◆林志建 ◆張 楠 ◆楊 琳

內(nèi)容提要：擴大內(nèi)需、促進(jìn)消費升級是加快構(gòu)建國內(nèi)國際經(jīng)濟雙循環(huán)的關(guān)鍵。文章基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，研究個人所得稅減稅政策對居民家庭消費升級的影響，采用雙重差分模型，并借鑒了斷點回歸法的思路。研究發(fā)現(xiàn)：個人所得稅減稅政策整體上降低了家庭消費恩格爾系數(shù)，采用一系列穩(wěn)健性檢驗方法后，基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果依然顯著。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，個人所得稅減稅政策對較高收入家庭和城鎮(zhèn)家庭消費升級的影響更為顯著；在預(yù)防性儲蓄動機和流動性約束的影響下，個人所得稅減稅政策對家庭消費升級的效應(yīng)有所減弱；個人所得稅減稅政策對戶主處于30 歲至45 歲年齡段家庭的消費升級影響更大。

一、引言

促進(jìn)居民消費、擴大內(nèi)需，保持消費健康發(fā)展與不斷升級是實現(xiàn)國內(nèi)國際經(jīng)濟雙循環(huán)的基礎(chǔ)。面對國內(nèi)外復(fù)雜形勢和“百年未有之大變局”，黨的二十大報告提出“增強國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性”。然而，國內(nèi)消費環(huán)節(jié)是影響實現(xiàn)經(jīng)濟雙循環(huán)和高質(zhì)量發(fā)展的主要瓶頸之一。由于大部分居民家庭收入水平偏低，隨著經(jīng)濟下行壓力的持續(xù)加大，居民收入增長速度進(jìn)一步減緩，將會導(dǎo)致居民消費增長減速，制約消費需求擴大和提質(zhì)升級。居民消費需求不足問題進(jìn)一步凸顯，擴大內(nèi)需尤其是擴大居民消費需求成為國內(nèi)大循環(huán)的核心要義。同時，我國經(jīng)濟正處于由高速的“粗放”增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期，需要通過需求端高質(zhì)量消費培育經(jīng)濟新增長點，促進(jìn)居民消費升級，進(jìn)一步增強消費對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)性作用，為此應(yīng)加快培育完整內(nèi)需體系和促進(jìn)居民消費提質(zhì)升級的政策支撐體系。在這一背景下，為深挖內(nèi)需發(fā)展?jié)摿?，中共中央、國?wù)院在《擴大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035 年）》中，提出“加大稅收等調(diào)節(jié)力度并提高精準(zhǔn)性，增強內(nèi)需發(fā)展后勁”。要優(yōu)化減稅降費的相關(guān)制度，其中個人所得稅減稅政策的作用尤為重要。釋放居民消費潛力，改善居民消費品質(zhì)，將有助于發(fā)揮稅收促進(jìn)居民消費進(jìn)而刺激經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的雙重作用。

2011 年和2018 年進(jìn)行的兩次個人所得稅改革，從形式上看，分別將費用扣除標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)一步提高至每月3500 元和5000 元，并優(yōu)化了邊際稅率和稅率級距，2018 年的個人所得稅新政將勞動性收入從分項征收模式轉(zhuǎn)換為綜合與分項相結(jié)合的征收模式，并增加了專項附加扣除項目。從本質(zhì)上看，兩次改革均降低了居民個人所得稅稅收負(fù)擔(dān)，屬于減稅性質(zhì)的改革（蔡倩，2022）。從實證上看，個人所得稅減稅對居民消費的影響機制是相通的（“個人所得稅減稅”和“個人所得稅”以下簡稱“個稅減稅”和“個稅”），均通過減稅增加居民可支配收入來刺激家庭消費支出（王鑫和吳斌珍，2011）。個稅減稅影響家庭收入水平，進(jìn)一步影響消費水平和消費結(jié)構(gòu)，是促進(jìn)家庭消費提質(zhì)升級的重要渠道。已有研究分別從居民收入和消費視角，對個人所得稅減稅的政策效應(yīng)進(jìn)行測算檢驗發(fā)現(xiàn)：歷次個稅減稅并未有效改善居民收入差距（劉蓉和林志建，2019），但是個稅減稅可以有效提高減稅家庭的消費支出水平（王秀燕等，2019；趙達(dá)和王貞，2020）。國外學(xué)者較早的研究發(fā)現(xiàn)：實施個稅減稅舉措，對居民消費支出具有刺激作用，其中食物和酒類的邊際消費傾向提高了0.13，而對醫(yī)療保健、交通通信和旅游的邊際消費傾向影響更大，達(dá)到0.5 左右（Carroll，1994；Parker，1999；Slemrod，2003；Johnson at al.，2006）?？梢?，家庭獲得減稅后，可能豐富了消費類別，增加邊際消費傾向較大項目的支出，進(jìn)而優(yōu)化家庭消費結(jié)構(gòu)，促進(jìn)了家庭消費提質(zhì)升級。與上述研究結(jié)論不同的是，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)個稅減稅對醫(yī)療保健、交通通信和文教娛樂消費的影響有限，即個稅減稅雖然對食物消費支出的邊際傾向的影響較小，但也沒有顯著增加發(fā)展型和享受型消費支出（王秀燕等，2019）?？梢?，鮮有文獻(xiàn)深入討論個稅減稅對消費升級的影響，有必要全面評估個人所得稅減稅對消費提質(zhì)升級的效應(yīng)，為個人所得稅的功能定位和改革方向提供有益的實證經(jīng)驗。

