劉妍瓊， 章愛(ài)文

（湖南第一師范學(xué)院a.數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，b.商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205）

一、引 言

“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要強(qiáng)調(diào)形成強(qiáng)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，構(gòu)建新發(fā)展格局，提出堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需這個(gè)戰(zhàn)略基點(diǎn)，加快培育完整內(nèi)需體系，把實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有機(jī)結(jié)合起來(lái)，以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)、高質(zhì)量供給引領(lǐng)和創(chuàng)造新需求。在擴(kuò)大內(nèi)需和提高居民消費(fèi)水平的政策體系中，稅制結(jié)構(gòu)具有十分重要的作用，我國(guó)近年來(lái)一直在提倡深化稅制結(jié)構(gòu)改革，然而，即使我國(guó)稅制結(jié)構(gòu)一直在不斷完善，但仍存在不足之處。改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展突飛猛進(jìn)，但經(jīng)每年各季度消費(fèi)數(shù)據(jù)分析，雖然我國(guó)居民消費(fèi)需求不斷提升，但居民消費(fèi)率卻偏低且逐漸下降。1980 年，中國(guó)居民消費(fèi)率約為50%，2020年為39%，下滑了11個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用處于較低水平。因此，研究稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響效應(yīng)，對(duì)稅收政策的優(yōu)化和居民消費(fèi)支出的高質(zhì)量發(fā)展均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前已有諸多文獻(xiàn)對(duì)稅制改革和居民消費(fèi)進(jìn)行了討論。一部分學(xué)者認(rèn)為稅制結(jié)構(gòu)改革有利于居民消費(fèi)的增長(zhǎng)，主張通過(guò)下調(diào)稅率促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)與升級(jí)。如李香菊和周麗珠[1]采用向量誤差修正模型分析了稅收政策對(duì)居民消費(fèi)的影響，認(rèn)為深化和實(shí)施“結(jié)構(gòu)性減稅”的改革措施，可以推動(dòng)居民可持續(xù)消費(fèi)，形成消費(fèi)主導(dǎo)的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力。劉銳卿[2]認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展的過(guò)程中，科學(xué)改革稅制，完善稅收體系，全面發(fā)揮財(cái)政稅收政策的核心作用，更好地提升居民的消費(fèi)能力，有效提升居民的整體消費(fèi)水平。曲一申等[3]采用雙重差分法分析了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響，得出個(gè)人所得稅降低，可支配收入增加，從而居民消費(fèi)支出增加。另一部分學(xué)者認(rèn)為稅制結(jié)構(gòu)改革不利于居民消費(fèi)的增長(zhǎng)，通過(guò)對(duì)我國(guó)勞動(dòng)稅、資本稅和消費(fèi)稅的發(fā)展進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，除稅負(fù)偏高外，消費(fèi)稅中的部分稅種還因重復(fù)征收、較易轉(zhuǎn)移等原因抑制居民消費(fèi)增長(zhǎng)。如楊宜勇和池振合[4]認(rèn)為我國(guó)以流轉(zhuǎn)稅為主的稅制結(jié)構(gòu)，容易產(chǎn)生稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁，導(dǎo)致消費(fèi)者購(gòu)買產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格提高，從而降低居民消費(fèi)。BAE[5]采用面板門檻模型從消費(fèi)稅的視角對(duì)稅收政策與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行探討，指出消費(fèi)稅對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)和居民消費(fèi)水平都有抑制作用，且這一抑制作用在居民消費(fèi)水平上體現(xiàn)得更加明顯，且消費(fèi)支出稅對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)和消費(fèi)水平的抑制作用隨收入的提升而遞減。還有一部分學(xué)者研究了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)水平的影響。如Pereira[6]選取葡萄牙1977—2004年的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行VAR 建模，分析了直接稅、間接稅等不同財(cái)政政策的長(zhǎng)期產(chǎn)出效應(yīng)。儲(chǔ)德銀和呂煒[7]構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型分析了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)價(jià)格水平變動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響。韓彬和吳俊培等[8]等從稅系結(jié)構(gòu)、稅類結(jié)構(gòu)和稅種結(jié)構(gòu)三個(gè)層面來(lái)分析了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

