個稅免征額調整對家庭收支行為的影響*
——來自2011 年個人所得稅改革的證據

宋 澤 鄒 紅 何 陽

一、引言

黨的二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。加大稅收、社保、轉移支付等調節力度和精準性，擴大中等收入群體比重，增加低收入群體收入，是實現全體人民共同富裕的現代化的重要手段。2022 年4 月，國際貨幣基金組織(IMF)下調全球2022 年經濟增長預期至3.6%，中國經濟增速預期下調為4.4%。①世界貨幣基金組織(IMF)，“World Economic outlook April 2022”，世界貨幣基金組織官網，2022 年4 月19 日，https://www.imf.org/en/Publications/WEO/Issues/2022/04/19/world-economic-outlook-april-2022。雖然2018 年以來消費對中國GDP 貢獻率有所提升，但消費增速屢創新低，如何刺激居民消費成為穩定中國經濟增長亟待解決的問題。截至2017 年末，個人所得稅(以下簡稱“個稅”)納稅人約為1.87 億，占城鎮就業人員的比例高達44%②“一文讀懂新個稅法:10 月1 日實施5000 元起征點將動態調整”，2018 年8 月31 日，騰訊財經綜合，https://finance.qq.com/a/20180831/068557.htm。，個稅占公共財政收入的比重從2012 年的5%上升到2017 年的7%。在居民收入快速增長的背景下，由于收入超過起征點，大量中低收入者在稅制不變的情況下成為個稅的主要承擔者(岳希明等，2012；徐建煒等，2013；楊沫，2019)。研究顯示，當稅收負擔上升時，企業和家庭有更強的動機進行避稅，從而會影響個稅政策對收入調節的精準性(Slemrod，2007；Gorodnichenko 等，2009；Tonin，2011)。更為重要的是，2023 年全球經濟可能面臨新一輪衰退，洞悉個稅改革對居民經濟行為的影響機制，精準通過財稅政策增強中低收入群體的消費潛力，穩定居民基本消費需求，成為增強國內大循環可靠性的關鍵。

減稅降費是世界各國刺激居民消費的重要手段之一。減稅降費主要通過兩種方式:一種為降低每月預繳稅款率；另一種為報稅后一次性的稅收返還。降低每月預繳稅款率會直接增加居民持久收入，提升消費水平(Shapiro 和Slemrod，1995；Parker，1999；Souleles，2002；Graziani 等，2016)。相對于前者，稅收返還對非耐用品的邊際消費傾向提升相對較小，但會顯著增加耐用品消費(Souleles，1999；Shapiro 和Slemrod，2003；Johnson 等，2006；Agarwal 等，2007；Parker 等，2013)。此外，暫時性消費稅豁免在短期能夠大幅增加特定消費(Agarwal 等，2017)。

稅收遵從行為是影響減稅促進家庭消費的重要因素。部分研究表明，由于執法機構薄弱，發展中國家存在大量逃稅和避稅行為，比如俄羅斯和墨西哥等(Slemrod，2007)。家庭和企業向統計和稅務部門瞞報和低報收入是避稅的主要方式。為了研究收入瞞報程度，根據收入和消費的單調關系，Pissarides 和Weber (1989)假設家庭數據中食品支出是準確的，以此利用消費數據反推估計家庭真實的收入情況。后續研究根據Pissarides 和Weber (1989)的假設分析個稅和社會保險稅改革對家庭稅收遵從行為的影響。Hurst 等(2014)發現，由于避稅原因，美國收入動態追蹤調查(Panel Study of Income Dynamic，PSID)中的自雇者低報收入25%。Gorodnichenko 等(2009)采用家庭支出和家庭自報收入之間的差值(gap ＝consumption-income)來代表個稅規避程度，發現自報收入上升程度大于消費上升程度，消費—收入差下降，個稅規避程度降低，個稅改革顯著降低了俄羅斯家庭個稅規避程度。Tonin (2011)同樣發現最低工資上調降低了匈牙利家庭消費和自報收入之間的差值。