個稅減稅對消費的影響可能有以下兩個方面：其一，個稅減稅可以增加居民可支配收入，總體上提升消費支出水平，使得家庭有可能消費更多商品和服務(wù)，并提高消費品質(zhì)；其二，個人消費有“生存—發(fā)展—享受”多個層次，隨著實際可支配收入的增加，在生存消費得到保障后，將會追求發(fā)展型和享受型消費，比如文教娛樂消費等，從而改變家庭消費結(jié)構(gòu)。可見，個稅減稅對居民消費的影響是多方面的，本文重點討論個稅減稅對居民家庭消費升級的影響。由于微觀個體消費行為可能受到不可觀測因素的影響，比如消費偏好、消費習(xí)慣等因素，以及宏觀經(jīng)濟運行趨勢等也會影響家庭消費預(yù)期，從而導(dǎo)致計量模型估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。為克服以上困難，同時考慮數(shù)據(jù)局限性，本文采用2010—2014 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），將2011 年個人所得稅減稅政策視為一項準(zhǔn)自然實驗，利用雙重差分模型（DID）檢驗個稅減稅的消費升級效應(yīng)。

具體而言，首先，個稅減稅對不同個人和家庭的影響差異顯著，不同家庭面臨個稅減稅影響不同，即家庭是否得到減稅，對其消費行為的影響不同；其次，不同家庭獲得減稅額不同，即家庭得到的減稅額度存在差異；最后，我國正面臨收入差距擴大的現(xiàn)實，而收入差距擴大的結(jié)果可能是消費水平和消費層次的進(jìn)一步拉大，即使獲得相同的減稅額，個稅減稅對不同消費水平家庭的消費行為也會產(chǎn)生不同的政策效果?？梢?，個稅減稅會影響家庭選擇增加具體消費項目的支出，從而導(dǎo)致家庭消費結(jié)構(gòu)變化趨勢不同，這成為本文識別個稅減稅與消費升級因果關(guān)系的重要依據(jù)。

由圖1 可見，根據(jù)2011 年個人所得稅制度，超過半數(shù)的樣本每月稅前工資性收入低于2000 元，該部分樣本并不會受到個稅減稅的影響。將月工資超過2000 元樣本的減稅額匯總成家庭減稅額后，發(fā)現(xiàn)超過50%的樣本年減稅額不超過1000 元。由于個人所得稅稅率具有累進(jìn)性，越高收入者的減稅額就越大，因此本文不僅關(guān)注家庭是否受到個稅減稅對消費升級影響，也要檢驗家庭減稅力度對消費升級的效應(yīng)。具體而言，首先，本文根據(jù)家庭成員是否受到個稅減稅影響劃分為實驗組和控制組，對比個稅減稅前后家庭消費升級的變化。根據(jù)不同家庭的個稅減稅情況，本文構(gòu)建了兩個處理變量：家庭是否受到個稅減稅影響的二元虛擬變量和家庭個稅減稅額的強度變量。其次，本文利用個人所得稅改革前后具有全國代表性的微觀面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型（Difference-in-Difference）和雙向固定效應(yīng)模型，剔除不隨時間變化的家庭不可觀測變量（例如消費習(xí)慣、偏好等）并控制時間效應(yīng)。最后，為進(jìn)一步減弱遺漏變量產(chǎn)生估計偏誤的可能，本文利用地理數(shù)據(jù)，控制區(qū)縣一級地區(qū)因素的影響。為減弱家庭樣本中減稅額和收入水平差距過大可能導(dǎo)致的不可比性和增強個稅減稅對消費升級影響的識別性，借鑒斷點回歸法的思路，選擇家庭工資性收入在10000 元至80000 元期間的樣本估計這次個稅減稅的消費效應(yīng)，得到一致的估計結(jié)果。

圖1 個人稅前工資收入和家庭工資性收入年減稅額分布

本文可能的貢獻(xiàn)有：第一，豐富了我國減稅降費政策對居民消費影響研究領(lǐng)域的文獻(xiàn)?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)主要關(guān)注個稅減稅對居民總消費支出、分項消費支出的效應(yīng)，而較少關(guān)注個稅減稅對消費升級的影響。第二，拓展了個稅減稅政策影響居民消費升級的研究。通過“個稅減稅—緩解家庭預(yù)防性儲蓄動機和流動性約束—促進(jìn)消費升級”的內(nèi)在邏輯，同時結(jié)合國內(nèi)家庭因素的特殊性，構(gòu)建家庭預(yù)防性儲蓄動機和流動性約束變量，清晰地揭示個稅減稅政策促進(jìn)家庭消費升級的內(nèi)在機制。第三，為進(jìn)一步完善我國個人所得稅政策提供經(jīng)驗證據(jù)，也為健全刺激居民消費、促進(jìn)消費升級的政策選擇提供了啟示。

