結構性減稅政策對居民消費的影響——基于PVAR模型的分析

王　璽，何　帥

(1.中央財經大學　稅務學院　北京　100000；2.國信證券股份有限公司　投行部　廣東　深圳　518000)

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結構性減稅政策對居民消費的影響
——基于PVAR模型的分析

王璽1，何帥2

(1.中央財經大學稅務學院北京100000；2.國信證券股份有限公司投行部廣東深圳518000)

摘要：我們基于PVAR模型分析了我國主要稅種對居民消費的影響情況。本文采用專門用于估計微觀面板數據的PVAR模型，使用的數據樣本為1995-2014年全國31個省、直轄市、自治區的居民消費、增值稅、營業稅、企業所得稅、個人所得稅等相關數據。實證結果表明，我國當前的增值稅、企業所得稅和個人所得稅稅負有偏高，不利于居民消費的提高。最后，本文根據實證分析結果提出了促進我國居民消費的結構性減稅政策。

關鍵詞：居民消費 ；PVAR模型 ；結構性減稅

一、前言

改革開放以來，尤其是最近十幾年來，我國居民消費總量有了大幅提升，但我國的最終消費率卻有不斷下降的趨勢，而資本形成率有不斷上升的趨勢。2000年以來，消費占GDP的比重不斷走低，2006年，消費占GDP中的比重首次跌破50%，投資需求和凈出口需求取代消費需求構成了GDP的最大動力。許多發達國家的總需求不足主要表現為投資需求不足，而我國的總需求不足則主要表現為消費需求不足。

從消費的構成來看，最終消費支出由居民消費支出和政府消費支出構成。1994-2014年，我國最終消費支出增長7.82倍；居民消費支出增長7.55倍；政府消費支出增長8.60倍。可見，1994-2014年政府消費支出增長速度超過居民消費支出增長速度。1994年-2014年，居民消費支出與政府消費支出比從2.95下降至2.60，中途有小幅上升至3.41，但又不斷下降。正是由于居民消費支出增長速度偏低導致了居民消費支出與政府消費支出比下降。居民消費支出占最終消費支出的比重在1994-1996年有較大幅度的上升，同時在1996年達到歷史最高值76.7%。但從此以后，居民消費支出占最終消費支出的比重卻不斷下探，下降至2014年的72.2%。因此，要轉變經濟發展方式，必須啟動消費需求，提高消費占GDP的比重，尤其是要提高居民消費支出占最終消費支出的比重。消費需求偏低尤其是居民消費偏低，是制約我國經濟增長的瓶頸。

二、文獻綜述

對稅制結構、稅收政策與居民消費的關系，國內外很多學者從各個角度進行了深入探究。國外方面，Bailey(1971)最先研究了政府支出和私人消費之間的關系，結論是在政府支出和私人消費之間可能存在一定的替代關系，即擠出效應[1]。Barro(1990)拓展了Bailey 的研究，他建立了一個一般均衡宏觀經濟模型研究政府在消費和服務上的支出對居民消費的影響,Barro 認為，政府的公共支出就像私人生產過程的一種投入一樣，具有正的消費與產出效應，政府支出的短期增加，將導致產出與消費的暫時增加，但產出與消費增加的幅度小于政府支出增加的幅度，而政府支出的長期增加雖然仍具有正的產出與消費效應，但這種產出與消費效應比政府短期支出增加的產出與消費效應更低，既在長期中政府支出對消費與產出產生了一定的擠出[2]。Kormendi(1983)使用一個長期收入決定模型對美國的數據進行了研究，發現美國的政府支出同居民消費之間存在明顯的替代關系[3]。Ahmed(1986)在用跨期替代模型對英國的數據進行研究時也得到了同樣的結論[4]。Karras(1997)用多國數據研究了居民消費與政府支出的關系，發現政府支出同居民消費之間存在一種互補關系，這種互補關系的強度與政府規模負相關，政府支出增加將提高居民消費的邊際效用水平，從而提高居民的消費支出水平[5]。Moore & Naik ( 1996)用美國數據所作的同類的研究中,滯后消費的系數僅有0.1左右[6]。Hubbard & Skinner & Zeldes(1994)認為個體在未來面臨著收入，醫療支出和生命周期等的不確定性，這三種不確定性導致了個體進行預防性儲蓄[7]。Giavazzi(1995)研究緊縮與擴張時期財政政策對居民消費需求的影響效應,結果表明政府消費和稅收的影響效應具有非對稱性,且緊縮時期財政政策工具對居民消費需求的影響幅度要比擴張時期大[8]。Darby(1972)認為如果消費者利用減稅的意外所得購買耐用消費品，那么居民消費支出會有很大的提升[9]。Keen等人(2002)和Kaplanoglou(2004)也認為，稅制結構的任何調整都會產生重要的再分配效應，進而對居民消費需求產生影響[10][11]。

