何輝張清

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

利息稅對(duì)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期穩(wěn)態(tài)效應(yīng)研究
——基于中國(guó)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)模擬分析

何輝張清

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

文章把利息稅引進(jìn)拉姆齊模型進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，得到利息稅率調(diào)整引起穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的變化量。利用中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)模擬分析，發(fā)現(xiàn)利息稅對(duì)我國(guó)人均消費(fèi)長(zhǎng)期穩(wěn)態(tài)效應(yīng)是：從長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)的角度來看，人均消費(fèi)與利息稅呈反向變化關(guān)系，即降低利息稅率會(huì)提高我國(guó)人均消費(fèi)水平,反之人均消費(fèi)減少。

利息稅；人均消費(fèi)；穩(wěn)態(tài)效應(yīng)；動(dòng)態(tài)模擬

為拉動(dòng)內(nèi)需，刺激消費(fèi)，我國(guó)于1999年開征利息稅，稅率為20%。隨后利息稅率經(jīng)歷了兩次調(diào)整。2007年，為緩解經(jīng)濟(jì)過熱，通過抑制消費(fèi)來緩解物價(jià)上漲，將利息稅率由20%調(diào)整為5%。2008年10月，受由美國(guó)次貸危機(jī)引起的全球性金融危機(jī)爆發(fā)后，為刺激消費(fèi)，抑制經(jīng)濟(jì)低迷態(tài)勢(shì)，我國(guó)出臺(tái)了暫免利息稅的政策。可見，利息稅是我國(guó)調(diào)節(jié)居民消費(fèi)的重要政策工具。若從經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)的角度來看，利息稅率的調(diào)整對(duì)人均消費(fèi)有何影響呢？本文將在理論分析的基礎(chǔ)上，利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)模擬分析調(diào)整利息稅率對(duì)我國(guó)穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的影響。

一、理論模型

（一）利息稅與穩(wěn)態(tài)消費(fèi)的一般均衡

1.家庭部門。家庭部門在消費(fèi)約束條件下追求無限時(shí)間內(nèi)的消費(fèi)效用最大化。假設(shè)家庭效用函數(shù)為常相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效用函數(shù)（CRRA），從而可建立家庭目標(biāo)函數(shù)為：

2.企業(yè)部門。企業(yè)利用所擁有的規(guī)模，充分利用資本、技術(shù)條件下的勞動(dòng)力，使其利潤(rùn)達(dá)到最大化。假設(shè)企業(yè)是含有效勞動(dòng)和資本的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，且規(guī)模收益不

3.一般均衡解。根據(jù)新古典增長(zhǎng)模型的理論，從長(zhǎng)期來看，如果人均實(shí)際產(chǎn)出與人均資本量的增長(zhǎng)率是按一定的比率增長(zhǎng)，且兩者的速度大致相同時(shí)，則稱該經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)定狀態(tài)，即如果兩者都以不變的比率增長(zhǎng)或均為0增長(zhǎng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)就處于穩(wěn)定狀態(tài)。本文中的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)假定經(jīng)濟(jì)運(yùn)行變量增長(zhǎng)為0時(shí)的人均消費(fèi)，這不影響我們研究的結(jié)果。由（4）、（6）、（7）式聯(lián)合可得穩(wěn)態(tài)下的有效資本量和人均消費(fèi)，即（8）、（9）式：

（二）利息稅對(duì)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期穩(wěn)態(tài)效應(yīng)

從長(zhǎng)期來看，調(diào)整利息稅率使得人均消費(fèi)從原穩(wěn)態(tài)水平到達(dá)新的穩(wěn)態(tài)水平，并重新處于均衡狀態(tài)。由（9）式可知：（1）