綜上可知，目前從理論和實(shí)踐，定性和定量方面來(lái)研究稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響研究相對(duì)充分，但稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的研究仍有待進(jìn)一步擴(kuò)展。因此本文的邊際貢獻(xiàn)在于：（1）以往文獻(xiàn)多使用傳統(tǒng)的VAR模型或線性回歸對(duì)普通面板數(shù)據(jù)研究稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的靜態(tài)關(guān)系，忽略了時(shí)變效應(yīng)，本文對(duì)傳統(tǒng)的VAR 模型進(jìn)行擴(kuò)充，采用隨機(jī)波動(dòng)時(shí)變向量自回歸TVP-VAR-SV 模型，分析稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的時(shí)變效應(yīng)。（2）以往文獻(xiàn)從稅系結(jié)構(gòu)、稅種結(jié)構(gòu)和稅類結(jié)構(gòu)不同的視角分析了稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響，但稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)的影響方向存在爭(zhēng)議。本文從稅種結(jié)構(gòu)視角，分析商品稅、所得稅和財(cái)產(chǎn)稅在不同時(shí)期和特定時(shí)點(diǎn)對(duì)居民消費(fèi)支出的異質(zhì)性效應(yīng)。（3）本文著重于研究中國(guó)稅制結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)之間的時(shí)變關(guān)系，并以此為基礎(chǔ)，針對(duì)性地提出了一些旨在促進(jìn)居民消費(fèi)的減稅措施建議。

二、TVP-VAR-SV模型構(gòu)建

TVP-VAR-SV 模型在VAR 模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行了擴(kuò)展，對(duì)時(shí)變參數(shù)進(jìn)行處理，允許系數(shù)參數(shù)與協(xié)方差矩陣具有時(shí)變特征，使模型能夠有效解決異方差問(wèn)題，提高參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性。

首先引入一個(gè)基本的結(jié)構(gòu)性向量自回歸模型：

其中，yt是m× 1維觀測(cè)向量，A是m×m維的系數(shù)矩陣，F(xiàn)1…Fs為m×m維的滯后系數(shù)矩陣，擾動(dòng)項(xiàng)μt是m× 1維的結(jié)構(gòu)沖擊向量。假設(shè)μt~N(0,ΣΣ)，其中，

設(shè)A為下三角矩陣，即

將模型Ayt整理成簡(jiǎn)化的模型形式如下：

模型中，Bi=A-1Fi,i= 1,…,s,εt~N(0,Im)，進(jìn)一步，（4）式可以寫為縮減形式：

堆積矩陣Bi中每一行元素，均寫成m2s× 1維向量β，并定義Xt=It?(y't-1,…,y't-s)，其中?為Kronecker積。（5）式為普通的SVAR的一般縮減形式，參數(shù)是不可變的。

最后，將所有參數(shù)列入等式中，對(duì)參數(shù)和方差賦予時(shí)變特性，可以獲得TVP-VAR-SV模型：

其中，令at=(a2,1,a3,1,a3,2,a4,1,…,am,m-1)'為下三角形At中非0 和1 的元素堆積形成的列向量，同時(shí)令ht=(h1,t,…,hm,t)'，hj,t=logσ2j,t，j= 1,…,m。

其中，t=s+ 1,…,n，βs+1~N(μβ0,Σβ0)，αs+1~N(μα0,Σα0)，hs+1~N(μh0,Σh0)。

由于模型中引入了隨機(jī)波動(dòng)（SV），模型估計(jì)較為困難，為了規(guī)避TVP -VAR-SV 模型的估計(jì)的過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，參考Primiceri[9]和Nakajima[10]的處理，采用馬爾可夫鏈和蒙特卡洛（MCMC）方法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，假設(shè)參數(shù)的先驗(yàn)分布β，α，h符合正態(tài)分布，將參數(shù)初始值設(shè)定為μβ0=μα0=μh0= 0，Σβ0= Σα0=Σh0= 10 × I，同時(shí)設(shè)定模型中各個(gè)參數(shù)的先驗(yàn)分布如下：

