个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响——基于中国家庭追踪调查数据的分析.pdf

69（双月刊）2023年第4期（总第140期）个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响*基于中国家庭追踪调查数据的分析林志建 张 楠 杨 琳内容提要：扩大内需、促进消费升级是加快构建国内国际经济双循环的关键。文章基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据，研究个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响，采用双重差分模型，并借鉴了断点回归法的思路。研究发现：个人所得税减税政策整体上降低了家庭消费恩格尔系数，采用一系列稳健性检验方法后，基准回归估计结果依然显著。进一步分析发现，个人所得税减税政策对较高收入家庭和城镇家庭消费升级的影响更为显著；在预防性储蓄动机和流动性约束的影响下，个人所得税减税政策对家庭消费升级的效应有所减弱；个人所得税减税政策对户主处于 30 岁至 45 岁年龄段家庭的消费升级影响更大。关键词：个人所得税；减税政策；消费升级中图分类号：F812.422 文献标识码：A 文章编号：2095-1280(2023)04-0069-13一、引言促进居民消费、扩大内需，保持消费健康发展与不断升级是实现国内国际经济双循环的基础。面对国内外复杂形势和“百年未有之大变局”，党的二十大报告提出“增强国内大循环内生动力和可靠性”。然而，国内消费环节是影响实现经济双循环和高质量发展的主要瓶颈之一。由于大部分居民家庭收入水平偏低，随着经济下行压力的持续加大，居民收入增长速度进一步减缓，将会导致居民消费增长减速，制约消费需求扩大和提质升级。居民消费需求不足问题进一步凸显，扩大内需尤其是扩大居民消费需求成为国内大循环的核心要义。同时，我国经济正处于由高速的“粗放”增长向高质量发展转变的关键时期，需要通过需求端高质量消费培育经济新增长点，促进居民消费升级，进一步增强消费对经济高质量发展的基础性作用，为此应加快培育完整内需体系和促进居民消费提质升级的政策支撑体系。在这一背景下，为深挖内需发展潜力，中共中央、国务院在扩大内需战略规划纲要（20222035 年）中，提出“加大税收等调节力度并提高精准性，增强内需发展后劲”。要优化减税降费的相关制度，其中个人所得税减税政策的作用尤为重要。释放居民消费潜力，改善居民消费品质，将有助于发挥税收促进居民消费进而刺激经济高质量发展的双重作用。2011 年和 2018 年进行的两次个人所得税改革，从形式上看，分别将费用扣除标准进一步提高*基金项目：教育部人文社会科学研究一般项目“城市相对贫困长效治理的财税政策优化研究”(项目批准号：21YJC790161)；国家自然科学基金青年项目“基础教育机会不平等与财政政策干预：治理逻辑、效应评估与优化设计”(项目批准号：72103166)；西南财经大学“光华英才工程”。作者简介：林志建，男，绵阳师范学院经济与管理学院讲师，四川县域经济发展研究中心助理研究员，博士；张 楠，男，西南财经大学财政税务学院副教授、博士生导师，博士；杨 琳，女，西南财经大学中国金融研究院博士研究生。70 至每月 3500 元和 5000 元，并优化了边际税率和税率级距，2018 年的个人所得税新政将劳动性收入从分项征收模式转换为综合与分项相结合的征收模式，并增加了专项附加扣除项目。从本质上看，两次改革均降低了居民个人所得税税收负担，属于减税性质的改革（蔡倩，2022）。从实证上看，个人所得税减税对居民消费的影响机制是相通的（“个人所得税减税”和“个人所得税”以下简称“个税减税”和“个税”），均通过减税增加居民可支配收入来刺激家庭消费支出（王鑫和吴斌珍，2011）。个税减税影响家庭收入水平，进一步影响消费水平和消费结构，是促进家庭消费提质升级的重要渠道。已有研究分别从居民收入和消费视角，对个人所得税减税的政策效应进行测算检验发现：历次个税减税并未有效改善居民收入差距（刘蓉和林志建，2019），但是个税减税可以有效提高减税家庭的消费支出水平（王秀燕等，2019；赵达和王贞，2020）。国外学者较早的研究发现：实施个税减税举措，对居民消费支出具有刺激作用，其中食物和酒类的边际消费倾向提高了 0.13，而对医疗保健、交通通信和旅游的边际消费倾向影响更大，达到 0.5 左右（Carroll，1994；Parker，1999；Slemrod，2003；Johnson at al.