從1980 年9 月10 日第五屆全國人民代表大會通過《中華人民共和國個人所得稅法》(以下簡稱《個稅法》)以來，迄今已經歷過七次修正，最近兩次修正分別是2011 年6 月30 日和2018 年8 月31 日。中國個稅改革的方式主要是通過提高工資和薪金所得的起征點和調整稅率區間，來增加家庭每月的可支配收入。王鑫和吳斌珍(2011)利用城市之間起征點的差異研究發現，2006 年個稅改革帶來收入增量的邊際消費傾向為1.40—1.66，稅改對東部地區和高收入地區的影響更為明顯，并且食品支出、交通通信支出和教育文化娛樂服務支出的增長較為明顯。徐潤和陳斌開(2015)借助工薪收入者和個體戶經營者在個稅負擔上的差異發現，2011 年個稅改革每降低100 元，工薪收入者家庭消費將上升138 元。趙達和王貞(2020)使用月度數據發現，2011 年個稅改革的邊際消費傾向約為0.20，消費支出增長以服務消費和食品支出為主。工薪所得稅改革的影響主要集中在城鎮地區，對于農村居民消費影響較大的財稅政策改革是2006 年的農業稅改革。汪偉等(2013)發現，農村稅費改革顯著刺激了農村居民消費，特別是在免除農業稅之后消費上升較為明顯，同時設備用品及服務支出、交通通信的支出在改革后明顯增長。

目前國內有關個稅改革對居民經濟行為影響的研究大部分集中在對家庭消費的影響，并且在識別和視角上仍存在不足。王鑫和吳斌珍(2011)、徐潤和陳斌開(2015)等研究都發現消費增長幅度超過個稅減免，這與已有邊際消費傾向研究不一致。王鑫和吳斌珍(2011)使用季度城市層面數據無法控制家庭成員就業狀態等特征變化帶來的影響，同時2008 年以后的經濟環境與2006 年時截然不同，2011 年個稅改革也比2006 年調整范圍更大。徐潤和陳斌開(2015)無法區分個體戶經營者的經營現金流和家庭消費的現金流，通過工薪收入者和個體戶經營者的差分可能無法準確評估減稅的效果，并且使用年度數據無法從理論上探討消費的過度敏感問題。

本文可能的貢獻體現在三個方面:第一，結合收入組群的納稅差異，分析個稅免征額調整對家庭收入和消費的長短期邊際效應，能夠更為準確地識別個稅改革對家庭經濟行為的影響。相比趙達和王貞(2020)使用事件分析法和名義稅率測算減稅額來分析家庭消費的邊際效應，本文根據實際納稅差異能夠比較精準地測算減稅的消費效應。同時，我們還對消費理論的過度敏感現象進行探討，發現個稅改革后家庭消費支出呈現過度敏感情況。進一步地，我們還發現個稅改革增加了家庭肉蛋類和蔬菜類消費，促進了中國家庭食品消費的結構升級。第二，本文重點考慮收入組群和支出負擔家庭的異質性影響，這對如何增強中低收入家庭消費潛力、激發居民消費內生動力具有重要的政策含義。增強國內大循環內生動力和可靠性是穩定中國經濟的關鍵。本文發現，個稅改革主要增加了中低收入家庭的消費支出，同時有利于釋放有債務支出和教育支出家庭的消費潛力。本文的發現有助于進一步洞悉財稅政策增強中低收入家庭消費潛力的精準性，為增強國內大循環的內生動力和可靠性提供經驗證據。第三，本文從家庭計稅方式和收入低報程度的角度進一步分析個稅免征額調整對家庭實際減稅效果的影響，為個稅征收制度改革提供了新思路。白重恩等(2015)發現，城鎮住戶調查數據存在總量和結構的收入瞞報情況，收入越高，瞞報程度越高。He 等(2021)也發現2011 年個稅改革后的個稅收入彈性為4，遠大于聚束分析法估計的0.5，說明個稅行政數據也存在低報收入的情況。本文利用Gorodnichenko 等(2009)構建的收入低報分析框架發現，個稅改革會降低家庭低報收入的程度。個稅改革后，自報收入增長程度遠大于實際效應的原因是家庭在個稅改革前低報收入，這為研究中國居民的稅收遵從行為提供了新的研究視角。本文還進一步從工資集中度的角度分析減稅對不同家庭的影響差異。中國個稅征繳是以個人為單位，可能會導致同等收入情況下在家庭層面負擔不同，導致實際減稅效果的差異。未來從個人轉向由家庭為單位征繳，將有利于增強減稅降負政策的精準性，降低個稅政策實際效果的差異。

