试论个人所得税“地镇居民收入与消费关系实证研究

　　　[摘要]运用动态计量方法对个人所得税和城镇居民收入对城镇居民消费的影响进行的实证分析表明：长期来看收入是影响城镇居民消费行为的主要因素，但由于平滑消费倾向、收支预期的不确定性，在短期城镇居民收入增加对消费的促进作用较小；在现阶段，由于个税相对规模、征收范围、征收率、纳税方式的制约，个人所得税并未真正成为制约城镇居民消费的因素；在长期城镇居民消费表现出“棘轮效应”。
　　[关键词]城镇居民消费；个人所得税；城镇居民收入；协整
　　20世纪90年代以来，随着我国经济的快速增长，城镇居民的收入水平和消费水平也保持了持续增长，但居民消费增长却远低于居民收入的增长，平均消费倾向由1993年的0.82下降至2007年的0.67，同期城乡居民储蓄却以每年20％左右的速度高速增长；与此同时，最终消费占GDP的份额由1993年的59.3％下降到2006年的46.9％，消费需求不足，对经济增长的贡献偏低且不断下降。而自1993年建立新的个人所得税税制之后，我国个人所得税年均增速35.2％，个税收入从1993年的46.82亿元增加到2007年的3185亿元，稳居第四大税种；个人所得税的增加必然减少城镇居民的可支配收入。个人所得税的超居民收入增长是否会改变城镇居民的消费选择和消费行为，降低居民的消费倾向，从而抑制城镇居民消费和需求驱动型经济增长模式的形成?为此，将收入和个人所得税纳入同一框架来研究其对城镇居民消费的长期影响就显得十分必要。
　　一、居民收入和个税对城镇居民消费的影响
　　收入是影响消费的主要因素，在西方经济学中有许多经典理论成果。凯恩斯(Keynes，1936)认为消费随收入的增加而增加，但消费的增量小于收入的增量，即绝对收入假说。其后在绝对收入假说基础上，杜森贝里(Desenberry，J.S.，1949)指出消费者的当期消费会受到自己过去的消费习惯以及周围消费水平的影响，即消费的“棘轮效应”和“示范效应”，人们当期消费是相对地决定的，消费和收入在长期内保持个相对固定比率，这便是着名的相对收入假说。持久收入一生命周期理论(简称LC-PIH)从跨时效用最大化原则出发揭示了消费者在生命周期中平滑其消费的动机，即在收入高的年份进行储蓄，在收入低的年份借贷或花费储蓄。里兰德(Leland，H.E.，1968)的预防性储蓄消费理论认为当未来收入不确定时，消费者将变得谨慎，用增加储蓄的办法来预防收入不确定带来的风险。迪顿(Deaton，A.，1991)的流动性约束消费理论认为流动性约束会增加储蓄、减少消费，不论流动性约束何时发生，它都会使一个人的消费比他想要的消费少。基于西方经典消费理论，国内研究者对我国地区和全国范围内的城镇居民收入和消费的关系进行了广泛研究，近年以全国数据进行实证的文献也颇为丰富。刘凤和王玉华2001年用1991—1998年度数据研究发现城镇居民收入和消费之间具有协整关系，城镇居民边际消费倾向为0.78；张继海和臧旭恒2005年以我国1978～2003年的年度数据研究表明中国城镇居民家庭收入和消费之间存在长期协整关系，当期收入和长期均衡对居民消费都具有较强的制约作用；同年，沈晓栋和赵卫亚以不同于前者的非参数回归模型研究发现20世纪90年代以后我国城镇居民的边际消费倾向及弹性系数有明显的下降趋势；田青2008年将城镇居民按收入不同分为七组，实证研究了不同收入水平城镇居民收入和消费的关系，发现不同收入水平城镇居民收入和消费都存在协整关系，但消费倾向因收入差异而异。
