財(cái)政生產(chǎn)性支出、稅制結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)增長(zhǎng)

余　英　俞成錦

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財(cái)政生產(chǎn)性支出、稅制結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)增長(zhǎng)

余英俞成錦

[摘要]長(zhǎng)期以來，我國內(nèi)需不振，居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)乏力，政府也采取了積極財(cái)政政策刺激消費(fèi)，但收效甚微。在肯定了財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)擠入作用的基礎(chǔ)上，將稅制結(jié)構(gòu)引入增長(zhǎng)模型中，理論上證明稅制結(jié)構(gòu)對(duì)擠入作用的影響，再運(yùn)用我國30個(gè)省級(jí)區(qū)域1999-2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果證實(shí)了上述理論假設(shè)。研究表明，總體上，我國間接稅比重偏高，削弱了財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的擠入作用；分地區(qū)來看，東部、中部和西部的間接稅比重均偏高，且各稅種在地區(qū)間影響的顯著性存在差異。因此，我國應(yīng)因地制宜，調(diào)整和優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)，最大限度消除間接稅為主體的稅制結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的阻礙，釋放居民消費(fèi)能力。

[關(guān)鍵詞]財(cái)政生產(chǎn)性支出； 稅制結(jié)構(gòu)； 居民消費(fèi)增長(zhǎng)； 面板數(shù)據(jù)； 地區(qū)差異

一引言

在凱恩斯主義的乘數(shù)理論中，財(cái)政支出通過影響國民收入而影響居民可支配收入，進(jìn)而影響居民消費(fèi)。而財(cái)政支出究竟擠出還是擠入了居民消費(fèi)，以及這種擠出或擠入作用效果有多大，國內(nèi)外學(xué)者針對(duì)該問題做了不少很有價(jià)值的研究。

盡管國外學(xué)者們的觀點(diǎn)存在很大分歧，但是越來越來多的研究(Gali和Monacelli，2005[1]；Perotti，2007[2]；Ravn等，2007[3])發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出尤其是財(cái)政生產(chǎn)性支出的增加通常會(huì)對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)產(chǎn)生擠入效應(yīng)。而Landau(1986)[4]，Karras(1994)[5]，F(xiàn)urceri和Sousa(2009)[6]以不同國家的數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行分析，認(rèn)為財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，因?yàn)樵黾迂?cái)政支出不僅對(duì)私人部門的投資有擠出效應(yīng)，而且對(duì)私人部門的消費(fèi)也有擠出效應(yīng)，不過，這種擠出效應(yīng)的大小在不同國家有所不同。國內(nèi)研究中，孫海鳴(1999)[7]認(rèn)為，財(cái)政支出的增長(zhǎng)對(duì)居民消費(fèi)水平存在一定的擠出效應(yīng)。龔六堂和鄒恒甫(2001)[8]、郭慶旺等(2003)[9]、李春琦和唐哲一(2010)[10]等則認(rèn)為，總體上財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)和消費(fèi)的增長(zhǎng)成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

在理論上，眾多國內(nèi)外學(xué)者證明了財(cái)政支出與居民消費(fèi)的正相關(guān)關(guān)系。然而，這種正相關(guān)關(guān)系是否如凱恩斯乘數(shù)理論中提及的“消費(fèi)支出將以政府購買性支出的倍數(shù)”增加？縱觀我國近20年的財(cái)政支出與居民消費(fèi)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，我國財(cái)政支出增長(zhǎng)率與居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率總體上呈正相關(guān)關(guān)系：1997年以前，財(cái)政支出增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率均保持較高水平，其中1996年財(cái)政支出增長(zhǎng)率為16.32%，居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率為19.69%，而以1997年為分界點(diǎn)(財(cái)政支出增長(zhǎng)率保持16.33%水平不變，居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率卻下降至8.73%)，在此之后，兩者的增長(zhǎng)率均有下滑，但居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率下滑尤為顯著，且居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率始終小于財(cái)政支出增長(zhǎng)率(如圖1)。

圖1　我國1996-2013年財(cái)政支出與居民消費(fèi)支出及增長(zhǎng)情況

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各年數(shù)據(jù)繪制。

消費(fèi)、投資、出口是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車，而消費(fèi)需求不足特別是居民消費(fèi)需求不足已成為阻礙我國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康發(fā)展的主要因素。提高居民消費(fèi)水平，擴(kuò)大內(nèi)需已成為我國經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期平穩(wěn)較快發(fā)展的戰(zhàn)略立足點(diǎn)。我國自1998年以來一直實(shí)行積極財(cái)政政策，采取一系列措施著力提高消費(fèi)需求尤其是居民消費(fèi)需求，如公務(wù)員加薪、開征利息稅、保障性住房投入、醫(yī)療、教育、社會(huì)養(yǎng)老、科學(xué)技術(shù)投入以及家電下鄉(xiāng)和“四萬億”救市計(jì)劃等，但在刺激居民消費(fèi)需求上收效甚微。

