王斐然，陳建東

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國財(cái)政發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，北京 100081；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，四川 成都 611130)

一、 引 言

黨的十九大報(bào)告指出，我國經(jīng)濟(jì)已由“高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段”，需要加快完善社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制，其中一個(gè)重要途徑是完善促進(jìn)消費(fèi)的體制機(jī)制，增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用。為確保全面建成小康社會(huì)和“十三五”規(guī)劃的圓滿收官，習(xí)近平總書記在2019年12月中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議上進(jìn)一步明確指出要使財(cái)政與消費(fèi)等政策形成合力，并對財(cái)政政策提出了“提質(zhì)增效”的要求。但是，我國社會(huì)主要矛盾的轉(zhuǎn)變和新冠疫情的出現(xiàn)加劇了政府有效落實(shí)上述要求的難度。一方面，當(dāng)前我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，美好生活需要的直觀表現(xiàn)是消費(fèi)需求的日益提高，而消費(fèi)差距擴(kuò)大會(huì)影響消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，不僅有礙經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，也對全面建成小康社會(huì)產(chǎn)生不利影響。另一方面，對抗疫情期間，娛樂場所等人流聚集地的關(guān)閉與自發(fā)保持社交距離成為生活常態(tài)，抑制了居民的消費(fèi)總需求，而前期大規(guī)模的減稅降費(fèi)壓縮了政府調(diào)整稅收政策的空間。因此，如何在上述復(fù)雜背景下制定減稅降費(fèi)政策以盡可能保障消費(fèi)公平的同時(shí)刺激居民消費(fèi)需求是政府需要思考的問題。

2008 年以后，我國居民人均可支配收入基尼系數(shù)呈現(xiàn)下降趨勢，至2016年人均可支配收入基尼系數(shù)由0.491下降至0.465，在改善居民收入差距問題上取得顯著成效。(1)2003-2016年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)，見中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局: http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/yblh/zysj/201710/t20171010_1540710.html。伴隨著收入差距的縮小，消費(fèi)差距同樣得到改善。孫豪等[1]利用城鄉(xiāng)消費(fèi)分組數(shù)據(jù)測算2002至2012年間消費(fèi)基尼系數(shù)，結(jié)果顯示這期間消費(fèi)基尼系數(shù)下降幅度為8.64%，其中城鄉(xiāng)消費(fèi)差距是中國消費(fèi)差距的首要來源，其次是城鎮(zhèn)內(nèi)部消費(fèi)差距。但是，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距對總體消費(fèi)差距的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)顯著下降趨勢，而城鎮(zhèn)內(nèi)部消費(fèi)差距的貢獻(xiàn)率上漲12.20個(gè)百分點(diǎn)。上述結(jié)果說明，雖然城鎮(zhèn)化使城鎮(zhèn)居民群體規(guī)模得到增大，但同時(shí)造成城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的消費(fèi)分化，因此在深入推進(jìn)城鎮(zhèn)化的今天，在全面建成小康社會(huì)的決勝階段，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距的問題不容忽視。

稅收是政府調(diào)節(jié)收入分配的重要工具，不少學(xué)者從直接稅和間接稅的視角分析了稅收對居民貧富差距的影響。陳建東等[2]從城鄉(xiāng)居民家庭實(shí)際支出入手研究了直接稅和間接稅對城鄉(xiāng)居民收入基尼系數(shù)的影響，發(fā)現(xiàn)直接稅有助于緩解城鄉(xiāng)收入差距而間接稅呈現(xiàn)收入分配負(fù)效應(yīng)。聶海峰和岳希明[3]利用投入產(chǎn)出模型分析了居民的間接稅負(fù)歸宿，結(jié)果發(fā)現(xiàn)間接稅無論是對全國還是城鄉(xiāng)內(nèi)部都表現(xiàn)出累退性，即低收入群體稅收負(fù)擔(dān)率高于高收入群體。由于間接稅在稅制結(jié)構(gòu)中比例較高，其對收入差距的逆向調(diào)節(jié)作用大于直接稅的正向調(diào)節(jié)作用，因此稅制整體呈現(xiàn)負(fù)的收入分配效應(yīng)[4]。然而上述研究多聚焦于收入端的稅負(fù)和差距分析，不能明晰稅收對居民消費(fèi)差距的影響，無法回答前文提出的問題。

鑒于此，本文通過對減稅降費(fèi)中增值稅改革導(dǎo)致的投入產(chǎn)出部門的價(jià)格效應(yīng)所引起的居民八大類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化進(jìn)行分析，結(jié)合不同收入等級城鎮(zhèn)居民的需求彈性研究其消費(fèi)行為的變化，進(jìn)而探索對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距的影響，以期得到對制定更精準(zhǔn)有效的稅收政策的有益啟示。

二、 文獻(xiàn)綜述

(一) 稅收政策對消費(fèi)差距的影響

盡管國內(nèi)學(xué)者對稅收收入分配效應(yīng)的研究多是從“收入端”著手，但仍有部分學(xué)者從“消費(fèi)端”的角度對這一問題進(jìn)行有益探索，其主要方法是通過比較征稅前后居民消費(fèi)支出中含稅量變化來分析稅收對居民消費(fèi)差距的影響。聶海峰和劉怡[5]利用投入產(chǎn)出法計(jì)算2002年城鎮(zhèn)居民的間接稅負(fù)擔(dān)，發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)居民收入水平的上漲，增值稅和消費(fèi)稅占消費(fèi)的比重下降，表現(xiàn)出累退性；營業(yè)稅呈現(xiàn)相反態(tài)勢，表現(xiàn)出累進(jìn)性；就間接稅整體而言，低收入群體的消費(fèi)中含稅量是高收入群體的0.98，表現(xiàn)出稅收累進(jìn)性，有利于促進(jìn)消費(fèi)公平。倪紅福等[6]同樣采用投入產(chǎn)出法模擬了“營改增”對城鎮(zhèn)居民終生收入(總消費(fèi))的稅收負(fù)擔(dān)的影響，發(fā)現(xiàn)“營改增”后，雖然高收入群體的消費(fèi)含稅量仍然高于低收入群體，對促進(jìn)消費(fèi)公平具有積極意義，但由于取消了累進(jìn)性較強(qiáng)的營業(yè)稅，導(dǎo)致整體累進(jìn)性略微下降。馬驍?shù)萚7]基于基尼系數(shù)的數(shù)理方法研究了直接稅和間接稅對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的影響，結(jié)果顯示直接稅和間接稅都有利于縮小城鄉(xiāng)居民之間消費(fèi)差距，且前者的正效應(yīng)強(qiáng)于后者。此外，還有學(xué)者通過模擬稅收政策調(diào)整引起的價(jià)格效應(yīng)結(jié)合需求彈性分析居民消費(fèi)行為的變化。童錦治等(2)童錦治, 李星,王佳杰. 關(guān)于增值稅“擴(kuò)圍”的稅率選擇與居民消費(fèi)變動(dòng)的研究[C]. 2012管理創(chuàng)新、智能科技與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研討會(huì)論文集.南昌工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院, 2012:58-63.利用2002年至2008年城鎮(zhèn)居民收入分組的微觀消費(fèi)數(shù)據(jù)模擬了增值稅擴(kuò)圍對居民消費(fèi)的產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)對于適用營業(yè)稅的居民服務(wù)消費(fèi)項(xiàng)目在轉(zhuǎn)征增值稅后，適用13%低稅率能夠更好兼顧擴(kuò)大居民消費(fèi)和維護(hù)低收入群體消費(fèi)福利。