二、實證策略

本文利用2011 年個稅改革政策檢驗個稅免征額調整對家庭自報收入和消費的影響，設定模型如下:

其中，Cit表示家庭i第t月自報收入和消費支出指標。ITRi，t代表家庭i第t月受到個人所得稅影響，本文設2011 年9 月之前為0，2011 年9 月及之后為1。treat等于1 代表受稅改影響的樣本，即處理組；treat等于0 代表不受稅改影響的樣本，即控制組。在本文中，控制組為2011 年1 月—8 月家庭所有成員工資收入低于2 000 元且家庭納稅金額等于0 的樣本，處理組為家庭所有成員收入工資收入高于2 000 元且家庭納稅金額大于0的樣本。Xit為家庭i隨時間變化的相關控制變量，包括月初手持現金、戶主性別、年齡、是否完成大專及以上教育、是否已婚、城鎮戶口、家庭人數、家庭就業人數和家庭國有經濟單位就業人數。θi為家庭固定效應，μt為時間趨勢，εit為誤差項。

根據Kueng (2018)，為了檢驗稅改沖擊對收入和消費的動態效應，本文設定模型如下:

其中，βs包括改革前的5 個月和改革后的4 個月(s＝-5，-4，…，4)，其余控制變量與式(1)相同。Attanasio 和Weber (1995)指出，在估計過度平滑化時需要控制家庭勞動參與指標的變化，否則會導致系數向上偏誤。本文控制了當月家庭就業人數和家庭國有經濟單位就業人數。

為檢驗個稅免征額調整對家庭低報收入程度的影響，根據Gorodnichenko 等(2009)，在式(1)的基礎上設定模型如下:

其中，Gapit表示家庭i第t月消費指標減去收入指標的差值。above等于1 代表個稅改革后(2011 年9 月—2012 年12 月)戶主工資收入大于2 000 元的樣本。根據2011 年個稅改革條例，工資和薪金所得扣除標準從2 000 元提高至3 500 元，在個稅改革后工資收入低于2 000 元的家庭依然不需要繳納個稅，其消費—收入差不變。改革后，得益于扣除標準上調和對應稅率下降，戶主工資收入大于2 000 元的樣本家庭在改革前低報收入避稅程度會相應降低，導致自報收入增長程度遠大于消費增長程度，即式(3)β1的回歸系數顯著為負。因為Gapit中包含了家庭的收入和消費指標，控制變量不再控制家庭收入，其余控制變量與式(1)相同。

三、數據與變量

本文使用城鎮住戶調查數據(UHS)。該數據是一個輪換面板數據，每年樣本中有1/3 家庭被替換，全樣本每三年替換一次。該數據包含詳細的家庭人口特征、月度收入和消費支出等信息。本文使用遼寧、上海、廣東和四川四個城市和省份2010—2012 年家庭月度收入和消費數據。①由于國家統計局對數據保密的需要，2010 年及以后城鎮住戶調查數據僅可使用遼寧、上海、廣東和四川四個城市和省份，但均為月度數據，可以更好地研究消費敏感性等諸多消費理論問題。上述四省分別位于中國的東西南北，在一定程度能反映中國的整體情況，具有樣本代表性。具體可以參見Zhao 等(2022)對UHS 月度數據和宏觀數據中消費和收入指標的代表性分析。

