个人所得税起征点变化对居民消费的影响.docx

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1、个人所得税起征点变化对居民消费的影响吴斌珍*王鑫内容提要 本文采用 2004 2007 年 36 个大中城市的季度面板数据，对 2006年个人所得税起征点提高对消费的影响进行了经验分析。我们利用部分城市实 际起征点在 2006 年以前已经有所提高的事实，采用倍差法的分析框架进行了估 计。结果显示，在调整了基于平均收入计算减税水平可能带来的偏差之后，税收 减免带来的收入增量的边际消费倾向在 1 40 1 66 之间，即人们消费的增加大 于当年税收减免的额度。分地区来看，东部地区、高收入地区这一影响更为显著， 而其他地区、低收入地区的影响则不显著。分消费类型来看，食品支出、交通和通 讯支出、教育文

2、化娱乐服务支出的增加较为显著，其他类型的消费没有显著的变 化。关 键 词 个人所得税 所得税起征点 所得税免征额 居民消费一引言提高个人所得税起征点( 即免征额或费用扣除标准) 的提案在近些年受到了广泛关注。 一方面，刺激居民消费被看成是维持中国经济可持续发展的重要手段，而通 过减税来提高居民收入则被视为是增加消费的有效途径; 另一方面，日益上升的生活 成本也引发了很多关于如何增加居民特别是低收入阶层可支配收入的讨论。其中，通王鑫、吴斌珍: 清华大学经济管理学院100084电子信箱: wubzh sem tsinghua edu cn( 吴斌珍) 。*作者感谢清华大学经济管理学院白重 恩、李宏

3、彬提出的宝贵意 见。 感谢国家社科基金重 大 项 目( 10zd007) 、自然科学青年基金( 70903042) 以及国家留学基金和蒋震海外交流奖学金的资助。为了简化陈述，本文将免征额、起征点、费用扣除标准这 3 种提法等价使用。王鑫吴斌珍过提高起征点来减轻居民的税收负担、促进税收的公平性一直是社会舆论热衷的方 案。另外近些年物价的快速上涨也使所得税起征点的调整变得非常必要。 这样的 时代背景触发了 2006 年及 2008 年两次起征点的提高，以及 2011 年关于再次提高起 征点的修订草案。更具体的，中国在 1980 年颁布中华人民共和国个人所得税法之 后的 26 年中，每月工薪所得的起

4、征点在法律上始终保持在 800 元; 2006 年 1 月，中国 首次将工薪所得起征点提高到 1600 元 / 月; 之后又在 2008 年 3 月将这个标准提高到2000 元 / 月; 2011 年 4 月，人大常委会开始审议将起征点上调至每月 3000 元修正案草 案，并向社会公开征集意见。起征点的变化对居民可支配收入的影响是显而易见的，而起征点的提高是否真的 刺激了消费，需要利用实际数据来进一步验证。根据永久性收入假说 ( Friedman，1957) ，对于短期的减税政策，减税所带来的可支配收入的增量会被平滑到之后各期 的消费中，因此这一部分增量的边际消费倾向比较低。而对于永久性的减税

5、政策，减 税在当期带来的收入增加不需要被平滑到以后各期，其边际消费倾向接近于 1。而且 如果未来的减税额比当期还要高，减税的边际消费倾向会大于 1，因此居民对未来减 税额的预期也同样会影响减税的边际消费倾向。减税的边际消费倾向还受到其他因 素的影响。比如，如果存在借贷约束，减税的边际消费倾向应该会有所上升; 如果存在 预防性储蓄动机，则会有所下降。 另外，李嘉图的等价原理指出，如果居民预期减税 会导致政府赤字，而政府会在将来增加对同一批居民的其他税收来填补赤字，那么减 税额的边际消费倾向将降低。因此，税收减免对消费的影响与经济环境以及居民预期 紧密相关，需要经验研究来评估其最终的效果。本文采用

6、 2004 2007 年 36 个大中城市的季度面板数据，对 2006 年个人所得税 起征点提高对消费的影响进行了经验分析。我们主要利用了其中 12 个大中城市实际 起征点在 2006 年前已经有所提高的事实，比如北京从 2003 年 9 月起就已经将个人所 得税的起征点提高到了 1200 元 / 月。这为我们采用倍差法进行分析提供了基础，这一 方法有效的剔除了不同城市之间不随时间变化的差异以及各城市共同的时间趋势。 我们的扩展模型进一步允许了各个城市的平均消费有不同的线性时间趋势。结果显 比如，李书福政协委员提出的相关提案是一个典型代表，他提出了生活成本高昂地区的工薪阶层税负较重，生活困难，