(二) 消費(fèi)需求系統(tǒng)模型對稅收政策的評估

消費(fèi)需求系統(tǒng)模型能夠從居民商品需求彈性的角度分析由稅收政策變化帶來的商品價(jià)格改變對居民消費(fèi)的影響，因此被認(rèn)為是評估間接稅改革的重要工具[8]。國內(nèi)外很多學(xué)者對這方面多有應(yīng)用。Lin等[9]運(yùn)用幾乎完美的需求系統(tǒng)(Almost Ideal Demand System, AIDS)分析征收含糖飲料稅對飲料需求的影響，結(jié)果表明對含糖飲料征稅，低收入和高收入家庭都會(huì)降低含糖飲料消費(fèi)；此外，盡管低收入家庭對于含糖飲料的價(jià)格變化相對不敏感，但是高收入家庭對飲料種類的選擇更加豐富，替代效應(yīng)更強(qiáng)，因此征稅造成的價(jià)格上漲反而會(huì)造成低收入家庭減少更多含糖飲料攝入。Jansky[10]利用二次近乎完美需求系統(tǒng)(Quadratic Almost Ideal Demand System，QUAIDS)對捷克增值稅改革進(jìn)行評估，研究比較了改革前2012年的增值稅稅率(含12%和14%兩檔)，2013年公布的增值稅改革方案(含15%和21%兩檔)以及2013年實(shí)際執(zhí)行的增值稅改革方案(17.5%一檔)，結(jié)果顯示實(shí)際實(shí)施的方案能夠有效刺激居民在外食品和奢侈品、家居物品的需求數(shù)量(分別平均增長4.58%和3.07%)，但降低了居民對其他服務(wù)商品和交通娛樂的消費(fèi)需求(分別降低3.24%和3.12%)，同時(shí)政府稅收收入大約減少2.3億捷克克朗。類似的研究還有Zhen等[11]、Dharmasena和Capps[12]以及Aepli[13]等。李穎[14]利用擴(kuò)展的線性支出系統(tǒng)模型(Expend Linear Expenditure System, ELES)測算了不同收入水平城鎮(zhèn)居民的需求價(jià)格彈性，并借此分析了商品稅在不同收入階層城鎮(zhèn)居民支出過程中可能存在的稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁狀況，結(jié)果表明商品稅不存在明顯的累退性，并建議擴(kuò)大“營改增”范圍。平新喬等[15]在詳細(xì)分析增值稅的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制的基礎(chǔ)上，通過比較增值稅和營業(yè)稅對消費(fèi)者產(chǎn)生的福利效應(yīng)的差異，指出前者對于居民消費(fèi)福利的影響要小于后者，因此建議推進(jìn)“營改增”的實(shí)施。

綜上所述，國內(nèi)學(xué)者就稅收對消費(fèi)差距的影響和消費(fèi)需求系統(tǒng)模型的應(yīng)用做出有益探索，對該領(lǐng)域做出重要貢獻(xiàn)。本文擬從下列兩方面對現(xiàn)有研究做出邊際貢獻(xiàn)：一方面，現(xiàn)有研究多通過稅收政策變化前后消費(fèi)中含稅量變化進(jìn)行分析，忽略了居民面對價(jià)格變化而實(shí)際可能產(chǎn)生的消費(fèi)行為變化，因此本文擬從此方面入手，利用投入產(chǎn)出等模型模擬稅收政策調(diào)整引起的居民各類消費(fèi)的價(jià)格效應(yīng)，進(jìn)而通過分析居民實(shí)際消費(fèi)行為的變化探索對消費(fèi)差距的影響。另一方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)利用消費(fèi)需求系統(tǒng)模型分析稅收政策多基于線性支出系統(tǒng)，忽略了消費(fèi)者的恩格爾曲線可能呈現(xiàn)非線性狀態(tài)，對QUAIDS模型運(yùn)用在中國稅收問題上尚有不足，因此本文擬從此方向著手對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展。通過上述研究，可以為政府制定更加精準(zhǔn)科學(xué)的減稅降費(fèi)政策、加強(qiáng)發(fā)揮消費(fèi)的基礎(chǔ)性作用和全面建成小康社會(huì)提供政策參考，具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型設(shè)定

1. 二次近乎完美需求系統(tǒng)模型。由于在實(shí)際情況中物品的恩格爾曲線更可能呈現(xiàn)出一般的非線性曲線[16],Banks等[8]在AIDS模型基礎(chǔ)上加入一個(gè)二次項(xiàng)將其擴(kuò)展成為二次近乎完美需求系統(tǒng)(QUAIDS)，從而能夠更好地辨識(shí)必需品與奢侈品。模型基本形式為：

(1)

其中，x表示家庭名義總消費(fèi)支出，wi表示居民家庭第i種消費(fèi)品占其總消費(fèi)支出的份額，P=(p1,p2,…,pk)表示家庭消費(fèi)品的價(jià)格向量，pi表示第i種消費(fèi)品的價(jià)格，k表示消費(fèi)品的種類，εi表示誤差項(xiàng)。αi、βi、γi和λi都為待估參數(shù)。當(dāng)λi=0時(shí)，QUAIDS模型轉(zhuǎn)化為AIDS模型。a(P)表示綜合價(jià)格指數(shù)；b(P)表示柯布—道格拉斯型價(jià)格集合指數(shù)；λ(P)表示價(jià)格p的零階齊次函數(shù)；lna(P)、b(P)和λ(P)的表達(dá)式如下所示：

