導(dǎo)語：稅收負擔(dān)城鄉(xiāng)居民消費門檻效應(yīng)分析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

中國經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)進入新時代，由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，消費已成為推動我國經(jīng)濟增長的第一驅(qū)動力。消費最終由居民和政府承擔(dān)，其中居民消費是最終消費的主體，是拉動GDP增長的內(nèi)生動力。我國擁有世界上人口最多的中等收入群體，2017年已經(jīng)超過4億人［1］，中等收入群體是我國消費的主力軍，提高中等收入群體比重能有效擴大居民消費，促進經(jīng)濟順利轉(zhuǎn)型。黨的報告第一次在中央文件中將“促進消費的體制機制”明確作為中國社會主義市場經(jīng)濟體制發(fā)展的重要內(nèi)容，提出要“完善促進消費的體制機制，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”。國務(wù)院也先后密集印發(fā)了《關(guān)于進一步擴大和升級消費持續(xù)釋放內(nèi)需潛力的指導(dǎo)意見》（國發(fā)［2017］40號）等政策措施。這顯示，著力破除制約消費發(fā)展的體制機制障礙，推動居民尤其是中等收入居民群體消費升級已經(jīng)上升為國家經(jīng)濟政策的重要關(guān)切點和著力點。但我國居民消費和政府消費一直處于世界偏低水平，較高的稅負水平極大制約居民消費，如何發(fā)揮稅收作用促進中等收入居民群體消費升級，進而擴大全國內(nèi)需，已成為稅收制度和政策改革的重要考量。本文基于稅收負擔(dān)的角度，利用門檻回歸模型，引入居民收入作為門檻變量，分析宏觀稅負、間接稅負及直接稅負對城鄉(xiāng)居民消費的非線性影響，進一步尋求稅收負擔(dān)對城鄉(xiāng)不同收入居民群體消費的影響規(guī)律，為我國實現(xiàn)消費驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，社會收入分配結(jié)構(gòu)由“金字塔”型轉(zhuǎn)為穩(wěn)定的“橄欖型”提供政策參考。

1文獻評述

國外學(xué)者關(guān)于財稅政策對居民消費影響的非線性效應(yīng)研究中，不同學(xué)派觀點差異較大。Gia⁃vazzi發(fā)現(xiàn)在丹麥和愛爾蘭的財政緊縮期間其財政政策能促進私人消費，該發(fā)現(xiàn)極大挑戰(zhàn)了傳統(tǒng)凱恩斯理論［2］，隨后國外學(xué)術(shù)界對財政政策非線性進行了大量研究。Bertola從理論角度建立最優(yōu)模型，認(rèn)為財政支出能對居民消費產(chǎn)生非線性效應(yīng)［3］。Amano研究發(fā)現(xiàn)個人消費在短期和長期存在較大的差異，并且財政支出對居民的消費也存在顯著性的非線性影響［4］。Wang實證研究財政消費性支出和投資性支出對居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)政府消費性支出對居民消費產(chǎn)生了顯著的非線性效應(yīng)［5］。Wis⁃sem使用門檻回歸模型分析財政政策對私人消費的影響，發(fā)現(xiàn)稅收收入一旦超過了臨界閥值便會產(chǎn)生非凱恩斯效應(yīng)［6］。Goldin從稅收凸顯角度分析稅收對不同居民消費的影響，發(fā)現(xiàn)征收消費稅和銷售稅會顯著降低低收入人群對香煙的需求，對于高收入人群的卷煙消費卻不顯著［7］。我國學(xué)者關(guān)于財稅政策與居民消費之間非線性影響的研究中，如張明喜、王立勇、方紅生、儲德銀等研究了財政政策緊縮和擴張兩個時期的政策總效應(yīng)對農(nóng)村居民消費均產(chǎn)生顯著非凱恩斯效應(yīng)［8-11］。徐斌基于相對收入假說理論，發(fā)現(xiàn)收入差距對東部和中西部地區(qū)消費影響效果存在較大的差異，財政支出對東部和中西部都產(chǎn)生顯著的非線性影響，但是東西部呈現(xiàn)“正U”形分布，而中部呈現(xiàn)相反的“倒U”形分布［12］。毛軍從財稅政策和收入差距的角度分析稅收負擔(dān)對居民消費存在非線性影響，研究表明非線性效應(yīng)非常顯著［13］。許多學(xué)者從各個角度分析稅收政策對中國居民的消費影響，如洪源從民生財政收入切入，分析了在跨越“中等收入陷阱”約束下民生財政對居民消費的影響，運用居民收入作為門檻變量分析中國的財政收入對居民消費存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，并且呈現(xiàn)“先增后減”的“倒U型”的非線性效果［14］。