，2006）。可见，家庭获得减税后，可能丰富了消费类别，增加边际消费倾向较大项目的支出，进而优化家庭消费结构，促进了家庭消费提质升级。与上述研究结论不同的是，有学者研究发现个税减税对医疗保健、交通通信和文教娱乐消费的影响有限，即个税减税虽然对食物消费支出的边际倾向的影响较小，但也没有显著增加发展型和享受型消费支出（王秀燕等，2019）。可见，鲜有文献深入讨论个税减税对消费升级的影响，有必要全面评估个人所得税减税对消费提质升级的效应，为个人所得税的功能定位和改革方向提供有益的实证经验。个税减税对消费的影响可能有以下两个方面：其一，个税减税可以增加居民可支配收入，总体上提升消费支出水平，使得家庭有可能消费更多商品和服务，并提高消费品质；其二，个人消费有“生存发展享受”多个层次，随着实际可支配收入的增加，在生存消费得到保障后，将会追求发展型和享受型消费，比如文教娱乐消费等，从而改变家庭消费结构。可见，个税减税对居民消费的影响是多方面的，本文重点讨论个税减税对居民家庭消费升级的影响。由于微观个体消费行为可能受到不可观测因素的影响，比如消费偏好、消费习惯等因素，以及宏观经济运行趋势等也会影响家庭消费预期，从而导致计量模型估计结果产生偏误。为克服以上困难，同时考虑数据局限性，本文采用 20102014 年中国家庭追踪调查数据（CFPS），将 2011 年个人所得税减税政策视为一项准自然实验，利用双重差分模型（DID）检验个税减税的消费升级效应。具体而言，首先，个税减税对不同个人和家庭的影响差异显著，不同家庭面临个税减税影响不同，即家庭是否得到减税，对其消费行为的影响不同；其次，不同家庭获得减税额不同，即家庭得到的减税额度存在差异；最后，我国正面临收入差距扩大的现实，而收入差距扩大的结果可能是消费水平和消费层次的进一步拉大，即使获得相同的减税额，个税减税对不同消费水平家庭的消费行为也会产生不同的政策效果。可见，个税减税会影响家庭选择增加具体消费项目的支出，从而导致家庭消费结构变化趋势不同，这成为本文识别个税减税与消费升级因果关系的重要依据。由图 1 可见，根据 2011 年个人所得税制度，超过半数的样本每月税前工资性收入低于 2000 元，该部分样本并不会受到个税减税的影响。将月工资超过2000元样本的减税额汇总成家庭减税额后，发现超过 50%的样本年减税额不超过 1000 元。由于个人所得税税率具有累进性，越高收入者的减税额就越大，因此本文不仅关注家庭是否受到个税减税对消费升级影响，也要检验家庭减税力度对消费升级的效应。具体而言，首先，本文根据家庭成员是否受到个税减税影响划分为实验组和控制组，对比个税减税前后家庭消费升级的变化。根据不同家庭的个税减税情况，本文构建了两个处理变量：家庭是否受到个税减税影响的二元虚拟变量和家庭个税减税额的强度变量。其次，本文利用个人所得税改革前后具有全国代表性的微观面板数据，采用双重差分模型（Difference-in-Difference）林志建 张 楠 杨 琳 个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响 71 Tax and Economic Research和双向固定效应模型，剔除不随时间变化的家庭不可观测变量（例如消费习惯、偏好等）并控制时间效应。最后，为进一步减弱遗漏变量产生估计偏误的可能，本文利用地理数据，控制区县一级地区因素的影响。为减弱家庭样本中减税额和收入水平差距过大可能导致的不可比性和增强个税减税对消费升级影响的识别性，借鉴断点回归法的思路，选择家庭工资性收入在 10000 元至 80000 元期间的样本估计这次个税减税的消费效应，得到一致的估计结果。图 1 个人税前工资收入和家庭工资性收入年减税额分布注：来自 2010 年中国家庭追踪调查数据。本文可能的贡献有：第一，丰富了我国减税降费政策对居民消费影响研究领域的文献。现有的文献主要关注个税减税对居民总消费支出、分项消费支出的效应，而较少关注个税减税对消费升级的影响。第二，拓展了个税减税政策影响居民消费升级的研究。通过“个税减税缓解家庭预防性储蓄动机和流动性约束促进消费升级”的内在逻辑，同时结合国内家庭因素的特殊性，构建家庭预防性储蓄动机和流动性约束变量，清晰地揭示个税减税政策促进家庭消费升级的内在机制。第三，为进一步完善我国个人所得税政策提供经验证据，也为健全刺激居民消费、促进消费升级的政策选择提供了启示。