(2)

(3)

(4)

依據(jù)Poi[17]的研究，可以在QUAIDS模型中加入一系列家庭特征變量，比如家庭所在地區(qū)和家庭收入等級等，以觀測家庭特征變量對商品消費(fèi)份額的變化。參考趙昕東和汪勇[18]的研究，本文采用加入家庭特征變量的QUAIDS模型來估計(jì)居民彈性，其形式如下：

(6)

同時(shí)，上述QUAIDS模型必須滿足的約束條件如下：

(a)對稱性：γij=γji,i≠j，

根據(jù)引入家庭特征變量的QUAIDS模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以分別測算出家庭各類商品的消費(fèi)支出彈性、馬歇爾價(jià)格彈性和希克斯價(jià)格彈性，具體測算公式依次如下：

(7)

(8)

(9)

其中，δij為克羅內(nèi)克函數(shù)，只有當(dāng)i=j時(shí)候，取值為1，否則為0。

2. 投入產(chǎn)出價(jià)格模型。投入產(chǎn)出表能夠全面反映社會(huì)生產(chǎn)過程中不同國民經(jīng)濟(jì)部門之間的經(jīng)濟(jì)技術(shù)聯(lián)系，從而被視為分析間接稅在各部門流轉(zhuǎn)的重要工具。本章參照聶海峰和劉怡[5]的研究，采用投入產(chǎn)出價(jià)格模型來確定增值稅改革引起的各投入產(chǎn)出部門價(jià)格效應(yīng)以及各部門的有效稅率。鑒于本文主要對“營改增”后的增值稅減稅進(jìn)行研究，模型只需引入增值稅和消費(fèi)稅，則投入產(chǎn)出價(jià)格模型形式(3)具體模型推導(dǎo)見:聶海峰，劉怡.城鎮(zhèn)居民的間接稅負(fù)擔(dān):基于投入產(chǎn)出表的估算[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010(7):31-42.如下：

P*=(I-AT-ATΓδ)-1(I+ΓVA)V

(10)

其中，P*代表部門單位產(chǎn)品含稅的n維價(jià)格向量，I是n維單位矩陣，A是n×n維直接消耗矩陣，V代表部門單位產(chǎn)品增加值比例n維列向量。ГVA和ГS都是n維對角矩陣，對角元素對應(yīng)的行業(yè)若不征收該項(xiàng)稅收，則該元素為0。ГVA為實(shí)際征收的增值稅稅率對角矩陣，按照實(shí)際征收的增加值和行業(yè)增加值來計(jì)算；ГS為消費(fèi)稅的實(shí)際征收稅率，分別按照各部門實(shí)際征收的消費(fèi)稅占該部門總產(chǎn)出的比例計(jì)算。

3. 拉氏指數(shù)。消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)是由英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家伏漢(Voughan)提出，用來衡量一籃子代表性商品或服務(wù)的價(jià)格隨著時(shí)間變動(dòng)的相對數(shù)。本文利用物價(jià)指數(shù)的測算思想和方法，用于衡量在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)保持恒定下城鎮(zhèn)居民面對稅收政策調(diào)整前后各類商品總體價(jià)格百分比。拉氏指數(shù)(Laspeyres Index)是測算居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的基本方法[19]，一般表達(dá)式為：

(11)

其中，Indext,0表示在基期0時(shí)測算的報(bào)告期t的拉氏指數(shù)，本研究以稅收政策調(diào)整前為基期，稅收政策調(diào)整后為報(bào)告期；pit和pi0分別表示與城鎮(zhèn)居民某一類消費(fèi)支出對應(yīng)的第i個(gè)投入產(chǎn)出部門產(chǎn)品在報(bào)告期和基期時(shí)的價(jià)格，qi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個(gè)投入產(chǎn)出部門購買的人均商品數(shù)量，則有qi0=mi0/pi0，mi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個(gè)投入產(chǎn)出部門購買的產(chǎn)品人均支出。將qi0的表達(dá)式代入式(11)中，則(11)可以進(jìn)一步改寫為：

(12)

其中，pit/pi0表示稅收政策調(diào)整后的報(bào)告期與調(diào)整前基期第i個(gè)投入產(chǎn)出部門的價(jià)格變動(dòng)相對值，可以根據(jù)投入產(chǎn)出價(jià)格模型得到；wi0表示城鎮(zhèn)居民在基期從第i個(gè)投入產(chǎn)出部門購買產(chǎn)品支出占所有支出的比重?；趦r(jià)格指數(shù)為100，則基期與報(bào)告期的某類商品的價(jià)格指數(shù)變化率為(Indext,0-100)/100，以此表示稅收政策調(diào)整對某類商品的價(jià)格變化率。這里進(jìn)一步以居民食品煙酒類支出為例進(jìn)行說明。居民食品煙酒類支出涵蓋食品加工業(yè)、煙酒飲料制造業(yè)、居民服務(wù)修理和其他服務(wù)業(yè)以及住宿和餐飲業(yè)四個(gè)投入產(chǎn)出部門，分別與食品煙酒類中各細(xì)項(xiàng)支出對應(yīng)。首先，通過投入產(chǎn)出價(jià)格模型可計(jì)算得出稅率政策調(diào)整前后各部門的價(jià)格，從而得到每個(gè)部門的價(jià)格相對值pit/pi0；其次，計(jì)算可得基期時(shí)食品煙酒類各個(gè)細(xì)項(xiàng)支出占食品煙酒類支出比重；最后，將食品煙酒類支出中各細(xì)項(xiàng)占比乘以相對應(yīng)的投入產(chǎn)出部門價(jià)格變化相對值，所得數(shù)值進(jìn)行加總即得到在稅收政策調(diào)整后報(bào)告期價(jià)格水平下基期的價(jià)格指數(shù)。通過與原基期價(jià)格指數(shù)100比較，最終得到稅收政策調(diào)整對居民食品煙酒類支出產(chǎn)生的價(jià)格效應(yīng)。利用投入產(chǎn)出部門與居民消費(fèi)支出的匹配關(guān)系，通過上述拉氏指數(shù)的方法得到稅收政策調(diào)整對居民各類消費(fèi)的價(jià)格效應(yīng)，是本文在方法上的創(chuàng)新點(diǎn)。

