远，男，１９７２年生，河北省邯郸市人，天津财经大学经济学院博士生，现工作在河北省邯郸市国家税务局。

（责任编辑：王 敏）

关于税收政策对消费的影响，已有许多研究成果。这些研究从不同侧面，采取不同的方法进行了分析，得出的结论也不尽相同。洪源、肖海翔（２００９）认为，收入分配失衡是导致我国居民消费需求不足的根由所在，在此背景下应对不同收入人群消费需求做好目标定位并采取差别化的税收政策措施，刺激不同收入人群消费需求的有效增长；杨卫华、叶杏娟（２０１０）认为，为了促进消费，应降低税负，强化税收调节，缩小贫富差距，同时，开征社会保障税，提高社会保障水平；郑幼锋（２００９）认为，为了促进消费，要实行有增有减的税收政策，建立农村居民个人所得税负所得税制度、增加所得税、财产税在税制中的比重和地位，是促进消费税收政策的着力点和突破口。还有一些学者从个人所得税等税收对消费的影响入手分析了税收政策对消费的效应，如张振卿（２０１０）认为长期来看收入是影响城镇居民消费行为的主要因素，而个人所得税并未真正成为制约城镇居民消费的因素；吴航、寿徽（２００７）认为，个人所得税费用扣除额的提高改善了人们的消费态度，促进了消费。本文拟利用１９８５～２００８年的数据进行实证分析，研究我国的宏观税负对城镇居民消费的影响。

一、变量选择

（一）城镇居民消费支出

本文以城镇居民消费支出为被解释变量，分析各解释变量对其的影响。城镇居民消费支出为统

税收负担对城镇居民消费的影响

◆　李 文

内容提要：本文利用我国１９８５～２００８年的数据对我国税收负担与城镇居

民消费的关系进行了实证分析，结论表明：我国城镇居民消费的最主要

影响因素是城镇居民收入，税收负担对城镇居民消费的影响有限；促进

消费的税收政策并不意味着降低总体税负；加强税制对分配调节的力度

更为重要，同时，税收收入的使用应与适当的社会保障政策相结合。

关键词：税收负担 城镇居民消费 城镇居民收入

计年鉴中城镇居民家庭人均消费支出与城镇人口的乘积，并经过各年居民消费价格指数调整。为了消除异方差，取对数形式，以ｌｎｃｍｐ表示。

（二）城镇居民收入

城镇居民收入为统计年鉴中城镇居民家庭人均可支配收入与城镇人口的乘积，并经过各年居民消费价格指数调整。也取对数形式，以ｌｎｉｃｍ表示。

简单的凯恩斯消费函数为Ｃ＝ｃＹＤ，其中，Ｃ为消费，ｃ为边际消费倾向，ＹＤ为即期私人收入，即消费支出取决于当期私人收入；而弗里德曼提出的持久收入消费理论的消费函数则为Ｃ＝ｃＹＰ，其中，ｃ为长期平均边际消费倾向，ＹＰ为持久收入。假设持久收

入ＹＰ由即期收入ＹＤ和上年收入ＹＤ－１决定，①　即期收

入ＹＤ与上年收入ＹＤ－１的增量中，

仅有θ部分是持久的变化，即ＹＰ＝ＹＤ－１＋θ（ＹＤ－ＹＤ－１）＝θＹＤ＋（１－θ ）ＹＤ－１，（０＜θ＜１），则消费函数变为：Ｃ＝ｃθＹＤ＋ｃ（１－θ）ＹＤ－１，（０＜θ＜１），即消费支出不仅取决于当期私人收入，还与前期私人收入有关。因此，基于持久收入的消费理论，城镇居民消费支出与当期城镇居民收入和前期城镇居民收入均呈正相关。