二、制度背景和作用机理（一）个人所得税改革历程1993年正式颁布 中华人民共和国个人所得税法，结束了个人所得税、城乡个体工商户所得税、个人收入调节税的法律法规“三税并存”的局面，取消按照国籍分类征收个人所得税的管理方式，对个体工商户以及国内外取得收入的纳税义务人实施统一的个人所得税制度。个人所得税法的正式实施对规范和完善个人所得税、优化我国税收体系，以及配合我国市场经济体制建设起到重要作用。中华人民共和国个人所得税法是我国第一部正式的个人所得税法规，从此确立了个人所得税在近 30 年内的实施模式，此后历次个人所得税改革均在此基础上进行修正，但是没有彻底改革个人所得税的基本构架，包括个人所得税分类制征收模式、按月所得计征方式等一直沿用至 2018 年。由于我国个人所得税制度采用固定费用扣除标准和边际税率，随着居民收入水平的提高，居民工资性收入将适用更高的边际税率，导致居民个人所得税负担加重，社会对个税减税改革的需求愈发强烈，为此我国个人所得税历次改革均具有显著的减税效应。2006年和2008年的个人所得税改革，分别将工资、薪金所得的费用扣除标准由 800 元提高到 1600 元和 2000 元，税率并没有进行修订，其结果是降低了个人所得税收入增速。2011 年个税改革不仅将工资、薪金所得的费用扣除标准提高到 3500 元，还减少了个税税率表的级数，缩小了个税税率表的级距，使得 2012 年个人所得税收入呈现负增长，可见历次个人所得税改革整体上均降低了个人所得税负担。但是，从图 1 中可以看出 2010 年月工资性收入超过 2000 元的样本不足 50%，我国居民收入水平偏低的状况决定了个税减税对大部分家庭的影响有限。由此，这次个税减税对居民消费行为和消费结构的影响可能较小。72（二）作用机理个人所得税减税政策直接增加居民可支配收入，对居民消费支出的影响更为显著。永久性收入假说和生命周期理论认为，消费者会选择一个最优的消费路径使其一生的效用最大化，当永久性收入增加时，理性消费者会选择提高消费支出水平。部分文献通过实证验证了该假说。国外文献研究减税政策对消费的影响，分别从个人所得税的社保税率、预扣税率、税收抵免的变化，具体分析个税减税对居民消费水平的影响，发现个人所得税对居民消费支出具有刺激作用，其中对食物和酒类的边际消费倾向影响较小，而对医疗保健、交通通信和旅游的边际消费倾向影响更大。因而个税减税在刺激消费支出时，由于各消费项目的边际消费倾向不同，可能改变了居民消费结构，即家庭获得减税后，可能将增加边际消费倾向更大的消费项目，提高消费品质，优化消费结构。命题 1：2011 年个人所得税减税政策在刺激居民消费支出的同时，改变了居民消费结构。根据本文使用的微观数据测算结果显示，获得 2011 年个人所得税减税的家庭年平均减税额为 1550.22 元。其中，家庭成员每月工资薪金所得在 2000 元和 3500 元之间，年平均减税额仅为643.19 元；家庭成员工资薪金所得高于 3500 元，年平均减税额为 3625.48 元。可见，家庭收入水平越高，可能获得减税额度越大，可能对其消费支出影响就越显著，获得个税减税家庭由于减税额度的差异，可能对其家庭消费支出具体项目的影响不同，更高工资收入家庭可能意味着家庭消费品质更优，其结果可能使家庭通过增加食物之外的消费项目，比如医疗保健、交通通信等，进而优化家庭消费结构。命题 2：2011 年个人所得税减税政策降低了家庭个人所得税纳税额，家庭减税额越大对家庭消费升级的影响越大。分地区研究个税减税对消费支出的影响，发现收入水平越高地区，个税减税对消费的影响就越显著，对交通通信和教育文化娱乐的消费支出影响更明显（王鑫和吴斌珍，2011）。因此，高收入地区受个税减税影响后更可能加速优化消费结构。由于我国存在明显的二元经济结构，城乡居民在收入和消费上差异显著，城镇家庭已经逐步从生存型消费过渡到发展型和享受型消费，而农村家庭还处于生存型消费需求结构中（王小华等，2015；李江一等，2016）。马斯洛需求层次理论认为，人的需求是由低层次到高层次不断提高的过程，在满足低层次需求之后，需求层次将提高至更高的水平，而需求层次的提高往往依托于居民收入水平、产业升级、社会技术水平以及所处消费环境等因素。家庭所处生活水平不同，其需求层次存在显著差异，表现为家庭生活水平越高，需求层次越高。命题 3：2011 年个人所得税减税政策对较高收入家庭、城镇家庭的消费升级影响更为显著。三、研究设计（一）模型选择本文将 2011 年个税减税看作一项准自然试验，利用双重差分模型（DID）检验个人所得税对消费升级的影响，同时控制了个体固定效应（Fixed Effect）和时间效应，进一步减弱了遗漏变量产生估计偏误的可能。