二、制度背景和作用機理

（一）個人所得稅改革歷程

1993年正式頒布《中華人民共和國個人所得稅法》，結(jié)束了個人所得稅、城鄉(xiāng)個體工商戶所得稅、個人收入調(diào)節(jié)稅的法律法規(guī)“三稅并存”的局面，取消按照國籍分類征收個人所得稅的管理方式，對個體工商戶以及國內(nèi)外取得收入的納稅義務(wù)人實施統(tǒng)一的個人所得稅制度。個人所得稅法的正式實施對規(guī)范和完善個人所得稅、優(yōu)化我國稅收體系，以及配合我國市場經(jīng)濟體制建設(shè)起到重要作用。《中華人民共和國個人所得稅法》是我國第一部正式的個人所得稅法規(guī)，從此確立了個人所得稅在近30 年內(nèi)的實施模式，此后歷次個人所得稅改革均在此基礎(chǔ)上進(jìn)行修正，但是沒有徹底改革個人所得稅的基本構(gòu)架，包括個人所得稅分類制征收模式、按月所得計征方式等一直沿用至2018 年。

由于我國個人所得稅制度采用固定費用扣除標(biāo)準(zhǔn)和邊際稅率，隨著居民收入水平的提高，居民工資性收入將適用更高的邊際稅率，導(dǎo)致居民個人所得稅負(fù)擔(dān)加重，社會對個稅減稅改革的需求愈發(fā)強烈，為此我國個人所得稅歷次改革均具有顯著的減稅效應(yīng)。2006 年和2008 年的個人所得稅改革，分別將工資、薪金所得的費用扣除標(biāo)準(zhǔn)由800 元提高到1600 元和2000 元，稅率并沒有進(jìn)行修訂，其結(jié)果是降低了個人所得稅收入增速。2011 年個稅改革不僅將工資、薪金所得的費用扣除標(biāo)準(zhǔn)提高到3500 元，還減少了個稅稅率表的級數(shù)，縮小了個稅稅率表的級距，使得2012 年個人所得稅收入呈現(xiàn)負(fù)增長，可見歷次個人所得稅改革整體上均降低了個人所得稅負(fù)擔(dān)。但是，從圖1 中可以看出2010 年月工資性收入超過2000 元的樣本不足50%，我國居民收入水平偏低的狀況決定了個稅減稅對大部分家庭的影響有限。由此，這次個稅減稅對居民消費行為和消費結(jié)構(gòu)的影響可能較小。

（二）作用機理

個人所得稅減稅政策直接增加居民可支配收入，對居民消費支出的影響更為顯著。永久性收入假說和生命周期理論認(rèn)為，消費者會選擇一個最優(yōu)的消費路徑使其一生的效用最大化，當(dāng)永久性收入增加時，理性消費者會選擇提高消費支出水平。部分文獻(xiàn)通過實證驗證了該假說。國外文獻(xiàn)研究減稅政策對消費的影響，分別從個人所得稅的社保稅率、預(yù)扣稅率、稅收抵免的變化，具體分析個稅減稅對居民消費水平的影響，發(fā)現(xiàn)個人所得稅對居民消費支出具有刺激作用，其中對食物和酒類的邊際消費傾向影響較小，而對醫(yī)療保健、交通通信和旅游的邊際消費傾向影響更大。因而個稅減稅在刺激消費支出時，由于各消費項目的邊際消費傾向不同，可能改變了居民消費結(jié)構(gòu)，即家庭獲得減稅后，可能將增加邊際消費傾向更大的消費項目，提高消費品質(zhì)，優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)。

命題1：2011 年個人所得稅減稅政策在刺激居民消費支出的同時，改變了居民消費結(jié)構(gòu)。

根據(jù)本文使用的微觀數(shù)據(jù)測算結(jié)果顯示，獲得2011 年個人所得稅減稅的家庭年平均減稅額為1550.22 元。其中，家庭成員每月工資薪金所得在2000 元和3500 元之間，年平均減稅額僅為643.19 元；家庭成員工資薪金所得高于3500 元，年平均減稅額為3625.48 元。①作者測算結(jié)果?？梢姡彝ナ杖胨皆礁?，可能獲得減稅額度越大，可能對其消費支出影響就越顯著，獲得個稅減稅家庭由于減稅額度的差異，可能對其家庭消費支出具體項目的影響不同，更高工資收入家庭可能意味著家庭消費品質(zhì)更優(yōu)，其結(jié)果可能使家庭通過增加食物之外的消費項目，比如醫(yī)療保健、交通通信等，進(jìn)而優(yōu)化家庭消費結(jié)構(gòu)。

