個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)家庭收支行為的影響*
——來自2011 年個(gè)人所得稅改革的證據(jù)

宋 澤 鄒 紅 何 陽

一、引言

黨的二十大報(bào)告指出，中國(guó)式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。加大稅收、社保、轉(zhuǎn)移支付等調(diào)節(jié)力度和精準(zhǔn)性，擴(kuò)大中等收入群體比重，增加低收入群體收入，是實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕的現(xiàn)代化的重要手段。2022 年4 月，國(guó)際貨幣基金組織(IMF)下調(diào)全球2022 年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期至3.6%，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速預(yù)期下調(diào)為4.4%。①世界貨幣基金組織(IMF)，“World Economic outlook April 2022”，世界貨幣基金組織官網(wǎng)，2022 年4 月19 日，https://www.imf.org/en/Publications/WEO/Issues/2022/04/19/world-economic-outlook-april-2022。雖然2018 年以來消費(fèi)對(duì)中國(guó)GDP 貢獻(xiàn)率有所提升，但消費(fèi)增速屢創(chuàng)新低，如何刺激居民消費(fèi)成為穩(wěn)定中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亟待解決的問題。截至2017 年末，個(gè)人所得稅(以下簡(jiǎn)稱“個(gè)稅”)納稅人約為1.87 億，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的比例高達(dá)44%②“一文讀懂新個(gè)稅法:10 月1 日實(shí)施5000 元起征點(diǎn)將動(dòng)態(tài)調(diào)整”，2018 年8 月31 日，騰訊財(cái)經(jīng)綜合，https://finance.qq.com/a/20180831/068557.htm。，個(gè)稅占公共財(cái)政收入的比重從2012 年的5%上升到2017 年的7%。在居民收入快速增長(zhǎng)的背景下，由于收入超過起征點(diǎn)，大量中低收入者在稅制不變的情況下成為個(gè)稅的主要承擔(dān)者(岳希明等，2012；徐建煒等，2013；楊沫，2019)。研究顯示，當(dāng)稅收負(fù)擔(dān)上升時(shí)，企業(yè)和家庭有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)進(jìn)行避稅，從而會(huì)影響個(gè)稅政策對(duì)收入調(diào)節(jié)的精準(zhǔn)性(Slemrod，2007；Gorodnichenko 等，2009；Tonin，2011)。更為重要的是，2023 年全球經(jīng)濟(jì)可能面臨新一輪衰退，洞悉個(gè)稅改革對(duì)居民經(jīng)濟(jì)行為的影響機(jī)制，精準(zhǔn)通過財(cái)稅政策增強(qiáng)中低收入群體的消費(fèi)潛力，穩(wěn)定居民基本消費(fèi)需求，成為增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大循環(huán)可靠性的關(guān)鍵。

減稅降費(fèi)是世界各國(guó)刺激居民消費(fèi)的重要手段之一。減稅降費(fèi)主要通過兩種方式:一種為降低每月預(yù)繳稅款率；另一種為報(bào)稅后一次性的稅收返還。降低每月預(yù)繳稅款率會(huì)直接增加居民持久收入，提升消費(fèi)水平(Shapiro 和Slemrod，1995；Parker，1999；Souleles，2002；Graziani 等，2016)。相對(duì)于前者，稅收返還對(duì)非耐用品的邊際消費(fèi)傾向提升相對(duì)較小，但會(huì)顯著增加耐用品消費(fèi)(Souleles，1999；Shapiro 和Slemrod，2003；Johnson 等，2006；Agarwal 等，2007；Parker 等，2013)。此外，暫時(shí)性消費(fèi)稅豁免在短期能夠大幅增加特定消費(fèi)(Agarwal 等，2017)。

稅收遵從行為是影響減稅促進(jìn)家庭消費(fèi)的重要因素。部分研究表明，由于執(zhí)法機(jī)構(gòu)薄弱，發(fā)展中國(guó)家存在大量逃稅和避稅行為，比如俄羅斯和墨西哥等(Slemrod，2007)。家庭和企業(yè)向統(tǒng)計(jì)和稅務(wù)部門瞞報(bào)和低報(bào)收入是避稅的主要方式。為了研究收入瞞報(bào)程度，根據(jù)收入和消費(fèi)的單調(diào)關(guān)系，Pissarides 和Weber (1989)假設(shè)家庭數(shù)據(jù)中食品支出是準(zhǔn)確的，以此利用消費(fèi)數(shù)據(jù)反推估計(jì)家庭真實(shí)的收入情況。后續(xù)研究根據(jù)Pissarides 和Weber (1989)的假設(shè)分析個(gè)稅和社會(huì)保險(xiǎn)稅改革對(duì)家庭稅收遵從行為的影響。Hurst 等(2014)發(fā)現(xiàn)，由于避稅原因，美國(guó)收入動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查(Panel Study of Income Dynamic，PSID)中的自雇者低報(bào)收入25%。Gorodnichenko 等(2009)采用家庭支出和家庭自報(bào)收入之間的差值(gap ＝consumption-income)來代表個(gè)稅規(guī)避程度，發(fā)現(xiàn)自報(bào)收入上升程度大于消費(fèi)上升程度，消費(fèi)—收入差下降，個(gè)稅規(guī)避程度降低，個(gè)稅改革顯著降低了俄羅斯家庭個(gè)稅規(guī)避程度。Tonin (2011)同樣發(fā)現(xiàn)最低工資上調(diào)降低了匈牙利家庭消費(fèi)和自報(bào)收入之間的差值。