（1）在式（1）中Yijt表示处在区县j的家庭i在t年的消费升级指标恩格尔系数；实验组哑变量（TREAT）与税改后时间哑变量（POST）的交互项即双重差分估计量（TREATPOST）的系数，度量了个税减税对家庭消费升级的影响。control为影响家庭消费升级的控制变量，包括对家庭消费有直接影响的房产现值、家庭纯收入和家庭持久性收入；还有影响居民消费变动的水平变量，包括抚养比例、赡养比例，以及家庭户主受教育年限、年龄和健康状况。t和t分别为区县固定效作者测算结果。林志建 张 楠 杨 琳 个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响 73 Tax and Economic Research应和时间固定效应，用于控制地区因素和时间因素的影响，ijt为随机误差项。（二）数据来源和主要变量定义1.数据来源由于数据的局限性，本文采用中国家庭追踪调查（CFPS）的微观数据，检验 2011 年个人所得税改革对家庭消费升级的影响。CFPS 数据包括了除香港、澳门、台湾、新疆、青海、内蒙古、宁夏和海南之外的 26 个省、直辖市、自治区的家庭及个人经济和非经济福利等信息。分别从村居、家庭和个人三个层面进行调查，形成了社区问卷、家庭问卷、成人和幼儿问卷。本文主要采用的研究数据是 2010 年、2012 年和 2014 年三期家庭和成人问卷的年度数据。本文主要变量包括家庭层面的消费支出、家庭净收入、家庭财富和家庭持久性收入。其中，家庭净收入和家庭财富在三期数据中的指标均一致，并且前后两期数据具有可比性，因此对家庭净收入和家庭房产价值无需做调整。下文将对消费支出变量和个人所得税冲击变量进行详细说明。2.主要变量定义（1）消费升级指标。本文借鉴已有文献对消费升级指标的衡量，采用恩格尔系数的变化衡量家庭消费升级。根据恩格尔定律公式，家庭恩格尔系数等于家庭食物消费占消费总额比重（祝仲坤，2020）。中国家庭追踪调查（CFPS）数据对家庭消费支出的分类主要以国家统计局对消费分类为参照，一共分为八个项目进行构建，但是三期问卷存在一定差异。本文对各项消费支出进行了相应调整，以便在不同年份之间进行比较。（2）税收冲击。本文对税改处理效应的定义采取两种方式：其一，家庭是否受到个税减税影响的哑变量，实验组哑变量（TREAT）取 1，控制组取 0；税改处理效应变量：个税减税虚拟变量与时间虚拟变量的交互项（TREAT1POST）。其二，计算出家庭具体减税额，构建强度变量。本文严格按照税法计税规则，工薪收入应该等于工资加上工作单位给予的各种福利的折现金额，例如交通费补贴、餐费补贴和住房补贴等均属于个人所得税纳税范围，应该作为工薪收入计征个人所得税。中国家庭追踪调查（CFPS）追踪了样本的工作时间，进而根据过去一年的工薪总收入和工作时间长度换算成每月工资收入，再根据税法计税规则推算出年度减税额。具体而言：第一，数据库中提供了税后收入，利用计税规则换算为税前收入；第二，本文就 2011 年个税减税实施前后不同的费用扣除标准和边际税率，分别测算出税改前后的个人所得税纳税额，并计算个税改革所带来的减税额，最后将个人减税额度汇总成家庭个税减税额度。税改处理效应变量为减税额连续变量与税改后时间哑变量的交互项（TREAT2POST）。（3）控制变量。本文参考经济学理论与相关文献的做法，控制变量包括：家庭持久收入，采用家庭三年期净收入均值作为持久收入的代理变量；家庭净收入，主要包括家庭工资性收入、财产性收入、经营性收入和其他收入净值的总和。中国家庭财富中房产占据较为重要的地位，房产可能存在“财富效应”而促进消费，也可能存在“房奴效应”而抑制消费，因此本文采用家庭住房现值作为家庭财富的代理变量。利用 2010 年数据中的“主事者”作为家庭户主，获取家庭成员库中的信息，具体包括户主的年龄和受教育程度以及家庭健康状况、儿童和老人抚养比率。第一，受教育程度，很大概率会影响个人工资薪金所得，进而影响家庭消费水平，受教育程度分别为文盲、小学、初中、高中、大专、本科、硕士和博士，从 1 到 8 进行赋值；第二，户主的身体状况，对家庭收入和消费具有重大影响，预期户主身体状况与家庭收入和消费成正相关关系，因而对消费升级具有正向作用。家庭成员身体健康状况采用自我评价方式衡量，评分为 1 分至 5 分，健康状况越好，评分感兴趣的读者可向作者索要。具体推导公式也可向作者索要。74 越低；第三，家庭中未成年人和退休老人人数越多，说明家庭需要花费更多的金钱用于抚养儿童和赡养老人，势必会影响家庭消费支出。家庭儿童抚养比例和老人赡养比例，分别用家庭未成年人数量和老年人数量占家庭总人口进行衡量。