王結(jié)玉認(rèn)為應(yīng)重點關(guān)注個人所得稅制對中等收入群體消費的影響，運用稅收政策努力提高中等收入群體比重，使低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)化［15］。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于城鄉(xiāng)居民稅收負擔(dān)的測算以及對居民消費影響的研究中，關(guān)于間接稅負擔(dān)的實證研究較多。聶海峰等認(rèn)為間接稅負對居民收入調(diào)節(jié)具有重要的意義，應(yīng)合理設(shè)置間接稅負比重，防止間接稅累退效應(yīng)影響中低收入群體消費［16］。汪昊等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的間接稅負大于城鎮(zhèn)居民，并測算出中國城鄉(xiāng)居民間接稅負擔(dān)均呈U型［17］。趙艾鳳等認(rèn)為我國消費稅雖然對城鄉(xiāng)收入差距的調(diào)節(jié)效果有限，但是在2009年之后成品油消費稅成為影響消費稅分配效應(yīng)的最主要因素［18］。楊森平等通過計算和比較間接稅后及稅前泰爾指數(shù)，發(fā)現(xiàn)間接稅對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響以逆向調(diào)節(jié)為主，當(dāng)前我國城鄉(xiāng)居民單位收入所承擔(dān)的實際間接稅差異是促使間接稅加大城鄉(xiāng)居民收入差距的最主要原因［19］。陳建東等研究發(fā)現(xiàn)消費稅在不同的時期對我國城鄉(xiāng)收入差距存在差異，在2000—2011年起到正向調(diào)節(jié)作用，然而在2012—2017年消費稅對我國城鄉(xiāng)收入差距卻轉(zhuǎn)為逆向調(diào)節(jié)［20］。許坤等利用廣義矩估計的面板向量自回歸模型對稅收負擔(dān)影響收入分配差距的機理進行了實證研究，結(jié)果表明稅收負擔(dān)并不直接影響收入分配差距，但能通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和政府投資間接影響收入在企業(yè)和居民部門間的分配［21］。國內(nèi)也有部分學(xué)者研究了收入與居民消費以及居民消費升級等問題。韓玉萍等發(fā)現(xiàn)總收入及收入來源的不確定性對居民消費在地區(qū)上存在顯著差異，其中總收入不確性促進了東、西部農(nóng)村居民消費，但抑制了中部消費［22］。李衛(wèi)華從制度創(chuàng)新的角度研究了居民城鄉(xiāng)收入差距，提出居民工資性收入、居民財產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的城鄉(xiāng)差距都很大［23］。陳浩等發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)與收入階層存在較大的差異，低收入群體主要為生存型消費，中等收入群體體現(xiàn)為擴大發(fā)展型消費，而高收入群體主要表現(xiàn)為享受型消費趨勢，并且三種消費類型依次從低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變［24］。綜上，國內(nèi)外學(xué)者的研究成果為稅收負擔(dān)對居民消費的影響提供了許多重要的研究思路。但已有的研究大多從財稅政策或稅收負擔(dān)角度研究對居民消費的影響，或單獨研究城鄉(xiāng)居民消費問題，研究結(jié)果各不相同。本文將基于門檻回歸模型，以城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入作為門檻變量分析宏觀稅負、直接稅負以及間接稅負對城鄉(xiāng)居民消費的非線性影響。

2稅收負擔(dān)對居民消費的非線性門檻效應(yīng)實證檢驗