那么，究竟是什么阻礙了財(cái)政支出增長(zhǎng)對(duì)居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)的刺激作用？國內(nèi)學(xué)者對(duì)該問題的研究，大致可歸為以下幾類：一是財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響居民消費(fèi)增長(zhǎng)。財(cái)政支出結(jié)構(gòu)通?？煞譃樯a(chǎn)性支出(或政府投資支出)和非生產(chǎn)性支出(政府消費(fèi)支出)，我國自1998年來在財(cái)政支出結(jié)構(gòu)方面，由專注于生產(chǎn)建設(shè)領(lǐng)域逐步優(yōu)化調(diào)整至整個(gè)公共服務(wù)領(lǐng)域，公共財(cái)政開始逐步覆蓋農(nóng)村，財(cái)政支出越來越向以醫(yī)療、教育、社會(huì)保障、就業(yè)為代表的基本民生項(xiàng)目?jī)A斜。胡永剛和郭新強(qiáng)(2012)[11]等研究認(rèn)為，財(cái)政支出中的生產(chǎn)性支出，如社會(huì)文教費(fèi)用支出、經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出、科學(xué)技術(shù)性支出對(duì)私人消費(fèi)有拉動(dòng)作用；二是城鎮(zhèn)化水平及城鄉(xiāng)收入差距影響居民消費(fèi)增長(zhǎng)，胡若癡和武靖州(2013)[12]、雷瀟雨和龔六堂(2014)[13]通過建立一個(gè)包含多種類型消費(fèi)者(城市市民、城市非市民及農(nóng)民)和地方政府的理論框架，以全國176個(gè)城市2001-2010年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了城鎮(zhèn)化對(duì)我國居民消費(fèi)率的影響，認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平的提高將極大地推動(dòng)城市消費(fèi)水平增長(zhǎng)；三是腐敗影響居民消費(fèi)，楊燦明和趙福軍(2004)[14]、劉勇政和馮海波(2011)[15]在增長(zhǎng)模型中引入行政腐敗因素，考察行政腐敗與公共支出效率以及長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系，理論上證明了行政腐敗通過影響公共支出效率間接作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并進(jìn)一步以我國各省歷年數(shù)據(jù)實(shí)證分析了公共支出效率的提高有利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)，而行政腐敗的發(fā)生降低了公共支出效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向效應(yīng)；四是稅制結(jié)構(gòu)影響居民消費(fèi)，與發(fā)達(dá)國家和部分發(fā)展中國家相比，我國的間接稅收入在稅收總額中的比重偏高，占稅收總額的2/3左右，同時(shí)支撐了每年20%-30%的財(cái)政收入增長(zhǎng)，因間接稅明顯的稅收累退性，偏高的比重意味著負(fù)擔(dān)增值稅、營(yíng)業(yè)稅、消費(fèi)稅等間接稅的中低收入者稅負(fù)偏重，又因?yàn)橹苯佣愒谡{(diào)節(jié)收入分配方面的重要作用，其比重偏低意味著政府在調(diào)節(jié)收入分配從而提高居民消費(fèi)水平方面遇到較大障礙。劉佐(2010)[16]研究了中國若干重要?dú)v史時(shí)期特別是新中國成立60年來歷次重大稅制改革后直接稅與間接稅比重的變化軌跡，認(rèn)為我國應(yīng)合理調(diào)整直接稅與間接稅比重，逐步提高直接稅在稅收總額中的比重，降低間接稅的比重。馬栓友(2001)[17]、嚴(yán)成樑和龔六堂(2009)[18]、周克清(2012)[19]、呂冰洋(2011)[20]、張斌(2012)[21]等均認(rèn)為我國目前稅制結(jié)構(gòu)中，間接稅比重偏高，其累退性加重了中低收入者的稅收負(fù)擔(dān)，而中低收入消費(fèi)者又是重要的消費(fèi)群體，故間接影響了財(cái)政支出尤其是財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)支出的擠入效應(yīng)。

由以上文獻(xiàn)可以看出，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)水平影響不容忽視，大多數(shù)學(xué)者已通過模型和數(shù)據(jù)驗(yàn)證財(cái)政支出結(jié)構(gòu)中生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)水平的積極刺激作用。目前雖有較多研究分析了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)水平的影響，卻鮮有學(xué)者用理論模型證實(shí)并以實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)驗(yàn)證該影響，因此，本文第二部分將稅制結(jié)構(gòu)因素引入內(nèi)生增長(zhǎng)模型，從理論上分析稅制結(jié)構(gòu)間接削弱了財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入作用，第三部分基于1999-2013年我國省級(jí)面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證該結(jié)論的正確性，最后結(jié)合理論和實(shí)證結(jié)果提出政策建議。