（三）数据统计分析根据以往文献研究成果，我国城乡居民家庭在收入和消费上均存在较大的差异，从而可能导致个税减税对城乡家庭的影响存在显著差异，为此本文将样本划分为城乡两组，分别展示实验组和控制组在个税减税前后消费结构变量及相关变量统计结果。如表 1 所示，城乡居民家庭恩格尔系数在实验组中均显著低于控制组，估计均值分别为 0.36 和 0.40 左右。双重差分模型估计减税对家庭消费升级的影响，需要满足“平行趋势”假设，如果实验组和控制组之间在政策前不具可比性，或者不具有相同的时间变化趋势，可能导致估计结果存在偏差。为此本文将对这些影响因素加以控制，使得在采用双重差分模型时，个税减税对消费升级的估计结果更具可信性。表 1 描述性统计分析城镇家庭农村家庭实验组控制组实验组控制组恩格尔系数0.359（0.19）0.409（0.20）0.358（0.20）0.400（0.21）家庭持久收入（对数）11.037（0.63）10.397（0.66）10.814（0.55）10.266（0.68）家庭净收入（对数）9.675（0.85）8.995（0.89）9.189（0.85）8.634（0.87）家庭房产现值（对数）8.405（5.05）8.674（4.91）7.322（4.57）8.453（4.15）赡养比例0.679（0.81）0.678（0.81）0.675（0.79）0.710（0.80）抚养比例0.613（0.68）0.586（0.71）0.824（0.86）0.812（0.89）家庭平均健康状况2.493（0.91）2.536（0.98）2.548（0.90）2.600（1.01）户主受教育程度5.772 （4.25）5.075 （3.814）3.868 （3.23）3.905 （3.24）户主年龄46.201（11.26）47.825（11.52）48.097（11.09）47.615（11.12）观察值4056329532163913注：括号内为标准差。四、实证结果（一）基准回归结果为了更加详细地刻画个税减税对家庭消费变动的影响，本文采用传统经济学概念恩格尔系数作为消费升级的衡量指标。按照计量模型式（1）进行固定效应分析，具体估计结果如表2所示。第（1）至（3）列中解释变量表示家庭是否获得个税减税虚拟变量，第（4）至（6）列的解释变量为减税额的连续变量，两类构建方法的估计结果均说明了个税减税对恩格尔系数具有负向作用。以第（3）列为例，受个税减税影响，减税家庭相比于未减税家庭的恩格尔系数下降了 0.022，家庭恩格尔系数下降了约 5%。将个税减税冲击设定为连续变量，估计个税减税额对家庭消费升级的边际效应，其估计结果同样显著。以第（6）为例，个税减税额的估计系数约为-0.006，表示每千元的减税额国家统计局公布的 2010 年城乡恩格尔系数分别为 0.357 和 0.411。林志建 张 楠 杨 琳 个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响 75 Tax and Economic Research可以降低家庭恩格尔系数约 0.006，且在 5%统计水平上显著。表 2 个税减税与家庭消费升级估计结果被解释变量家庭恩格尔系数模型（1）（2）（3）（4）（5）（6）是否减税 时间（0-1）-0.019*(-2.86)-0.019*(-2.93)-0.022*(-3.36)减税额 时间（连续变量）-0.005*(-2.00)-0.005*(-1.94)-0.006*(-2.17)是否减税-0.018*(-3.30)-0.018*(-3.24)-0.004(-0.62)减税额-0.009*(-4.72)-0.009*(-4.73)-0.005*(-2.31)持久收入（对数）-0.046*(-11.92)-0.044*(-11.18)家庭收入（对数）-0.010*(-3.77)-0.010*(-3.91)0.011*(3.82)-0.009*(-3.32)-0.010*(-3.46)0.011*(3.86)房产现值（对数）-0.000(0.60)0.001*(1.76)-0.001(0.95)0.001*(1.99)赡养老人比例-0.006*(-2.33)-0.006*(-2.37)-0.003(-1.07)-0.006*(-2.44)-0.007*(-2.50)-0.003(-1.19)抚养儿童比例0.012*(4.42)0.013*(4.61)0.017*(6.27)0.013*(4.57)0.013*(4.72)0