命題2：2011 年個人所得稅減稅政策降低了家庭個人所得稅納稅額，家庭減稅額越大對家庭消費升級的影響越大。

分地區(qū)研究個稅減稅對消費支出的影響，發(fā)現(xiàn)收入水平越高地區(qū)，個稅減稅對消費的影響就越顯著，對交通通信和教育文化娛樂的消費支出影響更明顯（王鑫和吳斌珍，2011）。因此，高收入地區(qū)受個稅減稅影響后更可能加速優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)。由于我國存在明顯的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)居民在收入和消費上差異顯著，城鎮(zhèn)家庭已經(jīng)逐步從生存型消費過渡到發(fā)展型和享受型消費，而農(nóng)村家庭還處于生存型消費需求結(jié)構(gòu)中（王小華等，2015；李江一等，2016）。馬斯洛需求層次理論認(rèn)為，人的需求是由低層次到高層次不斷提高的過程，在滿足低層次需求之后，需求層次將提高至更高的水平，而需求層次的提高往往依托于居民收入水平、產(chǎn)業(yè)升級、社會技術(shù)水平以及所處消費環(huán)境等因素。家庭所處生活水平不同，其需求層次存在顯著差異，表現(xiàn)為家庭生活水平越高，需求層次越高。

命題3：2011 年個人所得稅減稅政策對較高收入家庭、城鎮(zhèn)家庭的消費升級影響更為顯著。

三、研究設(shè)計

（一）模型選擇

本文將2011 年個稅減稅看作一項準(zhǔn)自然試驗，利用雙重差分模型（DID）檢驗個人所得稅對消費升級的影響，同時控制了個體固定效應(yīng)（Fixed Effect）和時間效應(yīng)，進(jìn)一步減弱了遺漏變量產(chǎn)生估計偏誤的可能。

在式（1）中Yijt表示處在區(qū)縣j 的家庭i 在t 年的消費升級指標(biāo)——恩格爾系數(shù)；實驗組啞變量（TREAT）與稅改后時間啞變量（POST）的交互項即雙重差分估計量（TREAT×POST）的系數(shù)β，度量了個稅減稅對家庭消費升級的影響。control為影響家庭消費升級的控制變量，包括對家庭消費有直接影響的房產(chǎn)現(xiàn)值、家庭純收入和家庭持久性收入；還有影響居民消費變動的水平變量，包括撫養(yǎng)比例、贍養(yǎng)比例，以及家庭戶主受教育年限、年齡和健康狀況。ψt和τt分別為區(qū)縣固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，用于控制地區(qū)因素和時間因素的影響，εijt為隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)來源和主要變量定義

1.數(shù)據(jù)來源

由于數(shù)據(jù)的局限性，本文采用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀數(shù)據(jù)，檢驗2011 年個人所得稅改革對家庭消費升級的影響。CFPS 數(shù)據(jù)包括了除香港、澳門、臺灣、新疆、青海、內(nèi)蒙古、寧夏和海南之外的26 個省、直轄市、自治區(qū)的家庭及個人經(jīng)濟和非經(jīng)濟福利等信息。分別從村居、家庭和個人三個層面進(jìn)行調(diào)查，形成了社區(qū)問卷、家庭問卷、成人和幼兒問卷。本文主要采用的研究數(shù)據(jù)是2010 年、2012 年和2014 年三期家庭和成人問卷的年度數(shù)據(jù)。

本文主要變量包括家庭層面的消費支出、家庭凈收入、家庭財富和家庭持久性收入。其中，家庭凈收入和家庭財富在三期數(shù)據(jù)中的指標(biāo)均一致，并且前后兩期數(shù)據(jù)具有可比性，因此對家庭凈收入和家庭房產(chǎn)價值無需做調(diào)整。下文將對消費支出變量和個人所得稅沖擊變量進(jìn)行詳細(xì)說明。

2.主要變量定義

（1）消費升級指標(biāo)。本文借鑒已有文獻(xiàn)對消費升級指標(biāo)的衡量，采用恩格爾系數(shù)的變化衡量家庭消費升級。根據(jù)恩格爾定律公式，家庭恩格爾系數(shù)等于家庭食物消費占消費總額比重（祝仲坤，2020）。中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)對家庭消費支出的分類主要以國家統(tǒng)計局對消費分類為參照，一共分為八個項目進(jìn)行構(gòu)建，但是三期問卷存在一定差異。本文對各項消費支出進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整，以便在不同年份之間進(jìn)行比較。①感興趣的讀者可向作者索要。

（2）稅收沖擊。本文對稅改處理效應(yīng)的定義采取兩種方式：其一，家庭是否受到個稅減稅影響的啞變量，實驗組啞變量（TREAT）取1，控制組取0；稅改處理效應(yīng)變量：個稅減稅虛擬變量與時間虛擬變量的交互項（TREAT1×POST）。其二，計算出家庭具體減稅額，構(gòu)建強度變量。本文嚴(yán)格按照稅法計稅規(guī)則，工薪收入應(yīng)該等于工資加上工作單位給予的各種福利的折現(xiàn)金額，例如交通費補貼、餐費補貼和住房補貼等均屬于個人所得稅納稅范圍，應(yīng)該作為工薪收入計征個人所得稅。中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）追蹤了樣本的工作時間，進(jìn)而根據(jù)過去一年的工薪總收入和工作時間長度換算成每月工資收入，再根據(jù)稅法計稅規(guī)則推算出年度減稅額。具體而言：第一，數(shù)據(jù)庫中提供了稅后收入，利用計稅規(guī)則換算為稅前收入；②具體推導(dǎo)公式也可向作者索要。第二，本文就2011 年個稅減稅實施前后不同的費用扣除標(biāo)準(zhǔn)和邊際稅率，分別測算出稅改前后的個人所得稅納稅額，并計算個稅改革所帶來的減稅額，最后將個人減稅額度匯總成家庭個稅減稅額度。稅改處理效應(yīng)變量為減稅額連續(xù)變量與稅改后時間啞變量的交互項（TREAT2×POST）。