二、參數(shù)估計(jì)的實(shí)證分析

利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，通過（3）式和含有效勞動(dòng)和資本的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)出消費(fèi)的邊際效用彈性θ、資本產(chǎn)出份額α以及綜合技術(shù)水平A。首先對(duì)估計(jì)參數(shù)所使用的數(shù)據(jù)及變量進(jìn)行說明。估計(jì)消費(fèi)邊際彈性所涉及的變量有人均消費(fèi)增長(zhǎng)率、利息稅率以及利率。為了能夠反映出我國(guó)實(shí)際利率水平，本文中的利率取的是一個(gè)年度內(nèi)加權(quán)平均利率。①估計(jì)資本產(chǎn)出份額α以及綜合技術(shù)水平A所涉及變量有產(chǎn)出Y、資本K、技術(shù)條件下的勞動(dòng)力。為了消除價(jià)格因素的影響，我們采用實(shí)際GDP作為產(chǎn)出Y。資本K數(shù)據(jù)，我們采用張軍[1][2]（2003、2004）的測(cè)算方法進(jìn)行測(cè)算。在測(cè)算資本以及模擬分析時(shí)需要確定折舊率，采用王小魯和樊綱以及郭慶旺和賈俊雪[3]（2005）的做法，選擇折舊率為5%。選擇就業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)力的變量。技術(shù)變量的測(cè)算關(guān)鍵是要確定技術(shù)進(jìn)步率，根據(jù)顏鵬飛、王兵[4]（2004）在技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析中計(jì)算出1978-2001年我國(guó)技術(shù)效率平均指數(shù)1.012，以及考慮近幾年我國(guó)技術(shù)快速發(fā)展，為更有效的估計(jì)我國(guó)近兩年利息稅率調(diào)整對(duì)穩(wěn)態(tài)消費(fèi)的影響，我們確定技術(shù)進(jìn)步率g為0.02。把1977年作為技術(shù)進(jìn)步的基期標(biāo)準(zhǔn)化為1，利用T=T(0)egt，測(cè)算出技術(shù)變量T。在選擇統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)樣本時(shí)，考慮到估計(jì)出的參數(shù)在本文所研究對(duì)象的研究期內(nèi)更具有合理性和可靠性。本文采用1990-2008年作為樣本期，具體數(shù)據(jù)參見表1：

表1 參數(shù)估計(jì)變量的數(shù)據(jù)表

注：數(shù)據(jù)由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2008》、《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952－2004》以及《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫》整理而得

（一）消費(fèi)邊際效用彈性θ的估計(jì)

利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，由（12）式可估計(jì)出θ值。由于y、x是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因而在考察變量間長(zhǎng)期趨勢(shì)關(guān)系時(shí)必須對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)表1中代表變量x、y數(shù)據(jù)以及x、y的一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表2。從表2中可知x為1階單整時(shí)間序列。

表2 人均消費(fèi)增長(zhǎng)率、稅后利率平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：檢驗(yàn)類型(c，t，p)中，c 表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢(shì)項(xiàng)(t為0表示沒有趨勢(shì)項(xiàng))，p為滯后階數(shù)（下同）

2.協(xié)整性檢驗(yàn)

x為1階單整時(shí)間序列，y為1階單整序列，二者之間可能存在1階協(xié)整關(guān)系。利用E-G兩步法對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。根據(jù)（12）式對(duì)被解釋變量y與解釋變量x進(jìn)行線性回歸，得到回歸方程如下：

第二步，對(duì)（13）式回歸方程的參差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)法，其檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 （13）式回歸方程殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.參數(shù)估計(jì)的回歸方程

從協(xié)整性檢驗(yàn)中可看出，x、y之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)（13）式進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)（13）式存在自相關(guān)性，利用科克蘭-奧克特法消除自相關(guān)后得到回歸方程如下：

4.消費(fèi)的邊際效用彈性θ的估計(jì)值

由（12）、（14）式可得消費(fèi)的邊際效用彈性θ的估計(jì)值如下：

顧六寶、肖紅葉[5]（2004）利用兩種統(tǒng)計(jì)估算方法，估計(jì)出1996—2002年的θ值為0～3.039之間，本文所估計(jì)的θ值在這一范圍之內(nèi)。

（二）資本產(chǎn)出份額α和綜合技術(shù)水平A的估計(jì)

其中，e 為殘差。對(duì)時(shí)間序列 Ln(Y)、Ln(K)、Ln(TL)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表4：

表4 （16）式中變量的平穩(wěn)性以及協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果

從表 4 中可知，Ln(Y)、Ln(K)、Ln(TL)之間存在長(zhǎng)期趨勢(shì)關(guān)系。利用OLS估計(jì)以及Wald方法檢驗(yàn)規(guī)模收益不變的假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果如下表5：

表5 規(guī)模收益不變假設(shè)的檢驗(yàn)結(jié)果

利用（17）式，進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，由于Z和W均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此首先進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整性檢驗(yàn)。

1.變量Ln（W）、Ln（Z）的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)的變量Ln（Z）、Ln（W）數(shù)據(jù)以及一階差分變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表6。從表6中可知Ln（W）為1階單整時(shí)間序列。

表6 變量W、Z的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.變量Ln（W）、Ln（Z）的協(xié)整檢驗(yàn)