.017*(6.31)户主健康状况-0.013*(-5.21)-0.013*(-5.04)-0.015*(-5.97)-0.013*(-5.09)-0.013*(-4.88)-0.015*(-5.82)户主教育状况-0.005*(-6.75)-0.005*(-6.53)-0.005*(-6.28)-0.005*(-6.48)-0.005*(-6.26)-0.004*(-6.02)户主年龄0.002*(8.96)0.002*(8.97)0.002*(9.64)0.002*(9.05)0.002*(9.04)0.002*(9.67)时间固定效应控制控制控制控制控制控制区县固定效应控制控制控制控制控制控制常数项0.466*(17.32)0.462*(16.72)0.735*(19.78)0.448*(16.51)0.444*(15.82)0.711*(18.22)观察值152851448014480152851448014480R20.1040.1060.1170.1060.1080.118注：*、*和*分别表示 0.01、0.05 和 0.1 的显著性水平，括号内数值为 t 值，对区县采用聚类标准误（下同）。家庭财富包括资产和收入，是影响家庭消费的重要因素。根据持久收入假说和生命周期理论，持久收入是影响消费的主要因素。本文将家庭住房现值和家庭三年可支配收入均值，作为家庭财富和持久收入的代理变量一并控制，表 2 中模型（2）和模型（4）显示估计结果依然显著，估计量并没有发生显著变化。另外，家庭特征和户主的因素同样对消费升级产生影响，户主教育程度越高，对消费升级起到促进作用；而户主年龄越大、儿童抚养比例越高，将减弱个税减税对家庭消费升级的效应。（二）稳健性检验1.安慰剂检验双重差分模型的可信性很大程度上取决于平行趋势假设，即处理组未受到政策干预，其时间效应或趋势应与控制组相一致。可以通过检验历史多期数据和安慰剂检验方法佐证双重差分方法的可信性。由于数据局限性，本文无法采用历史多期数据检验平行趋势假设，因此采用安慰剂检验方法对双重差分模型进行平行假设检验。76 本文为了检验平行趋势假设，借鉴叶菁菁等（2017）安慰剂检验方法。首先，选择个税改革前后均未受到减税影响的家庭样本；其次，将该部分家庭按照工资性收入进行分组，随机选择一组样本作为“伪实验组”，再随机选择另一组作为“伪控制组”；最后，赋予“伪实验组”税改冲击虚拟变量后，利用双重差分法进行回归估计。本文分别采用家庭工资性收入的四分位数分组，所有的随机组合共有六组，其估计结果如表 3 所示。根据安慰剂检验思想进行判断可知，“伪实验组”赋予税改冲击虚拟变量后回归系数均不显著，说明处理组和对照组不存在显著不同的时间趋势，从而证明了本文采用双重差分模型所得回归结果的可信性。表 3 安慰剂检验被解释变量家庭恩格尔系数模型（1）（2）（3）（4）（5）（6）是否减税 时间0.006(0.48)-0.022(-1.64)-0.009(-0.65)-0.013(-1.05)-0.020(-1.47)0.012(0.97)是否减税-0.019*(-1.69)-0.012(-0.87)-0.025*(-1.80)0.002(0.18)0.016(1.43)0.000(0.03)控制其他变量控制控制控制控制控制控制时间控制变量控制控制控制控制控制控制区县控制变量控制控制控制控制控制控制观察值361836133578374735973604R20.1530.1500.1500.1420.1360.144注：税收冲击为不受税改影响群体以四分位数划分为四组后构造实验组和控制组虚拟变量交互项。2.限制样本接下来，由于本文采用双重差分法进行估计，对受到个税减税影响和未受到个税减税影响的家庭进行对比分析，实际是对工资性收入水平不同的家庭进行对比分析，工资性收入较高家庭大概率获得更多减税额，而工资性收入较低家庭可能没有减税额或者获得少量减税额。又由于具有较高工资性收入家庭和较低工资性收入的家庭其消费行为可能不具有可比性，因此获得较高减税额和较低减税额的家庭不能很好满足“平行趋势”假设。为此，本文借鉴断点回归分析的思想，进行稳健性分析。具体而言，工资性收入更为接近的家庭，其消费行为更具有可比性，选择月工资性收入在1000 元至 4000 元的样本，根据样本统计可知家庭平均就业人数为两人，进而估算出家庭年工资性收入分布在 10000 元至 80000 元之间。