2.1門檻模型的設(shè)定。本文借鑒Hansen靜態(tài)面板門檻回歸方法進行實證研究［25］。門檻回歸模型是指當(dāng)經(jīng)濟參數(shù)達到特定的數(shù)值后，引起另一個經(jīng)濟參數(shù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性突變的計量研究方法，該方法以殘差平方和最小化為條件確定門檻值，并檢驗門檻值的顯著性，該方法克服了主觀設(shè)置架構(gòu)突變所產(chǎn)生的偏誤。在進行靜態(tài)面板門檻模型估計時，首先需要對門檻值γ和模型變量參數(shù)估計值α進行估計，然后判斷門檻值是否顯著并對門檻值的置信區(qū)間進行估計。可以分為以下四個步驟進行檢驗：首先將任意γ0作為初始值賦予γ，并且在給定的門檻值下，利用普通最小二乘法估計模型的各個參數(shù)值以及對應(yīng)的殘差平方和。然后以殘差平方和最小化s1(γ)值來獲得γ的估計值γ ̂=argminS1(γ)，從而找到最優(yōu)門檻估計值。第一個假設(shè)檢驗的原假設(shè)為H0:α1=α2，備擇假設(shè)為H1:α1≠α2，通過構(gòu)造F統(tǒng)計量F=[S]0-S1(γ) ̂σ ̂2來判斷門檻值是否顯著，其中S0為原假設(shè)的殘差平方和。第二個假設(shè)檢驗的原假設(shè)為H0:γ ̂1=γ0，備擇假設(shè)為H1:γ ̂1≠γ0，通過構(gòu)造似然比函數(shù)LR=[S]1(γ)-S1(γ) ̂σ ̂2來檢驗門檻值是否等于真實值，由于統(tǒng)計量均不服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，因此運用自抽樣法（Bootstrap）來得到F檢驗的漸進分布和概率P值，以此來提高檢驗的顯著性。在通過第一個檢驗后，第二個檢驗也通過在10%的顯著性水平，表明靜態(tài)面板門檻模型存在雙門檻效應(yīng)。由于我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的存在，分別建立稅收負擔(dān)對城鎮(zhèn)消費和農(nóng)村消費的影響，本文擬考慮設(shè)定如下靜態(tài)面板門檻模型設(shè)定進行研究。式中：（1）和（2）分別表示三種稅收負擔(dān)對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費影響是否存在雙門檻效應(yīng)模型組。其中下標(biāo)i代表地區(qū)；t代表時間；czconsit表示城鎮(zhèn)人均消費；ncconsit表示農(nóng)村人均消費；czincit表示城鎮(zhèn)人均可支配收入；ncincit表示農(nóng)村人均可支配收入；I(•)為指標(biāo)函數(shù)；Xit表示稅收負擔(dān)；γ1和γ2為待估測的門檻值；Zit表示外生控制變量；μi表示個體擾動項；εit表示隨機擾動項。2.2數(shù)據(jù)的來源與變量說明。本文選取全國31個省、直轄市、自治區(qū)（除港澳臺外）2002—2017年的省市面板數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)樣本，本文涉及的原始數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國稅務(wù)年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫。31個省市的稅收數(shù)據(jù)含其所轄計劃單列市的數(shù)據(jù)（大連、寧波、廈門、青島、深圳）。為了消除價格指數(shù)的影響，所有的變量指標(biāo)都以2002年為基期利用各省市居民消費價格指數(shù)進行平減（2002年=100），為了消除異方差和量綱的問題，所有的絕對數(shù)變量指標(biāo)都進行對數(shù)化處理，以進一步增強數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，具體數(shù)據(jù)見表1描述性統(tǒng)計。數(shù)據(jù)來源方面，模型的被解釋變量選取各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均消費czconsit、農(nóng)村居民人均消費ncconsit。解釋變量選取全國稅務(wù)部門分地區(qū)稅種的稅收合計占各地區(qū)GDP比重（宏觀稅負trit）；各省增值稅、消費稅、營業(yè)稅總和占各個地區(qū)GDP比重（間接稅負trjjit）；各省個人所得稅、企業(yè)所得稅占總各地區(qū)GDP比重（直接稅負trzjit）。門檻變量：城鎮(zhèn)居民人均收入czincit；農(nóng)村居民人均收入ncincit?？刂谱兞浚撼青l(xiāng)收入差距變量cxgapit用i省份t年的城鄉(xiāng)人均收入比值來表示；人均國內(nèi)生產(chǎn)總值變量pgdpit；民生支出zcczit用i省份t年的各地的教育支出、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等三個項目的總和表示；urbanit表示城鎮(zhèn)化，用i省份t年的城鎮(zhèn)人口占年末常住人口比重表示；教育eduit用i省份t年的高等教育在校人數(shù)表示；對外開放程度openit用i省份i年的進出口總量與GDP的比重來測算，各變量描述統(tǒng)計見表1。