國內方面，高培勇(2009)、安體富(2011)均認為我國目前宏觀稅負較高，應該減輕并穩定稅負，提高居民部門收入為促進居民消費增長提供持續動力，具體應該實施結構性減稅，通過有效減輕納稅人稅收負擔來刺激消費[12][13]。賈康 、程瑜(2011)認為應在繼續優化結構性減稅的同時，適時適度實施合理的結構性增稅，推進稅制改革完善，使其更好地服務于經濟平穩較快增長和經濟發展方式轉變[14]。胡書東(2002)分析積極財政政策對民間消費需求的影響，結果表明，實施積極財政政策，擴大財政支出，加快基礎設施建設確實有助于刺激民間消費需求[15]。謝建國 、陳漓高(2002)建立了一個居民消費的跨期替代模型，分析了中國的政府支出與居民消費之間的關系，認為在短期內，中國政府可能通過增加政府支出的方式增加總需求，但在長期均衡時政府支出完全擠占了消費支出[16]。龍志和，王曉輝(2002)研究表明城鎮居民的消費習慣對食品消費具有顯著作用,且家庭財產對居民食品消費習慣的形成作用不大。解釋了我國居民高儲蓄傾向的原因[17]。杭斌、申春蘭(2002)對預防性儲蓄動機與居民消費及利率政策效果的關系進行了經濟計量分析。結果表明預防性儲蓄動機對居民消費有顯著的負效應，利率下調本身對消費的刺激作用是明顯的。但由于利率下調與預防性動機增強時消費的作用正好相反，前者的作用被后者抵消了[18]。馬拴友(2001)通過經驗模型估計我國政府消費與居民消費總體上是互補關系,適當增加政府消費不會擠出私人消費,相反還會擠進居民消費,從而能擴大總需求和經濟增長。估算了我國對消費、勞動和資本征稅的有效稅率,對它們與經濟增長及影響渠道的計量分析表明,勞動和資本稅降低經濟增長,對消費支出征稅卻與我國經濟增長正相關[19]。

本文采用專門用于估計微觀面板數據的PVAR模型，由于PVAR模型對于數據的時間序列要求長度較高，而面板數據的時間跨度往往較短，PVAR 模型的估計方法無法支持。同時，面板數據的截面個體有異質性的問題，這在VAR 模型的時間序列估計中沒有考慮，因此，PVAR 模型限制了數據量和數據形式。Holtz-Eakin 等( 1988) 提出了基于面板數據的向量自回歸模型( PVAR)的估計方法。相對于VAR 模型，PVAR 支持面板數據分析，對于數據的時間長度有所放寬，當T 為時間序列長度，m 為滯后階數時，只要T≥m+3 就可以對方程的參數進行估計；若T≥2m+2，就可以在穩態下得到滯后項參數。