二模型框架

基于Turnovsky(2000)[22]、Barro(1990)[23]、嚴(yán)成樑和龔六堂(2009)[18]研究公共支出的框架，本文假設(shè)經(jīng)濟(jì)體由家庭、企業(yè)和政府三個(gè)部門組成。家庭向企業(yè)出租其生產(chǎn)所需資本并獲取報(bào)酬，在此報(bào)酬的預(yù)算約束下，通過消費(fèi)達(dá)到自身效用最大化；假設(shè)政府的生產(chǎn)性支出具有正外部性，企業(yè)租用家庭提供的資本及獲得政府的生產(chǎn)性支出以實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化；政府部門通過征稅來滿足其支出需求，為便于衡量我國的稅制結(jié)構(gòu)，假定政府只征收兩種稅，即商品稅(間接稅)和所得稅(直接稅)；政府支出分為消費(fèi)性支出和生產(chǎn)性支出，其中生產(chǎn)性支出因具有正外部性而引入廠商的生產(chǎn)函數(shù)。具體模型闡述如下：

(一)家庭部門

基于呂冰洋(2011)[20]給出的模型基本框架，假定經(jīng)濟(jì)是由連續(xù)同質(zhì)并具有無限壽命的家庭構(gòu)成，每個(gè)家庭只有一個(gè)個(gè)體，家庭的效用由他們所消費(fèi)的商品數(shù)量決定，消費(fèi)又是商品稅稅率τc的函數(shù)，暫不考慮閑暇帶來的效用，故一個(gè)有代表性的家庭效用函數(shù)為：

(1)

(2)

構(gòu)造現(xiàn)值Hamilton函數(shù)：

(3)

其中λ為影子價(jià)格，求解上述最優(yōu)化問題可以得到：

最優(yōu)條件：

(4)

Euler方程：

(5)

橫截面條件(TVC)：

(6)

(二)企業(yè)部門

企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)由私人部門投入和公共部門投入生成，其中家庭部門的資本投入代表私人部門投入，政府部門的生產(chǎn)性支出為公共部門投入，假定企業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

(7)

y代表企業(yè)部門的產(chǎn)出；常數(shù)A∈(0, ∞)測(cè)度經(jīng)濟(jì)中的技術(shù)水平；k為廠商向家庭部門租用資本投入；gp為政府的生產(chǎn)性支出，指與社會(huì)生產(chǎn)直接有關(guān)的各項(xiàng)財(cái)政支出，在整個(gè)財(cái)政支出中占有重要地位，反映了財(cái)政的生產(chǎn)建設(shè)性，盡管目前財(cái)政學(xué)界對(duì)財(cái)政生產(chǎn)性支出范圍的劃分尚無統(tǒng)一意見，但可以肯定的是，包括財(cái)政基本建設(shè)投資、公共教育支出和科學(xué)技術(shù)支出等在內(nèi)的財(cái)政支出對(duì)企業(yè)生產(chǎn)具有正外部性，故引入生產(chǎn)函數(shù)；α>0為資本產(chǎn)出彈性。

代表性企業(yè)在資本回報(bào)率既定的前提下，選擇資本投入以實(shí)現(xiàn)企業(yè)利潤(rùn)最大化，根據(jù)利潤(rùn)最大化的一階條件有：

(8)

其中r表示資本回報(bào)率。

(三)政府部門

假設(shè)政府保持預(yù)算平衡，政府的收入來自直接稅和間接稅，即通過征收商品稅τcc(τc)和所得稅τkrk為政府的生產(chǎn)性支出gp和消費(fèi)性支出gc融資，并假定政府的生產(chǎn)性支出影響企業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)，消費(fèi)性支出不影響企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)及家庭效用，則政府的預(yù)算約束方程表示如下：

gp+gc=g=τy=τcc(τc)+τkrk

(9)

其中τc、τk和τ分別表示商品稅平均稅率、所得稅平均稅率和政府支出規(guī)模，政府的生產(chǎn)性支出占政府總支出固定比例φ，且0<φ<1，即有：

gp=φg

(10)

gc=(1-φ)g

(11)

當(dāng)家庭部門和企業(yè)部門在實(shí)現(xiàn)其利益最大化時(shí)，政府的財(cái)政支出外生給定。在研究政府生產(chǎn)性支出變化帶來的影響時(shí)，可以調(diào)整支出比例φ的大小，以考察這種調(diào)整所帶來的經(jīng)濟(jì)變動(dòng)。

(四)模型的均衡解及命題

(12)

(13)

命題1：財(cái)政生產(chǎn)性支出擠入居民消費(fèi)支出的增長(zhǎng)，且稅制結(jié)構(gòu)影響該擠入作用的大小。該命題與龔六堂和鄒恒甫(2001)[8]的觀點(diǎn)一致。