UHS 月度數據以家庭為記賬單位。根據《個稅法》，從2011 年9 月1 日起居民工資、薪金所得，以每月收入額減除費用3 500 元后的余額為應納稅所得額，在此之前工資、薪金所得的減除額為2000 元。UHS 記錄了家庭當月的所得稅支出金額，基于此我們匹配個人收入數據，以統計分析數據中個人所得稅的納稅比例。由于個人數據沒有提供個人納稅數據，我們根據個人收入數據中是否有養老保險、醫療保險和失業保險支出記錄進行數據清理。圖1 顯示，在改革前，有家庭納稅記錄的比例約為27%，改革后下降到15%，有個人納稅記錄比例約為13%。其中，有家庭納稅記錄且個人工資低于2 000 元的比例從2%下降到低于1%，有個人納稅記錄且個人工資低于2 000 元的比例從5%下降到2%左右。在圖1 (b)中，有個人納稅記錄且個人工資低于3 500 元的比例和有家庭納稅記錄且個人工資低于3500 元的比例基本重合，從2%左右下降到不足1%。上述分析顯示，納稅比例在改革當月開始下降，下降趨勢在2011 年11 月后基本平穩。整體來看，家庭納稅記錄基本能夠反映家庭中是否有繳納個稅的成員，也能夠說明是否會受到個稅改革的影響。我們把2011 年1 月—8 月家庭所有成員工資收入低于2 000 元且家庭納稅金額等于0 的樣本定義為控制組，家庭所有成員收入工資收入高于2 000 元且家庭納稅金額大于0的樣本定義處理組。

圖1 月度納稅比例

本文主要從可支配收入、工資收入、消費性支出和食品支出等方面，考察個稅免征額調整沖擊下居民經濟行為的變化。由于購買頻率較高和不易儲存的特性，食品是最為嚴格意義的非耐用品，并且支出頻率較高，是檢驗消費過度敏感的主要指標之一(Lusardi，1996；Kueng，2018)。服務包括居住服務費(物業管理費等)、家庭服務支出(家政服務等)、家庭工具服務費、交通費、通信服務費、文化娛樂服務、教育費用和其他服務費用。耐用品包括衣著、家具和家庭設備、通信工具、文化娛樂用品、書本教材和其他商品。①本文耐用品不包括家庭交通工具等大額耐用品。一般而言，食品、服務和耐用品占消費性支出比重95%以上。我們剔除戶主退休或60 歲以上、家庭收入和消費信息錯誤、僅在2010 年或僅在2012 年接受調查的樣本，最后得到2010 年35 700 條數據，2011 年81 996 條數據，2012 年51 828 條數據，共計169 524 條月度數據。②因篇幅所限，本文省略了樣本分布表，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。樣本的統計性描述見表1。數據顯示，處理組樣本的女性戶主比例為0.231，平均年齡為43.64 歲，大專及以上比例為0.551，城鎮戶口比例為0.970，家庭人數、家庭就業人數分別為2.977 和1.865。除教育水平外，上述人口特征指標和控制組相關指標無統計學差異。

表1 描述性統計

四、實證結果

個稅免征額調整對居民經濟行為的影響包括平均效應和動態效應。平均效應體現在居民消費遵循生命周期/持久收入理論的消費平滑，即個稅改革降低了家庭納稅負擔，增加了持久收入，在長期可以提升消費水平和改善消費結構。動態效應體現在個稅免征額調整的沖擊使家庭可支配收入呈跳躍式增長，使得消費急劇波動，即短期內消費過度敏感。

(一)平均效應

本文根據式(1)估計稅改對家庭月收入和消費的平均效應，回歸中所有金額變量都取對數。①若無特殊說明，后文金額變量均取對數值。表2 顯示，相比控制組，稅改使得家庭可支配收入增加10.1%，其中工資收入增加11.2%。根據緩沖存貨模型，預防性儲蓄和流動性約束會影響家庭消費變動率。為此，本文在消費指標回歸中控制手持現金，從而可以更為精準地估計減稅對家庭消費的影響程度。結果顯示，稅改使得有納稅記錄家庭月均消費性支出增加3.2%，其中食品支出增長4.3%，服務支出增長3.1%，耐用品支出沒有顯著影響。我們的結果與王鑫和吳斌珍(2011)、徐潤和陳斌開(2015)、趙達和王貞(2020)一致，均表明個稅減免對居民消費有明顯的刺激作用。