從1980 年9 月10 日第五屆全國(guó)人民代表大會(huì)通過《中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法》(以下簡(jiǎn)稱《個(gè)稅法》)以來，迄今已經(jīng)歷過七次修正，最近兩次修正分別是2011 年6 月30 日和2018 年8 月31 日。中國(guó)個(gè)稅改革的方式主要是通過提高工資和薪金所得的起征點(diǎn)和調(diào)整稅率區(qū)間，來增加家庭每月的可支配收入。王鑫和吳斌珍(2011)利用城市之間起征點(diǎn)的差異研究發(fā)現(xiàn)，2006 年個(gè)稅改革帶來收入增量的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.40—1.66，稅改對(duì)東部地區(qū)和高收入地區(qū)的影響更為明顯，并且食品支出、交通通信支出和教育文化娛樂服務(wù)支出的增長(zhǎng)較為明顯。徐潤(rùn)和陳斌開(2015)借助工薪收入者和個(gè)體戶經(jīng)營(yíng)者在個(gè)稅負(fù)擔(dān)上的差異發(fā)現(xiàn)，2011 年個(gè)稅改革每降低100 元，工薪收入者家庭消費(fèi)將上升138 元。趙達(dá)和王貞(2020)使用月度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，2011 年個(gè)稅改革的邊際消費(fèi)傾向約為0.20，消費(fèi)支出增長(zhǎng)以服務(wù)消費(fèi)和食品支出為主。工薪所得稅改革的影響主要集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)影響較大的財(cái)稅政策改革是2006 年的農(nóng)業(yè)稅改革。汪偉等(2013)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村稅費(fèi)改革顯著刺激了農(nóng)村居民消費(fèi)，特別是在免除農(nóng)業(yè)稅之后消費(fèi)上升較為明顯，同時(shí)設(shè)備用品及服務(wù)支出、交通通信的支出在改革后明顯增長(zhǎng)。

目前國(guó)內(nèi)有關(guān)個(gè)稅改革對(duì)居民經(jīng)濟(jì)行為影響的研究大部分集中在對(duì)家庭消費(fèi)的影響，并且在識(shí)別和視角上仍存在不足。王鑫和吳斌珍(2011)、徐潤(rùn)和陳斌開(2015)等研究都發(fā)現(xiàn)消費(fèi)增長(zhǎng)幅度超過個(gè)稅減免，這與已有邊際消費(fèi)傾向研究不一致。王鑫和吳斌珍(2011)使用季度城市層面數(shù)據(jù)無法控制家庭成員就業(yè)狀態(tài)等特征變化帶來的影響，同時(shí)2008 年以后的經(jīng)濟(jì)環(huán)境與2006 年時(shí)截然不同，2011 年個(gè)稅改革也比2006 年調(diào)整范圍更大。徐潤(rùn)和陳斌開(2015)無法區(qū)分個(gè)體戶經(jīng)營(yíng)者的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流和家庭消費(fèi)的現(xiàn)金流，通過工薪收入者和個(gè)體戶經(jīng)營(yíng)者的差分可能無法準(zhǔn)確評(píng)估減稅的效果，并且使用年度數(shù)據(jù)無法從理論上探討消費(fèi)的過度敏感問題。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面:第一，結(jié)合收入組群的納稅差異，分析個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)家庭收入和消費(fèi)的長(zhǎng)短期邊際效應(yīng)，能夠更為準(zhǔn)確地識(shí)別個(gè)稅改革對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為的影響。相比趙達(dá)和王貞(2020)使用事件分析法和名義稅率測(cè)算減稅額來分析家庭消費(fèi)的邊際效應(yīng)，本文根據(jù)實(shí)際納稅差異能夠比較精準(zhǔn)地測(cè)算減稅的消費(fèi)效應(yīng)。同時(shí)，我們還對(duì)消費(fèi)理論的過度敏感現(xiàn)象進(jìn)行探討，發(fā)現(xiàn)個(gè)稅改革后家庭消費(fèi)支出呈現(xiàn)過度敏感情況。進(jìn)一步地，我們還發(fā)現(xiàn)個(gè)稅改革增加了家庭肉蛋類和蔬菜類消費(fèi)，促進(jìn)了中國(guó)家庭食品消費(fèi)的結(jié)構(gòu)升級(jí)。第二，本文重點(diǎn)考慮收入組群和支出負(fù)擔(dān)家庭的異質(zhì)性影響，這對(duì)如何增強(qiáng)中低收入家庭消費(fèi)潛力、激發(fā)居民消費(fèi)內(nèi)生動(dòng)力具有重要的政策含義。增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動(dòng)力和可靠性是穩(wěn)定中國(guó)經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵。本文發(fā)現(xiàn)，個(gè)稅改革主要增加了中低收入家庭的消費(fèi)支出，同時(shí)有利于釋放有債務(wù)支出和教育支出家庭的消費(fèi)潛力。本文的發(fā)現(xiàn)有助于進(jìn)一步洞悉財(cái)稅政策增強(qiáng)中低收入家庭消費(fèi)潛力的精準(zhǔn)性，為增強(qiáng)國(guó)內(nèi)大循環(huán)的內(nèi)生動(dòng)力和可靠性提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三，本文從家庭計(jì)稅方式和收入低報(bào)程度的角度進(jìn)一步分析個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)家庭實(shí)際減稅效果的影響，為個(gè)稅征收制度改革提供了新思路。白重恩等(2015)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)存在總量和結(jié)構(gòu)的收入瞞報(bào)情況，收入越高，瞞報(bào)程度越高。He 等(2021)也發(fā)現(xiàn)2011 年個(gè)稅改革后的個(gè)稅收入彈性為4，遠(yuǎn)大于聚束分析法估計(jì)的0.5，說明個(gè)稅行政數(shù)據(jù)也存在低報(bào)收入的情況。本文利用Gorodnichenko 等(2009)構(gòu)建的收入低報(bào)分析框架發(fā)現(xiàn)，個(gè)稅改革會(huì)降低家庭低報(bào)收入的程度。個(gè)稅改革后，自報(bào)收入增長(zhǎng)程度遠(yuǎn)大于實(shí)際效應(yīng)的原因是家庭在個(gè)稅改革前低報(bào)收入，這為研究中國(guó)居民的稅收遵從行為提供了新的研究視角。本文還進(jìn)一步從工資集中度的角度分析減稅對(duì)不同家庭的影響差異。中國(guó)個(gè)稅征繳是以個(gè)人為單位，可能會(huì)導(dǎo)致同等收入情況下在家庭層面負(fù)擔(dān)不同，導(dǎo)致實(shí)際減稅效果的差異。未來從個(gè)人轉(zhuǎn)向由家庭為單位征繳，將有利于增強(qiáng)減稅降負(fù)政策的精準(zhǔn)性，降低個(gè)稅政策實(shí)際效果的差異。