（3）控制變量。本文參考經(jīng)濟學(xué)理論與相關(guān)文獻(xiàn)的做法，控制變量包括：家庭持久收入，采用家庭三年期凈收入均值作為持久收入的代理變量；家庭凈收入，主要包括家庭工資性收入、財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入和其他收入凈值的總和。中國家庭財富中房產(chǎn)占據(jù)較為重要的地位，房產(chǎn)可能存在“財富效應(yīng)”而促進(jìn)消費，也可能存在“房奴效應(yīng)”而抑制消費，因此本文采用家庭住房現(xiàn)值作為家庭財富的代理變量。利用2010 年數(shù)據(jù)中的“主事者”作為家庭戶主，獲取家庭成員庫中的信息，具體包括戶主的年齡和受教育程度以及家庭健康狀況、兒童和老人撫養(yǎng)比率。第一，受教育程度，很大概率會影響個人工資薪金所得，進(jìn)而影響家庭消費水平，受教育程度分別為文盲、小學(xué)、初中、高中、大專、本科、碩士和博士，從1 到8 進(jìn)行賦值；第二，戶主的身體狀況，對家庭收入和消費具有重大影響，預(yù)期戶主身體狀況與家庭收入和消費成正相關(guān)關(guān)系，因而對消費升級具有正向作用。家庭成員身體健康狀況采用自我評價方式衡量，評分為1 分至5 分，健康狀況越好，評分越低；第三，家庭中未成年人和退休老人人數(shù)越多，說明家庭需要花費更多的金錢用于撫養(yǎng)兒童和贍養(yǎng)老人，勢必會影響家庭消費支出。家庭兒童撫養(yǎng)比例和老人贍養(yǎng)比例，分別用家庭未成年人數(shù)量和老年人數(shù)量占家庭總?cè)丝谶M(jìn)行衡量。

（三）數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

根據(jù)以往文獻(xiàn)研究成果，我國城鄉(xiāng)居民家庭在收入和消費上均存在較大的差異，從而可能導(dǎo)致個稅減稅對城鄉(xiāng)家庭的影響存在顯著差異，為此本文將樣本劃分為城鄉(xiāng)兩組，分別展示實驗組和控制組在個稅減稅前后消費結(jié)構(gòu)變量及相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果。如表1 所示，城鄉(xiāng)居民家庭恩格爾系數(shù)在實驗組中均顯著低于控制組，估計均值分別為0.36 和0.40 左右。①國家統(tǒng)計局公布的2010 年城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)分別為0.357 和0.411。雙重差分模型估計減稅對家庭消費升級的影響，需要滿足“平行趨勢”假設(shè)，如果實驗組和控制組之間在政策前不具可比性，或者不具有相同的時間變化趨勢，可能導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏差。為此本文將對這些影響因素加以控制，使得在采用雙重差分模型時，個稅減稅對消費升級的估計結(jié)果更具可信性。

表1 描述性統(tǒng)計分析

四、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了更加詳細(xì)地刻畫個稅減稅對家庭消費變動的影響，本文采用傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)概念恩格爾系數(shù)作為消費升級的衡量指標(biāo)。按照計量模型式（1）進(jìn)行固定效應(yīng)分析，具體估計結(jié)果如表2 所示。第（1）至（3）列中解釋變量表示家庭是否獲得個稅減稅虛擬變量，第（4）至（6）列的解釋變量為減稅額的連續(xù)變量，兩類構(gòu)建方法的估計結(jié)果均說明了個稅減稅對恩格爾系數(shù)具有負(fù)向作用。以第（3）列為例，受個稅減稅影響，減稅家庭相比于未減稅家庭的恩格爾系數(shù)下降了0.022，家庭恩格爾系數(shù)下降了約5%。將個稅減稅沖擊設(shè)定為連續(xù)變量，估計個稅減稅額對家庭消費升級的邊際效應(yīng)，其估計結(jié)果同樣顯著。以第（6）為例，個稅減稅額的估計系數(shù)約為-0.006，表示每千元的減稅額可以降低家庭恩格爾系數(shù)約0.006，且在5%統(tǒng)計水平上顯著。

表2 個稅減稅與家庭消費升級估計結(jié)果

家庭財富包括資產(chǎn)和收入，是影響家庭消費的重要因素。根據(jù)持久收入假說和生命周期理論，持久收入是影響消費的主要因素。本文將家庭住房現(xiàn)值和家庭三年可支配收入均值，作為家庭財富和持久收入的代理變量一并控制，表2 中模型（2）和模型（4）顯示估計結(jié)果依然顯著，估計量并沒有發(fā)生顯著變化。另外，家庭特征和戶主的因素同樣對消費升級產(chǎn)生影響，戶主教育程度越高，對消費升級起到促進(jìn)作用；而戶主年齡越大、兒童撫養(yǎng)比例越高，將減弱個稅減稅對家庭消費升級的效應(yīng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