(二) 數(shù)據(jù)來源與處理

1. QUAIDS模型數(shù)據(jù)來源與處理。對于QUAIDS模型，在 2013 年城鄉(xiāng)住戶一體化調(diào)查制度實(shí)施后，2014至2016 年城鎮(zhèn)居民按收入水平分組的生活性消費(fèi)支出及其構(gòu)成數(shù)據(jù)不存在缺失的省份有 17 個(gè)(北京、山西、內(nèi)蒙、遼寧、江蘇、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣東、海南、重慶、四川、西藏、陜西、寧夏)，同時(shí)自2018年起又有部分省份不再公布有關(guān)數(shù)據(jù)(如北京)，因此本文采用2014-2016年的17省級收入分組城鎮(zhèn)居民家庭八大類消費(fèi)支出平衡面板數(shù)據(jù)。由于湖南、西藏和寧夏公布的數(shù)據(jù)是按照收入水平分組進(jìn)行7分組，與其余14省(市、自治區(qū))按照收入水平5分組數(shù)據(jù)并不相同，因此以所公布的最低收入戶(10%)和低收入戶(10%)的均值和高收入戶(10%)和最高收入戶(10%)的均值作為低收入戶(20%)和高收入戶(20%)時(shí)的數(shù)據(jù)。經(jīng)此處理后，每年有85組數(shù)據(jù)，共255組不同收入分組城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。同時(shí)，本文加入年份(Zyear)、地區(qū)(Zregion)和收入等級的家庭特征變量。在調(diào)查年鑒中，城鎮(zhèn)居民家庭一般按照收入水平等分為5組，包括：低收入戶(20%)、中等偏下收入戶(20%)、中等收入戶(20%)、中等偏上收入戶(20%)、高收入戶(20%)，相對應(yīng)地，本文生成4個(gè)收入等級虛擬變量，分別為Zi，i=1，2，3，4，依次對應(yīng)低收入組和中等偏上收入組，當(dāng)住戶屬于低收入組時(shí)，Z1=1，否則為0，依次類推。

此外，參考Li等[20]的研究，利用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民各類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)取對數(shù)納入模型進(jìn)行計(jì)算，數(shù)據(jù)來自2014至2017年《中國價(jià)格統(tǒng)計(jì)年鑒》，均以2013年價(jià)格為基期進(jìn)行調(diào)整。值得說明的是，2017公布的城鎮(zhèn)居民各類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)口徑上與以往存在一定差異，主要表現(xiàn)在將食品和煙酒消費(fèi)價(jià)格指數(shù)合并為食品煙酒價(jià)格指數(shù)。因此，本文通過2013年和2014年全國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)作為權(quán)重計(jì)算2014年和2015年城鎮(zhèn)居民食品煙酒消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，進(jìn)一步以與當(dāng)年城鎮(zhèn)居民食品價(jià)格指數(shù)之比作為調(diào)整參數(shù)對2014和2015年各地區(qū)城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行校正，從而得到各地區(qū)城鎮(zhèn)居民食品煙酒消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)。

2. 投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)來源與處理。(4)限于篇幅，數(shù)據(jù)處理中的具體細(xì)節(jié)及結(jié)果可向作者索要。為了與城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)數(shù)據(jù)相匹配，本文利用投入產(chǎn)出價(jià)格模型計(jì)算各產(chǎn)業(yè)部門的有效稅率，使用的數(shù)據(jù)包括《2017年中國投入產(chǎn)出表》中42和149部門的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)以及《2018年中國稅務(wù)年鑒》中全國稅收收入分稅種分產(chǎn)業(yè)收入情況表。具體處理方法借鑒聶海峰和劉怡[5]和倪紅福等[6]的研究。

3. 居民在投入產(chǎn)出部門的支出計(jì)算。(5)限于篇幅，數(shù)據(jù)處理中的具體細(xì)節(jié)及結(jié)果可向作者索要。對于居民在投入產(chǎn)出部門的支出計(jì)算，在參考聶海峰和劉怡[5]研究中附表的對應(yīng)關(guān)系基礎(chǔ)上，結(jié)合本文所采用的42部門進(jìn)行微調(diào)，將居民消費(fèi)支出項(xiàng)目與各投入產(chǎn)出部門相對應(yīng)。本文主要使用2017年城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出進(jìn)行研究，由于2013年國家統(tǒng)計(jì)局在全國統(tǒng)一實(shí)施城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查制度之后，《中國住戶調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒》不再公布與以往《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》完全一致的城鎮(zhèn)居民家庭的詳細(xì)消費(fèi)支出，本文以《中國價(jià)格統(tǒng)計(jì)年鑒》中居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)構(gòu)成為依據(jù)來判斷居民各類消費(fèi)包含項(xiàng)目，同時(shí)借鑒倪紅福等[6]的數(shù)據(jù)處理方法，根據(jù) 2011年城鎮(zhèn)居民家庭各細(xì)項(xiàng)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步完善2017年城鎮(zhèn)居民家庭細(xì)項(xiàng)支出結(jié)構(gòu)。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一) QUAIDS模型估計(jì)結(jié)果及彈性分析

1. QUAIDS模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。本文參考張穎熙[21]的研究，采用Poi[17]建議的非線性不似相關(guān)法(Non-Linear Seemingly Unrelated Regression，NLSUR)對QUAIDS模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，為了防止過度識(shí)別造成的奇異矩陣的問題，估計(jì)QUAIDS模型時(shí)只選用八大類消費(fèi)支出中的七類支出方程，其他商品與服務(wù)支出的參數(shù)由模型的約束條件求出。

表1 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求QUAIDS模型估計(jì)結(jié)果

表2 QUAIDS模型檢驗(yàn)結(jié)果

表1匯報(bào)了以全部收入分組城鎮(zhèn)居民為樣本的QUAIDS模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。從中可以看出，大多數(shù)參數(shù)在1%水平上顯著，說明各變量的系數(shù)大小及符號(hào)方向能夠較好反映城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)需求份額的變化。進(jìn)一步地，表2匯報(bào)了QUAIDS模型的相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)1和2是關(guān)于需求系統(tǒng)模型中是否應(yīng)該包含消費(fèi)支出二次項(xiàng)的檢驗(yàn)，結(jié)果說明需求系統(tǒng)模型中應(yīng)該包含消費(fèi)支出的二次項(xiàng)，意味著采用QUAIDS模型比AIDS模型更為恰當(dāng)。檢驗(yàn)3-6是對收入等級虛擬變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以低收入戶虛擬變量Z1為例，如果Z1不對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求份額產(chǎn)生顯著性影響，則Hi中所有對應(yīng)Z1的元素以及Z1的系數(shù)向量應(yīng)該聯(lián)合等于0。根據(jù)檢驗(yàn)3-4的結(jié)果，在1%的顯著水平下拒絕收入等級虛擬變量相關(guān)系數(shù)全為0的假設(shè)，說明收入等級會(huì)顯著影響城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)。