應用PVAR模型進行估計的主要步驟為，首先進行廣義矩估計( GMM 估計，Generalized method of moments)，得出變量之間的回歸擬合結果；然后進行沖擊響應函數分析，研究擾動項的影響如何傳播到各變量；最后用方差分析來衡量變量的貢獻度。PVAR 模型的估計：PVAR 模型實際是包含固定效果的動態面板模型，在進行GMM 估計之前首先采用組內均值差分法去除時間效應，然后用向前均值差分法去除個體效應。脈沖響應函數分析：脈沖響應函數描述了內生變量對于誤差變化大小的反映，即用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對內生變量當期值和未來值的影響，可以分析當某一變量在基期發生單位變化時，對其他變量產生的影響程度，準確地描述變量間相互影響的互動特征。方差分解：方差分解分析是通過分析內生變量的沖擊對內生變量變化( 通常用方差來度量) 的貢獻度，評價不同內生變量沖擊的重要性。

三、指標設定、樣本數據描述和實證分析

(一)實證模型和指標變量的設定

我們在研究變量之間的關系時，一般先建立經驗模型，然后利用時間序列數據對變量進行相應的回歸分析。但是，對于時間序列而言，一般會伴隨著相應的時間趨勢，即使這些回歸估計具有較高的R平方，其結果并不一定具有實際意義，也即我們通常所說的“虛假回歸”或“偽回歸”。為了避免偽回歸，確保估計的有效性，我們必須對各面板數據進行平穩性檢驗。如果檢驗結果表明數據是非平穩的，則只能采用協整方法檢驗變量之間的長期均衡關系。雖然協整檢驗可以給出變量之間是否存在長期均衡關系，但是協整檢驗并不能夠判斷變量之間的因果關系。因此協整檢驗完畢還得進一步進行格蘭杰因果關系檢驗。這給協整檢驗方法帶來了一定的限制。為了突破協整方法等傳統回歸方法的限制，我們可以使用VAR模型來分析。本文使用的數據樣本為1995-2014年全國31個省、直轄市、自治區的居民消費、增值稅、營業稅、企業所得稅、個人所得稅等相關數據。橫截面個體個數31要大于時間跨度20，即我們得到的面板數據可以認為是微觀面板數據的形式。因此，對每個變量的個體平均時間序列建立VAR模型的估計方法并不適用，需要采用專門用于估計微觀面板數據的PVAR模型來估計。

考慮到我國省際面板數據之間可能存在的個體效應以及模型估計方法的可操作性，本文將根據Inessa Love and Lea Ziccino (2006)提供的GMM估計方法來估計所構建的PVAR模型。模型的基本式子如下：

Yit=γ0+φ1Yi,t-1+φ2Yi,t-2+…+φpYi,t-p+φ1Xi,t-1+φ2Xi,t-2+…+φpXi,t-p+γi+μit其中，Yit表示個體i在時點t的m個內生變量的m×1向量，Xit表示個體i在時點t的m個嚴格外生變量的m×1向量，γi表示個體i的m個內生變量的個體固定效應的m×1向量，φi和φi分別為m個內生變量和外生變量的滯后項估計系數，p為滯后階數，μit是殘差項。

(二)變量的描述性統計

本文使用的變量及其描述性統計如表1所示。

表1　各變量定義及描述性統計

注：除變量year、prov以外，描述性統計均為各變量取對數后統計所得。

(三)面板數據的單位根檢驗

由于本文的研究數據為短面板數據，利用一階滯后對樣本數據進行PVAR分析。對于一些非平穩的經濟時間序列往往表現出共同的變化趨勢，但這些序列本身不一定具有直接的關聯關系。因此，即使這些回歸估計具有較高的R平方，其結果并不一定具有實際意義，也即我們通常所說的“虛假回歸”或“偽回歸”。為了避免偽回歸，確保估計的有效性，我們必須對各面板數據進行平穩性檢驗。面板數據的平穩性檢驗，我們可以利用單位根檢驗來完成。