首先，本文选择家庭年工资性收入在 10000 元至 40000 元的家庭样本进行估计，即表 4 第（1）列构建的模型，其估计结果是家庭恩格尔系数估计系数为-0.019，在 5%统计水平上显著；其次，逐步扩大家庭工资性收入的区间，第（2）（3）（4）列的工资性收入区间分别是10000元至50000元、10000 元至 60000 元、10000 元至 80000 元，估计系数分别为-0.014、-0.021 和-0.023，统计上依然显著。采用连续变量构建的模型估计结果依然稳健。随着加入工资性收入更高的样本后，估计系数逐渐提高，且统计上也更为显著，说明个税减税的消费升级效应可能在高收入群体更为明显。表 4 个税减税对家庭消费升级的影响（限制样本）被解释变量家庭恩格尔系数模型（1）（2）（3）（4）是否减税时间（0-1）-0.019*(-2.11)-0.014*(-1.67)-0.021*(-2.70)-0.023*(-3.07)减税额 时间（连续变量）-0.010(-1.56)-0.009*(-1.71)-0.010*(-2.28)-0.008*(-2.00)林志建 张 楠 杨 琳 个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响 77 Tax and Economic Research是否减税-0.003(-0.45)-0.008(-1.07)-0.005(-0.70)-0.003(-0.46)减税额0.000(0.00)-0.001(-0.20)-0.001(-0.20)-0.003(-0.88)控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制时间固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制区县固定效应控制控制控制控制控制控制控制控制观察值7525752576297629990899081103111031R20.1170.1160.1110.1100.1100.1090.1100.1103.平衡面板和极端值首先，为了检验基本估计结果的稳健性，将非平衡面板数据处理成两期平衡面板数据，即2010 年和 2012 年的平衡面板数据，同时采用食物与衣着消费两项家庭基础型消费占总消费支出的比重衡量家庭消费是否升级，由于衣着消费具有满足基本需求的属性，也是家庭示范性消费重要体现，因此预计该指标的估计结果会弱于家庭恩格尔系数的估计效应。具体见表 5。构建平衡面板数据后，个税减税对家庭恩格尔系数的影响依然显著。采用双重差分模型，个税减税对家庭恩格尔系数的估计系数为-0.039，略高于非平衡面板下的估计系数-0.022。总体上，在平衡面板下估计结果与本文结论基本一致。采用食物与衣着消费支出占总消费比重衡量家庭消费升级，其估计结果同样稳健。表 5 平衡面板估计结果家庭恩格尔系数家庭食物与衣着占总消费比重模型（1）（2）（3）（4）是否减税 时间（0-1）-0.040*(-4.80)-0.039*(-4.64)-0.022*(-2.95)-0.021*(-2.77)减税额 时间（连续变量）-0.014*(-4.35)-0.013*(-4.04)-0.009*(-3.35)-0.009*(-3.08)控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制时间控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制区县控制变量不控制不控制控制控制不控制不控制控制控制观察值96549654962996299659965996349634R20.0520.0530.1230.1230.0530.0540.1110.111接下来，本文讨论极端值对估计结果的影响。消费理论认为较低收入家庭的边际消费倾向更大，而高收入家庭的边际消费倾向较小。当个税减税增加居民可支配收入时，高收入者和低收入者的消费行为可能存在较大差异，从而使得估计结果存在偏误。因此，本文分别采用三种方式考察极端值对估计结果的影响：家庭工资性收入在 10%至 90%分位的样本（工资性收入 6000 元至 84000 元）；家庭工资性收入在 0 至 90%分位的样本（工资性收入 84000 元以下）；家庭工资性收入在 10%至100%分位的样本(工资性收入 6000 元以上）。