表2 稅改對收入和消費影響的平均效應

2011 年個稅改革的主要措施是上調免征額和調整稅率區間，并且通過月度代扣代繳的方式執行，其作用機制等同于提高家庭的持久收入。但是全樣本估計結果同時受上調免征額和調整稅率區間的影響，并且相對于家庭所有成員工資收入低于2 000 元的控制組，全樣本處理組的收入增速會高于控制組，從而導致在一定程度上高估稅改對家庭可支配收入和工資收入的影響。此外，不同收入組群的邊際消費傾向也存在顯著差異，理論上低收入組群的邊際消費傾向高于高收入組群。為此，2011 年個稅改革上調起征點和調整稅率區間后，我們把處理組樣本限制在戶主工資收入低于3 500 元(處理組二)。表2 顯示，相比控制組，個稅改革使得處理組二的家庭可支配收入和工資收入分別增加8.3%和10.1%，并且消費性支出、食品支出和服務支出分別增長2.5%、3.2%和4.9%。

前文中控制組使用家庭所有成員收入工資收入低于2 000 元且沒有納稅記錄樣本，但各稅率區間收入組群的收入增速差異會帶來估計偏誤。因此我們根據戶主2011 年1 月—8 月的月均收入和稅改之前的稅率區間分為[2 000，3 500)元、[3 500，5 000)元、[5 000，9 000)元和9 000 元及以上四個收入組，與ITRt×treati生成交互項來考察不同組群的影響差異。表3 第(1)列和第(5)列顯示，可支配收入的交互項系數分別為0.147、0.074、0.051 和0.026，工資收入的交互項系數分別為0.170、0.076、0.046 和0.027，根據各稅率區間的樣本均值測算，可支配收入分別增長611.7 元、492.9 元、476.3 元和431.5 元，工資收入分別增長580 元、476.8 元、432.1 元和456.7 元。從絕對金額上看，[2 000，3 500)元組群的數值最高，可能存在利用免征額閾值低報收入的情況，[5 000，9000)元和9 000 元及以上的測算結果與按稅率區間測算的實際減稅金額結果相近，月收入在8 000—12 500 元之間的納稅人獲益最大，每年可少繳個稅480 元。

表3 稅改的收入組群異質性影響

我們還分別使用[2000，3500)元、[3500，5000)元和[5000，9000)元作為更高稅率區間的控制組，通過估計分組交互項的系數進一步進行驗證。相比 [2 000，3 500)元組群(控制組二)，[3 500，5 000)元、[5 000，9 000)元(控制組三)和9 000 及以上(控制組四)組群不僅受到免征額調整的影響，而且還面臨稅率調整的影響。表3 第(2)列和第(6)列顯示，可支配收入和工資收入的估計系數分別為0.030、0.012 和-0.004，以及0.023、-0.003 和-0.016，可支配收入和工資收入的估計系數均隨收入組群的上升而下降，這說明稅率上升對收入存在明顯的負的影響。相比[5 000，9 000)元組群(控制組三)，9000 元及以上組群基本會受到經濟顯著性和統計顯著性的影響。對于家庭消費，全樣本消費性支出的估計系數分別為0.055、0.032、-0.002 和-0.030，食品消費分別為0.059、0.030、0.030 和0.008，上述結果說明低收入家庭具有較高的消費傾向，減稅有利于增加[5 000，9 000)元及以下家庭的消費水平，后續控制組的估計結果同樣支持了上述結果。

增加持久收入為居民消費質量升級，特別是食品消費質量升級創造了條件。表4 顯示，相比控制組，稅改分別增加了全樣本家庭肉蛋類、蔬菜類和其他類月均支出3.5%、2.4%和8.3%，同時還使飲食服務增長8.2%。在其他處理組的回歸結果中，我們同樣發現了肉蛋類、蔬菜類和其他類月均支出的上漲。此外，在處理組二的回歸結果中干鮮瓜果類的估計系數為0.027，接近5%的顯著性水平。已有文獻顯示，2013 年中國大陸地區每人每天蛋白質和脂肪攝入量分別為250 千—300 千卡和250 千—300 千卡，不僅低于發達國家每人每天分別400 千卡和450 千卡的平均水平，更低于中國臺灣地區每人每天分別350 千—400 千卡和350 千—400 千卡的水平(Schmidhuber 等，2018)。持久收入的增長主要增加了肉蛋類、蔬菜類和飲食服務的月均支出，可以有效改善中國家庭的食品消費質量。但需要注意的是，3 500 元以下樣本因工資水平較低，減稅受益較小，肉禽蛋水產類消費增長相對有限。