其中(Σβ)i，(Σα)i，(Σh)i表示矩陣的第i個(gè)對(duì)角元。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文研究稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)，參照儲(chǔ)德銀和呂煒[7]，以及葉園園等[11]的方法，從稅種結(jié)構(gòu)視角，將我國(guó)的稅制結(jié)構(gòu)劃分為三類：商品稅，所得稅和財(cái)產(chǎn)稅。其中，商品稅包括增值稅、消費(fèi)稅和關(guān)稅，使用sps表示，所得稅包括個(gè)人所得稅、企業(yè)所得稅，使用sds表示，財(cái)產(chǎn)稅包括房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、耕地占用稅、契稅、土地增值稅和車船稅，其中車船稅所占比例太小，沒(méi)有計(jì)算在內(nèi)，使用ccs表示。居民消費(fèi)支出使用xfzc表示，該指標(biāo)能夠從整體上衡量居民消費(fèi)的變動(dòng)情況。因?yàn)樨?cái)政稅收在2007年實(shí)施收支分類改革，且考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和統(tǒng)一性，本文的數(shù)據(jù)選取的范圍為2013年第2季度到2022年第1季度，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，使用Eviews和OxMetrics軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了保持商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅以及居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)之間的穩(wěn)定性和一致性，并且消除異方差的影響，本文對(duì)sps、sds、ccs以及xfzc等季度數(shù)據(jù)均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。為了避免模型出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，先對(duì)sps、sds、ccs以及xfzc等時(shí)間序列進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文使用了ADF檢驗(yàn)方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過(guò)SIC準(zhǔn)則來(lái)確定ADF檢驗(yàn)的之后階數(shù)，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的具體結(jié)果如表1所示。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表1可知，商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)的ADF統(tǒng)計(jì)值均大于其5%的顯著性水平下的臨界值，不能拒絕存在單位根的假設(shè)成立，表明商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出在5%的顯著性水平下均為非平穩(wěn)序列。同時(shí)，商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)一階差分之后的ADF 統(tǒng)計(jì)值均小于其5%的顯著性水平下的臨界值，拒絕存在單位根的假設(shè)，表明商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出的一階差分序列均是平穩(wěn)序列，因此可以使用商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出的差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

（三）樣本參數(shù)模擬結(jié)果

根據(jù)AIC，BIC 等準(zhǔn)則和AR 圖的穩(wěn)定性檢驗(yàn)可知，最佳滯后階數(shù)為2，在對(duì)TVP -VAR-SV 模型的時(shí)變參數(shù)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，主要使用MCMC 算法連續(xù)模擬10000 次，并丟棄了不滿足固定條件的前1000 個(gè)樣本，然后利用后9000次的抽樣對(duì)后驗(yàn)分布的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，最終的模型估計(jì)結(jié)果如下表2所示。

表2 基于TVP-VAR-SV 模型的稅制結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)支出之間MCMC算法的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

由表2 可知，所有參數(shù)的后驗(yàn)均值都落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，而且它們的標(biāo)準(zhǔn)差都很小，由此可以得出所有參數(shù)的估計(jì)結(jié)果都很好。Geweke 診斷值（Geweke[12]提出的CD 統(tǒng)計(jì)量）均小于5% 顯著性水平下的臨界值1.96，均無(wú)法拒絕估計(jì)參數(shù)收斂于后驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)分布的原假設(shè)，這說(shuō)明，該模型的各個(gè)參數(shù)顯著收斂于后驗(yàn)分布。各個(gè)要估計(jì)的參數(shù)的無(wú)效影響因子都保持在較小的水平，最大值為94.26，這意味著從10000 次模擬中至少可以獲取107（10000/94.26）個(gè)不相關(guān)樣本，由此可以證明，該參數(shù)估計(jì)結(jié)果是有效的。以上結(jié)果表明，MCMC算法有效地模擬了參數(shù)的分布。