面板數據單位根檢驗主要有Levin-Lin-Chu方法(LLC檢驗)和Im-Pesaran-Shin方法(IPS檢驗)，我們參考LLC檢驗來進行單位根檢驗。

表2　LLC面板單位根檢驗

由表2可知，一般預算收入(gbr)、增值稅收入(vat)、企業所得稅收入(cit)、個人所得稅收入(iit)、最終消費支出(fce)、居民消費支出(hce)、政府消費支出(gce)、居民消費支出增長率(ghce)均為I(0)過程，營業稅收入(bt)也可以近似看成是I(0)過程，因而這些變量均為平穩過程，可以對其進行PVAR分析和IRF分析。

(四)PVAR分析

1.雙變量PVAR分析

我們先進行一般預算收入與居民消費支出增長率的關系。

表3　System-GMM結果

注：(1)模型估計方法采用的是GMM估計，模型設定為恰好識別；(2)變量在進行PVAR模型估計之前，需要進行Helmert轉換(Helmert Transformation)，因此，表中的變量均為轉換后的變量，分別寫成h_gbr、h_ghce；(3)字母L.表示滯后算子，L.h_gbr和L.h_ghce分別為一般預算收入和居民消費支出增長率的滯后一階值；(4)所有結果均在5%顯著性下有效；(5)小數點后保留四位小數。請參看Inessa Love and Lea Ziccino(2006)的文章以及PVAR模型的ado文件，下同。

圖1　IRF脈沖響應沖擊反應圖

因此，PVAR結果可以表示為下式：

ghcet=0.0258gbrt-1+0.1950ghcet-1

(1)

方程(1)為居民消費支出增長率方程，一般預算收入系數為0.0258。換而言之，一般預算收入的增加會引起居民消費支出增長率的上升。圖1與我們的估計結果是一致的，居民消費支出增長率的沖擊迅速造成一般預算收入的上升，反之亦然。這個結論在理論上是可以接受的，本文在理論分析中認為，居民消費與財政收入有關。在一個發展中國家，一般預算收入的上升，地方政府有更多可以改善收入分配的資源，這將有利于改善中低收入階層的居民消費狀況。另外，在一個發展中國家，這將意味著政府擁有更多可以優化配置的資源，從而政府可以更好地利用這部分資源，并將這部分資源分配到具有比較優勢的產業中，從而促進經濟的迅速發展，進而促進居民消費的提高。

另一方面，居民消費的提高，由于居民消費而帶來的稅收收入等財政收入也將導致一般預算收入的增長，從而使得居民消費與一般預算收入完成了一次互相促進的循環。

2.多變量PVAR分析

我們再來看一般預算收入、增值稅收入、營業稅收入與居民消費支出增長率的關系。

表4　System-GMM結果

注：L.h_gbr 、L.h_vat 、L.h_bt和L.h_ghce分別為一般預算收入、增值稅收入、營業稅收入和居民消費支出增長率的滯后一階值。

表5　方差分解表

因此，可以將居民消費支出增長率方程表示如下：

ghcet=0.0370gbrt-1-0.0703vart-1+0.0532btt-1+0.1814ghcet-1

(2)

方程(2)中一般預算收入系數為0.0370，增值稅收入系數為-0.0703，營業稅收入系數為0.0532，即當期居民消費支出增長率與前一期一般預算收入、營業稅收入呈正相關，與前一期增值稅收入呈負相關。即一般預算收入、營業稅收入的一個正向沖擊會導致居民消費支出增長率的一個正向沖擊，增值稅收入的一個正向沖擊會導致居民消費支出增長率的一個負向沖擊。方程(2)的經濟學含義很好解釋。首先，一般預算收入的增加，政府可以用來改善消費環境的支出增加了，消費環境的改善可能是一般預算收入沖擊與居民消費支出增長率呈正相關的原因。其次，增值稅作為流轉稅，作為價外稅種，流轉稅額的增加將導致應稅商品和應稅勞務價格的上升，從而不利于居民消費水平的提高，因而增值稅收入沖擊與居民消費支出增長率沖擊呈反向變動。再次，雖然營業稅也是流轉稅，營業稅的增加也會導致應稅商品和應稅勞務的價格的上升，但是，營業稅是地方稅，同時也是地方第一大稅種。因此營業稅收入的增加可以讓地方有資本改善消費環境，從而有利于居民消費支出增長率的提升。值得說明的是，從方差分解表我們可以看出，在第10期、第20期、第30期，一般預算收入、增值稅收入、營業稅收入對居民消費支出增長率方程的解釋力分別穩定在0.68%、3%、5%左右。* 這與居民消費支出增長率的所得稅方程(3)會有很好的對比關系。