假定資本回報(bào)率r是常數(shù)，則在經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)條件下，各期間接稅與直接稅比重即稅制結(jié)構(gòu)均可由τc/τk表示。以上已證實(shí)稅制結(jié)構(gòu)影響財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的擠入作用，而稅制結(jié)構(gòu)效應(yīng)究竟削弱還是加強(qiáng)了這種擠入作用，需考察如下一階條件：

(14)

將式(7)、(8)、(10)代入式(14)并整理，稅制結(jié)構(gòu)效應(yīng)如下：

(15)

(16)

命題2：稅制結(jié)構(gòu)間接影響財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)支出的擠入作用，究竟是削弱還是加強(qiáng)了這種作用，有賴于當(dāng)前稅制結(jié)構(gòu)中間接稅比重的大小。該命題與呂冰洋(2011)[20]等的觀點(diǎn)一致。

三實(shí)證檢驗(yàn)

以上理論模型證實(shí)財(cái)政生產(chǎn)性支出增加拉動(dòng)了居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)，這種拉動(dòng)作用的強(qiáng)弱依賴于間接稅占稅收總額比重的大小。本部分選取國內(nèi)30個(gè)省、自治區(qū)及直轄市*由于西藏的數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，故本文選取除西藏外的30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)作實(shí)證分析。的實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)驗(yàn)證以上命題。

(一)模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

將各省的年消費(fèi)增長(zhǎng)Coms作為被解釋變量，財(cái)政生產(chǎn)性支出GP，稅制結(jié)構(gòu)ST，不同類型的稅種T，以及他們的交互項(xiàng)作為解釋變量，同時(shí)加入控制變量Z，構(gòu)建如下增長(zhǎng)方程：

Comsit=β0i+β1GPit+β2GPit·STit+β3Zit+εit

其中下標(biāo)i和t分別表示省份和年份；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)；GP是衡量財(cái)政生產(chǎn)性支出的指標(biāo)。對(duì)于財(cái)政生產(chǎn)性支出的劃分，學(xué)界暫無定論，鑒于2007年財(cái)政支出分類改革后，支出科目從經(jīng)濟(jì)分類改為功能分類，精確的數(shù)據(jù)需求難度加大，故論文以較窄的口徑界定財(cái)政生產(chǎn)性支出，主要包括公共教育支出和財(cái)政科學(xué)研究開發(fā)支出，分別將其作為人力資本積累和技術(shù)研發(fā)的投資，這些支出具有明顯的生產(chǎn)性(趙志耘和呂冰洋，2005)[24]；ST是衡量我國稅制結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，用間接稅占稅收總額比重表示；引入GPit·STit交互項(xiàng)以考察稅制結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)政生產(chǎn)性支出擠入居民消費(fèi)增長(zhǎng)的調(diào)節(jié)作用；控制變量則包括經(jīng)典文獻(xiàn)所列示的居民人均收入、消費(fèi)習(xí)慣、人口以及財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出(田青等，2008)[25]。以上變量所需數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒、中國稅務(wù)年鑒、中國財(cái)政年鑒及萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫?？紤]通貨膨脹的影響，為考察我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)之間的關(guān)系，我們根據(jù)CPI指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)水平、財(cái)政生產(chǎn)性支出、居民人均收入、消費(fèi)習(xí)慣以及財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出等進(jìn)行數(shù)據(jù)平減處理以剔除價(jià)格因素的影響。

(二)估計(jì)結(jié)果分析

我們使用面板數(shù)據(jù)建立7個(gè)模型來考察稅制結(jié)構(gòu)對(duì)財(cái)政生產(chǎn)性支出和居民消費(fèi)水平的影響，由于Hauman檢驗(yàn)不接受RE隨機(jī)效應(yīng)模型，故選擇FE固定效應(yīng)模型。如表1所示，控制變量為消費(fèi)習(xí)慣、財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出、居民人均收入、人口，解釋變量為財(cái)政生產(chǎn)性支出，其中模型(1)引入解釋變量財(cái)政生產(chǎn)性支出與稅制機(jī)構(gòu)的交互項(xiàng)GP×ST以考察稅制結(jié)構(gòu)的調(diào)節(jié)作用，而模型(2)-模型(7)分別引入財(cái)政生產(chǎn)性支出與增值稅、營(yíng)業(yè)稅、消費(fèi)稅、企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅及房產(chǎn)稅的交互項(xiàng)，以考察各個(gè)稅種在財(cái)政生產(chǎn)性支出的消費(fèi)拉動(dòng)機(jī)制中的調(diào)節(jié)作用。

表1　全國稅制結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著，括號(hào)中的數(shù)字為 t 統(tǒng)計(jì)量。