表4 稅改對食品分類支出的影響

表5 家庭不同負擔支出下減稅對消費的影響

(二)動態效應

我們還需要檢驗稅收政策執行前后收入和消費的動態效應。根據式(2)月度變量的估計系數和聚合到區縣層面的標準誤，我們用圖2 和圖3 顯示個稅改革沖擊下家庭可支配收入和工資收入的動態變化。圖2 (a)和圖3 (a)顯示，在稅收之前，全樣本家庭的可支配收入和工資收入均沒有受到顯著的正影響，個稅改革的影響在第一個月開始對其分別呈現5.9%和4.0%的顯著正影響。圖1 顯示，個稅改革沖擊的實際效果在改革當月立即體現，沖擊影響存在漸進過程。因此，本文用稅改后月度影響的累加系數來反映波動過程中的總影響程度，即累加效應。結果顯示，改革后前四個月可支配收入和工資收入的累加效應分別為22.9%和18.2% (如圖2 (b)和圖3 (b)所示)，累加月平均效應分別為5.7% (＝22.9%/4)和4.6% (＝18.2%/4)。圖2 (c)和圖3 (c)顯示了戶主收入低于3 500 元家庭的動態變化。同樣地，在稅改前該樣本家庭沒有受到顯著的正影響，而在改革后該收入組群受到減稅的影響程度最小，使得其估計系數小于全樣本。改革后前四個月可支配收入和工資收入的累加效應僅分別為0.016 和0.027，小于全樣本的估計系數。

圖2 稅改沖擊下可支配收入的動態效應

圖3 稅改沖擊下工資收入的動態效應

圖4 (a)顯示，在稅改當月(9 月)，全樣本的消費性支出增長了5.2%，改革后第三個月(11 月)消費性支出出現一定幅度的放緩(1.1%)，且改革后第四個月(12 月)消費性支出下降2.7%。這一發現和生命周期/持久收入假說中消費平滑的觀點并不一致，同時也支持了Johnson 等(2006)、Parker 等(2013)與Broda 和Parker (2014)的結果，稅收返還后家庭消費在短期內(1—3 月內)顯著波動。本文結果也和Kueng (2018)相似，在阿拉斯加永久居民基金發放當月，非耐用品消費增長11%，在發放后第三個月消費不再呈現顯著增長。稅改對消費性支出的凈效應，即稅改后四個月回歸系數的累加效應為10.0% (如圖4 (b)所示)，月平均效應為2.5% (＝10.0%/4)。戶主收入低于3 500 元家庭樣本消費性支出幅度基本接近全樣本(如圖4 (c)所示)，且消費性支出累加效應為0.15 (如圖4 (d)所示)。

圖4 稅改沖擊下消費性支出的動態效應

在稅改前五個月，消費性支出相對平滑，估計系數在95%的置信區間水平下且位于0 附近，符合平行趨勢的要求。雖然《個稅法》在2011 年6 月30 日開始調整，并于當年9 月1 日開始執行，但是我們沒有發現政策宣告效應或者預期效應導致消費性支出在正式執行前顯著上漲(Agarwal 和Qian，2014)。原因在于，不同于美國和歐洲的工薪所得稅的征繳方式，在中國的工薪所得稅由單位代扣代繳，工薪收入的變化只有在發放后才能觀察到；并且，個稅改革不是一次性的收入沖擊，而是長期持續的政策影響，可以改變家庭的持久收入水平。因此，家庭對減稅增加的可支配收入金額沒有明確預期，無法在政策執行前增加消費性支出。