（四）變量的同期影響關(guān)系

從圖1第1行可以看出，樣本的自相關(guān)系數(shù)隨著模擬次數(shù)的增加都收斂于0，表明本文所設(shè)定的抽樣次數(shù)能夠很好的消除樣本之間的相關(guān)性。從圖1第2行可以看出，樣本序列在均值附近以“白噪聲”的軌跡波動(dòng)。圖1 第3 行后驗(yàn)分布圖驗(yàn)證了利用MCMC 算法進(jìn)行抽樣得到的樣本是不相關(guān)的、有效的，能夠很好的模擬參數(shù)的分布狀況（詳見增強(qiáng)出版附加材料附圖1）。

此外，在模擬結(jié)束時(shí)，所有采樣數(shù)據(jù)都聚類為樣本收斂平均值?？傊Ｐ凸烙?jì)的結(jié)果很好。

（五）時(shí)變脈沖響應(yīng)分析

基于模型實(shí)證估計(jì)的有效性檢驗(yàn)和TVP -VAR-SV 模型所具有時(shí)變參數(shù)，下文對(duì)變量間脈沖響應(yīng)結(jié)果進(jìn)行不同滯后階數(shù)與不同時(shí)點(diǎn)的異質(zhì)性分析。

1.等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

等時(shí)間間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)反映不同滯后期變量受到一個(gè)單位正向沖擊后形成的動(dòng)態(tài)沖擊影響。本文選擇滯后階數(shù)1，2，4 期，分別代表短期、中期、長(zhǎng)期的脈沖響應(yīng)，如圖2 所示（詳見增強(qiáng)出版附加材料附圖2）。

圖2 中國(guó)居民消費(fèi)支出與稅收之間的等間隔脈沖響應(yīng)結(jié)果

首先，中國(guó)居民消費(fèi)支出對(duì)我國(guó)稅制結(jié)構(gòu)的沖擊效應(yīng)呈現(xiàn)出顯著的時(shí)變性，說(shuō)明了在不同時(shí)期我國(guó)的消費(fèi)性支出對(duì)稅收的溢出效應(yīng)存在差異。其次，本文從稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出沖擊效應(yīng)的比較入手，發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)支出對(duì)商品稅和所得稅具有顯著的溢出效應(yīng)，對(duì)財(cái)產(chǎn)稅的溢出效應(yīng)則不明顯。最后，通過(guò)比較三個(gè)不同滯后期下消費(fèi)支出對(duì)稅收政策的沖擊效應(yīng)，結(jié)果表明，滯后一個(gè)季度的情況下消費(fèi)者支出對(duì)商品稅的沖擊作用最大，而滯后兩個(gè)季度的沖擊作用，商品稅的沖擊作用仍然較強(qiáng)，所得稅、財(cái)產(chǎn)稅的沖擊作用隨著時(shí)間的推移逐漸減弱。

從商品稅沖擊對(duì)居民消費(fèi)支出的影響來(lái)看，2018 年之前商品稅在短期和中期對(duì)居民消費(fèi)支出幾乎沒(méi)有影響，但自2018 年起商品稅短期對(duì)居民消費(fèi)支出有較大的正向影響，中期對(duì)居民消費(fèi)支出影響較大，為負(fù)向影響，長(zhǎng)期對(duì)居民消費(fèi)支出影響較大，且為正向影響。表明增收商品稅在短期內(nèi)和長(zhǎng)期對(duì)居民消費(fèi)增長(zhǎng)有推升作用，而中期所產(chǎn)生的對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用的根本原因是稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁機(jī)制。商品稅覆蓋了居民生活必需品和服務(wù)的范圍，消費(fèi)者對(duì)商品稅的需求彈性較小，因此稅負(fù)主要由消費(fèi)者承擔(dān)，一定程度上會(huì)抑制消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)需求下降。

從所得稅沖擊對(duì)居民消費(fèi)支出的影響來(lái)看，短期為負(fù)向影響，中期為正向影響，長(zhǎng)期又轉(zhuǎn)為負(fù)向影響。所得稅對(duì)居民消費(fèi)支出的負(fù)向影響一方面是由于企業(yè)所得稅的征收實(shí)質(zhì)上是資本稅，即扣除相關(guān)成本和費(fèi)用后，對(duì)未分配利潤(rùn)征稅，另一方面是由于個(gè)人所得稅主要針對(duì)居民工資、薪金所得征稅，從而使得居民可支配收入減少，居民消費(fèi)規(guī)模減小。