2.3門檻效果檢驗與門檻值估計。表2報告了分別以宏觀稅負、間接稅負和直接稅負為核心解釋變量，居民人均收入為門檻變量，居民消費為被解釋變量，分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村進行了雙重門檻檢驗，采用自抽法（1000次）反復(fù)抽樣后模擬計算得到F值及伴隨概率P值門檻效應(yīng)結(jié)果。實證結(jié)果表明，不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費都會產(chǎn)生單一門檻效果。對于城鎮(zhèn)居民而言，當(dāng)宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時，城鎮(zhèn)居民人均收入對城鎮(zhèn)居民的人均消費通過了10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應(yīng)。對于農(nóng)村居民而言，只有當(dāng)宏觀稅負為核心解釋變量時才通過10%的顯著性水平，表明存在雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量時，農(nóng)村的人均收入沒有對農(nóng)村居民的消費產(chǎn)生雙重門檻效應(yīng)。不管是以何變量作為核心解釋變量，對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費而言都沒有產(chǎn)生三重門檻效應(yīng)，于是本文將采用雙重門檻效應(yīng)模型進行計量分析。當(dāng)存在雙重門檻效應(yīng)時，表3列出了具體門檻值以及門檻值的置信區(qū)間。對于城鎮(zhèn)居民消費而言，當(dāng)分別以宏觀稅負和間接稅負作為核心解釋變量時存在相同的門檻值，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為9.6707（15846元）和10.0899（24098元）；當(dāng)以直接稅負作為核心解釋變量時不存在第二門檻值。對于農(nóng)村居民消費而言，當(dāng)以宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民的人均可支配收入第一門檻值和第二門檻值分別為8.3851（4381元）和9.251（8982元），而以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量則不存在第二門檻值，因為只存在單一門檻效應(yīng)。由于我國正處于中等收入階段，本文根據(jù)門檻模型測算出來的門檻數(shù)和門檻值，進一步可將城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均可支配收入劃分為低等收入、中等收入和高收入三個階段。具體收入水平等級劃分見表4（以2002年價格）。2.4實證結(jié)果分析。門檻模型的變量具體估計結(jié)果見表5和表6。表5是對城鎮(zhèn)居民消費的變量的估計，對于城鎮(zhèn)居民消費而言：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民消費的影響為負，彈性系數(shù)為-0.808，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為15846~24098元之間時，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響迅速減少，彈性系數(shù)為-0.452，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大于24098元時，宏觀稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響變?yōu)?0.06，但是效果不顯著。CFPS數(shù)據(jù)的《中國民生發(fā)展報告2018》顯示，2016年頂端1%的家庭占有全國約1/3的財富，低端25%的家庭僅僅擁有社會財富的1%左右，高收入人群占比較少，所以無法帶動整體消費。宏觀稅負對高收入人群的影響效果不顯著，對中低收入群體產(chǎn)生顯著的抑制效果，因此，目前我國宏觀稅負不利于中低收入群體比重擴大以及消費升級。