二、實(shí)證策略

本文利用2011 年個(gè)稅改革政策檢驗(yàn)個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)家庭自報(bào)收入和消費(fèi)的影響，設(shè)定模型如下:

其中，Cit表示家庭i第t月自報(bào)收入和消費(fèi)支出指標(biāo)。ITRi，t代表家庭i第t月受到個(gè)人所得稅影響，本文設(shè)2011 年9 月之前為0，2011 年9 月及之后為1。treat等于1 代表受稅改影響的樣本，即處理組；treat等于0 代表不受稅改影響的樣本，即控制組。在本文中，控制組為2011 年1 月—8 月家庭所有成員工資收入低于2 000 元且家庭納稅金額等于0 的樣本，處理組為家庭所有成員收入工資收入高于2 000 元且家庭納稅金額大于0的樣本。Xit為家庭i隨時(shí)間變化的相關(guān)控制變量，包括月初手持現(xiàn)金、戶主性別、年齡、是否完成大專及以上教育、是否已婚、城鎮(zhèn)戶口、家庭人數(shù)、家庭就業(yè)人數(shù)和家庭國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)人數(shù)。θi為家庭固定效應(yīng)，μt為時(shí)間趨勢(shì)，εit為誤差項(xiàng)。

根據(jù)Kueng (2018)，為了檢驗(yàn)稅改沖擊對(duì)收入和消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文設(shè)定模型如下:

其中，βs包括改革前的5 個(gè)月和改革后的4 個(gè)月(s＝-5，-4，…，4)，其余控制變量與式(1)相同。Attanasio 和Weber (1995)指出，在估計(jì)過度平滑化時(shí)需要控制家庭勞動(dòng)參與指標(biāo)的變化，否則會(huì)導(dǎo)致系數(shù)向上偏誤。本文控制了當(dāng)月家庭就業(yè)人數(shù)和家庭國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位就業(yè)人數(shù)。

為檢驗(yàn)個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)家庭低報(bào)收入程度的影響，根據(jù)Gorodnichenko 等(2009)，在式(1)的基礎(chǔ)上設(shè)定模型如下:

其中，Gapit表示家庭i第t月消費(fèi)指標(biāo)減去收入指標(biāo)的差值。above等于1 代表個(gè)稅改革后(2011 年9 月—2012 年12 月)戶主工資收入大于2 000 元的樣本。根據(jù)2011 年個(gè)稅改革條例，工資和薪金所得扣除標(biāo)準(zhǔn)從2 000 元提高至3 500 元，在個(gè)稅改革后工資收入低于2 000 元的家庭依然不需要繳納個(gè)稅，其消費(fèi)—收入差不變。改革后，得益于扣除標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)和對(duì)應(yīng)稅率下降，戶主工資收入大于2 000 元的樣本家庭在改革前低報(bào)收入避稅程度會(huì)相應(yīng)降低，導(dǎo)致自報(bào)收入增長(zhǎng)程度遠(yuǎn)大于消費(fèi)增長(zhǎng)程度，即式(3)β1的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。因?yàn)镚apit中包含了家庭的收入和消費(fèi)指標(biāo)，控制變量不再控制家庭收入，其余控制變量與式(1)相同。

三、數(shù)據(jù)與變量

本文使用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)(UHS)。該數(shù)據(jù)是一個(gè)輪換面板數(shù)據(jù)，每年樣本中有1/3 家庭被替換，全樣本每三年替換一次。該數(shù)據(jù)包含詳細(xì)的家庭人口特征、月度收入和消費(fèi)支出等信息。本文使用遼寧、上海、廣東和四川四個(gè)城市和省份2010—2012 年家庭月度收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)。①由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)數(shù)據(jù)保密的需要，2010 年及以后城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)僅可使用遼寧、上海、廣東和四川四個(gè)城市和省份，但均為月度數(shù)據(jù)，可以更好地研究消費(fèi)敏感性等諸多消費(fèi)理論問題。上述四省分別位于中國(guó)的東西南北，在一定程度能反映中國(guó)的整體情況，具有樣本代表性。具體可以參見Zhao 等(2022)對(duì)UHS 月度數(shù)據(jù)和宏觀數(shù)據(jù)中消費(fèi)和收入指標(biāo)的代表性分析。