2. 彈性分析。在QUAIDS模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果的基礎(chǔ)上，利用公式(7)至(9)能夠計(jì)算出樣本總體及觀測值層面上的城鎮(zhèn)居民家庭對八大類商品的支出彈性與價(jià)格彈性，具體結(jié)果如表3(7)表3中，不同收入等級城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出和價(jià)格彈性，是全樣本下模型估計(jì)出的觀測值層面的彈性結(jié)果在各收入等級子樣本中的樣本均值。所示。

對于全體城鎮(zhèn)居民來說，居民在生活用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通信、文教娛樂和其他商品方面的支出彈性大于1，意味著隨著消費(fèi)支出的增長，城鎮(zhèn)居民更傾向于在新增消費(fèi)中提高在這些消費(fèi)支出上的份額。其中，又以在交通通信和其他商品及服務(wù)方面的支出最富有彈性，分別為1.474和1.403，意味著城鎮(zhèn)居民會(huì)以支出增加額的1.474和1.403倍的幅度來提高在交通通信和其他商品及服務(wù)方面的支出。反之，城鎮(zhèn)居民在食品煙酒、衣著和居住方面支出彈性小于1，分別為0.790、0.841、0.779，表明會(huì)在新增消費(fèi)中降低這些消費(fèi)支出的比重。通過比較可以看出，富有彈性的消費(fèi)種類都屬于居民的發(fā)展型消費(fèi)支出，缺乏彈性的食品煙酒、衣著和居住都屬于生存性消費(fèi)支出，體現(xiàn)出隨著支出水平的提高，我國城鎮(zhèn)居民對于美好生活品質(zhì)的追求，而對于維持生存的基本消費(fèi)支出則趨于穩(wěn)定。

對于城鎮(zhèn)居民整體而言，在衣著、生活用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和交通通信這些消費(fèi)支出的價(jià)格彈性表現(xiàn)出負(fù)值，說明隨著這些消費(fèi)品價(jià)格的上漲，城鎮(zhèn)居民會(huì)減小在對應(yīng)消費(fèi)品方面的支出，符合家庭生活消費(fèi)價(jià)格彈性的一般特征。具體來說，以馬歇爾價(jià)格彈性為例，生活用品及服務(wù)類和交通通信類商品的消費(fèi)需求自價(jià)格彈性分別為-4.184和-2.021，絕對值明顯大于1，富有彈性。這表示城鎮(zhèn)居民家庭對生活用品及服務(wù)類和交通通信類商品的價(jià)格變化較為敏感，當(dāng)這兩類商品價(jià)格上升時(shí)，會(huì)明顯降低這兩方面支出；反之，當(dāng)這兩類商品價(jià)格下跌時(shí)，居民在這兩方面消費(fèi)會(huì)顯著提高。同時(shí)，衣著類和醫(yī)療保健類的消費(fèi)自價(jià)格彈性的絕對值明顯小于1，表現(xiàn)為缺乏彈性，說明城鎮(zhèn)居民對這些消費(fèi)品價(jià)格變化相對不敏感。此外，城鎮(zhèn)居民在食品煙酒、居住、文教娛樂和其他用品及服務(wù)的價(jià)格彈性為正值，意味著當(dāng)這些商品價(jià)格上漲，城鎮(zhèn)居民會(huì)增加在這些商品上的支出，這一結(jié)果與趙昕東和汪勇[17]研究中展示的居住類消費(fèi)和Li等[20]研究中展示的食品類消費(fèi)自價(jià)格彈性表現(xiàn)一致，比如本文得到的食品煙酒的自價(jià)格彈性為5.626，接近Li等[20]得到的7.218。此外，對于馬歇爾自價(jià)格彈性為負(fù)的商品，其希克斯價(jià)格彈性的絕對值要小于馬歇爾價(jià)格彈性，這與譚濤等[22]的結(jié)果相一致。?？怂箖r(jià)格彈性也是補(bǔ)償彈性，“補(bǔ)償”表示當(dāng)價(jià)格發(fā)生變化時(shí)，為了保證消費(fèi)者消費(fèi)量不發(fā)生改變而進(jìn)行一定的收入補(bǔ)償。經(jīng)過補(bǔ)償后的各類消費(fèi)的自價(jià)格彈性絕對值變小，意味著補(bǔ)償能夠一定程度上降低城鎮(zhèn)居民對價(jià)格變化的敏感度。與之相反的是，對于原本馬歇爾自價(jià)格彈性為正的商品，在得到收入補(bǔ)償后，居民會(huì)增加這些商品的消費(fèi)量，從而其?？怂箯椥缘慕^對值相對更大。

表3 不同收入等級城鎮(zhèn)居民各類商品的消費(fèi)支出彈性和價(jià)格彈性

進(jìn)一步地，可以對不同收入水平城鎮(zhèn)居民家庭對八大類消費(fèi)的支出彈性和價(jià)格彈性進(jìn)行分析。由表3可以看出，就支出彈性而言，雖然各類消費(fèi)品支出彈性均值隨著收入水平的提高而逐漸降低，但并不是所有消費(fèi)的邊際支出份額都必然呈現(xiàn)線性變化，說明基于3秩需求系統(tǒng)的QUAIDS模型相比只能反映線性需求的AIDS模型或ELES模型更能體現(xiàn)出城鎮(zhèn)居民收入等級變化對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。具體而言，食品煙酒、衣著和居住的支出彈性在不同收入水平城鎮(zhèn)居民中都呈現(xiàn)缺乏彈性狀態(tài)，說明隨著我國經(jīng)濟(jì)水平的提高，城鎮(zhèn)居民的基本的生存溫飽需求已經(jīng)得到滿足，包括收入水平較低的城鎮(zhèn)居民；同時(shí)，食品煙酒、衣著和居住的邊際支出份額隨著收入水平的提高分別呈現(xiàn)出單邊降低、單邊上漲和先減后增的態(tài)勢。就發(fā)展型消費(fèi)而言，在新增消費(fèi)中增加這方面的支出比例是不同收入水平城鎮(zhèn)居民的共同選擇，同時(shí)中等及以下收入群體在新增消費(fèi)中對這些商品的支出比例普遍高于中等以上收入群體，表現(xiàn)出更強(qiáng)的消費(fèi)需求。