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入小于15846元的低收入階段，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響效果為負，彈性系數(shù)為-1.010，而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在15846~24098元之間時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響迅速增加，彈性系數(shù)為-1.215，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入大于24098元時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民的消費的影響的彈性系數(shù)為-0.647。間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)對居民的消費產(chǎn)生“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”影響了居民消費可支配收入的下降以及勞務(wù)商品的價格上升使得對居民的消費產(chǎn)生顯著的抑制作用，與此同時，間接稅的累退效應(yīng)使中等收入群體擁有較大的稅負，阻礙了中等收入群體的消費。城鎮(zhèn)居民由低收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變的階段，隨著中等收入群體的擴大，城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)和邊際消費傾向逐漸遞減，并且城鎮(zhèn)居民又擁有較高的儲蓄傾向，稅收負擔(dān)抑制效果逐漸變強。城鎮(zhèn)居民由中等收入群體向高收入群體轉(zhuǎn)變時，消費結(jié)構(gòu)由中低檔轉(zhuǎn)向高檔使得勞務(wù)商品的價格對高收入群體影響較小，稅收負擔(dān)對城鎮(zhèn)居民高收入群體的消費抑制作用降低。表6輸出的結(jié)果為對農(nóng)村居民消費的變量的估計。農(nóng)村居民人均收入小于4381元時，宏觀稅負對居民的消費影響為負，彈性系數(shù)為-1.955，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入在4381~8982元時，彈性系數(shù)為-0.244，當(dāng)農(nóng)村居民人均可支配收入大于8982元時，宏觀稅負對農(nóng)村居民的消費產(chǎn)生的影響變?yōu)檎瑥椥韵禂?shù)為0.368，通過了10%的顯著性檢驗。稅收負擔(dān)對農(nóng)村居民消費擠出作用扭轉(zhuǎn)成擠入效應(yīng)，稅收收入的增加使得政府可以將更多的稅收通過轉(zhuǎn)移支付重新分配到農(nóng)村居民手中，居民的收入水平間接增加，從而購買力水平增強，政府的補貼能有效提升農(nóng)村居民的消費。稅收的再分配效應(yīng)從“政府偏向型”轉(zhuǎn)向“居民偏向型”在農(nóng)村居民消費中得到良好的體現(xiàn)。以間接稅負和直接稅負作為核心解釋變量研究農(nóng)村收入對農(nóng)村消費的影響時，不存雙門檻效應(yīng)，只存在單一門檻效應(yīng)，但是也對消費產(chǎn)生較大的負向影響。此外，從表5和表6的控制變量來看，對于城鎮(zhèn)居民而言，城鎮(zhèn)收入差距對居民消費起到促進作用，不難發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)收入差距大的地區(qū)往往經(jīng)濟水平較高，這意味著高的收入預(yù)期與收入水平和低的失業(yè)率，使城鎮(zhèn)居民都具有較高的消費傾向，從而促進城鎮(zhèn)居民的消費。但是對于農(nóng)村居民而言，雖然經(jīng)濟水平較高的地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距大，但是在全國物價水平大體接近的情況下，農(nóng)村與城鎮(zhèn)的收入差距越大，越發(fā)抑制農(nóng)村居民的消費。政府的民生財政支出對居民的消費都產(chǎn)生了促進作用，教育、醫(yī)療和社會保障等“大額剛性支出”間接增加了居民的可支配收入并能有效降低居民的儲蓄傾向，進而釋放居民預(yù)期消費。高等教育人數(shù)的增加對與城鎮(zhèn)和農(nóng)村而言都起到了負向的抑制作用，原因在于畢業(yè)生剛剛步入社會，工資水平普遍較低，社會壓力競爭大，即使有較強的消費傾向，但沒有太大的消費能力。在對外開放程度方面，外需低迷，貿(mào)易摩擦不斷，依賴出口貿(mào)易的企業(yè)利潤持續(xù)下降，影響了企業(yè)的經(jīng)營，也間接抑制了居民消費。城鎮(zhèn)化的提高有利于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費，并且擁有較高的系數(shù)，城鎮(zhèn)化有利于城鎮(zhèn)資源的有效配置及勞動生產(chǎn)水平的提高，并且可以為農(nóng)村居民創(chuàng)造出比農(nóng)業(yè)就業(yè)崗位更高增長率的工資收入，所以城鎮(zhèn)化對城鎮(zhèn)農(nóng)村居民消費產(chǎn)生顯著的促進作用。