（三）税收负担

本文的税收负担指规范的税收总额占ＧＤＰ比重，即小口径宏观税负。亦取对数形式，以ｌｎｔｇ表示。

根据经济理论，政府通过提高税收负担紧缩经济，会减少私人消费，从这一点看来，税收负担似应与城镇居民消费支出呈负相关；但是，税收收入的运用同样会对私人消费产生影响，如来源于税收的转移支付会改善分配结构状况，而低收入者的边际消费倾向高于高收入者的边际消费倾向；建立在税收收入提高基础上的社会保障体系的不断完善同样会降低人们基于谨慎动机的储蓄偏好，从而提高消费偏好。因此，税收收入的合理运用可能对居民消费支出具有正向作用，就此而言，税收负担也可能与城镇居民消费支出正相关。

二、变量的协整检验

本文选取数据的区间为１９８５年至２００８年，数据来源为历年《中国统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》。首先，对ｌｎｃｍｐ、ｌｎｉｃｍ和ｌｎｔｇ进行单位根检验，以ＳＩＣ准则确定滞后期，最大滞后期

为５。经检验，在５％显著性水平下，三个变量本身均不平稳，而其一次差分系列则均平稳，因此，这三个变量均为Ｉ（１）一阶单整序列。其次，由于ｌｎｃｍｐ、ｌｎｉｃｍ和ｌｎｔｇ均为一阶单整序列，符合协整检验条件，对其进行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验。通过对三个变量建立ＶＡＲ模型，当最大滞后期为４时，确定最佳滞后期为２。根据Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验，在５％显著性水平下，存在一个协整关系，即这些变量之间存在长期关系，从而避免了虚假相关。

三、建立模型

本文拟采用“一般到特殊”建模法，首先建立一个一般的ＡＤＬ模型，然后逐步剔除其中的不显著变量，以期最终得到一个简化方程。

首先，建立ＡＤＬ模型如下：

ｌｎｃｍｐｔ＝ β０＋β１ｌｎｃｍｐｔ－１＋β２ｌｎｉｃｍｔ＋β３ｌｎｉｃｍｔ－１＋β４ｌｎｔｇｔ＋β５ｌｎｔｇｔ－１＋ｕｔ （１）

由下表可看出，方程１的拟合优度非常高，超过０．９９，滞后１期和滞后２期的序列相关ＬＭ检验均不能拒绝残差不存在序列相关的原假设，异方差Ｗｈｉｔｅ检验也不能拒绝残差不存在异方差的原假设。所以，方程（１）可以作为一般模型。

在方程（１）中，ｌｎｃｍｐｔ－１的ｔ检验值最小且不显著，因此，首先将其剔除，从而得到方程（２）如下：ｌｎｃｍｐｔ＝β０＋β２ｌｎｉｃｍｔ＋β３ｌｎｉｃｍｔ－１＋β４ｌｎｔｇｔ＋β５ｌｎｔｇｔ－１＋ｕｔ

（２）由下表同样可以看出，方程（２）的拟合优度也超过了０．９９，Ｄ．Ｗ．值和滞后１期、滞后２期的序列相关ＬＭ检验均表明残差不存在序列相关，异方差Ｗｈｉｔｅ检验也不能拒绝残差不存在异方差的原假设。方程（２）中，ｌｎｔｇｔ－１的ｔ检验值最小且不显著，将其剔除，得到方程（３）：

ｌｎｃｍｐｔ＝β０＋β２ｌｎｉｃｍｔ＋β３ｌｎｉｃｍｔ－１＋β４ｌｎｔｇｔ＋ｕｔ （３）

下表显示，方程（３）的拟合优度同样超过了０．９９，Ｄ．Ｗ．值和滞后１期、滞后２期的序列相关ＬＭ检验均表明残差不存在序列相关，异方差Ｗｈｉｔｅ

检验也不能拒绝残差不存在异方差的原假设。常数项和ｌｎｉｃｍｔ均在１％水平下显著，ｌｎｉｃｍｔ－１和ｌｎｔｇｔ均在１０％水平下显著。因此，方程（３）可以作为最终的简化方程。

考虑到我国１９９４年对税制进行了大幅度改革，

①

实际上，持久收入可能会受到以往若干期收入及对未来收入预期的影响，此处仅为一个简化模型。