IRF圖與前文的估計結果是一致的，這是我們前文結論的又一例證。

我們再來看一般預算收入、企業所得稅收入、個人所得稅收入與居民消費支出增長率的關系。

表6　System-GMM結果

注：L.h_gbr、L.h_cit、L.h_iit和L.h_ghce分別為一般預算收入、企業所得稅收入、個人所得稅收入和居民消費支出增長率的滯后一階值。

因此，可以將居民消費支出增長率方程表示如下：

ghcet=0.0496gbrt-1-0.0001citt-1+0.0281iitt-1+0.1998ghcet-1

(3)

方程(3)中的一般預算收入系數為0.0496，企業所得稅收入系數為-0.0001，個人所得稅收入系數為-0.0281，意為當期居民消費支出增長率與前一期一般預算收入呈正相關，與企業所得稅收入、個人所得稅收入呈負相關。換而言之，前一期一般預算收入的正向沖擊能夠導致當期居民消費支出增長率的正向沖擊。前一期企業所得稅收入、個人所得稅收入的正向沖擊能夠導致當期居民消費支出的負向沖擊。方程(3)的經濟學含義很好解釋。首先，如方程(2)所述，一般預算收入的增加，政府既可以將一般預算收入優化消費環境從而促進居民消費支出增長率的提高，也可以借此加大民生保障支出，通過刺激廣大中低收入者的居民消費支出來促進居民消費支出增長率的提高。其次，如前所述，企業所得稅和個人所得稅是財產稅，企業所得稅和個人所得稅收入的提高會導致企業和個人的凈利潤和可支配收入的降低，從而不利于居民消費支出的提高。值得說明的是，從整個方差分解表中，可以看出，居民消費支出增長率對方程(3)的解釋力占很大的權重，在第10期、第20期、第30期，居民消費支出增長率對居民消費支出增長率方程的解釋力分別占到96.94%、96.85%和96.84%。可見，居民消費支出增長率受自身的影響特別大，換言之，我國的居民消費具有較強的棘輪效應，在短期內消費具有不可逆性，習慣性消費較大。 IRF圖與前文的估計結果是一致的，這是我們前文結論的又一例證。

表7　方差分解表

圖2　IRF脈沖響應沖擊反應圖

圖3　IRF脈沖響應沖擊反應圖

通過以上的實證分析，我們認為：首先，一般預算收入的適當增加有利于居民消費水平的提高。其次，我國當前的增值稅稅負偏高，不利于居民消費水平的提高；最后，我國當前所得稅稅負偏高，不利于居民消費水平的提高。

四、促進我國居民消費提高的結構性減稅政策建議

結構性減稅是指在有增有減和結構性調整下側重于減稅的一種稅制改革方案。通過一系列結構性減稅政策的調整和改革，對稅收制度進行完善和優化。結構性減稅與全面的、大規模的減稅不同，也有別于一般的有增有減的稅負調整。結構性減稅更注重和強調有選擇的減稅，通過對特定群體和特定稅種的稅負的變化來優化稅制結構，從而使稅收制度更好的服務于經濟增長，促進居民消費的提高。