從結(jié)果來看，上述模型可以給出以下可能性解釋：

1.控制變量的系數(shù)均為正數(shù)，表明居民的消費(fèi)習(xí)慣HABIT、財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出MEDICAL、居民人均收入PYR以及人口POP對(duì)居民消費(fèi)水平有正向促進(jìn)作用，并且后三個(gè)系數(shù)的顯著性水平很高，尤其是人口對(duì)居民消費(fèi)水平的影響最大，其次是居民人均收入。在2015年兩會(huì)期間，央行行長(zhǎng)周小川也表示亞洲金融風(fēng)暴以后，我國的儲(chǔ)蓄率不降反增，近十年增加了約10%，占GDP總額的一半左右。故居民人均收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響雖顯著，但效果較小。這可能受我國幾千年傳統(tǒng)消費(fèi)文化的影響，或是受高昂的醫(yī)療、住房等生活開支的影響。尤其是高房?jī)r(jià)對(duì)居民儲(chǔ)蓄的扭曲作用，使居民消費(fèi)水平普遍下降，其中中低收入階層下降最多。故相對(duì)于消費(fèi)，我國居民更愿意選擇儲(chǔ)蓄以防不時(shí)之需。這與陳彥斌和邱哲圣(2011)[26]、陳斌開和楊汝岱(2013)[27]的研究觀點(diǎn)一致。政府支出方面，醫(yī)療衛(wèi)生支出用于擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)試點(diǎn)、建立疾病應(yīng)急救助制度、完善城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保、減輕居民負(fù)擔(dān)、緩解居民看病難問題等，不僅可以間接提高居民消費(fèi)水平，還對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有不可忽視的推動(dòng)作用(王萍萍，2011)[28]，從而進(jìn)一步提高居民的收入水平。消費(fèi)習(xí)慣系數(shù)的顯著性水平很低，是因?yàn)榫用竦南M(fèi)習(xí)慣已經(jīng)相當(dāng)穩(wěn)定，故相比而言，它對(duì)居民消費(fèi)水平的影響有限(李文星等，2008)[29]。

2.解釋變量方面，財(cái)政生產(chǎn)性支出GP的系數(shù)顯著為正，表明財(cái)政生產(chǎn)性支出擠入了居民消費(fèi)，與凱恩斯消費(fèi)乘數(shù)理論相符，也與前述理論模型預(yù)期一致。模型(1)中，交互項(xiàng)GP×ST的系數(shù)顯著為負(fù)，表明較高的間接稅比例(ST指間接稅占稅收總額的比例)削弱了財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)水平的擠入作用。與此同時(shí)，間接稅比例越大，削弱作用越強(qiáng)，因?yàn)殚g接稅易轉(zhuǎn)嫁，名義納稅人是企業(yè)，最終負(fù)擔(dān)者和負(fù)擔(dān)份額非常復(fù)雜，雖難以精確計(jì)算，但可以肯定的是，居民消費(fèi)者也承擔(dān)了間接稅稅負(fù)。我國的消費(fèi)群體結(jié)構(gòu)中，低收入家庭的恩格爾系數(shù)偏高，即他們收入中的絕大部分要用于食品等基本消費(fèi)品支出。由于間接稅的累退性，低收入者是我國間接稅負(fù)擔(dān)較重的人群，而高收入家庭恩格爾系數(shù)較低，他們的收入中基本消費(fèi)品支出的比重很小，所以實(shí)際上高收入家庭的稅收負(fù)擔(dān)反而較低。