7、应该提高起征点来更有效的发挥个人所得税在促进公平、改善民生方面的作用( http: / / news sinacom cn / c /2010 03 03 /081119777556 shtml) 。 这个结论主要指短期的减税政策。如果未来的减税额更高，那么消费者会通过借贷或减少储蓄来使得 当期消费的增加量大于当期的税收减免额。此时借贷约束的存在会导致这样的借贷不能发生，因此实际的边际 消费倾向会低于理论预期。世界经济*2011年第8期 67个人所得税起征点变化对居民消费的影响示，以 2005 年的城市平均收入为基础度量的减税额的边际消费倾向约为 2 10 2 49。由于用宏观平均收入计算的减

8、税水平和实际减税水平( 即利用微观个体的工薪 收入计算的减税水平) 有所偏差，我们估算了这个偏差，并对减税额的边际消费倾向 进行了调整。调整后的值在 1 40 1 66 之间，即消费的增加量比当期的减税额还高。 其中一个可能的原因是人们预期工薪收入会有所增长，而起征点提高带来的减税额是 随收入的增加而上升的，因此将来的减税额会高于当期的减税额; 而且 2006 年起征点 的调整更多的被看成是个人所得税改革的开端，起征点在未来可能会进一步提高。 因此，当期消费的增加量会高于起征点提高带来的收入增量。此外，我们也分析了起 征点的变化对消费的影响在地区之间的差异。据我们所知，国内尚未有系统的经验研究

9、分析起征点的变化对消费的影响，尽管 有不少关于起征点的提高利好消费零售业的报道。 目前关于个人所得税改革的研 究，主要集中在个人所得税的制度设计( 马福军，2010; 黄洪和严红梅，2009; 崔光营，2005; 汤贡亮和陈守中，2005) 以及免征额的提高对收入分布的影响( 梁季，2010; 潘梅 和宋小宁，2010) 等问题上。国外有不少文献关注减税或者税收返还对消费的影响， 但同中国提高起征点所带来的永久性减税不同，其他国家的减税政策大多是政府在经 济低迷时期刺激消费政策的一部分，因此往往是短期、中期或者是一次性的税收减免 或返还。而且由于大多数发达国家的起征点已经指数化，即与每年的通货

10、膨胀率联 动，因此很少有研究关注提高个人所得税起征点的影响。更具体的，以对美国减税政策的研究为例，国外的研究发现短期的减税和长期的 减税其效果差异很大。比如，2001 年颁布的减税政策使美国 2 /3 的家庭平均获得了500 美元每年的税收返还( Agarwalal ，2007) ，该项政策持续时间为 10 年。Johnsonet等( 2006) 通过对消费者支出调查数据( consumersurvey) 的分析发现，在expenditure收到税收返还之后的 3 个月中，消费者支出了税收返还的 20% 40% ; 在收到税收返还之后的 6 个月中，支出了税收返还的 2 /3。这说明短中期的减

11、税政策对总消费的影 响是显著的，作者认为这是由于存在借贷约束的缘故，而且他们的经验分析也确实发 现更可能受到借贷约束的家庭支出增加得更多。Shapiro 和 Slemrod( 2003a、b) 则采用 详见21 世纪经济报道关于 2006 年提高个人所得税的报道“个税法修正草案 27 日表决，微调之后还将有大动作”http: / / news xinhuanet com / fortune /2005 10 /27 / content_3688766 htm，以及天府早报的相关报道“个税起征点 1600 元月薪 2000 每年减负 420”http: / / finance sina com

12、cn / g /20051028 /11352075004 shtml。 详见大众证券报的报道“个人所得税起征点上调利好消费零售业”http: / / finance sina com cn / stock / hyyj /20110303 /09139463998 shtml，以及投资者报的报道“实质减税有望开启消费牛市”http: / / review cnfol com /110502 /436，1702，9785200，00 shtml。世界经济*2011年第8期 68王鑫吴斌珍了一种更加直接的问卷调查方式，询问家庭是否会消费税收返还的钱。问卷的分析结 果显示，只有 21 8% 的家庭