從財(cái)產(chǎn)稅沖擊對(duì)居民消費(fèi)支出的影響來(lái)看，短期對(duì)居民消費(fèi)支出影響極小，不具有短期影響效應(yīng)，中期對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生較小的負(fù)向影響，但對(duì)長(zhǎng)期后未來(lái)居民消費(fèi)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響。2007 年以來(lái)特別是在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期與經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇時(shí)期，對(duì)財(cái)產(chǎn)稅的增收，降低了居民投資房產(chǎn)的積極性，從而抑制居民消費(fèi)。但財(cái)產(chǎn)稅主要是通過(guò)替代效應(yīng)來(lái)影響居民消費(fèi)的，增收財(cái)產(chǎn)稅有利于減少存儲(chǔ)增加現(xiàn)下即期消費(fèi)。

2.特定時(shí)點(diǎn)上的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

從2016 年5 月1 日起，全面推行營(yíng)業(yè)稅改增值稅，2018 年5 月1 日起，增值稅從17%變?yōu)?6%，2019年4月1日起，增值稅從16%變?yōu)?3%，因此本文選取2016年第2季度、2018年第2季度和2019年第2季度3個(gè)時(shí)點(diǎn)進(jìn)行特定時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)分析，如圖3所示（詳見增強(qiáng)出版附加材料附圖3）。

圖3 中國(guó)居民消費(fèi)支出與稅收之間的不同時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)結(jié)果

居民消費(fèi)支出對(duì)商品稅和所得稅的影響方向在三個(gè)時(shí)期基本一致，居民消費(fèi)支出對(duì)商品稅和所得稅的期的響應(yīng)為負(fù)，在第一期負(fù)向峰值，但在1 期后迅速轉(zhuǎn)正并達(dá)到正向峰值，之后逐步減弱，3 期后影響在正負(fù)間小幅度波動(dòng)，這與等間隔脈沖響應(yīng)結(jié)果相符。同時(shí)居民消費(fèi)支出對(duì)財(cái)產(chǎn)稅影響極小，這表明居民消費(fèi)支出額對(duì)稅制結(jié)構(gòu)影響甚微。

商品稅沖擊對(duì)居民消費(fèi)支出的影響在三個(gè)時(shí)期波動(dòng)方向基本一致，在滯后 2 期內(nèi)均有正向影響，中期產(chǎn)生負(fù)向影響，最后回正，且2019 年這種反饋明顯大于2018 年和2016 年，影響幅度依次遞增，表明近年來(lái)商品稅增長(zhǎng)所帶來(lái)的居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)幅度有所增加，這表明要適當(dāng)提高商品稅的增收。

所得稅沖擊的時(shí)變性則相對(duì)較強(qiáng)。所得稅沖擊對(duì)居民消費(fèi)支出的影響在滯后1期達(dá)到負(fù)向峰值，在滯后1 期后呈現(xiàn)顯著的正向影響，之后呈現(xiàn)上下波動(dòng)特征，4 期后趨于平穩(wěn)，到2019 年這種影響明顯變小，表明提高所得稅增收起點(diǎn)，會(huì)使所得稅對(duì)居民消費(fèi)支出的影響變?nèi)?，時(shí)變性減弱。

財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)支出的影響同樣存在一定的時(shí)變特征。2016和2018年滯后2期財(cái)產(chǎn)稅都對(duì)居民消費(fèi)支出產(chǎn)生負(fù)向影響，但結(jié)合2019 年曲線，發(fā)現(xiàn)影響幅度依次遞減，表明近年來(lái)財(cái)產(chǎn)稅所帶來(lái)的居民消費(fèi)支出影響逐漸減弱，反映出我國(guó)財(cái)產(chǎn)稅收政策逐漸完善，居民消費(fèi)支出不再會(huì)隨著財(cái)產(chǎn)稅收波動(dòng)出現(xiàn)反復(fù)。