　　经济学认为个人所得税是影响消费的因素之一，征收个人所得税使城镇居民可支配收入减少，在商品市场价格不变下，使消费者预算线向原点平移，若商品均为正常商品，则消费者减少所有商品的消费量，这些商品消费支出减少的比例可能不同；而若在城镇居民的消费集内的一些商品对消费者而言是低档商品，那么因征收个税而使消费者收入下降时，消费者则可能是减少正常商品消费而增加低档商品的消费；换言之，由于存在收入变动的收入效应和价格效应，当征收个人所得税使个人可支配收入减少时，消费者总支出会相应减少，而消费者消费集中各商品消费变动的幅度和方向却存在着差异。图1展示了收入变动和征收个人所得税对城镇居民一般商品(正常商品)消费的影响。城镇居民初始预算线为A0B0，无差异曲线为D0，最优消费组合为E0，消费者的收入增加△R预算线向外平移到A1B1，达到个税征收标准，缴纳个人所得税T使可支配收入减少，预算线向内平移至A2B2，与无差异曲线D2相切于E2，此时商品X、Y税后最优消费量小于无个人所得税条件下的最优消费组合E1中的消费量，商品X、Y的消费量及支出减少幅度，取决于消费者的偏好和商品X、Y自身特征，即收入变动的收入效应和价格效应决定了消费者的消费选择。
　　二、实证研究
　　(一)数据及平稳性检验
　　本文实证研究数据自《中国统计年鉴》、《中国税务年鉴》1993～2007各年及《2007年国民经济和社会发展统计公报》整理而来。城镇居民消费水平以城镇居民人均消费支出表示，城镇居民收入用城镇居民人均可支配收入表示，个人所得税为全国个人所得税总额(单位：亿元)，为消除可能的异方差性分别对三时间序列取自然对数，分别以LC、LDI、LT表示。在检验收入、个人所得税和城镇居民消费关系之前，需要检查变量的平稳性，否则就可能出现伪回归错误。检验平稳性的常用方法是单位根检验，常用的单位根检验方法是ADF检验(Augmented Dickey-Fuller Test)。用ADF单位根检验方法检验三变量的平稳性，结果如表1。由检验可知二时间序列也都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是平稳的，所以是一阶单整序列I(1)。本文所使用的软件都是Eviews 6.0。

(二)协整检验与协整方程
　　如前，本文所涉及的变量都是一阶单整的。如果这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系。协整关系反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。对于服从I(1)过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG两步法；另一种是基于回归系数的Johansen检验。EG两步法易于计算，早期被广泛采用，但其缺点是在小样本下，参数估计的误差较大，并且当变量超过两个以上时，变量间可能存在多个“协整”关系，其分析结果不易解释；而Johansen针对上述问题提出了极大似然估计法(MLE)，优于EG两步法。由于本文研究变量超过两个，样本量也相 对有限，所以这里本文采用后者进行分析。
　　在运用Johansen协整分析方法来检验城镇居民可支配收入(LDI)、个人所得税(LT)和城镇居民消费(LC)之间是否存在协整关系之前，需要先根据无约束的VAR模型确定最优滞后期。由于VAR模型的稳定性是判断模型好坏的关键条件，而且随着滞后期增长模型稳定性越差，所以当VAR模型不符合稳定条件时的前推一期为最长滞后期，然后根据残差检验逐期剔除不显着模型，通过残差自相关、正态性、异方差性检验的模型为最终模型。依据上述思路，当滞后期为3时VAR模型稳定性条件不满足，比较滞后1期到2期VAR模型残差自相关、正态性和异方差性检验，最终确定最优滞后期为1期(检验结果如表2)。用AIC、SC、HQ信息准则、FPE最终预测误差方法以及LR统计量标准来选择可以得出最优滞后期为1的一致结果。协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，该VAR模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期。
　　如表3，协整检验的结果表明，在1％的显着水平上，变量之间仅有1个协整关系，估计出的经过标准化的协整关系式为：
　　EC1=LCt+0.05404LTt-0.807034LDIt-0.024139@Trent-1.597067　(1)
　　(0.01704)　(0.04407)　(0.00486)
　　[3.17102]　[-18.3125]　[-4.96648]