利用E-G兩步法對(duì)變量間進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。第一步，借助Eviews5.1軟件，利用最小二乘法（OLS），根據(jù)（17）式對(duì)被解釋變量Z與解釋變量W進(jìn)行線性回歸，回歸方程如下：

第二步，對(duì)（18）式回歸方程的參差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)法，其檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表7 （18）式回歸方程殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.參數(shù)估計(jì)的回歸方程

從協(xié)整性檢驗(yàn)中可看出，x、y之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。對(duì)（18）式進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)（18）式存在自相關(guān)性，利用科克蘭-奧克特法消除自相關(guān)后得到回歸方程如下：

4.資本產(chǎn)出份額α以及綜合技術(shù)水平A的估計(jì)值

由（17）式和（19）式可得資本產(chǎn)出份額α以及綜合技術(shù)水平A的估計(jì)值如下：

這與郭慶旺、賈俊雪（2005）利用我國(guó)1979—2004年的數(shù)據(jù)測(cè)算α值為0.692基本一致。

三、動(dòng)態(tài)模擬分析

（一）經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)選擇

由（9）式可知，影響穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)水平的參數(shù)主要有：消費(fèi)的邊際效用彈性θ、資本產(chǎn)出份額α、時(shí)間偏好率ρ、技術(shù)進(jìn)步率g、人口增長(zhǎng)率n、資本折舊率σ、綜合技術(shù)水平A。由（15）、（20）式可得消費(fèi)的邊際效用彈性θ為0.73，資本產(chǎn)出份額α為0.7，綜合技術(shù)水平A。技術(shù)進(jìn)步率g和資本折舊率σ在參數(shù)估計(jì)實(shí)證分析中已說明，分別取值為0.02和0.05。根據(jù)我國(guó)1999-2007年的人口增長(zhǎng)率介于0.0052～0.0069之間②，人口增長(zhǎng)率取值為0.006。

時(shí)間偏好率ρ。Barro在其著作《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》的“消費(fèi)者最優(yōu)的增長(zhǎng)模型”一章中認(rèn)為ρ有一個(gè)基準(zhǔn)值0.02。賀菊煌[6]（2004）在“壽命不確定下的消費(fèi)決策”的研究中使用ρ為0.015。王東海和袁芳英[7]（2008）、顧六寶和肖紅葉[8]（2007）研究最優(yōu)消費(fèi)增長(zhǎng)率時(shí)，認(rèn)為ρ應(yīng)取值為0.02。利用上述經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)本文ρ取值為0.02。

（二）動(dòng)態(tài)模擬分析

我國(guó)于1999年開征利息稅，利息稅率為20%。隨后利息稅率經(jīng)歷兩次調(diào)整，2007年利息稅率由20%調(diào)整為5%，2008年利息稅率由5%調(diào)整為0。為更好的反映出利息稅率調(diào)整對(duì)穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的影響，主要從動(dòng)態(tài)角度模擬出利息稅率分別在20%、5%以及0時(shí)的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)路徑和穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的變化量。從靜態(tài)的角度模擬出利息稅率調(diào)整引起穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的變化量。把經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)代入（9）式，可得在動(dòng)態(tài)下利息稅率為20%、5%、0時(shí)的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)分別為7476.3元、9374.8元、9705.5元；靜態(tài)下的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)分別為4815元、5145元、5221元；對(duì)應(yīng)的實(shí)際居民消費(fèi)水平分別為為3346元、7081元、8181元。調(diào)整利息稅率引起穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)變化量見下表8。

表8 利息稅率調(diào)整引起穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)變化量

由前面理論分析可知，利息稅率變化的長(zhǎng)期效應(yīng)使得穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)水平改變。利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)可動(dòng)態(tài)模擬出不同利息稅率下穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的路徑值以及利息稅率調(diào)整后穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)路徑值的改變量，參見表9。從表9可以看出，利息稅率由20%調(diào)整為5%，長(zhǎng)期內(nèi)使得有效穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)增加601.3元；利息稅率由5%調(diào)整為0，長(zhǎng)期內(nèi)使得有效穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)增加141.3元。從表9中，可以清晰地看出我國(guó)降低利息稅率，長(zhǎng)期內(nèi)將使得穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)增加。

表9 不同利息稅率下的穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)路徑值的動(dòng)態(tài)模擬計(jì)算表 單位（元）