為具體分析不同稅種削弱作用的大小，在模型(2)-模型(7)中加入了幾個(gè)主要稅種與財(cái)政生產(chǎn)性支出的交互項(xiàng)。模型(2)中GP×RVAT的系數(shù)顯著為負(fù)，且系數(shù)較大，說明增值稅的削弱作用較大。增值稅比重越高，削弱作用越大，財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用就難以見效，這主要是因?yàn)樵鲋刀愖鳛殚g接稅的一種，不僅具有累退性、易轉(zhuǎn)嫁等共性，更關(guān)鍵的是相對(duì)于消費(fèi)稅、營(yíng)業(yè)稅、資源稅、土地增值稅等，其覆蓋面更廣，涉及到的消費(fèi)人群更多，故降低增值稅比重有助于促進(jìn)居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)。模型(3)和模型(4)用固定效應(yīng)模型刻畫了營(yíng)業(yè)稅和消費(fèi)稅的調(diào)節(jié)作用，雖然Hausman檢驗(yàn)不接受隨機(jī)效應(yīng)模型，我們依然引入模型(3’)和模型(4’)用隨機(jī)效應(yīng)模型刻畫兩者的調(diào)節(jié)作用以進(jìn)行對(duì)比?？梢钥闯?，模型(4)中GP×RCONST系數(shù)為正(0.1254)，但顯著性水平很低，而模型(4’)中的系數(shù)顯著為負(fù)(-0.0839)，說明消費(fèi)稅在調(diào)節(jié)財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)水平的拉動(dòng)作用方面影響較小，甚至可以說消費(fèi)稅增強(qiáng)了這種拉動(dòng)作用。由于消費(fèi)稅的課稅對(duì)象是高檔消費(fèi)品、奢侈品以及高檔消費(fèi)行為，普通消費(fèi)品不在其課稅范圍中，故其在調(diào)節(jié)收入差距方面有著舉足輕重的作用。同時(shí)，收入差距越小，財(cái)富分配越均勻，就越能刺激居民消費(fèi)。模型(5)-模型(7)中，引入3個(gè)直接稅變量與財(cái)政生產(chǎn)性支出的交互項(xiàng)，考察企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅以及房產(chǎn)稅的調(diào)節(jié)作用?？梢钥闯?，個(gè)人所得稅和房產(chǎn)稅削弱了擠入作用，而企業(yè)所得稅的提高反而增強(qiáng)了擠入作用。故我國應(yīng)該在保證稅負(fù)公平的前提下，對(duì)稅制結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整，降低間接稅比重，提高直接稅比重。但值得注意的是，并不是要降低所有間接稅比重提高所有直接稅比重。比如，消費(fèi)稅作為間接稅的一種，其比例就應(yīng)該有所提高。而個(gè)人所得稅對(duì)居民可支配收入有著直接影響，基于前文對(duì)家庭部門的假設(shè)為“連續(xù)同質(zhì)并具有無限壽命”，在理論和實(shí)證部分均視所有家庭同質(zhì)，并不存在貧富差距，故降低個(gè)人所得稅，提高居民可支配收入將刺激居民消費(fèi)增長(zhǎng)。但考慮到現(xiàn)實(shí)中各家庭并非同質(zhì)，而是存在貧富差距，故簡(jiǎn)單以提高個(gè)人所得稅生活費(fèi)用扣除額的方式降低個(gè)人所得稅并不能有效地調(diào)節(jié)貧富差距，鑒于高收入人群相比中低收入人群除“工資薪金所得”外還有更多其他收入來源，故應(yīng)擴(kuò)大個(gè)人所得稅稅基，同時(shí)調(diào)節(jié)稅率、改善征管以達(dá)到縮小貧富差距、提高全國居民邊際消費(fèi)傾向的目的，這與我國目前稅制改革政策走向一致。

3. 分區(qū)域來看，我國各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)能力、宏觀稅制結(jié)構(gòu)以及財(cái)政支出等方面存在較大差異，我們將全國劃分為東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)*東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、河南、安徽、湖北、湖南、江西；西部地區(qū)包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、重慶、四川、貴州、云南、西藏。，并分別建立模型進(jìn)行回歸。

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，東部地區(qū)的回歸選擇固定效應(yīng)模型，而中部和西部地區(qū)回歸選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　各地區(qū)稅制結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

東部變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6FEFEFEFEFEFEGP×RBUILDT-0.0660(-0.3828)AdjustedR-squared0.87880.87760.87200.86890.87090.8675F-statistic67.959967.187463.927062.211163.316961.4419中部變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6REREREREREREC-4.0259**-3.3254*-4.0509**-3.9462**-4.4652***-4.7411***(-2.5833)(-1.9591)(-2.2784)(-2.4375)(-2.7310)(-3.0199)HABIT0.05390.04490.05880.05780.05160.0592(0.6744)(0.5466)(0.7069)(0.7091)(0.6315)(0.7532)MEDICAL0.1123*0.1131*0.1103*0.1084*0.1039*0.1036*(1.8340)(1.8688)(1.8033)(1.7621)(1.7005)(1.7629)PYR0.4995***0.4466**0.5129***0.5113***0.4794***0.4409***(3.0628)(2.5928)(3.1638)(3.1900)(2.9032)(2.7184)POP0.6536***0.5938***0.6588***0.6589***0.6619***0.6367***(4.7855)(1.0279)(4.2941)(4.8590)(4.8979)(4.8418)GP0.39990.35280.0179-0.02530.24090.3233(0.5359)(0.3064)(0.1725)(-0.1126)(0.8127)(1.4273)GP×ST-0.3859(-0.5160)GP×RVAT-0.3303*(1.0772)GP×RCONST-0.0007(-0.0104)GP×RCIT0.0393(0.2038)GP×RINIT-0.2178(-0.7856)GP×RBUILDT-0.3330(-1.4438)

(續(xù)上表)