四、研究結(jié)論與建議

本文基于我國(guó)2013 年第2 季度到2022 年第1 季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建了商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅和居民消費(fèi)支出的TVP-VAR-SV 模型，實(shí)證檢驗(yàn)了商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)的影響及其潛在的時(shí)變關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）商品稅、所得稅和財(cái)產(chǎn)稅都對(duì)居民消費(fèi)支出影響具有時(shí)變特征，其中所得稅的影響時(shí)變特征最為顯著，財(cái)產(chǎn)稅影響的時(shí)變性相對(duì)較弱。（2）從短期來(lái)看，商品稅和財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)影響較小，所得稅對(duì)居民消費(fèi)支出的影響則為負(fù)。從中期來(lái)看，商品稅和財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)支出均呈現(xiàn)有負(fù)向影響，所得稅則相反。從長(zhǎng)期來(lái)看，商品稅和財(cái)產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)支出有正向影響，而所得稅的影響為負(fù)，且長(zhǎng)期影響大于短中期影響。

根據(jù)上述的研究結(jié)果，得出以下幾點(diǎn)啟發(fā)：

第一，政策制定部門應(yīng)高度關(guān)注稅制結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)支出的影響及其時(shí)變特征，并結(jié)合當(dāng)下后疫情時(shí)代經(jīng)濟(jì)消費(fèi)市場(chǎng)態(tài)勢(shì)和“十四五”規(guī)劃目標(biāo)，考慮到我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)以流轉(zhuǎn)稅為主體的實(shí)際，在稅制結(jié)構(gòu)優(yōu)化進(jìn)程中，要充分考慮發(fā)揮商品稅等間接稅在籌集持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)財(cái)政收入方面的優(yōu)勢(shì)，通過(guò)所得稅、財(cái)產(chǎn)稅等直接稅體系的自身完善和流轉(zhuǎn)稅的進(jìn)一步調(diào)整，加快實(shí)現(xiàn)“適當(dāng)提高直接稅比重”的改革目標(biāo)。同時(shí)，要全面評(píng)價(jià)和制定各種對(duì)策，以應(yīng)對(duì)稅收政策調(diào)整的潛在負(fù)面沖擊，以保證我國(guó)居民消費(fèi)支出穩(wěn)定增長(zhǎng)。

第二，加速所得稅征收政策的改進(jìn)。企業(yè)通過(guò)增加勞動(dòng)要素投入來(lái)降低資本份額，從而達(dá)到降低企業(yè)稅負(fù)的目的。在此過(guò)程中，一方面以勞動(dòng)代替資本使企業(yè)資本份額減少，從而降低了企業(yè)所承擔(dān)的稅負(fù)；另一方面，資本份額與勞動(dòng)要素同時(shí)變動(dòng)，通過(guò)增加勞動(dòng)要素投入來(lái)抵消資本份額減少帶來(lái)的影響，降低稅負(fù)，提高勞動(dòng)要素收入份額，使居民可支配收入增加，有利于擴(kuò)大居民消費(fèi)。由于個(gè)人所得稅主要針對(duì)居民工資、薪金所得征稅，在超額累進(jìn)稅率制度下，考慮到不同階層的收入差距和負(fù)擔(dān)能力，采用較高稅率、提高個(gè)人所得稅比重，有利于調(diào)節(jié)收入分配，促進(jìn)居民消費(fèi)。

第三，適時(shí)開征遺產(chǎn)稅、贈(zèng)與稅和綠色稅收。一般來(lái)說(shuō)對(duì)居民收入的調(diào)節(jié)需要商品稅、所得稅、財(cái)產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅和贈(zèng)與稅的配合才能更好的實(shí)現(xiàn)，然而我國(guó)的遺產(chǎn)稅、贈(zèng)與稅一直處于稅收缺位狀態(tài)，遺產(chǎn)稅與贈(zèng)與稅的征收能縮小收入分配差距，從而推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)。完善綠色稅收的課征范圍，增強(qiáng)商品稅對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)消費(fèi)的影響，并在一定程度上解決資源浪費(fèi)、環(huán)境污染等問(wèn)題，逐步實(shí)現(xiàn)適度消費(fèi)、綠色消費(fèi)的大眾消費(fèi)理念。