(三)家庭負擔異質性

截至2017 年末，中國家庭部門杠桿率(家庭債務/家庭可支配收入)高達110.9%，超過美國家庭部門杠桿率水平(108.1%)。①“減少住房醫療教育支出比例 增強居民消費能力”，《21 世紀經濟報道》，2019 年10 月25 日，https://baijiahao.baidu.com/s? id＝1648318443910006261＆wfr＝spider＆for＝pc。研究顯示，房價過快上漲，會導致家庭部門債務增加，從而抑制消費能力(潘敏和劉知琪，2018)。本文根據月度數據中家庭債務支出信息來識別樣本家庭是否有債務，包括歸還借款、歸還其他借款、歸還住房貸款、歸還汽車貸款、歸還教育貸款和歸還借貸支出。本文數據顯示，在有住房貸款樣本中，月均住房貸款債務支出占家庭債務支出比重為86.6%。在全樣本中，減稅使得有債務家庭食品支出提高3.2%，比無債務家庭的估計系數約大1/3。而對有住房債務家庭的影響相對更大，其估計系數約為無住房債務家庭估計系數的1.3 倍；在戶主收入低于3 500 元家庭樣本中發現同樣的住房債務的異質性結果。原因可能在于，有住房債務的家庭通常面臨較強的流動性約束，其邊際消費傾向高于無住房債務家庭，因此減稅帶來的新增收入可以起到更強的消費刺激作用。

數據顯示，2017 年中國家庭教育支出占家庭年支出的20%以上，輔導班是教育支出的大頭，30%的家長愿意支付超出消費能力的學費。①“我們還能擺脫教育‘內卷’ 嗎?”，新浪財經，2021 年4 月1 日，http://finance.sina.com.cn/jjxw/2021-04-01/doc-ikmyaawa3471369.shtml? dpc＝1。本文根據月度支出數據來識別存在子女教育支出的家庭，發現個稅改革使得有子女教育支出家庭的消費性支出提高3.3%，估計系數遠大于沒有子女教育支出的家庭，其中消費增長主要集中在食品支出(3.3%)。同樣地，我們在戶主收入低于3 500 元家庭樣本的估計結果中也發現類似的異質性結果。我們的發現與劉利利和劉洪愧(2020)類似，有子女教育支出的家庭為維持教育支出會擠壓其他消費支出，從而面臨更大的日常支出壓力。減稅帶來的新增收入可以緩解家庭的支出預算約束，產生更好的消費刺激效果。

(四)進一步分析:家庭計稅方式和收入低報程度

1.家庭計稅方式

根據個稅稅率區間，在家庭收入水平相同的情況下，有收入的家庭成員人數越多，且每個成員的收入水平越接近，家庭實際稅收負擔越低，反之越高，即收入水平相同家庭的實際個稅負擔可能有所差異。因此，本文根據2011 年1 月—8 月家庭成員個人工資和家庭工資總額測算家庭工資集中指數，工資集中指數越高，家庭成員的工資收入越不均衡，即在同等家庭工資收入水平下，家庭的工資集中指數越高，個稅負擔越重。我們利用個稅改革交互項×家庭工資集中指數，分析家庭工資集中程度對減稅效果的影響。表6 顯示，不論是全樣本，還是戶主收入低于3 500 元家庭樣本，減稅效果隨家庭工資集中度上升而下降，并且對于低收入家庭的影響更大。綜合來看，中國個稅征繳是以個人為單位，可能會導致同等收入情況下家庭層面負擔的差異，從而帶來實際減稅效果的差異。未來從以個人轉向以家庭為單位征繳，將有利于增強減稅降負政策的精準性，降低個稅政策實際效果的差異。

表6 減稅對計稅方式的影響

2.低報收入程度

需要注意的是，可支配收入和工資收入的估計系數分別為10.1%和11.2%，工資收入的平均效應接近測算的最高減稅率6% (月工資區間為4 900—9 300 元)，估計系數存在一定程度的高估。國內外研究都發現，出于避稅需要居民調查數據都存在不同程度的瞞報收入情況，并且收入越高，瞞報程度越高(Hurst 等，2014；白重恩等，2015)。提高個稅免征額會降低調查對象瞞報或低報收入的程度(Gorodnichenko 等，2009)。我們利用式(3)估計免征額調整對收入瞞報的影響。定義一為食品支出減去工資收入的差值；定義二為食品、衣著、總服務和通信工具支出之和減去工資收入的差值；定義三為食品支出減去工資、資產性和轉移性收入之和的差值；定義四為食品、衣著、總服務和通信工具支出之和減去工資、資產性和轉移性收入之和的差值。在DID 基準回歸的基礎上，我們使用DID 方法分析個稅改革對有月工資收入超過2 000 元成員樣本家庭消費—收入差的影響。表7 顯示，全樣本的估計系數分別為-0.062、-0.052、-0.058 和-0.048，其中國有經濟單位戶主家庭消費—收入差的系數為-0.094、-0.084、-0.088 和-0.078，估計系數是全樣本的1.5—1.6 倍，戶主工作收入低于3 500 元的樣本發現類似結果。原因在于，相對于非國有經濟單位，國有經濟單位工薪所得稅納稅籌劃風險較小。王雄元等(2016)發現，2011 年個稅改革提高起征點削弱了工薪所得稅納稅籌劃對薪酬激勵的促進作用，而本文結果進一步證實了國有經濟單位存在對工薪所得稅納稅籌劃的行為。因此，精準實施個稅政策，需要進一步完善納稅申報信息采集，精準發揮個稅政策在增加低收入者收入、擴大中等收入群體、規范收入分配秩序、規范財富積累機制中的作用。