13、会消费掉这些税收返还，边际消费倾向远低于其他文献的 结果。Agarwal 等( 2007) 则通过对信用卡消费记录数据的分析，发现在收到税收返还 之后的 9 个月中，家庭平均消费了 40% 的税收返还。他们的研究也发现，那些更有可 能受借贷约束的家庭其消费增加得更多。另外一次重要的减税政策是 2008 年美国经 济刺激法案使得纳税人获得了 300 600 美元不等的税收返还，这应看成是一次性的 减税。Shapiro 和 Slemrod( 2009) 依然用问卷调查的方法分析了这次税收返还对消费 的影响。发现只有不到 1 /5 的受访者表示他们会消费掉大部分的税收返还。他们估 计，这一次税收返还

14、的边际消费倾向约为 1 /3。相比上述两次减税政策，里根政府在1981 1983 年实施下调个人所得税税率的减税政策同本文关注的中国政府的减税政 策更为相似，几乎是永久性的减税政策。 Souleles( 2002 ) 发现在这次减税中，非耐用 品的边际消费倾向在 0 6 0 9 之间，对消费的刺激作用比短期或一次性的减税政策 更为明显。本研究利用了中国在这次起征点调整中的城市差异，应用倍差法检验了起征点变 化导致的减税对消费的影响( 因果关系) 。结果表明，在一个经济快速增长的发展中国家，带有政策导向标识性的、长期的减税政策，其效果同发达国家的减税效果有比较大的差别。本文的结构如下，第二部分介

15、绍了 2006 年个税改革的背景和本文采用的 数据; 第三部分为回归模型; 第四部分给出了估计的结果并进行了分析，同时进行了相 关的稳健性检验; 第五部分分地区和消费类型估计了减税对消费的影响; 第六部分为 总结和政策建议。二个人所得税改革背景及描述性统计中国的个人所得税制度开始于 1980 年颁布的中华人民共和国个人所得税法，当时设定的个人所得税免征额是 800 元 / 月，工资、薪金按照 6 级超额累进税率计算应 纳税额，税率从 5% 45% 不等。当前实行的个人所得税框架源于 1994 年的个人所 得税法修正案，该修正案将 1986 1993 年按照纳税人的类型分别设立的外籍个人所 虽然

16、里根下调个人所得税税率，可能在未来被之后的政府重新调高，但是考虑到美国的立法程序，重新调高个人所得税率是很困难的，因此可以认为里根的减税“几乎是”永久性的。 减税收入的边际消费倾向的大小可以用来检验生命周期理论。 相 关 的 文 献 有: Altonji 和 Aloysius( 1987) 、Poterba( 1988) 、Souleles( 1999) 、Browning 和 Dolores( 2001) 、Hsieh( 2003) 。世界经济*2011年第8期 69个人所得税起征点变化对居民消费的影响得税、中国国籍个人收入调节税和个体工商户所得税合并为统一的个人所得税，并扩 大了征税对象的

17、范围。不过 1994 年设定的免征额仍然是 800 元 / 月，工资、薪金所得 实施 9 级超额累进税率，最低和最高税率仍分别是 5% 和 45% 。对于起征点的调整虽然从 2001 年开始进行了多次讨论，但直到 2005 年个税改革 才有了明确的时间表。2005 年 4 月财政部和税务总局提出了适当调整个人所得税免 征额的初步方案，当时的提案为将免征额调整为 1200 元 / 月，地方可视实际情况浮动20% 。7 月国务院通过的个人所得税法修正案草案将免征额确定为 1500 元，10 月27 日，全国人大常委会最终决定免征额为 1600 元 / 月，并于 2006 年 1 月 1 日起施 行

18、。 国家税务总局指出，根据国家统计局对全国 500 个城市、5 5 万户的家庭收入统 计调查的有关数据，按照每月 800 元扣除标准，工薪阶层纳税人数占总人数的比例约 为 60% ; 扣除标准调整至每月 1600 元后，纳税比例将降至 26% 左右，每月将减少财政 收入 280 多亿元。1600 元的标准高于 2004 年城镇职工年人均消费( 每月 1143 元) 。2006 年起征点的调整也成为了新一轮的个人所得税改革的开端: 2007 年 12 月，全国 人大通过决议将个税起征点改为 2000 元 / 月，自 2008 年 3 月 1 日起实施; 2011 年 4 月，人大常委会提出了新的