中部變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6REREREREREREAdjustedR-squared0.55130.55450.55050.55020.55280.5587F-statistic23.111923.407623.004623.021123.249723.7896西部變量模型1模型2模型3模型4模型5模型6REREREREREREC-13.3212***-13.3999***-14.6390***-14.5430***-16.4828***-14.3990***(-6.3639)(-5.5232)(-6.9117)(-5.4268)(-7.1767)(-5.8768)HABIT-0.0845-0.0937-0.0833-0.0825-0.0828-0.0853(-1.3706)(-1.5015)(-1.3429)(-1.3078)(-1.3575)(-1.3579)MEDICAL0.00950.03150.0371-0.00910.0401-0.0052(0.1638)(0.5304)(0.6190)(-0.1419)(0.6841)(-0.0832)PYR1.1672***1.1845***1.4325***1.3457***1.3902***1.3522***(5.0812)(4.5207)(5.9334)(4.6314)(6.2983)(5.0651)POP1.0224***1.0301***1.0385***1.0676***1.1319***1.0512***(10.1541)(8.9004)(10.1295)(8.2741)(10.4547)(8.8727)GP1.08690.4770-0.2272-0.06790.3119*-0.0543(1.4793)(1.5818)(-1.3170)(-0.4647)(1.7487)(-0.4168)GP×ST-1.0783(-1.5005)GP×RVAT-0.5315*(-1.6863)GP×RCONST0.1346*(1.6673)GP×RCIT0.0566(1.0583)GP×RINIT-0.4112**(-2.1872)GP×RBUILDT0.0647(1.1232)AdjustedR-squared0.84140.79350.83670.76830.84490.7934F-statistic104.449575.9531100.937764.5658107.208074.6112

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著，括號(hào)中的數(shù)字為 t 統(tǒng)計(jì)量。

由表2可見，東部和中部居民的消費(fèi)習(xí)慣對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)表現(xiàn)出正向效應(yīng)，而西部居民的消費(fèi)習(xí)慣卻抑制了消費(fèi)增長(zhǎng)。值得一提的是，和表1結(jié)果類似，三個(gè)地區(qū)的消費(fèi)習(xí)慣對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)均未表現(xiàn)出顯著性，說明消費(fèi)習(xí)慣的影響較小。就財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)的刺激作用而言，東部、中部、西部地區(qū)的影響效果依次減小，其中東部地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的刺激效果最大、最顯著。對(duì)于居民人均收入，三個(gè)地區(qū)的模型結(jié)果均表明人均收入增加提高了居民消費(fèi)水平，東部、中部、西部地區(qū)的作用大小依次為：0.0878、0.4995和1.1672。不難發(fā)現(xiàn)，若增加同樣的邊際人均收入，西部地區(qū)的消費(fèi)率大于東部地區(qū)，而中部處于二者中間。就該作用的顯著性水平看，東部地區(qū)不顯著，中部和西部地區(qū)的顯著性水平很高。由于東部地區(qū)中如北京、上海、廣東、江蘇、浙江等經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，房?jī)r(jià)普遍高于中西部地區(qū)，生活成本及生活壓力較大，故增加相同單位的邊際人均收入，東部地區(qū)居民更愿意選擇儲(chǔ)蓄或投資，而不是消費(fèi)，這與生活成本及生活壓力較低的中西部地區(qū)居民表現(xiàn)相反。從人口來看，它對(duì)東部、中部、西部居民消費(fèi)水平的影響無異，均表現(xiàn)為人口增長(zhǎng)提高消費(fèi)量。同時(shí)，財(cái)政生產(chǎn)性支出的擠入作用在東部地區(qū)表現(xiàn)比較顯著，且作用效果較中部、西部地區(qū)大，說明了同樣1單位財(cái)政生產(chǎn)性支出擠入居民消費(fèi)作用的大小在不同地區(qū)有所不同。而從GP×ST的系數(shù)可以看出，三個(gè)地區(qū)都表現(xiàn)出了稅制結(jié)構(gòu)抑制性，較高的間接稅比重削弱了擠入效應(yīng)，以東部地區(qū)表現(xiàn)最為顯著。若具體分析各主要稅種的調(diào)節(jié)作用，就會(huì)發(fā)現(xiàn)增值稅和個(gè)人所得稅的削弱作用在三個(gè)地區(qū)中表現(xiàn)一致，以增值稅的表現(xiàn)最為顯著，三個(gè)地區(qū)的顯著性水平都很高，而消費(fèi)稅、企業(yè)所得稅及房產(chǎn)稅的調(diào)節(jié)作用在地區(qū)間存在差異。

四實(shí)證結(jié)果總結(jié)與政策建議

經(jīng)濟(jì)發(fā)展靠消費(fèi)、投資和出口“三駕馬車”拉動(dòng)，消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，投資最終也要由消費(fèi)來支持。擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)是保持我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速健康發(fā)展的內(nèi)在要求。我國自1998年來便實(shí)施積極財(cái)政政策，采取各種措施刺激國內(nèi)需求增長(zhǎng)，但縱觀近年來的努力成果，依然內(nèi)需不振、消費(fèi)需求增長(zhǎng)乏力。國內(nèi)學(xué)者從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化水平、腐敗程度等方面探索了其中的原因，本文認(rèn)為除上述原因外，我國間接稅比重偏高的稅制結(jié)構(gòu)也削弱了財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入作用。本文在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中引入稅制結(jié)構(gòu)因素，從理論上證明了稅制結(jié)構(gòu)間接影響財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)居民消費(fèi)水平的擠入作用；進(jìn)一步地，以我國1999-2013年30個(gè)省、市、自治區(qū)面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，驗(yàn)證了理論預(yù)期的正確性，并分析不同稅種的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及不同區(qū)域間調(diào)節(jié)效應(yīng)的差異性。