就價(jià)格彈性的而言，不同收入水平的城鎮(zhèn)居民對八大類消費(fèi)的價(jià)格敏感程度同樣存在差異。以馬歇爾價(jià)格彈性為例，城鎮(zhèn)居民家庭在食品煙酒、衣著、文教娛樂和居住類商品的價(jià)格彈性絕對值與收入水平呈現(xiàn)正相關(guān)，意味著收入水平越高的城鎮(zhèn)居民對這些商品的價(jià)格變動(dòng)更敏感。比如就食品煙酒類商品而言，當(dāng)其價(jià)格上漲時(shí)，不同收入水平居民都會(huì)增加在這方面的花費(fèi)，且收入水平更高的城鎮(zhèn)居民會(huì)對應(yīng)增加更多食品煙酒的消費(fèi)量。其中的原因可能是：一方面，物流網(wǎng)絡(luò)和冷鏈技術(shù)等經(jīng)濟(jì)科技因素的飛速發(fā)展使得越來越多的高品質(zhì)食材進(jìn)入百姓家廚房，不僅提高了居民的幸福感，且相對于昂貴的奢侈品，也能夠被大多數(shù)城鎮(zhèn)家庭所承擔(dān)。因此，面臨食品價(jià)格水平上漲，城鎮(zhèn)居民不會(huì)降低其對品質(zhì)的追求，反而增加相應(yīng)支出；另一方面，外出就餐和高檔煙酒在高收入群體的食品煙酒消費(fèi)中占比高于低收入群體。以河南省為例，2016年城鎮(zhèn)高收入戶的煙酒和飲食服務(wù)消費(fèi)是低收入戶的3.41倍，而前者的全部食品煙酒消費(fèi)僅是后者的2.52倍，因此這類價(jià)格上漲的增加對高收入群體的影響更顯著。對于生活用品及服務(wù)和交通通信類商品，收入水平與對這些商品價(jià)格的敏感程度成反向關(guān)系，即低收入群體對這些商品的價(jià)格變化更敏。此外，雖然都表現(xiàn)出缺乏彈性狀態(tài)，城鎮(zhèn)居民的收入水平與醫(yī)療保健類商品價(jià)格彈性之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，低收入和高收入群體對醫(yī)療保健類商品的價(jià)格敏感程度都要高于中等收入群體。

(二) 減稅降費(fèi)對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距的影響分析

1. 減稅降費(fèi)對投入產(chǎn)出部門的價(jià)格效應(yīng)分析。在“營改增”之后，減稅降費(fèi)成為市場化改革的重頭戲。2018年《政府工作報(bào)告》提出“大力簡政減稅減費(fèi)”，2019年《政府工作報(bào)告》提出“實(shí)施更大規(guī)模的減稅”，2020年《政府工作報(bào)告》提出“加大減稅降費(fèi)力度”，減稅降費(fèi)連續(xù)三年被寫入政府工作報(bào)告，彰顯政府對此方面的決心。其中，增值稅改革是實(shí)施減稅降費(fèi)的重點(diǎn)，調(diào)整增值稅稅率是改革的主要方式。根據(jù)《關(guān)于簡并增值稅稅率有關(guān)政策的通知》(財(cái)稅〔2017〕37號(hào))、《關(guān)于調(diào)整增值稅稅率的通知》(財(cái)稅〔2018〕32號(hào))以及《關(guān)于深化增值稅改革有關(guān)政策的公告》(財(cái)政部、稅務(wù)總局、海關(guān)總署公告2019年第39號(hào))三份文件確定的各投入產(chǎn)出部門適用的增值稅法定稅率。(8)限于篇幅，各投入產(chǎn)出部門法定稅率可向作者索取。本文將2017年完成“營改增”及增值稅稅率簡并后作為基準(zhǔn)情景，分別探索2018年增值稅稅率調(diào)整情景(情景一)和和2019年增值稅稅率調(diào)整情景(情景二)下的價(jià)格效應(yīng)。

表4 不同情境下各投入產(chǎn)出部門的相對價(jià)格變化率 (單位：%)

由于稅收優(yōu)惠及征管水平的原因，稅收的實(shí)際征收率往往小于法定稅率?？紤]到這些因素，本文根據(jù)前文數(shù)據(jù)處理測算出的實(shí)際征收率與法定稅率的比值作為衡量征管水平的能力參數(shù)，利用該參數(shù)乘以兩種情境下的各投入產(chǎn)出部門的法定稅率，從而得到稅收政策調(diào)整后的實(shí)際征收的增值稅稅率。將上述得到的實(shí)際增值稅征收稅率代入公式(10)即可得到兩種稅收政策調(diào)整后情境下投入產(chǎn)出部門的價(jià)格，從而計(jì)算出價(jià)格變化率。由于篇幅限制，本文只匯報(bào)部分投入產(chǎn)出部門價(jià)格效應(yīng)結(jié)果，其余結(jié)果若有需要可向作者索要。

表4顯示，相較于“營改增”后，2018年以來實(shí)施的增值稅減稅使所有投入產(chǎn)出部門的價(jià)格都有不同程度的下降。對于制造業(yè)部門來說，“營改增”后完善了制造業(yè)部門在生產(chǎn)過程中的抵扣鏈條，允許其對服務(wù)業(yè)部門的中間投入進(jìn)行抵扣，降低了制造成本，2018年的稅率下能夠促進(jìn)制造業(yè)部門的價(jià)格平均較“營改增”稅率簡并后下降0.48%。對于服務(wù)業(yè)(9)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的“關(guān)于修訂《三次產(chǎn)業(yè)劃分規(guī)定(2012)》的通知”，這里服務(wù)業(yè)指代本文中部門代碼在28-42的投入產(chǎn)出部門，通知見 http://www.stats.gov.cn/tjgz/tzgb/201803/t20180327_1590432.html。來說，各部門平均價(jià)格下降幅度為0.23%，低于制造業(yè)部門價(jià)格下降幅度，其中的原因可能是服務(wù)業(yè)部門的中間投入率相對較低[6]，能夠被抵扣的進(jìn)項(xiàng)較少，因此稅率降低雖然能夠降低部門成本，但影響程度相對有限，從而對部門價(jià)格的影響也較小。進(jìn)一步地，2019年增值稅稅率下調(diào)對于降低各投入產(chǎn)出部門的價(jià)格效果顯著，相較于基準(zhǔn)情景，42個(gè)部門價(jià)格降幅平均值達(dá)到1.44%，在2018年減稅降幅的基礎(chǔ)上增加1.05個(gè)百分點(diǎn)，其中制造業(yè)部門和服務(wù)業(yè)部門價(jià)格分別進(jìn)一步下降1.38和0.60個(gè)百分點(diǎn)。結(jié)合倪紅福等[6]的結(jié)果可以看出，2018年以后實(shí)施的增值稅稅率下調(diào)能夠有效彌補(bǔ)“營改增”后可能由征收能力提升導(dǎo)致的服務(wù)業(yè)部門價(jià)格上漲，切實(shí)降低行業(yè)價(jià)格和企業(yè)成本。