19、个人所得税法修正案草案，提出将免征额提高至 3000 元 / 月，将 9 级累进税率改为 7 级，并向社会公开征集意见。在 2006 年之前，虽然税法规定各省市无权提高起征点，但在实际操作中，不少地 方政府根据当地的生活成本及收入情况，通过调整补贴项目免税扣除额等方法变相的 提高了起征点。比如广州深圳等地早已实现 1600 元的扣除标准。 通过多方资料的 核实，我们发现有 12 个大中城市的个税免征额在 2006 年前已经有所提高，这些都得 到了地方税务局文件的证实。具体的，根据 2006 年之前不同的免征额，城市大致可被 分为 7 类( 如表 1 所示) 。大部分城市执行的是国家统一的 80

20、0 元每月的标准，提高免 征额的城市大多是东部沿海城市，提高后的免征额从 1000 元每月至 1600 元每月不 等。但是在 2006 年之后，按照要求，各城市的扣除标准统一为 1600 元 / 月。根据个人所得税法，要计算工资、薪金的所得税应交额，首先需要计算应纳税所得 额，其公式如下: 应纳税所得额 = 应发工资薪金 免征额 三险一金个人缴纳部分，其 中三险一金指养老保险、医疗保险、失业保险和住房公积金。然后根据适用的 9 级超 详见 http: / / politics people com cn / GB /30178 /3577809 html。 详见 http: / / finan

21、ce people com cn / GB /1037 /3861947 html。 详见 http: / / politics people com cn / GB /30178 /3577809 html; http: / / news xinhuanet com / fortune /2005 10 /27 / content_3688766 htm。世界经济*2011年第8期 70王鑫吴斌珍额累进税率计算应缴所得税。根据这个算法，我们就可以计算 2006 年税收起征点变 化前后的应缴税额，然后得出税收的减少额。图 1 ( a) 显示了月减税额( 纵轴) 同扣除 三险一金个人缴纳部分后的

22、月薪水平( 横轴) 之间的关系。 可以看到每月的减税额 随月薪的增加而增加，中间有 8 个平台区域，从最低的 80 元平台( 对应的起始月薪为2100 元，终止月薪为 2800 元) 起每次增加 40 元，最高的月减税额为 360 元( 对应的起 始月薪为 101 600 元) 。两个平台之间月减税额随月薪线性增长。对于月薪为 800 5000 元的中低收入者，减税程度细节图如图 1( b) 所示，该区域只有两个平台，80 元以 及 120 元( 对应的起始月薪为 3600 元，终止月薪为 5800 元) 。而月薪 2100 元以下经 历了 3 个直线上升阶段，两个拐点分别为 1300 元和

23、1600 元。( 元 / 月)表 1各年各城市工薪所得免征额城市2004 年2005 年2006 年2007 年广州、深圳厦门 北京、重庆、大连、杭州、南京、宁波 福州、青岛天津 上海长春、长沙、成都、贵阳、海口、哈尔滨、合肥、呼和浩特、济 南、昆明、兰州、南昌、南宁、沈阳、石家庄、太原、乌鲁木齐、 武汉、西安、西宁、银川、郑州16001300120011001000100016001300120011001200100016001600160016001600160016001600160016001600160080080016001600说明: 深圳在 2006 年税改后的免征额有一些争

24、议，目前没有官方的文件确认。从绝对值来看，高收入者受益更多，但是如果计算月减税额对月薪的比例即“相对收益”，如图 2( a) 和图 2( b) 所示，月薪收入为 2100 元的工作者在税改中相对收益 最高，约为 3 8% ，月薪 1000 元以下和 16 000 元以上则相对收益不足 1% 。相对收益 在 2% 以上的区间为 1310 8000 元。可见相对收益最高的是中低收入阶层。为了了解 36 个大中城市在这一次政策调整中税收减税额的差异，我们采用这些 城市 2004 2007 年的季度数据来分析，数据来源于各期中国统计月报。因为拉萨 市 2004 和 2005 年的数据缺失，深圳市 20