據(jù)此，本文認(rèn)為，首先，我國應(yīng)降低間接稅比重，調(diào)整和優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)，最大程度地消除以間接稅為主體的稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)的阻礙，使直接稅與間接稅比例回歸到最優(yōu)狀態(tài)。直接稅比重過低，不僅在宏觀調(diào)控方面難以起到“自動(dòng)穩(wěn)定器”功能，而且也不利于稅收調(diào)節(jié)收入分配差距功能的實(shí)現(xiàn)。過高的間接稅比重使由中低收入家庭構(gòu)成的我國大部分消費(fèi)者承受了較重的稅收負(fù)擔(dān)，降低了財(cái)政生產(chǎn)性支出的效果。因此，為了刺激居民消費(fèi)水平，應(yīng)該適當(dāng)降低間接稅在稅收總額中的比重。但值得注意的是，不論提高直接稅比重還是降低間接稅比重，都不是簡(jiǎn)單的提高或降低稅率，更不意味著提高所有直接稅種或降低所有間接稅種比重，而應(yīng)結(jié)合各稅種的稅率結(jié)構(gòu)、征稅范圍進(jìn)行調(diào)整。同時(shí)，各稅種之間也要相互協(xié)調(diào)，如降低增值稅稅負(fù)、增加消費(fèi)稅比重等。

其次，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各異的東部、中部和西部地區(qū)應(yīng)因地制宜，針對(duì)性地采取有效措施支持各地區(qū)發(fā)展。通過面板數(shù)據(jù)的計(jì)量結(jié)果發(fā)現(xiàn)，稅制結(jié)構(gòu)對(duì)東部地區(qū)的調(diào)節(jié)作用最為顯著。這說明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，政府通過逐漸降低間接稅比重能夠釋放潛在消費(fèi)力。就具體稅種而言，應(yīng)降低增值稅和個(gè)人所得稅在稅收總額中的比重，提高消費(fèi)稅比重，降低企業(yè)所得稅比重等。

最后，為降低儲(chǔ)蓄、刺激居民消費(fèi)，應(yīng)加大對(duì)東部和中部地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生投入，深化醫(yī)療改革，完善城鄉(xiāng)基本醫(yī)保，讓廣大低收入人群享受基本的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)和健康保障，而不是因病致貧。還應(yīng)努力提高人均收入水平，尤其是中部、西部地區(qū)的居民人均收入，保持人均收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同步發(fā)展，推動(dòng)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級(jí)，不斷提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，建立工資正常增長(zhǎng)的保障制度。同時(shí)，還應(yīng)調(diào)整稅收制度，既要提高居民人均收入，也不能對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)造成太大影響。

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[責(zé)任編輯：伍業(yè)鋒]

[DOI]10.14007/j.cnki.cjpl.2016.01.012

[引用方式]余英，俞成錦. 財(cái)政生產(chǎn)性支出、稅制結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)增長(zhǎng)[J]. 產(chǎn)經(jīng)評(píng)論, 2016, 7(1): 147-160.

The Government Productive Expenditure,Tax Structure and Private Consumption Growth

YU YingYU Cheng-jin

Abstract:China has been in a long-term state of depressed internal demand. Even though the government applies active fiscal policy, the effect seems to be insignificant. Firstly, the paper admits that government productive expenditure will create crowding-in effect to private consumption. Then the paper introduces tax structure into the economic growth model to prove that tax structure influences this crowding-in effect. Next, the regression analysis of 30 provinces’ panel data from 1999 to 2013 testifies the theoretical expectation mentioned above. Therefore, the paper believes the ratio of indirect tax, is rather high, and thus lessen the crowding-in effect. The high ratio of indirect tax is a nationwide problem. And the significant influence of various taxes is different among the areas. In conclusion, China should adapt and optimize tax structure based on the local reality to reform the present tax structure, which the indirect tax occupies the majority position, from hindering the increase of consumer consumption.

Key words:government productive expenditure; tax structure; private consumption growth; panel data; regional differences

[中圖分類號(hào)]F812.4

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1674-8298(2016)01-0147-14

[作者簡(jiǎn)介]余英，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)稅系副教授，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策；俞成錦，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院財(cái)稅系碩士研究生，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策。

[收稿日期]2015-09-25