表5 不同情境下城鎮(zhèn)居民八大類消費(fèi)的價(jià)格指數(shù)及變化率

2. 減稅降費(fèi)對居民各類消費(fèi)的價(jià)格效應(yīng)分析。在前文得到各投入產(chǎn)出部門稅制改革前后產(chǎn)品價(jià)格變化的基礎(chǔ)上，利用公式(12)可以計(jì)算出稅收政策調(diào)整對城鎮(zhèn)居民八大類消費(fèi)的價(jià)格效應(yīng)。表6展示了在稅收政策調(diào)整的兩個(gè)情景下居民各類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化。結(jié)果顯示，減稅降費(fèi)政策實(shí)施后，如果城鎮(zhèn)居民保持政策實(shí)施前各類商品的購買量，城鎮(zhèn)居民各類消費(fèi)的價(jià)格指數(shù)都得到不同程度的下降。從整體來說，2018年增值稅稅率調(diào)整能夠促進(jìn)八大類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平均下降0.33%，2019年進(jìn)一步減稅所產(chǎn)生的價(jià)格下降效應(yīng)較2018年顯著提高，平均降幅相對于基準(zhǔn)情景達(dá)1.25%。分消費(fèi)品類別而言，增值稅稅率下調(diào)對生活用品及服務(wù)類商品價(jià)格指數(shù)影響最大，兩種情境下較基準(zhǔn)情景的降幅分別為0.48%和1.87%，其中的原因是城鎮(zhèn)居民的生活用品及服務(wù)類消費(fèi)中，用品類消費(fèi)遠(yuǎn)高于服務(wù)類消費(fèi)，涉及較多的是投入產(chǎn)出部門中的制造業(yè)部門，得益于制造業(yè)部門價(jià)格下降效應(yīng)較大，因此此類消費(fèi)品的價(jià)格指數(shù)降低也更明顯。與之相反，如果各類消費(fèi)支出中服務(wù)類支出比重較大，則此類消費(fèi)價(jià)格下降效應(yīng)相對較低，如主要由房地產(chǎn)部門和教育及文化、體育和娛樂部門分別主導(dǎo)的居住類消費(fèi)和文教娛樂類消費(fèi)。值得注意的是，制造業(yè)中的通用專用設(shè)備部門和服務(wù)業(yè)中的衛(wèi)生、社會(huì)工作和社會(huì)保障部門分別是在本輪減稅降費(fèi)下各產(chǎn)業(yè)中價(jià)格下降幅度較突出的部門，且都與居民消費(fèi)中的醫(yī)療保健支出緊密相關(guān)，由此造成醫(yī)療保健消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降1.23%，意味著本輪減稅降費(fèi)對降低城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出負(fù)擔(dān)具有積極作用。

3. 減稅降費(fèi)對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距的影響分析。結(jié)合各類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化及前文計(jì)算出的不同收入水平城鎮(zhèn)居民的八大類消費(fèi)的馬歇爾自價(jià)格彈性，本文在局部均衡的框架里估計(jì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的改變，以此探究對居民實(shí)際消費(fèi)差距的影響。表6匯報(bào)了不同情境下城鎮(zhèn)居民整體及各類消費(fèi)差距。在減稅降費(fèi)后，就城鎮(zhèn)居民八大類消費(fèi)基尼系數(shù)而言，食品煙酒、生活用品和服務(wù)、交通通信和其他商品和服務(wù)的消費(fèi)基尼系數(shù)變化較為明顯，其中前三類商品消費(fèi)基尼系數(shù)有所降低，而其他商品和服務(wù)類消費(fèi)基尼系數(shù)反而升高，比如在2019年增值稅稅率下調(diào)后，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化后的實(shí)際食品煙酒、生活用品和服務(wù)和交通通信的消費(fèi)基尼系數(shù)較原狀況會(huì)分別下降0.0041、0.0046和0.0015，而其他商品和服務(wù)消費(fèi)變化后的基尼系數(shù)較原本會(huì)增長0.0014。

表6 不同情境下城鎮(zhèn)居民整體及各類消費(fèi)差距

進(jìn)一步地，本文通過分位數(shù)之比變化來探索不同情境下的城鎮(zhèn)不同收入水平居民的消費(fèi)差距改變。從整體而言，增值稅改革會(huì)縮小高收入戶與低收入戶之間以及高收入戶與中等收入戶之間的消費(fèi)差距，但是會(huì)加劇中等收入戶與低收入戶之間的消費(fèi)差距。該結(jié)果表明，增值稅改革在“擴(kuò)中”和“限高”的途徑下有效緩解了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距，對促進(jìn)消費(fèi)公平具有積極影響，但對“提低”方面影響有限。就居民各類消費(fèi)的分位數(shù)比值結(jié)果來說，基本與消費(fèi)基尼系數(shù)的變化相一致。食品煙酒、生活用品和服務(wù)以及交通通信的消費(fèi)三項(xiàng)分位數(shù)之比下降較為明顯；以食品煙酒消費(fèi)為例，由2019年增值稅稅率下調(diào)產(chǎn)生的食品煙酒類消費(fèi)價(jià)格下降能夠使中等收入與低收入之間、高收入與中等收入之間以及高收入與低收入之間的食品煙酒消費(fèi)之比分別降低0.54%、1.61%和2.14%，其中高收入與低收入群體之間的消費(fèi)差距改善最為顯著，也是促進(jìn)該項(xiàng)消費(fèi)基尼系數(shù)減小的主要原因，類似的情形同樣發(fā)生在生活用品和服務(wù)和交通通信的消費(fèi)差距上。城鎮(zhèn)居民在居住和文教娛樂上的三項(xiàng)消費(fèi)分位數(shù)之比同樣表現(xiàn)出下降態(tài)勢，但幅度相對較小。對于衣著消費(fèi)而言，在增值稅改革中，三項(xiàng)分位數(shù)指標(biāo)都有所提高，與該項(xiàng)支出消費(fèi)基尼系數(shù)的增加相對應(yīng)，其中的主要原因在于高收入群體對衣著類商品的價(jià)格變化更為敏感，此類價(jià)格下降使得高收入群體會(huì)在高品質(zhì)衣著上產(chǎn)生更多消費(fèi)，從而導(dǎo)致衣著消費(fèi)差距的增大。此外，得益于減稅降費(fèi)政策，醫(yī)療保健類商品消費(fèi)價(jià)格的下降能夠促進(jìn)城鎮(zhèn)居民在此類商品方面的支出，盡管由于城鎮(zhèn)中等收入群體對此類商品價(jià)格變化敏感程度弱于低收入和高收入群體，使得中等收入與高收入群體之間此項(xiàng)消費(fèi)之比輕微上漲，但低收入與中等收入群體之間和高收入群體與低收入群體之間的醫(yī)療保健消費(fèi)之比得到縮小，城鎮(zhèn)居民整體醫(yī)療保健消費(fèi)基尼系數(shù)基本保持不變。