UHS 月度數(shù)據(jù)以家庭為記賬單位。根據(jù)《個(gè)稅法》，從2011 年9 月1 日起居民工資、薪金所得，以每月收入額減除費(fèi)用3 500 元后的余額為應(yīng)納稅所得額，在此之前工資、薪金所得的減除額為2000 元。UHS 記錄了家庭當(dāng)月的所得稅支出金額，基于此我們匹配個(gè)人收入數(shù)據(jù)，以統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)中個(gè)人所得稅的納稅比例。由于個(gè)人數(shù)據(jù)沒有提供個(gè)人納稅數(shù)據(jù)，我們根據(jù)個(gè)人收入數(shù)據(jù)中是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)和失業(yè)保險(xiǎn)支出記錄進(jìn)行數(shù)據(jù)清理。圖1 顯示，在改革前，有家庭納稅記錄的比例約為27%，改革后下降到15%，有個(gè)人納稅記錄比例約為13%。其中，有家庭納稅記錄且個(gè)人工資低于2 000 元的比例從2%下降到低于1%，有個(gè)人納稅記錄且個(gè)人工資低于2 000 元的比例從5%下降到2%左右。在圖1 (b)中，有個(gè)人納稅記錄且個(gè)人工資低于3 500 元的比例和有家庭納稅記錄且個(gè)人工資低于3500 元的比例基本重合，從2%左右下降到不足1%。上述分析顯示，納稅比例在改革當(dāng)月開始下降，下降趨勢(shì)在2011 年11 月后基本平穩(wěn)。整體來看，家庭納稅記錄基本能夠反映家庭中是否有繳納個(gè)稅的成員，也能夠說明是否會(huì)受到個(gè)稅改革的影響。我們把2011 年1 月—8 月家庭所有成員工資收入低于2 000 元且家庭納稅金額等于0 的樣本定義為控制組，家庭所有成員收入工資收入高于2 000 元且家庭納稅金額大于0的樣本定義處理組。

圖1 月度納稅比例

本文主要從可支配收入、工資收入、消費(fèi)性支出和食品支出等方面，考察個(gè)稅免征額調(diào)整沖擊下居民經(jīng)濟(jì)行為的變化。由于購買頻率較高和不易儲(chǔ)存的特性，食品是最為嚴(yán)格意義的非耐用品，并且支出頻率較高，是檢驗(yàn)消費(fèi)過度敏感的主要指標(biāo)之一(Lusardi，1996；Kueng，2018)。服務(wù)包括居住服務(wù)費(fèi)(物業(yè)管理費(fèi)等)、家庭服務(wù)支出(家政服務(wù)等)、家庭工具服務(wù)費(fèi)、交通費(fèi)、通信服務(wù)費(fèi)、文化娛樂服務(wù)、教育費(fèi)用和其他服務(wù)費(fèi)用。耐用品包括衣著、家具和家庭設(shè)備、通信工具、文化娛樂用品、書本教材和其他商品。①本文耐用品不包括家庭交通工具等大額耐用品。一般而言，食品、服務(wù)和耐用品占消費(fèi)性支出比重95%以上。我們剔除戶主退休或60 歲以上、家庭收入和消費(fèi)信息錯(cuò)誤、僅在2010 年或僅在2012 年接受調(diào)查的樣本，最后得到2010 年35 700 條數(shù)據(jù)，2011 年81 996 條數(shù)據(jù)，2012 年51 828 條數(shù)據(jù)，共計(jì)169 524 條月度數(shù)據(jù)。②因篇幅所限，本文省略了樣本分布表，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展” 欄目下載。樣本的統(tǒng)計(jì)性描述見表1。數(shù)據(jù)顯示，處理組樣本的女性戶主比例為0.231，平均年齡為43.64 歲，大專及以上比例為0.551，城鎮(zhèn)戶口比例為0.970，家庭人數(shù)、家庭就業(yè)人數(shù)分別為2.977 和1.865。除教育水平外，上述人口特征指標(biāo)和控制組相關(guān)指標(biāo)無統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)居民經(jīng)濟(jì)行為的影響包括平均效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)。平均效應(yīng)體現(xiàn)在居民消費(fèi)遵循生命周期/持久收入理論的消費(fèi)平滑，即個(gè)稅改革降低了家庭納稅負(fù)擔(dān)，增加了持久收入，在長(zhǎng)期可以提升消費(fèi)水平和改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)。動(dòng)態(tài)效應(yīng)體現(xiàn)在個(gè)稅免征額調(diào)整的沖擊使家庭可支配收入呈跳躍式增長(zhǎng)，使得消費(fèi)急劇波動(dòng)，即短期內(nèi)消費(fèi)過度敏感。

(一)平均效應(yīng)

本文根據(jù)式(1)估計(jì)稅改對(duì)家庭月收入和消費(fèi)的平均效應(yīng)，回歸中所有金額變量都取對(duì)數(shù)。①若無特殊說明，后文金額變量均取對(duì)數(shù)值。表2 顯示，相比控制組，稅改使得家庭可支配收入增加10.1%，其中工資收入增加11.2%。根據(jù)緩沖存貨模型，預(yù)防性儲(chǔ)蓄和流動(dòng)性約束會(huì)影響家庭消費(fèi)變動(dòng)率。為此，本文在消費(fèi)指標(biāo)回歸中控制手持現(xiàn)金，從而可以更為精準(zhǔn)地估計(jì)減稅對(duì)家庭消費(fèi)的影響程度。結(jié)果顯示，稅改使得有納稅記錄家庭月均消費(fèi)性支出增加3.2%，其中食品支出增長(zhǎng)4.3%，服務(wù)支出增長(zhǎng)3.1%，耐用品支出沒有顯著影響。我們的結(jié)果與王鑫和吳斌珍(2011)、徐潤(rùn)和陳斌開(2015)、趙達(dá)和王貞(2020)一致，均表明個(gè)稅減免對(duì)居民消費(fèi)有明顯的刺激作用。

表2 稅改對(duì)收入和消費(fèi)影響的平均效應(yīng)