(一)進一步完善增值稅制

根據前面的實證分析，當前我國的增值稅收入與居民消費支出增長率呈負相關。換而言之，當前的增值稅收入有偏高之嫌。為此，有必要進一步深化增值稅制度。

2009年以前，我國實行的是“生產型”增值稅。2009年1月1日起在全國范圍內實施增值稅改革，將“生產型”增值稅改革為“消費型”增值稅，允許企業抵扣生產用機器設備所含增值稅進項稅額。但是，企業構建不動產所含的進項稅額不允許抵扣。通常情況下，企業大部分的固定資產是不動產形式的固定資產。換句話說，企業大部分的固定資產進項稅額不允許抵扣。據測算，2009年全國增值稅減收1200億，城建稅減收60億，教育費附加減收36億，增加企業所得稅63億，增減相抵后減少稅收收入1233億。*《稅務總局：增值稅全面轉型 2009年減稅或超1200億》，中央政府門戶網站，2009年11月11日。2009年全年的增值稅收入為18481.22億，全年的稅收收入為59521.59億，減收的1233億占2009年增值稅收入的6.67%，占全部稅收收入的2.07%。如果全部固定資產的增值稅進項稅額允許抵扣的話，以生產用固定資產占全部固定資產一半保守估計的話，增值稅及相應稅額將減收2466億，占2009年增值稅收入的13.34%，占全部稅收收入的4.14%。單項稅制改革帶來的如此大的減稅壓力是當時政府無法承受的，而且這還只是保守估計。所以說，09年增值稅的轉型是一次不徹底的轉型，是一次打折扣的轉型。

此外，我們在實證分析中注意到，一般預算收入的增長有利于居民消費支出增長率的提高，因此，在營業稅改征增值稅的時候，為擴大地方政府一般預算收入的來源，適當提高地方增值稅分成比例值得考慮的。

(二)降低企業所得稅負

根據前面的實證分析，當前我國的企業所得稅收入與居民消費支出增長率呈負相關。換而言之，當前的企業所得稅收入有偏高的嫌疑。為了促進居民消費和經濟增長，應加大對高新技術產業的支持力度，降低企業所得稅稅負。

第一，采取加速折舊和投資抵扣制度。發展高新技術產業是經濟增長和經濟結構完善的重要手段。我國的稅收政策對高新技術產業的發展起到了重要的作用，加大對高新技術產業的支持力度應是結構性減稅的重要內容。對高新技術產業研發、試驗、質量控制和節能減排的相關機器設備采用加速折舊，同時，允許高新技術產業對用于技術研發的固定資產抵扣其應納稅所得額。既有利于促進企業技術研發，又有利于企業完成技術改造優化升級，提前收回成本，擴大投資的可行性范圍，從而促進固定資產的投資，擴大投資需求。

第二，實行稅收優惠制度以地域優惠為主向以產業優惠為主轉變。扶持高新技術開發產業應該以由地域優惠為主向以產業優惠為主轉變。對于符合要求的高新技術產業，無論其處于經濟特區和浦東新區，都應享受到稅收優惠。東部地區，高科技園區和經濟技術開發區應逐步減少直接優惠制度，代之以間接優惠制度。當前，我國對高新技術產業的稅收優惠主要采用直接優惠方式，即以低稅率和定期減免稅為主要優惠方式。直接優惠方式的優點在于政策的作用速度快，但在長期內不利于公平市場競爭。間接優惠方式其實質是推遲納稅時間，獲得貨幣時間價值，即相當于從政府獲得一筆免息貸款。間接優惠方式一方面有利于形成“政策引導市場，市場引導企業”的優惠機制；另一方面，也有利于體現公平競爭原則。當前我國的研發投入已經達到了世界第二，已經具有較強的技術研發能力，當前的研發應該由“數量”向“數量與質量兼顧”轉型，為此，稅收優惠政策應該從傳統的直接優惠方式向促進公平競爭的間接優惠方式逐漸過渡，由傳統的只重視直接優惠向直接優惠與間接優惠并重，進一步促進高新技術產業對研發的投入。

(三)完善個人所得稅制

根據前面的實證分析，當前我國的個人所得稅收入與居民消費支出增長率呈負相關。換而言之，當前的個人所得稅收入有偏高的嫌疑。為了促進居民消費和經濟增長，應著力完善個人所得稅制，降低中低收入居民的個人所得稅稅負。為降低個人所得稅負擔，2011年6月30日，十一屆全國人大常委會第二十一次會議表決通過了全國人大常委會關于修改個人所得稅法的決定，將個人所得稅的起征點由2000元提高到3500元，自2011年9月1日起執行。