25、06 年之后的免征额不明确，因此将这两个城 市的样本剔除。附表 1 给出了文中用到的主要变量的描述性统计。在计算家庭应交 三险一金个人缴纳部分大概可占到工资薪金的 17% 22% ，养老保险大约占 8% ( 在月薪收入在社会平均工资的 60% 和 300% 之间时的比例) ，医疗保险占 2% ，失业保险占 0 5% 1% ，住房公积金大约占 7% 12% 。世界经济*2011年第8期 71个人所得税起征点变化对居民消费的影响世界经济*2011年第8期 72王鑫吴斌珍表 22006 年分城市家庭个人所得税减少额度( 元 / 季度)Dytax( 以当年当季 人均工资为基础 得到的减税额，然 后进行

26、季度平均)Dytax_2( 以当年平 均季度人均工资 为基础得到的季 度减税额)Dytax05 ( 以Dytax05 _ 2 (2005以年对应季度人均 工资为基础得到 的减税额，然后进 行季度平均)2005 年 平 均 季 度人均工资为基础 得到的季度减税 额)城市北京长春 长沙 成都 重庆 大连 福州 广州 贵阳 海口杭州哈尔滨 合肥 呼和浩特 济南昆明 兰州 南昌 南京 南宁 宁波 青岛 上海 沈阳石家庄太原 天津 乌鲁木齐 武汉厦门 西安 西宁 银川 郑州 均值 标准差217 75320 61345 45366 07148 07191 86253 000 00314 94334 081

27、95 94311 00308 54349 80398 80309 26253 35281 02185 15331 27205 45238 88548 94316 74318 54302 42170 50269 05344 24160 76307 61268 33276 88333 20278 7592 73209 87320 92327 40374 20149 38193 80253 000 00314 83358 40232 06311 03308 50349 80398 80312 86253 70281 02175 41336 12217 40238 88573 09322 40321

28、96303 00170 50278 20348 80159 52319 31278 97282 42333 20282 6195 12195 20249 18329 50321 11132 07171 23235 380 00276 21310 21191 20269 31262 70333 29389 99275 94206 16247 09171 90291 82205 85214 88348 83275 96279 32291 53171 79211 73309 77141 92270 03238 27242 72310 42246 2574 94195 20253 69327 0032

29、1 80142 01173 17237 130 00275 89325 75170 20269 05267 62338 40396 00275 94210 53250 59164 60298 81182 90214 88355 95275 86279 36291 67173 25218 19316 54130 65276 08238 15242 79317 99247 2877 82说明: 季度平均指的是同一年内 4 个季度的减税额的均值。世界经济*2011年第8期 73个人所得税起征点变化对居民消费的影响的平均，得到了当年平均的季度减税额( 分别为表 2 中 Dytax 和 Dytax05

30、) 。另外一种 平衡的办法是先考虑年内平均的季度收入，然后按这个收入来计算平均的季度减税 额。这样我们就有了另外两种指标( 分别为表 2 中 Dytax_2 和 Dytax05_2) 。表 2 显示 了 2006 年各城市人均所得税减税额度的均值。可以看到各个城市平均的减税额达到280 元或 246 元左右，不过各个城市之间的差别比较大，标准差达到 90 或 70 余元。这 一差别不仅源于各个城市在 2006 年前的免征额的不同，也源于各个城市的平均工资的不同。特别的，基于宏观城市人均收入计算的人均减税额与先基于微观个体的工薪收入 计算每个人的个税减税额度再计算城市的平均值是有差别的。如图 1

31、 所示的减税额 和工资之间的曲线，该曲线在某些区域是凹的，但在有的区域是凸的( 这是由个人所 得税的边际税率是逐段上升导致的) 。当此曲线为凸时，先计算平均工资再算减税额 会低估真实的减税幅度( 基于微观数据计算) ，但是当曲线为凹时，用宏观数据计算则 可能高估减税幅度。为了准确衡量这种差别，我们利用 2005 年的城市住户调查数据 计算了 36 个大中城市在两种方式下得出的人均所得税减税幅度，结果见附表 2。平 均来看，基于微观个体的工资数据得到的城市平均减税值大约是基于城市平均工资计 算的减税额的 1 5 倍，即采用宏观数据计算的减税幅度低估了真实值，因此应除以1 5 才是真实的边际消费倾