表7 免征額調整對家庭低報收入程度的影響

五、結論與政策建議

在共同富裕目標下，中國需要充分發揮個稅的收入分配調節效應，提振居民消費，促進經濟結構轉型。長期以來，中國減稅政策更多注重針對企業層面的大規模減稅降費，而提振消費需要更加重視針對家庭層面的更優化的減稅降費規模和方式。在進行大規模減稅降費之前，把握減稅對居民經濟行為的影響機制，以及減稅的間接影響至關重要。

本文使用城鎮住戶調查(UHS)2010—2012 年家庭收支月度信息，利用2011 年個稅改革的免征額調整分析居民經濟行為的動態變化。結果顯示，免征額調整分別使得有納稅記錄家庭的自報可支配收入和工資收入增加8.3%—10.1%和10.1%—11.2%，同時家庭月均消費性支出增加2.5%—3.2%，其中食品和服務的支出分別增長了3.2%—4.3%和3.1%—4.9%。免征額調整降低了工薪家庭的納稅負擔，增加了家庭的持久收入，使得消費性支出隨之上漲。在食品支出上漲的情況下，食品結構得以改善，肉蛋類、蔬菜類和瓜果類等食品支出明顯增長，促進了居民食品結構的消費升級。在減稅沖擊下，持久收入假說無法解釋消費性支出的短期敏感。消費性支出在稅改當月分別增長5.2%，在第三個月增幅下降，且在第四個月出現負增長，說明消費性支出短期存在顯著的過度敏感現象，這和持久收入理論并不一致。在稅改實施四個月后，消費性支出增長程度逐漸趨于平均效應。減稅在短期內對中低收入群體的影響最為明顯，從減稅金額來看家庭人均月工資處于8 000—12 500 元的家庭減稅受益最大，消費增長潛力更大。從異質性來看，減稅會增加中低收入家庭的持久收入，提升其消費水平。得益于持久收入的增加，有負債支出和有子女教育支出家庭的消費性支出和食品支出會有所提升，特別是有住房負債家庭的增長更為明顯。我們還發現了家庭工資集中度會影響減稅的實際效果，從個人計稅轉向家庭計稅有助于把握家庭的實際納稅負擔。此外，我們發現，減稅可以使家庭消費—收入差降低3.1%—9.4%，免征額調整使得自報可支配收入和工資收入的增長程度大于個稅降低的程度，可以間接降低有納稅記錄家庭低報收入的程度，其中對于國有經濟單位戶主家庭的影響更大。

共同富裕是我國現階段以及未來一段時間的重要目標。個人所得稅在調節收入分配、釋放居民消費潛力、增強經濟內生動力等方面具有重要的作用。2018 年個稅改革最大的突破在于增加專項扣除，但專項扣除分為月度申報和年終匯算兩種方式。專項月度申報對居民消費的影響機制和提高起征點一樣，通過提升家庭的持久水平來促進消費，其效果有利于改善食品消費質量，促進消費結構升級。年終匯算等同于美國個稅措施中的稅收返還，其有利于促進耐用品消費的增加，從而對居民消費產生影響。但是，專項扣除方式的差異對中國居民家庭消費和企業個稅籌劃造成的影響，還需要進一步深入研究。