3結(jié)論與建議

3.1結(jié)論。對于城鎮(zhèn)居民消費而言，宏觀稅負作為核心解釋變量時，居民收入對消費存在顯著的雙門檻擠出效應(yīng)，但是對高收入群體的擠出效應(yīng)不顯著；直接稅負沒有產(chǎn)生雙重門檻效應(yīng)。間接稅負作為核心解釋變量時對居民消費存在“非線性”的雙重門檻效應(yīng)，即在城鎮(zhèn)居民由低收入群體向中等收入群體跨越時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民消費影響的抑制作用是增強的，中等收入群體比重的提升受到間接稅負的影響增大；在由中等收入群體向高收入群體跨越時，間接稅負對城鎮(zhèn)居民消費的抑制作用卻在減弱，表明間接稅負對高收入群體的影響較小，而高收入群體的邊際消費傾向比中等收入的邊際消費傾向低，所以間接稅負對我國提升中等收入群體比重的負向影響作用較大，不利于擴大中等收入群體規(guī)模。對于農(nóng)村居民消費而言，宏觀稅負對低收入群體產(chǎn)生顯著的負向作用，隨著收入的增加，稅負對居民消費的影響出現(xiàn)扭轉(zhuǎn)態(tài)勢，在高收入群體出現(xiàn)正向的促進作用。稅收的增加帶來政府財政資金增加，通過轉(zhuǎn)移支付增加民生財政支出對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生顯著效果，并且由于農(nóng)村收入水平較低，很少有居民達到個人所得稅起征點，如面臨征稅時，表明農(nóng)村居民的收入已經(jīng)得到很大的提升（但是與城鎮(zhèn)相比不是同等水平），工資增加的“收入效應(yīng)”大于“稅收痛苦效應(yīng)”。直接稅負和間接稅負對居民消費只存在單一門檻的擠出效應(yīng)，不存在雙重門檻效應(yīng)；由于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，農(nóng)村的高收入水平相對于城鎮(zhèn)而言只是中等偏下水平。3.2建議。基于上述研究結(jié)論，我們提出以下稅收政策建議：第一，適當(dāng)降低稅收負擔(dān)，進一步發(fā)揮稅收政策刺激居民消費的作用。以間接稅制為主的稅制結(jié)構(gòu)不能有效發(fā)揮財稅政策調(diào)節(jié)居民收入進而使我國經(jīng)濟平穩(wěn)換擋，因此，應(yīng)積極推進以間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)向以直接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，并在直接稅中提高個人所得稅和財產(chǎn)稅的比重，從而減輕中低收入者的納稅負擔(dān)，縮小不同收入階層間居民差距，從而提升居民消費能力和消費意愿，減輕居民負擔(dān)和降低社會公眾的“稅收痛苦指數(shù)”。中等收入群體擁有較高的邊際消費傾向，所以擴大中等收入群體比重更有利于促進我國居民消費，構(gòu)建我國居民消費需求增長的長效機制。第二，更加注重稅收政策對農(nóng)村居民消費的再次分配作用。由于經(jīng)濟的快速發(fā)展和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，使得城鄉(xiāng)收入差距變大，稅收政策對農(nóng)村居民消費的影響很大，且即使處于農(nóng)村高收入水平的人群也只相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民中低收入群體。因此，宏觀稅收的收入調(diào)節(jié)分配應(yīng)更加注重對農(nóng)村居民消費的再次分配，在減輕稅收負擔(dān)方面應(yīng)對這部分人群進行相應(yīng)的傾斜，并且在民生財政支出方面應(yīng)給予農(nóng)村居民包括醫(yī)療、教育及住房等方面的優(yōu)惠來擴大居民消費，降低農(nóng)村居民的預(yù)防性儲蓄，增加農(nóng)村居民的可支配收入，提高農(nóng)村居民的即期消費。加速推進低收入群體向中等收入群體轉(zhuǎn)變，提高中等收入人群的比例，形成“橄欖型”的社會收入分配形態(tài)，進而擴大內(nèi)需，促進中國經(jīng)濟平穩(wěn)快速的高質(zhì)量發(fā)展。

作者:溫桂榮 黃紀(jì)強 崔若男 潘彬 單位:湖南工商大學(xué)