2011 年個(gè)稅改革的主要措施是上調(diào)免征額和調(diào)整稅率區(qū)間，并且通過月度代扣代繳的方式執(zhí)行，其作用機(jī)制等同于提高家庭的持久收入。但是全樣本估計(jì)結(jié)果同時(shí)受上調(diào)免征額和調(diào)整稅率區(qū)間的影響，并且相對(duì)于家庭所有成員工資收入低于2 000 元的控制組，全樣本處理組的收入增速會(huì)高于控制組，從而導(dǎo)致在一定程度上高估稅改對(duì)家庭可支配收入和工資收入的影響。此外，不同收入組群的邊際消費(fèi)傾向也存在顯著差異，理論上低收入組群的邊際消費(fèi)傾向高于高收入組群。為此，2011 年個(gè)稅改革上調(diào)起征點(diǎn)和調(diào)整稅率區(qū)間后，我們把處理組樣本限制在戶主工資收入低于3 500 元(處理組二)。表2 顯示，相比控制組，個(gè)稅改革使得處理組二的家庭可支配收入和工資收入分別增加8.3%和10.1%，并且消費(fèi)性支出、食品支出和服務(wù)支出分別增長(zhǎng)2.5%、3.2%和4.9%。

前文中控制組使用家庭所有成員收入工資收入低于2 000 元且沒有納稅記錄樣本，但各稅率區(qū)間收入組群的收入增速差異會(huì)帶來估計(jì)偏誤。因此我們根據(jù)戶主2011 年1 月—8 月的月均收入和稅改之前的稅率區(qū)間分為[2 000，3 500)元、[3 500，5 000)元、[5 000，9 000)元和9 000 元及以上四個(gè)收入組，與ITRt×treati生成交互項(xiàng)來考察不同組群的影響差異。表3 第(1)列和第(5)列顯示，可支配收入的交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.147、0.074、0.051 和0.026，工資收入的交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.170、0.076、0.046 和0.027，根據(jù)各稅率區(qū)間的樣本均值測(cè)算，可支配收入分別增長(zhǎng)611.7 元、492.9 元、476.3 元和431.5 元，工資收入分別增長(zhǎng)580 元、476.8 元、432.1 元和456.7 元。從絕對(duì)金額上看，[2 000，3 500)元組群的數(shù)值最高，可能存在利用免征額閾值低報(bào)收入的情況，[5 000，9000)元和9 000 元及以上的測(cè)算結(jié)果與按稅率區(qū)間測(cè)算的實(shí)際減稅金額結(jié)果相近，月收入在8 000—12 500 元之間的納稅人獲益最大，每年可少繳個(gè)稅480 元。

表3 稅改的收入組群異質(zhì)性影響

我們還分別使用[2000，3500)元、[3500，5000)元和[5000，9000)元作為更高稅率區(qū)間的控制組，通過估計(jì)分組交互項(xiàng)的系數(shù)進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證。相比 [2 000，3 500)元組群(控制組二)，[3 500，5 000)元、[5 000，9 000)元(控制組三)和9 000 及以上(控制組四)組群不僅受到免征額調(diào)整的影響，而且還面臨稅率調(diào)整的影響。表3 第(2)列和第(6)列顯示，可支配收入和工資收入的估計(jì)系數(shù)分別為0.030、0.012 和-0.004，以及0.023、-0.003 和-0.016，可支配收入和工資收入的估計(jì)系數(shù)均隨收入組群的上升而下降，這說明稅率上升對(duì)收入存在明顯的負(fù)的影響。相比[5 000，9 000)元組群(控制組三)，9000 元及以上組群基本會(huì)受到經(jīng)濟(jì)顯著性和統(tǒng)計(jì)顯著性的影響。對(duì)于家庭消費(fèi)，全樣本消費(fèi)性支出的估計(jì)系數(shù)分別為0.055、0.032、-0.002 和-0.030，食品消費(fèi)分別為0.059、0.030、0.030 和0.008，上述結(jié)果說明低收入家庭具有較高的消費(fèi)傾向，減稅有利于增加[5 000，9 000)元及以下家庭的消費(fèi)水平，后續(xù)控制組的估計(jì)結(jié)果同樣支持了上述結(jié)果。

增加持久收入為居民消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)，特別是食品消費(fèi)質(zhì)量升級(jí)創(chuàng)造了條件。表4 顯示，相比控制組，稅改分別增加了全樣本家庭肉蛋類、蔬菜類和其他類月均支出3.5%、2.4%和8.3%，同時(shí)還使飲食服務(wù)增長(zhǎng)8.2%。在其他處理組的回歸結(jié)果中，我們同樣發(fā)現(xiàn)了肉蛋類、蔬菜類和其他類月均支出的上漲。此外，在處理組二的回歸結(jié)果中干鮮瓜果類的估計(jì)系數(shù)為0.027，接近5%的顯著性水平。已有文獻(xiàn)顯示，2013 年中國(guó)大陸地區(qū)每人每天蛋白質(zhì)和脂肪攝入量分別為250 千—300 千卡和250 千—300 千卡，不僅低于發(fā)達(dá)國(guó)家每人每天分別400 千卡和450 千卡的平均水平，更低于中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)每人每天分別350 千—400 千卡和350 千—400 千卡的水平(Schmidhuber 等，2018)。持久收入的增長(zhǎng)主要增加了肉蛋類、蔬菜類和飲食服務(wù)的月均支出，可以有效改善中國(guó)家庭的食品消費(fèi)質(zhì)量。但需要注意的是，3 500 元以下樣本因工資水平較低，減稅受益較小，肉禽蛋水產(chǎn)類消費(fèi)增長(zhǎng)相對(duì)有限。

表4 稅改對(duì)食品分類支出的影響

表5 家庭不同負(fù)擔(dān)支出下減稅對(duì)消費(fèi)的影響

(二)動(dòng)態(tài)效應(yīng)