雙重差分模型的可信性很大程度上取決于平行趨勢假設(shè)，即處理組未受到政策干預(yù)，其時間效應(yīng)或趨勢應(yīng)與控制組相一致?？梢酝ㄟ^檢驗歷史多期數(shù)據(jù)和安慰劑檢驗方法佐證雙重差分方法的可信性。由于數(shù)據(jù)局限性，本文無法采用歷史多期數(shù)據(jù)檢驗平行趨勢假設(shè)，因此采用安慰劑檢驗方法對雙重差分模型進(jìn)行平行假設(shè)檢驗。

本文為了檢驗平行趨勢假設(shè)，借鑒葉菁菁等（2017）安慰劑檢驗方法。首先，選擇個稅改革前后均未受到減稅影響的家庭樣本；其次，將該部分家庭按照工資性收入進(jìn)行分組，隨機選擇一組樣本作為“偽實驗組”，再隨機選擇另一組作為“偽控制組”；最后，賦予“偽實驗組”稅改沖擊虛擬變量后，利用雙重差分法進(jìn)行回歸估計。本文分別采用家庭工資性收入的四分位數(shù)分組，所有的隨機組合共有六組，其估計結(jié)果如表3 所示。根據(jù)安慰劑檢驗思想進(jìn)行判斷可知，“偽實驗組”賦予稅改沖擊虛擬變量后回歸系數(shù)均不顯著，說明處理組和對照組不存在顯著不同的時間趨勢，從而證明了本文采用雙重差分模型所得回歸結(jié)果的可信性。

2.限制樣本

接下來，由于本文采用雙重差分法進(jìn)行估計，對受到個稅減稅影響和未受到個稅減稅影響的家庭進(jìn)行對比分析，實際是對工資性收入水平不同的家庭進(jìn)行對比分析，工資性收入較高家庭大概率獲得更多減稅額，而工資性收入較低家庭可能沒有減稅額或者獲得少量減稅額。又由于具有較高工資性收入家庭和較低工資性收入的家庭其消費行為可能不具有可比性，因此獲得較高減稅額和較低減稅額的家庭不能很好滿足“平行趨勢”假設(shè)。為此，本文借鑒斷點回歸分析的思想，進(jìn)行穩(wěn)健性分析。具體而言，工資性收入更為接近的家庭，其消費行為更具有可比性，選擇月工資性收入在1000 元至4000 元的樣本，根據(jù)樣本統(tǒng)計可知家庭平均就業(yè)人數(shù)為兩人，進(jìn)而估算出家庭年工資性收入分布在10000 元至80000 元之間。

首先，本文選擇家庭年工資性收入在10000 元至40000 元的家庭樣本進(jìn)行估計，即表4 第（1）列構(gòu)建的模型，其估計結(jié)果是家庭恩格爾系數(shù)估計系數(shù)為-0.019，在5%統(tǒng)計水平上顯著；其次，逐步擴大家庭工資性收入的區(qū)間，第（2）（3）（4）列的工資性收入?yún)^(qū)間分別是10000 元至50000 元、10000 元至60000 元、10000 元至80000 元，估計系數(shù)分別為-0.014、-0.021 和-0.023，統(tǒng)計上依然顯著。采用連續(xù)變量構(gòu)建的模型估計結(jié)果依然穩(wěn)健。隨著加入工資性收入更高的樣本后，估計系數(shù)逐漸提高，且統(tǒng)計上也更為顯著，說明個稅減稅的消費升級效應(yīng)可能在高收入群體更為明顯。

表4 個稅減稅對家庭消費升級的影響（限制樣本）

3.平衡面板和極端值

首先，為了檢驗基本估計結(jié)果的穩(wěn)健性，將非平衡面板數(shù)據(jù)處理成兩期平衡面板數(shù)據(jù)，即2010 年和2012 年的平衡面板數(shù)據(jù)，同時采用食物與衣著消費兩項家庭基礎(chǔ)型消費占總消費支出的比重衡量家庭消費是否升級，由于衣著消費具有滿足基本需求的屬性，也是家庭示范性消費重要體現(xiàn)，因此預(yù)計該指標(biāo)的估計結(jié)果會弱于家庭恩格爾系數(shù)的估計效應(yīng)。具體見表5。

表5 平衡面板估計結(jié)果

構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)后，個稅減稅對家庭恩格爾系數(shù)的影響依然顯著。采用雙重差分模型，個稅減稅對家庭恩格爾系數(shù)的估計系數(shù)為-0.039，略高于非平衡面板下的估計系數(shù)-0.022。總體上，在平衡面板下估計結(jié)果與本文結(jié)論基本一致。采用食物與衣著消費支出占總消費比重衡量家庭消費升級，其估計結(jié)果同樣穩(wěn)健。