個人所得稅的首要目的是調節收入分配，其次才是組織財政收入。但是，從近些年的數據來看，個人所得稅雖然組織了一定的財政收入，但是個人所得稅在調節收入分配的作用并不明顯。首先是個人所得稅稅收收入從1995年的131.3億上升到2014年的7377億。個人所得稅占總的稅收比重從1995年的2.17%上升到6.19%。其次，個人所得稅近些年來占總稅收收入比重一直在下降。最后，個人所得稅稅收收入構成上歷年都是以工資薪金收入為主，均維持在50%以上。中低收入者成為了個人所得稅的主要納稅人。應該說，這次提高工資薪金免征額對于降低工薪階層的稅負，提高工薪階層的稅后收入起到了一定的作用。但是，我國現行的個人所得稅實行的是分11個項目征收的分類征收制，分類征收制并不符合當前的經濟與社會發展的要求。剛開始采取分類征收，是因為當時我國居民收入水平比較低，收入來源單一，政府征稅的主要目的在于對一部分畸高的收入進行調節，加上分類征收具有簡便易行的特點，分類征收很好的完成了調節收入分配這一功能。隨著我國市場經濟的發展，個人收入來源越來越多元化，分類征收的個人所得稅已經不能達到調節收入分配的目的。因為在分類征收的稅制下，不同種類的收入所得的稅率不一樣，納稅人就可以通過將收入在不同類型中轉換來達到少繳個人所得稅的目的。因此，單純的提高工資薪金免征額從長期來看并不利于個人所得稅發揮其改善收入分配，通過收入分配的改善促進居民消費的功能。

將個人所得稅的功能定位與其現實的運行格局相聯系，可以發現，現行的分類征收個人所得稅制已不適合調節收入分配差距的需要。因為收入差距在市場經濟發展的當下已經是一種綜合差距而不僅僅是分項目的差距。將個人所得分項目類別征稅的辦法，雖然有利于源泉扣繳，方便征收管理，但是這種征收方式在市場經濟發展的當下更多的是為組織財政收入而服務的，任何缺乏綜合收入口徑基礎上實現的調節，可能在短期內能夠緩解矛盾，但是并不能夠解決矛盾。因此在長期內所實現的政策應該是分類征收向綜合征收改革，降低中低收入者的稅收負擔，促進收入分配，提高居民的可支配收入，以促進居民消費需求的提高。

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(本文責編：海洋)

Impact of Structural Tax Reduction Policy on Stimulating Residents’ Consumption Based on PVAR Model

WANG Xi1，HE Shuai2

(1.Collegeoftaxation，CUFE，Beijing100000，China；2.Departmentofinvestmentbank，Guosensecuritiesco.，LTD，Shenzhen518000，China)

Abstract：We analyze how the main taxes of our country affect Resident’s consumption through PVAR model.this paper use PVAR model which is designed to estimate the micro panel data.This article uses the data of residents’consumption，VAT，business tax，corporate income tax，personal income tax and other related data of 31 provinces，municipalities and autonomous regions during 1995 to 2014.The empirical results state that the high tax burden of Value-added tax，corporate income tax and personal income might have been a drag on the economy.At the end of this paper，based on empirical results，we proposed with the structural tax reduction policy which promote Resident’s consumption in our country.

Key words:Resident’s consumption；PVAR model；structural tax reduction

中圖分類號：F17.6

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2016)03-0141-10

作者簡介：王璽(1980-)，女，山東威海人，中央財經大學稅務學院副教授，博士。

基金項目：國家自然科學基金青年項目(71103151)、廈門大學中央高校基本科研業務費專項項目(20720151002)。

收稿日期：2015-11-12修回日期：2016-02-16