我們還需要檢驗(yàn)稅收政策執(zhí)行前后收入和消費(fèi)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。根據(jù)式(2)月度變量的估計(jì)系數(shù)和聚合到區(qū)縣層面的標(biāo)準(zhǔn)誤，我們用圖2 和圖3 顯示個(gè)稅改革沖擊下家庭可支配收入和工資收入的動(dòng)態(tài)變化。圖2 (a)和圖3 (a)顯示，在稅收之前，全樣本家庭的可支配收入和工資收入均沒有受到顯著的正影響，個(gè)稅改革的影響在第一個(gè)月開始對(duì)其分別呈現(xiàn)5.9%和4.0%的顯著正影響。圖1 顯示，個(gè)稅改革沖擊的實(shí)際效果在改革當(dāng)月立即體現(xiàn)，沖擊影響存在漸進(jìn)過程。因此，本文用稅改后月度影響的累加系數(shù)來反映波動(dòng)過程中的總影響程度，即累加效應(yīng)。結(jié)果顯示，改革后前四個(gè)月可支配收入和工資收入的累加效應(yīng)分別為22.9%和18.2% (如圖2 (b)和圖3 (b)所示)，累加月平均效應(yīng)分別為5.7% (＝22.9%/4)和4.6% (＝18.2%/4)。圖2 (c)和圖3 (c)顯示了戶主收入低于3 500 元家庭的動(dòng)態(tài)變化。同樣地，在稅改前該樣本家庭沒有受到顯著的正影響，而在改革后該收入組群受到減稅的影響程度最小，使得其估計(jì)系數(shù)小于全樣本。改革后前四個(gè)月可支配收入和工資收入的累加效應(yīng)僅分別為0.016 和0.027，小于全樣本的估計(jì)系數(shù)。

圖2 稅改沖擊下可支配收入的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

圖3 稅改沖擊下工資收入的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

圖4 (a)顯示，在稅改當(dāng)月(9 月)，全樣本的消費(fèi)性支出增長(zhǎng)了5.2%，改革后第三個(gè)月(11 月)消費(fèi)性支出出現(xiàn)一定幅度的放緩(1.1%)，且改革后第四個(gè)月(12 月)消費(fèi)性支出下降2.7%。這一發(fā)現(xiàn)和生命周期/持久收入假說中消費(fèi)平滑的觀點(diǎn)并不一致，同時(shí)也支持了Johnson 等(2006)、Parker 等(2013)與Broda 和Parker (2014)的結(jié)果，稅收返還后家庭消費(fèi)在短期內(nèi)(1—3 月內(nèi))顯著波動(dòng)。本文結(jié)果也和Kueng (2018)相似，在阿拉斯加永久居民基金發(fā)放當(dāng)月，非耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)11%，在發(fā)放后第三個(gè)月消費(fèi)不再呈現(xiàn)顯著增長(zhǎng)。稅改對(duì)消費(fèi)性支出的凈效應(yīng)，即稅改后四個(gè)月回歸系數(shù)的累加效應(yīng)為10.0% (如圖4 (b)所示)，月平均效應(yīng)為2.5% (＝10.0%/4)。戶主收入低于3 500 元家庭樣本消費(fèi)性支出幅度基本接近全樣本(如圖4 (c)所示)，且消費(fèi)性支出累加效應(yīng)為0.15 (如圖4 (d)所示)。

圖4 稅改沖擊下消費(fèi)性支出的動(dòng)態(tài)效應(yīng)

在稅改前五個(gè)月，消費(fèi)性支出相對(duì)平滑，估計(jì)系數(shù)在95%的置信區(qū)間水平下且位于0 附近，符合平行趨勢(shì)的要求。雖然《個(gè)稅法》在2011 年6 月30 日開始調(diào)整，并于當(dāng)年9 月1 日開始執(zhí)行，但是我們沒有發(fā)現(xiàn)政策宣告效應(yīng)或者預(yù)期效應(yīng)導(dǎo)致消費(fèi)性支出在正式執(zhí)行前顯著上漲(Agarwal 和Qian，2014)。原因在于，不同于美國(guó)和歐洲的工薪所得稅的征繳方式，在中國(guó)的工薪所得稅由單位代扣代繳，工薪收入的變化只有在發(fā)放后才能觀察到；并且，個(gè)稅改革不是一次性的收入沖擊，而是長(zhǎng)期持續(xù)的政策影響，可以改變家庭的持久收入水平。因此，家庭對(duì)減稅增加的可支配收入金額沒有明確預(yù)期，無法在政策執(zhí)行前增加消費(fèi)性支出。

(三)家庭負(fù)擔(dān)異質(zhì)性

截至2017 年末，中國(guó)家庭部門杠桿率(家庭債務(wù)/家庭可支配收入)高達(dá)110.9%，超過美國(guó)家庭部門杠桿率水平(108.1%)。①“減少住房醫(yī)療教育支出比例 增強(qiáng)居民消費(fèi)能力”，《21 世紀(jì)經(jīng)濟(jì)報(bào)道》，2019 年10 月25 日，https://baijiahao.baidu.com/s? id＝1648318443910006261＆wfr＝spider＆for＝pc。研究顯示，房?jī)r(jià)過快上漲，會(huì)導(dǎo)致家庭部門債務(wù)增加，從而抑制消費(fèi)能力(潘敏和劉知琪，2018)。本文根據(jù)月度數(shù)據(jù)中家庭債務(wù)支出信息來識(shí)別樣本家庭是否有債務(wù)，包括歸還借款、歸還其他借款、歸還住房貸款、歸還汽車貸款、歸還教育貸款和歸還借貸支出。本文數(shù)據(jù)顯示，在有住房貸款樣本中，月均住房貸款債務(wù)支出占家庭債務(wù)支出比重為86.6%。在全樣本中，減稅使得有債務(wù)家庭食品支出提高3.2%，比無債務(wù)家庭的估計(jì)系數(shù)約大1/3。而對(duì)有住房債務(wù)家庭的影響相對(duì)更大，其估計(jì)系數(shù)約為無住房債務(wù)家庭估計(jì)系數(shù)的1.3 倍；在戶主收入低于3 500 元家庭樣本中發(fā)現(xiàn)同樣的住房債務(wù)的異質(zhì)性結(jié)果。原因可能在于，有住房債務(wù)的家庭通常面臨較強(qiáng)的流動(dòng)性約束，其邊際消費(fèi)傾向高于無住房債務(wù)家庭，因此減稅帶來的新增收入可以起到更強(qiáng)的消費(fèi)刺激作用。