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

我們認(rèn)為造成這一結(jié)果的主要原因在于：

1.居民預(yù)期收入不穩(wěn)定。由于居民收入具有不穩(wěn)定性，使得居民對(duì)消費(fèi)的時(shí)間偏好率較大，從而利息稅率的調(diào)整對(duì)我國(guó)穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)產(chǎn)生的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)：提高利息稅率，人均消費(fèi)減少；降低利息稅率，人均消費(fèi)水平提高。我國(guó)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期，居民的收入預(yù)期具有不穩(wěn)定性，即便有錢寧愿存在銀行也不敢過多的消費(fèi)，因此利息稅對(duì)消費(fèi)的收入效應(yīng)占優(yōu)。

2.居民邊際效用替代彈性較大。居民儲(chǔ)蓄存款利息收入因利息稅率提高（降低）而減少（增加），在收入效應(yīng)占優(yōu)情況下，使得居民消費(fèi)減少，由于居民邊際效用彈性較大，提高（降低）利息稅率使得居民消費(fèi)的效用大大降低（提高），從而居民不愿增加（減少）消費(fèi)。

3.我國(guó)社會(huì)保障制度不健全。我國(guó)社會(huì)保障制度不健全，尤其農(nóng)村社會(huì)保障制度的不健全，使得居民對(duì)未來養(yǎng)老擔(dān)憂，居民收入中很大一部分留存以后養(yǎng)老，降低利息稅率使得居民存款利息所得增加，進(jìn)而會(huì)提高居民穩(wěn)態(tài)消費(fèi)水平。

4.我國(guó)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步率較低。盡管改革開放后，我國(guó)在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步方面采取了一系列的政策，但由于我國(guó)的技術(shù)發(fā)展水平起點(diǎn)低，阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此利息稅拉動(dòng)內(nèi)需的能力減弱。

（二）啟示

從穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)的角度來看，我國(guó)1999年開征利息稅使得穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)降低，并未起到拉動(dòng)內(nèi)需作用。2007年因經(jīng)濟(jì)過熱而降低利息稅率，但此次利息稅率的降低反而使得人均消費(fèi)增加，未能起到抑制消費(fèi)預(yù)期的效果。2008年10月爆發(fā)金融危機(jī)后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)開始出現(xiàn)疲軟態(tài)勢(shì)，拉動(dòng)內(nèi)需成為當(dāng)務(wù)之急。從模擬結(jié)果來看，利息稅率由5%降至為0，穩(wěn)態(tài)人均消費(fèi)增加141.3元。2008年降低利息稅率有效地起到了拉動(dòng)內(nèi)需，刺激穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。總的來看，降低利息稅具有拉動(dòng)內(nèi)需、刺激居民消費(fèi)的作用，而提高利息稅對(duì)居民消費(fèi)具有抑制作用。因此，在運(yùn)用利息稅作為調(diào)節(jié)居民消費(fèi)時(shí)，應(yīng)充分考慮其所產(chǎn)生的實(shí)際效應(yīng)。在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境背景下，拉動(dòng)內(nèi)需、刺激消費(fèi)應(yīng)采取降低利息稅的政策；相反，若抑制經(jīng)濟(jì)過熱，易采取調(diào)高利息稅率的政策。

注：

①利率的計(jì)算按加權(quán)平均求得的，把一年作為360天，一個(gè)月30天來算，根據(jù)一個(gè)年度內(nèi)利率調(diào)整實(shí)際發(fā)生的天數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均。

②根據(jù)《2007年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算而得。

［1］張軍，章元.對(duì)中國(guó)資本存量K的再估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003，（7）：35-43.

［2］張軍，吳桂英，張吉鵬.中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，（7）：35-44.

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［6］賀菊煌.壽命不確定下的消費(fèi)決策[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2004，(12):34-36.

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［8］顧六寶，肖紅葉.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑中的穩(wěn)定狀態(tài)推移的政策模擬——基于拉姆齊模型的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007，(4):41-48.

F126.1；F810.42

A

1672-0547（2010）05-0019-04

2010－09－07

何 輝（1978－），男，安徽阜陽人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院講師，研究方向：稅收理論與制度；

張 清（1981－），女，湖南益陽人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院助教，管理學(xué)碩士。

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目《金融市場(chǎng)稅收政策效應(yīng)評(píng)估與稅制優(yōu)化研究》（編號(hào)：07XJY033）階段性研究成果；安徽省優(yōu)秀青年人才基金項(xiàng)目《金融市場(chǎng)稅收政策的收入再分配效應(yīng)研究——基于城鎮(zhèn)居民調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》階段性研究成果；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)青年教師科研項(xiàng)目《金融市場(chǎng)稅收政策的收入分配效應(yīng)及稅制優(yōu)化研究》（編號(hào)：ACKYQ1012）階段性研究成果。