表 6 稳健性检验极端值被解释变量家庭恩格尔系数模型（1）（2）解释变量是否减税 时间（0-1）减税额 时间（连续变量）减税 时间（10%90%）分位-0.023*(-3.19)-0.007*(-1.93)减税 时间（0 90%）分位-0.020*(-2.98)-0.008*(-2.07)78 减税 时间（10%100%）分位-0.025*(-3.39)-0.005*(-1.99)控制变量控制控制时间控制变量控制控制区县控制变量控制控制从表 6 的估计结果可知，在剔除样本两端 10%的极端值后，恩格尔系数的估计系数为-0.023，相比表2第（4）列的估计系数-0.022略有上升。剔除家庭工资性收入中最高的10%样本后，消费升级指标均有所下降，其中恩格尔系数估计结果为-0.020；剔除家庭工资性收入中最低的 10%样本后，消费升级指标均有所上升，其中恩格尔系数估计结果为-0.025。剔除极端值后，个税减税依然对家庭恩格尔系数具有显著的负向作用，说明基本估计结果的稳健性。五、进一步分析（一）家庭收入水平异质性对消费升级的影响城镇人均可支配收入是农村人均可支配收入的 4 倍左右，收入差距可能导致个税减税效果存在城乡差异。同时，城镇家庭已经逐步从生存型消费过渡到发展型和享受型需求消费，而农村家庭还处于生存型消费需求结构中（李江一等，2016），城乡居民内部消费同样存在显著差异，因此可能存在个税减税对城乡家庭消费影响的组间和组内差异。基于上述讨论，本文在剔除持久收入的部分异常值后，根据持久收入的二分位数和城乡样本进行分组，估计个税减税对家庭消费升级的影响，具体可见表 7。根据表 7 的估计结果发现，低收入组的家庭受个税减税影响后没有显著减低家庭恩格尔系数，而高收入组的家庭显著减低了家庭恩格尔系数。个税减税对农村家庭恩格尔系数没有影响，而城镇家庭在个税减税影响下显著降低了家庭恩格尔系数。可见，个税减税无法让家庭消费产生根本性的变化，只有家庭消费需求已经具备向更高消费需求转变的条件，即家庭收入具备较高水平时，才能起到促进消费升级的作用。因此，增加居民可支配收入才是促进家庭消费升级的根本。表 7 个税减税与家庭消费升级城乡及收入水平异质性被解释变量家庭恩格尔系数低收入组高收入组农村样本城镇样本是否减税 时间（0-1）-0.011(-0.92)-0.020*(-2.14)-0.012(-1.22)-0.033*(-3.89)减税额 时间（连续变量）-0.001(-0.08)-0.005*(-1.70)-0.002(-0.32)-0.008*(-3.02)是否减税-0.005(-0.53)-0.006(-0.88)-0.005(-0.60)0.001(0.18)减税额-0.004(-0.59)-0.004*(-1.90)-0.005(-1.05)-0.004*(-1.78)控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制时间控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制区县控制变量控制控制控制控制控制控制控制控制观察值66256625754075407129712973517351R20.1260.1230.1290.1310.1370.1360.1530.156（二）流动性约束与预防性储蓄动机对消费升级的影响国内学者将预防性储蓄定义为不确定性和流动性约束导致的储蓄，认为我国家庭普遍存在强烈根据国家统计局 2012 年统计年鉴计算得出。本文剔除了年收入在 2000 元以下和 1000000 万以上的家庭样本。林志建 张 楠 杨 琳 个人所得税减税政策对居民家庭消费升级的影响 79 Tax and Economic Research的自我保障意识，大多数家庭并不会发生流动性约束（杭斌等，2005）。万广华等（2011）构建了一个包含不确定性和流动性约束的计量模型，并证实不确定性和流动性约束对消费行为存在显著影响。总之，预防性储蓄和流动性约束有可能会影响家庭的储蓄和消费行为，从而可能导致本文基本估计结果在不同家庭中存在差异。为此，进一步检验预防性储蓄与流动性约束假设是否影响了本文的基本估计结果。第一，根据流动性约束的定义，本文以金融性资产是否大于两个月永久性收入定义是否存在流动性约束，即金融性资产大于两个月永久性收入说明家庭不存在流动性约束，否则说明家庭存在流动性约束。第二，根据我国基本国情，家庭可能存在购买二套房的需求，以及为未婚男性家庭成员未来结婚而进行储蓄（张安全等，2017；逯进等，2020），均会影响家庭消费行为和消费升级。从具体国情出发，假如家庭有未婚男性且家里没有二套房，可能存在较强的购房动机和储蓄动机，家庭预防性储蓄动机较强。本文定义家庭存在预防性储蓄动机是指有未婚的男性且家里没有二套房，反之则说明家庭没有预防性储蓄动机。对上述变量进行分组估计结果如表