數(shù)據(jù)顯示，2017 年中國(guó)家庭教育支出占家庭年支出的20%以上，輔導(dǎo)班是教育支出的大頭，30%的家長(zhǎng)愿意支付超出消費(fèi)能力的學(xué)費(fèi)。①“我們還能擺脫教育‘內(nèi)卷’ 嗎?”，新浪財(cái)經(jīng)，2021 年4 月1 日，http://finance.sina.com.cn/jjxw/2021-04-01/doc-ikmyaawa3471369.shtml? dpc＝1。本文根據(jù)月度支出數(shù)據(jù)來識(shí)別存在子女教育支出的家庭，發(fā)現(xiàn)個(gè)稅改革使得有子女教育支出家庭的消費(fèi)性支出提高3.3%，估計(jì)系數(shù)遠(yuǎn)大于沒有子女教育支出的家庭，其中消費(fèi)增長(zhǎng)主要集中在食品支出(3.3%)。同樣地，我們?cè)趹糁魇杖氲陀? 500 元家庭樣本的估計(jì)結(jié)果中也發(fā)現(xiàn)類似的異質(zhì)性結(jié)果。我們的發(fā)現(xiàn)與劉利利和劉洪愧(2020)類似，有子女教育支出的家庭為維持教育支出會(huì)擠壓其他消費(fèi)支出，從而面臨更大的日常支出壓力。減稅帶來的新增收入可以緩解家庭的支出預(yù)算約束，產(chǎn)生更好的消費(fèi)刺激效果。

(四)進(jìn)一步分析:家庭計(jì)稅方式和收入低報(bào)程度

1.家庭計(jì)稅方式

根據(jù)個(gè)稅稅率區(qū)間，在家庭收入水平相同的情況下，有收入的家庭成員人數(shù)越多，且每個(gè)成員的收入水平越接近，家庭實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)越低，反之越高，即收入水平相同家庭的實(shí)際個(gè)稅負(fù)擔(dān)可能有所差異。因此，本文根據(jù)2011 年1 月—8 月家庭成員個(gè)人工資和家庭工資總額測(cè)算家庭工資集中指數(shù)，工資集中指數(shù)越高，家庭成員的工資收入越不均衡，即在同等家庭工資收入水平下，家庭的工資集中指數(shù)越高，個(gè)稅負(fù)擔(dān)越重。我們利用個(gè)稅改革交互項(xiàng)×家庭工資集中指數(shù)，分析家庭工資集中程度對(duì)減稅效果的影響。表6 顯示，不論是全樣本，還是戶主收入低于3 500 元家庭樣本，減稅效果隨家庭工資集中度上升而下降，并且對(duì)于低收入家庭的影響更大。綜合來看，中國(guó)個(gè)稅征繳是以個(gè)人為單位，可能會(huì)導(dǎo)致同等收入情況下家庭層面負(fù)擔(dān)的差異，從而帶來實(shí)際減稅效果的差異。未來從以個(gè)人轉(zhuǎn)向以家庭為單位征繳，將有利于增強(qiáng)減稅降負(fù)政策的精準(zhǔn)性，降低個(gè)稅政策實(shí)際效果的差異。

表6 減稅對(duì)計(jì)稅方式的影響

2.低報(bào)收入程度

需要注意的是，可支配收入和工資收入的估計(jì)系數(shù)分別為10.1%和11.2%，工資收入的平均效應(yīng)接近測(cè)算的最高減稅率6% (月工資區(qū)間為4 900—9 300 元)，估計(jì)系數(shù)存在一定程度的高估。國(guó)內(nèi)外研究都發(fā)現(xiàn)，出于避稅需要居民調(diào)查數(shù)據(jù)都存在不同程度的瞞報(bào)收入情況，并且收入越高，瞞報(bào)程度越高(Hurst 等，2014；白重恩等，2015)。提高個(gè)稅免征額會(huì)降低調(diào)查對(duì)象瞞報(bào)或低報(bào)收入的程度(Gorodnichenko 等，2009)。我們利用式(3)估計(jì)免征額調(diào)整對(duì)收入瞞報(bào)的影響。定義一為食品支出減去工資收入的差值；定義二為食品、衣著、總服務(wù)和通信工具支出之和減去工資收入的差值；定義三為食品支出減去工資、資產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入之和的差值；定義四為食品、衣著、總服務(wù)和通信工具支出之和減去工資、資產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入之和的差值。在DID 基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，我們使用DID 方法分析個(gè)稅改革對(duì)有月工資收入超過2 000 元成員樣本家庭消費(fèi)—收入差的影響。表7 顯示，全樣本的估計(jì)系數(shù)分別為-0.062、-0.052、-0.058 和-0.048，其中國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位戶主家庭消費(fèi)—收入差的系數(shù)為-0.094、-0.084、-0.088 和-0.078，估計(jì)系數(shù)是全樣本的1.5—1.6 倍，戶主工作收入低于3 500 元的樣本發(fā)現(xiàn)類似結(jié)果。原因在于，相對(duì)于非國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位，國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位工薪所得稅納稅籌劃風(fēng)險(xiǎn)較小。王雄元等(2016)發(fā)現(xiàn)，2011 年個(gè)稅改革提高起征點(diǎn)削弱了工薪所得稅納稅籌劃對(duì)薪酬激勵(lì)的促進(jìn)作用，而本文結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位存在對(duì)工薪所得稅納稅籌劃的行為。因此，精準(zhǔn)實(shí)施個(gè)稅政策，需要進(jìn)一步完善納稅申報(bào)信息采集，精準(zhǔn)發(fā)揮個(gè)稅政策在增加低收入者收入、擴(kuò)大中等收入群體、規(guī)范收入分配秩序、規(guī)范財(cái)富積累機(jī)制中的作用。