接下來，本文討論極端值對估計結(jié)果的影響。消費理論認(rèn)為較低收入家庭的邊際消費傾向更大，而高收入家庭的邊際消費傾向較小。當(dāng)個稅減稅增加居民可支配收入時，高收入者和低收入者的消費行為可能存在較大差異，從而使得估計結(jié)果存在偏誤。因此，本文分別采用三種方式考察極端值對估計結(jié)果的影響：家庭工資性收入在10%至90%分位的樣本（工資性收入6000 元至84000 元）；家庭工資性收入在0 至90%分位的樣本（工資性收入84000 元以下）；家庭工資性收入在10%至100%分位的樣本(工資性收入6000 元以上）。

從表6 的估計結(jié)果可知，在剔除樣本兩端10%的極端值后，恩格爾系數(shù)的估計系數(shù)為-0.023，相比表2 第（4）列的估計系數(shù)-0.022 略有上升。剔除家庭工資性收入中最高的10%樣本后，消費升級指標(biāo)均有所下降，其中恩格爾系數(shù)估計結(jié)果為-0.020；剔除家庭工資性收入中最低的10%樣本后，消費升級指標(biāo)均有所上升，其中恩格爾系數(shù)估計結(jié)果為-0.025。剔除極端值后，個稅減稅依然對家庭恩格爾系數(shù)具有顯著的負(fù)向作用，說明基本估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、進(jìn)一步分析

（一）家庭收入水平異質(zhì)性對消費升級的影響

城鎮(zhèn)人均可支配收入是農(nóng)村人均可支配收入的4 倍左右①根據(jù)國家統(tǒng)計局2012 年統(tǒng)計年鑒計算得出。，收入差距可能導(dǎo)致個稅減稅效果存在城鄉(xiāng)差異。同時，城鎮(zhèn)家庭已經(jīng)逐步從生存型消費過渡到發(fā)展型和享受型需求消費，而農(nóng)村家庭還處于生存型消費需求結(jié)構(gòu)中（李江一等，2016），城鄉(xiāng)居民內(nèi)部消費同樣存在顯著差異，因此可能存在個稅減稅對城鄉(xiāng)家庭消費影響的組間和組內(nèi)差異。基于上述討論，本文在剔除持久收入的部分異常值后②本文剔除了年收入在2000 元以下和1000000 萬以上的家庭樣本。，根據(jù)持久收入的二分位數(shù)和城鄉(xiāng)樣本進(jìn)行分組，估計個稅減稅對家庭消費升級的影響，具體可見表7。

表7 個稅減稅與家庭消費升級——城鄉(xiāng)及收入水平異質(zhì)性

根據(jù)表7 的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，低收入組的家庭受個稅減稅影響后沒有顯著減低家庭恩格爾系數(shù)，而高收入組的家庭顯著減低了家庭恩格爾系數(shù)。個稅減稅對農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)沒有影響，而城鎮(zhèn)家庭在個稅減稅影響下顯著降低了家庭恩格爾系數(shù)。可見，個稅減稅無法讓家庭消費產(chǎn)生根本性的變化，只有家庭消費需求已經(jīng)具備向更高消費需求轉(zhuǎn)變的條件，即家庭收入具備較高水平時，才能起到促進(jìn)消費升級的作用。因此，增加居民可支配收入才是促進(jìn)家庭消費升級的根本。

（二）流動性約束與預(yù)防性儲蓄動機對消費升級的影響

國內(nèi)學(xué)者將預(yù)防性儲蓄定義為不確定性和流動性約束導(dǎo)致的儲蓄，認(rèn)為我國家庭普遍存在強烈的自我保障意識，大多數(shù)家庭并不會發(fā)生流動性約束（杭斌等，2005）。萬廣華等（2011）構(gòu)建了一個包含不確定性和流動性約束的計量模型，并證實不確定性和流動性約束對消費行為存在顯著影響?？傊?，預(yù)防性儲蓄和流動性約束有可能會影響家庭的儲蓄和消費行為，從而可能導(dǎo)致本文基本估計結(jié)果在不同家庭中存在差異。為此，進(jìn)一步檢驗預(yù)防性儲蓄與流動性約束假設(shè)是否影響了本文的基本估計結(jié)果。第一，根據(jù)流動性約束的定義，本文以金融性資產(chǎn)是否大于兩個月永久性收入定義是否存在流動性約束，即金融性資產(chǎn)大于兩個月永久性收入說明家庭不存在流動性約束，否則說明家庭存在流動性約束。第二，根據(jù)我國基本國情，家庭可能存在購買二套房的需求，以及為未婚男性家庭成員未來結(jié)婚而進(jìn)行儲蓄（張安全等，2017；逯進(jìn)等，2020），均會影響家庭消費行為和消費升級。從具體國情出發(fā)，假如家庭有未婚男性且家里沒有二套房，可能存在較強的購房動機和儲蓄動機，家庭預(yù)防性儲蓄動機較強。本文定義家庭存在預(yù)防性儲蓄動機是指有未婚的男性且家里沒有二套房，反之則說明家庭沒有預(yù)防性儲蓄動機。對上述變量進(jìn)行分組估計結(jié)果如表8 所示。