32、向值。此外，附表 2 中显示两种方式下计算的各个城市的减税 额相关系数为 0 88，说明根据宏观的人均收入数据计算的减税额在各个城市之间的 相对大小上能比较好的代表真实的减免幅度。三计量模型第二部分的描述表明，在 2006 年之前各城市的免征额有所差异，而在 2006 年之后，所有城市的免征额统一为 1600 元 / 月。因此，2006 年的政策调整对各个城市的冲击有所不同，这为我们应用倍差法( difference in difference)提供了基础。更具体的，我们可以将税收减免较多的城市 ( 如长沙、成都) 视为实验组，减免较少或者没有减免的 ( 如广州、厦门) 为对照组，然后比较在政

33、策调整后这两组在消费 上的差别，减去它们在政策调整前的差别。如果城市之间的差别不随时间变化，那 么这一方法就可以给出无偏一致的估计。为了避免人为的设定一个分界值来区分实 验组和对照组，我们直接考虑各个城市各自的减税额。这样基于倍差法的回归模型 可以表述如下:世界经济*2011年第8期 74王鑫吴斌珍Yit= Cit + 06 t06Dytax05 i + 1 incit + 2 sizeit + 3 emnumit+ 1 Qt + 2 Yeart + 3 Cityi + eit( 1)其中下标 i 表示城市，t 表示从 2004 年第 1 季度算起的时间项。Yit 为被解释变量，因为本文主要关

34、注边际消费倾向，我们选取了消费 ( 或各类消费) 的绝对值作 为被解释变量。 t06 为 “2006 以后” 的时间哑变量，年份大于等于 2006 年的样本 t06 为 1，小于 2006 年的样本 t06 为 0; Dytax05 i 表示基于城市 i 在 2005 年该季度的 家庭就业人口人均工资为基础计算的个税减税额，并进行年内 4 个季度平均后的个税减税额。减税额之所以用 2005 年的工资数据来计算，是为了消除因提高免征额导 致个人所得税边际税率降低进而对就业及收入产生的间接影响，采用 4 个季度的均 值是因为平滑后的均值和消费行为更相关。t06 Dytax05 i 为时间哑变量 t

35、06 和减税幅度的交叉项。其他的解释变量还有家庭总收入 incit 、家庭人口数 sizeit 和家庭就业 人口数 emnumit 。Qt 和 Yeart 分别代表 3 个季度和 3 个年度哑变量，Cityi 代表城市固定 效应变量。交叉项 t06Dytax05 i 的系数表示了 2006 年的减税政策对消费的影响。而季度、 年度哑变量控制了所有城市共同的季节性和年度间的消费波动，城市固定效应控制了 所有这些城市之间不随时间变化的差异。基本模型假设各个城市潜在的消费增长速 度是一样的，即如果没有提高免征额政策的变化，各城市的消费增长趋势是相同的。 由于这个假设相对较强，在扩展模型中我们允许各城

36、市潜在的消费增长速度有所不 同。我们主要通过两种方式来实现这一目的: 一是通过控制时间趋势 t 同减税幅度变量 Dytax05 i 的交叉项 tDytax05 i ，即我们允许不同减税额的城市有不同的消费增长趋 势; 另一种方法是通过控制时间趋势同城市固定效应的交叉项，即允许每个城市有其 自己独有的消费增长趋势。后者比前者更灵活，不过也减少了自由度。扩展后的估计 模型如下:Yit= Cit + 06 t06Dytax05 i + 1 incit + 2 sizeit + 3 emnumit+ 0 tDytax05 i + 1 Qt + 2 Yeart + 3 Cityi + eit( 2)或者

37、Yit= Cit + 06 t06Dytax05 i + 1 incit + 2 sizeit + 3 emnumit+ 0 tCityi + 1 Qt + 2 Yeart + 3 Cityi + eit( 3)此外，考虑到减税的效果可能随时间变化，我们允许减税的效果在 2006 年和 我们也尝试了用对数值，结果和用绝对数的结果相一致，不过系数的经济含义有所变化。家庭人口数和家庭就业人口数随时间的变化不大，我们也尝试了不控制这些变量，结果差别很小。世界经济*2011年第8期 75个人所得税起征点变化对居民消费的影响2007 年有所差别，因此在模型中加入了变量 t07 Dytax05 i 。其中