表7 免征額調(diào)整對(duì)家庭低報(bào)收入程度的影響

五、結(jié)論與政策建議

在共同富裕目標(biāo)下，中國(guó)需要充分發(fā)揮個(gè)稅的收入分配調(diào)節(jié)效應(yīng)，提振居民消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。長(zhǎng)期以來，中國(guó)減稅政策更多注重針對(duì)企業(yè)層面的大規(guī)模減稅降費(fèi)，而提振消費(fèi)需要更加重視針對(duì)家庭層面的更優(yōu)化的減稅降費(fèi)規(guī)模和方式。在進(jìn)行大規(guī)模減稅降費(fèi)之前，把握減稅對(duì)居民經(jīng)濟(jì)行為的影響機(jī)制，以及減稅的間接影響至關(guān)重要。

本文使用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查(UHS)2010—2012 年家庭收支月度信息，利用2011 年個(gè)稅改革的免征額調(diào)整分析居民經(jīng)濟(jì)行為的動(dòng)態(tài)變化。結(jié)果顯示，免征額調(diào)整分別使得有納稅記錄家庭的自報(bào)可支配收入和工資收入增加8.3%—10.1%和10.1%—11.2%，同時(shí)家庭月均消費(fèi)性支出增加2.5%—3.2%，其中食品和服務(wù)的支出分別增長(zhǎng)了3.2%—4.3%和3.1%—4.9%。免征額調(diào)整降低了工薪家庭的納稅負(fù)擔(dān)，增加了家庭的持久收入，使得消費(fèi)性支出隨之上漲。在食品支出上漲的情況下，食品結(jié)構(gòu)得以改善，肉蛋類、蔬菜類和瓜果類等食品支出明顯增長(zhǎng)，促進(jìn)了居民食品結(jié)構(gòu)的消費(fèi)升級(jí)。在減稅沖擊下，持久收入假說無法解釋消費(fèi)性支出的短期敏感。消費(fèi)性支出在稅改當(dāng)月分別增長(zhǎng)5.2%，在第三個(gè)月增幅下降，且在第四個(gè)月出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，說明消費(fèi)性支出短期存在顯著的過度敏感現(xiàn)象，這和持久收入理論并不一致。在稅改實(shí)施四個(gè)月后，消費(fèi)性支出增長(zhǎng)程度逐漸趨于平均效應(yīng)。減稅在短期內(nèi)對(duì)中低收入群體的影響最為明顯，從減稅金額來看家庭人均月工資處于8 000—12 500 元的家庭減稅受益最大，消費(fèi)增長(zhǎng)潛力更大。從異質(zhì)性來看，減稅會(huì)增加中低收入家庭的持久收入，提升其消費(fèi)水平。得益于持久收入的增加，有負(fù)債支出和有子女教育支出家庭的消費(fèi)性支出和食品支出會(huì)有所提升，特別是有住房負(fù)債家庭的增長(zhǎng)更為明顯。我們還發(fā)現(xiàn)了家庭工資集中度會(huì)影響減稅的實(shí)際效果，從個(gè)人計(jì)稅轉(zhuǎn)向家庭計(jì)稅有助于把握家庭的實(shí)際納稅負(fù)擔(dān)。此外，我們發(fā)現(xiàn)，減稅可以使家庭消費(fèi)—收入差降低3.1%—9.4%，免征額調(diào)整使得自報(bào)可支配收入和工資收入的增長(zhǎng)程度大于個(gè)稅降低的程度，可以間接降低有納稅記錄家庭低報(bào)收入的程度，其中對(duì)于國(guó)有經(jīng)濟(jì)單位戶主家庭的影響更大。

共同富裕是我國(guó)現(xiàn)階段以及未來一段時(shí)間的重要目標(biāo)。個(gè)人所得稅在調(diào)節(jié)收入分配、釋放居民消費(fèi)潛力、增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動(dòng)力等方面具有重要的作用。2018 年個(gè)稅改革最大的突破在于增加專項(xiàng)扣除，但專項(xiàng)扣除分為月度申報(bào)和年終匯算兩種方式。專項(xiàng)月度申報(bào)對(duì)居民消費(fèi)的影響機(jī)制和提高起征點(diǎn)一樣，通過提升家庭的持久水平來促進(jìn)消費(fèi)，其效果有利于改善食品消費(fèi)質(zhì)量，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。年終匯算等同于美國(guó)個(gè)稅措施中的稅收返還，其有利于促進(jìn)耐用品消費(fèi)的增加，從而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。但是，專項(xiàng)扣除方式的差異對(duì)中國(guó)居民家庭消費(fèi)和企業(yè)個(gè)稅籌劃造成的影響，還需要進(jìn)一步深入研究。