五、 結(jié)論與政策建議

本文通過研究不同收入水平城鎮(zhèn)居民在面對由減稅降費(fèi)引起的八大類消費(fèi)品價(jià)格效應(yīng)紅利時(shí)消費(fèi)行為的變化來分析稅收政策調(diào)整對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，城鎮(zhèn)居民所有消費(fèi)品的支出彈性均值隨著收入水平的提高而逐漸降低，表明低收入群體具有更強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿，但具體到各類消費(fèi)品，其邊際支出份額并不必然隨著收入水平的上升呈現(xiàn)線性變化，表現(xiàn)出消費(fèi)種類之間的異質(zhì)性；不同收入水平城鎮(zhèn)居民家庭的消費(fèi)行為也顯著不同，盡管城鎮(zhèn)居民都愿意在新增支出中提高發(fā)展性消費(fèi)占比，但低收入群體在程度上相對較高，此外高收入群體相對更愿意為高檔服飾和高品質(zhì)居住環(huán)境買單。第二，當(dāng)前減稅降費(fèi)能夠切實(shí)有效地降低所有行業(yè)的價(jià)格水平，對降低企業(yè)成本具有積極影響；同時(shí)，得益于投入產(chǎn)出部門價(jià)格的下降，居民八大類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)會(huì)隨之下降，其中生活用品和服務(wù)類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降最為明顯，居住類消費(fèi)價(jià)格下降幅度最小，此外醫(yī)療保健消費(fèi)價(jià)格的下降能夠降低城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)。第三，受益于增值稅稅率下調(diào)帶來的消費(fèi)價(jià)格下降，城鎮(zhèn)居民整體消費(fèi)差距得到輕微改善，低收入群體與高收入群體之間消費(fèi)之比的下降是其中的主要原因，但是中低收入者之間消費(fèi)差異的加大，意味著距離完全達(dá)到“提低”、“擴(kuò)中”和“限高”的收入分配制度尚存差距。

根據(jù)上述結(jié)果，本文從重點(diǎn)提高中等及低收入群體實(shí)際收入水平，促進(jìn)其消費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)改善消費(fèi)差距這一思路著手提出下列政策建議：

其一，實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)的均等化，促進(jìn)城鎮(zhèn)化人口消費(fèi)。城鎮(zhèn)居民財(cái)富分化的出現(xiàn)可能是由于在城鎮(zhèn)化過程中將農(nóng)村貧困人口直接轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)貧困人口所造成的。為避免陷入“中等收入陷阱”，在規(guī)劃城鎮(zhèn)發(fā)展戰(zhàn)略中，應(yīng)充分考慮到城鎮(zhèn)人口增加對城鎮(zhèn)公共產(chǎn)品和公共服務(wù)需求的急劇上升以及對社會(huì)保障制度的沖擊，因此應(yīng)盡力完善城鎮(zhèn)公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及公共產(chǎn)品與公共服務(wù)的供給能力建設(shè)。只有這樣才能更好地幫助農(nóng)村居民融入城市，釋放城鎮(zhèn)化人口消費(fèi)潛力，促進(jìn)消費(fèi)公平。

其二，完善和落實(shí)減稅政策，尤其是對涉及食品類和醫(yī)療保健類商品生產(chǎn)部門?！按蚩ā本W(wǎng)紅餐廳成為時(shí)下居民追求潮流的普遍現(xiàn)象，意味著追逐食品煙酒類消費(fèi)質(zhì)量成為當(dāng)前城鎮(zhèn)居民提高幸福感的重要途徑，并愿意為此承擔(dān)相應(yīng)成本，這無疑會(huì)加重低收入群體的支出負(fù)擔(dān)并抑制其對其它類商品的消費(fèi)。因此，針對食品類行業(yè)的減稅降費(fèi)則有助于更有效地穩(wěn)定物價(jià)水平，使居民回歸理性消費(fèi)。同時(shí)，對涉及醫(yī)療保健類商品的生產(chǎn)部門實(shí)施稅收優(yōu)惠有助于進(jìn)一步降低此類商品消費(fèi)價(jià)格，減少低收入群體的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)，幫助其緩解看病焦慮，從而增加其對其它類商品的消費(fèi)，尤其是在對抗疫情背景下更是如此。

其三，完善消費(fèi)稅制度，將高檔服務(wù)消費(fèi)納入征稅范圍。高收入群體與中、低收入群體在文教娛樂消費(fèi)上存在結(jié)構(gòu)差異，娛樂消費(fèi)是前者文教娛樂支出的主要構(gòu)成，而教育支出在后者支出中占主導(dǎo)地位。因此，對主要面向高收入群體的高檔服務(wù)業(yè)征收消費(fèi)稅，不僅可以保證中、低收入群體繼續(xù)享受減稅降費(fèi)帶來的一般娛樂服務(wù)稅率降低的紅利，刺激中、低收入群體進(jìn)行消費(fèi)，又能調(diào)節(jié)高收入群體對具有炫耀色彩的高檔娛樂服務(wù)消費(fèi)，從而促進(jìn)消費(fèi)均衡。此外，從社會(huì)意義上來說，對奢侈品與高檔服務(wù)征收消費(fèi)稅有利于緩和“炫富”現(xiàn)象對低收入群體的神經(jīng)刺激和仇富心理，緩和社會(huì)矛盾。