38、 t07 是 2007 年时间 哑变量，年份等于 2007 年的样本为 1，不等于 2007 年的样本为 0。t07 Dytax05 i 前面 的系数代表了相比于减税在 2006 年的效果，减税在 2007 年的额外效果。我们的数据 是 2004 2007 年的季度数据。四结果和稳健性检验( 一) 主回归结果表 3 显示了主回归的结果。第 1 列是对基本模型( 1) 的回归结果，没有控制城市 间消费趋势的不同。此时，个人所得税减少对消费的影响不显著。第 2 列引入了时间 趋势同减税幅度变量 Dytax05 i 的交叉项，允许不同减税额的城市有不同的消费增长趋 势，此时 t06Dytax05 i

39、 的系数为 2 223。第 3 列引入了时间趋势同城市固定效应哑变 量的交叉项以控制各城市间消费变化趋势的不同，此时 t06 Dytax05 i 的系数为 1 88， 虽然在 10% 的显著水平上不显著。第 4 6 列允许 2007 和 2006 年的效果有所不同， 结果显示，减税在 2007 年对消费的影响同 2006 年并无显著差别，不过这个模型使得2006 年的效果估计的更为精确。一个解释是 2007 年减税的效果在不同城市之间差 别比较大，导致估计不太精确。如果不允许减税效果在 2006 和 2007 年有所差别，t06Dytax05 i 前的系数估计的精确度会因此而下降。因此对于减税

40、在 2006 年的效果而 言，我们认为第 4 6 列的结果更为可靠。第 4 列显示如果不同减税额的城市有完全相同的潜在消费趋势，减税对消费似乎 没有任何显著的影响。但我们更倾向于采纳第 5、6 列允许不同的城市有不同的潜在 消费趋势的结果，减税的边际消费倾向为 2 10 2 49。考虑到第二部分中提到的用宏观数据可能会低估真实的个人所得税降低幅度，这个系数很可能是高估的。为了纠 正这个偏差，实际的边际消费倾向应当为这个估计值除以 1 5，这里 1 5 是采用微观 个体数据得到的城市平均减税值和基于宏观的城市人均工资计算的减税额之间的比 例。 因此最终的边际消费倾向是 1 40 1 66。三个控

41、制变量中，除了家庭总收入对 消费的影响显著外，家庭人口数和家庭就业人口数的系数均不显著。家庭总收入的系数约为 0 2，也反映了中国居民的消费倾向很低。见第二部分的相关分析。世界经济*2011年第8期 76王鑫吴斌珍表 3个人所得税减少对消费的影响被解释变量: 家庭消费解释变量( 1)( 2)( 3)( 4)( 5)( 6)2 223*( 1 093)2 490( 0 944)0 991( 1 596)0 222( 0 0597)1590( 1109)337 0( 568 6) 1172( 2620)是2 101( 0 986)0 820( 1 915)0 119*( 0 0624)286 6(

42、 872 0)674 0( 613 2)3163( 2174) 0 930( 1 365)1 880( 1 136) 0 442( 0 735) 0 980( 1 908)0 217( 0 0647)1723( 1177)372 1( 559 7) 1571( 2759)t06Dytax05it07Dytax05i0 218( 0 0616)1729( 1209)360 2( 557 9) 1581( 2843)0 221( 0 0591)1612( 1092)351 2( 570 1) 1244( 2573)是0 117*( 0 0605)307 7( 864 0)705 0( 593 7)

43、3071( 2203)家庭总收入家庭人口数家庭就业人口数常数项时间趋势同减税额的交叉项 时间趋势同城 市固定效应交 叉项样本数R2城市的数量是是5440 744345440 748345440 801345440 745345440 749345440 80134说明: 、 和* 分别表示在 1% 、5% 和 10% 显著水平上显著，下表同。所有回归都控制了季度、年份固定效应，以及城市固定效应，下表同。减税额用 Dytax05 来衡量，即基于城市 i 在 2005 年 季度 t 的人均工资为基础计算的个税减税额，并进行年内 4 个季度平均后的个税减税额。在主回归中，我们没有考虑 2008 年的政策调整，因为首先 2008 年的调整是一个更为微小的调整，其次 2008 年受到了金融危机的影响，而