表8 個稅減稅與家庭消費升級——流動性約束與預(yù)防性儲蓄動機

表8 報告了家庭流動性約束與預(yù)防性儲蓄動機下，個稅減稅對消費升級影響的估計結(jié)果。沒有流動性約束下，個稅減稅有效促進(jìn)了家庭消費升級，而受到流動性約束的家庭，個稅減稅對家庭消費升級的作用不顯著，說明了我國家庭消費受流動性約束的影響（易行健等，2020）。沒有預(yù)防性儲蓄動機的家庭，在獲得個稅減稅后更為顯著地促進(jìn)家庭消費升級，而存在預(yù)防性儲蓄動機的家庭，個稅減稅對消費升級的影響較小。

（三）家庭年齡階段異質(zhì)性對消費升級的影響

我國居民消費模式總體上呈現(xiàn)比較顯著的年齡特征，各年齡段不同消費類別差異明顯（朱勤等，2016）。從消費支出水平的變化來看，我國居民家庭消費支出水平隨年齡增長，呈現(xiàn)先增后減的趨勢，其中30—45 歲的年齡段達(dá)到所有年齡段中的消費峰值。從消費支出項目變化來看，居民家庭的消費支出安排呈現(xiàn)顯著的年齡階段性特征（余永定等，2000），家庭食物消費支出是所有年齡段中較為穩(wěn)定、變化幅度最小的一類，呈現(xiàn)“剛性”特征。相比而言，文化娛樂與教育支出在30—45 歲的年齡段呈現(xiàn)明顯的峰值期。由此可見，在不同年齡段家庭中，個稅減稅對消費升級的影響可能存在差異。本文將家庭戶主年齡為30—45 歲的家庭作為一組，其他年齡組作為另一組，檢驗各年齡組個稅減稅的消費升級的效應(yīng)。

表9 的估計結(jié)果顯示，在個稅減稅影響下，我國30 歲至45 歲年齡組更為顯著地促進(jìn)了家庭消費升級，而對其他年齡組家庭消費升級的影響較弱。這也印證了居民消費總體上呈現(xiàn)家庭中青年時期支出較高、其他年齡時期支出較低的特征。要促進(jìn)其他年齡組家庭消費升級，需要從提高家庭收入水平著手，并完善社會保障體系，才能實現(xiàn)全民消費升級的目標(biāo)。

表9 個稅減稅與家庭消費升級——不同年齡組

六、結(jié)論與政策建議

本文基于北京大學(xué)的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國個人所得稅減稅政策可以顯著降低家庭恩格爾系數(shù)，促進(jìn)居民家庭消費升級，受到個稅減稅影響的家庭其恩格爾系數(shù)平均下降了約0.022 個百分點。第二，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，個人所得稅減稅政策顯著降低了城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)，而對農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)的影響不大，受個稅減稅影響，較高收入家庭的恩格爾系數(shù)下降得更為顯著；預(yù)防性儲蓄動機和流動性約束減弱了個稅減稅的家庭消費升級效應(yīng)；個稅減稅對30 歲至45 歲年齡階段家庭消費升級的影響更大。

基于以上結(jié)論以及我國個人所得稅政策的調(diào)整歷程，本文提出如下政策建議：

第一，鞏固個人所得稅作為我國重要稅種的地位，提升個人所得稅的影響力。一方面，個稅政策適用的納稅人數(shù)需要擴大，歷次個稅改革均通過提高費用扣除標(biāo)準(zhǔn)，導(dǎo)致個稅納稅人數(shù)大幅度下降，進(jìn)而可能削弱了個人所得稅作為我國重要稅種的地位，個人所得稅的收入調(diào)節(jié)功能可能會進(jìn)一步減弱。因此，需要通過優(yōu)化稅率及級距、探索新的個稅征收模式和設(shè)計細(xì)化的專項附加扣除等減稅方式，替代統(tǒng)一提高費用扣除標(biāo)準(zhǔn)的減稅模式，增強個稅對收入的調(diào)節(jié)作用。

第二，擴大個人所得稅對中等收入水平家庭的影響。估計結(jié)果顯示個稅減稅對較高收入家庭消費升級的影響更加顯著，加大中等收入水平家庭的減稅力度，將有助于促進(jìn)該部分家庭消費升級?？梢詳U大個稅稅率表中第4 和第5 等級的邊際稅率級距。同時，擴大征稅對象范圍，例如財產(chǎn)性收入已經(jīng)逐步成為家庭收入的重要來源，財產(chǎn)性收入納入綜合所得計征個稅，將有助于降低中等收入家庭的個稅稅負(fù)。

第三，優(yōu)化消費環(huán)境是促進(jìn)消費升級的重要路徑。城鎮(zhèn)家庭相比于農(nóng)村家庭，獲得減稅時更容易降低家庭恩格爾系數(shù)?？赡艿脑蚴浅青l(xiāng)家庭消費水平和消費環(huán)境存在顯著差異，因此需要政策制定者積極引導(dǎo)農(nóng)村家庭優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)，豐富農(nóng)村家庭消費內(nèi)容，提高家庭消費需求層次，培育農(nóng)村家庭在醫(yī)療保健、文教娛樂上的消費增長點，讓農(nóng)村家庭在收入增加的同時，逐步優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)農(nóng)村居民消費提質(zhì)升級的目標(biāo)。