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原文信息:

Cotti C, Courtemanche C, Maclean JC, Nesson E, Pesko MF, Tefft NW. The effects of e-cigarette taxes on e-cigarette prices and tobacco product sales: Evidence from retail panel data[J]. Journal of Health Economics, 2022; 86: 102676.

原文链接:

https://doi.org/10.1016/j.jhealeco.2022.102676

 

01

引言

 

2022年10月26日,中国财政部发布了《关于对电子烟征收消费税的公告》,这是我国首次将电子烟纳入消费税的征税范围。近些年来,我国电子烟消费兴起,特别是在年轻人群体中吸电子烟的现象越来越严重,这给控烟活动施加了较大压力。对烟草制品征税被公认为是单项最有效的控制烟草制品消费的手段之一,这次对电子烟的征税在控烟方面的效果值得期待。由于我国还没有对电子烟征税的先例,因此评估电子烟征税效果的研究还是空白。美国由于电子烟的兴起时间相对较早,州以及地区层面都相继出台过针对电子烟的税收法案,这为评估电子烟税收的政策效果提供了基础,本文即是一篇对美国电子烟征税效果评估的文章,使用的数据是研究该领域较为常用的尼尔森商品扫描数据库。这个数据库的优势在于覆盖的地区和商品的范围较广,而且采集数据的方式主要是通过商品扫描器,能够较好地记录细分商品的特征、价格、销量等信息。本文主要从两个方面评估对电子烟征税的效果,一是识别电子烟税对电子烟价格的影响,即电子烟的税有多少转嫁到了零售价中;二是识别电子烟税对电子烟销量的影响。与此同时,作者还同步检验了电子烟和传统卷烟之间的替代关系。

 

数据、变量和识别策略

02

 

本文使用的数据是2013-2019年的尼尔森扫描数据,是平衡面板数据。本文除了搜集电子烟的数据之外,也同时搜集了卷烟的数据,因为已有研究表明不同类型的烟草制品之间是有一定替代性的,因此研究电子烟问题时需要同时考虑卷烟的影响。数据中的电子烟、卷烟商品信息是细化到UPC条码层面的,每个UPC条码能够对应到某一特定规格的烟草制品。在后文分析中,主要使用加权至UPC、时间以及地区层面的价格和销量数据,这里面时间区间主要是季度,地区范围主要是州或者郡县。截至2019年,美国已有17个州、华盛顿地区以及两个大的郡县对电子烟征税。征税方式包括三种:(1)从量税,以每ml的烟油或者每个容器(烟杆)作为税基;(2)从价税,在批发环节征税,以批发价作为税基;(3)销售税,以税前(不含销售税)零售价作为税基。本文同时还控制了其他控烟措施的影响。

 

首先,本文采用双向固定效应模型识别征税对电子烟价格的影响,如方程(1)所示:

 

 

其中Yi,l,t表示时间t地区l的某规格(以UPC码识别规格)电子烟价格,Etaxl,t是时间t地区l的电子烟税,Ctaxl,t是时间t地区l的卷烟税。Wl,t是表示其他控烟措施的变量,其他控烟措施包括:(1)一系列室内禁止吸卷烟和电子烟的无烟法案,包括在私人工作区域、餐馆和酒吧的无烟法案,用时间t地区l被这些法案覆盖的人口比例来表示。在做州层面的分析时,以人口数为权重将郡县层面的变量加权至州层面即得到州层面的控烟法案实施力度变量;(2)在中小学禁止吸卷烟和电子烟的法案;(3)没有对电子烟征税的交界处区域比例,控制这个变量是为了控制跨区购买行为对识别的干扰,因为对于相邻两个地区,如果其中一个对电子烟征税而另一个没有征税,那么消费者能够低成本的通过跨地区买烟的方式实现避税,这会干扰对税收效果的评估;(4)销售电子烟和其他烟草制品的许可证法案颁布情况;(5)在2019年一些州颁布的应对与电子烟相关的肺损伤的爆发而出台的禁止吸电子烟的法案。Xl,t是地区层面的特征变量,包括啤酒税、医疗补助计划、失业率、年龄、性别、种族等人口学特征变量。作者进一步控制了个体、时间和地区固定效应。

 

其次,本文采用采用加总至地区层面的方程用以识别征税对电子烟销量的影响,如方程(2)所示:

Yl,t表示时间t地区l的电子烟销量(或卷烟销量,文章中在分析电子烟和卷烟的替代关系时,被解释变量会换成卷烟的销量),其他变量的含义与前述方程一致,只不过是将规格品层面的变量换成了地区层面的变量。此外,作者进一步估计了价格变动对电子烟销量的影响,但因为价格与销量之间的内生性较强,因此作者用烟税作为工具变量,估计烟价对销量的影响,这里面暗含的假设是烟的税只通过影响烟价这一渠道影响销量。工具变量回归的第一步即采用方程(1)的形式,第二步如方程(3)所示:

03 

回归结果

 

(一)烟税对烟价的影响

税收对电子烟价格的影响结果如Table 1所示,无论哪一种控制变量组合,回归结果都很显著,从数据上来看,每增加1美元的电子烟税,电子烟价格会提高0.90至1.01美元。

作者做了大量的稳健性检验来验证基准回归结果的稳健性。

 

首先,作者通过更改样本结构进行稳健性检验:一是删除了每个颁布电子烟税变化的时期;二是仅估计地区层面征税的影响,即删除了州层面征税的样本;三是仅估计州层面征税的影响,即删除了地区层面征税的样本。二和三是为了检验州和地区层面的征税对价格的影响是否存在异质性。四是删除了交界区域的样本;五是对于缺失价格进行了推算和补充;六是增加了2011-2012年的样本。可以看出,上述改变样本结构的操作之后,估计结果与原始估计结果保持一致,表明了基准回归结果的稳健性。

 

其次,作者通过改变识别策略进行稳健性检验:一是增加不同时期的人口学特征固定效应;二是控制电子烟税颁布时期;三是增加行政力量控制变量;四是增加成年人吸烟率控制变量;五是增加未对电子烟征税的城市的距离变量;六是改变对征税的识别方式,包括滞后征税时间、仅识别对烟油的征税(即剔除掉对雾化器和烟杆的征税)、只采用州层面的卷烟税收等。上述识别策略的稳健性检验回归结果如下图所示,可以看出回归结果与基准回归结果基本一致,表明了基准回归结果的稳健性。

(二)烟的税价变动对销量的影响

回归结果如Table 2所示,以控制变量最多的结果来看,电子烟税每提高1美元,电子烟销量下降919ml;卷烟税每提高1美元,电子烟销量增加403ml,但后者回归结果不显著。从工具变量的回归结果可以看出,电子烟价格每提高1美元电子烟销量下降837ml,卷烟价格每提高1美元电子烟销量增加263ml,同样后者结果不显著。通过上述回归结果,作者计算得出电子烟的价格需求弹性约为-2.2,电子烟和卷烟的交叉价格需求弹性约为1.5。

从上述结果中可以看出卷烟和电子烟之间是存在替代性的,即电子烟价格提升后吸烟者会转而去吸卷烟,这从下图的事件分析的回归结果中也可以看出:在对电子烟征税之前,电子烟和卷烟的销量变动是较为平稳的,而在对电子烟征税后,可以明显看到电子烟销量的下降,以及卷烟销量的上升。这可以验证基准分析中交叉影响结果的稳健性。

除此之外,作者也通过改变识别策略和样本结构的方式验证了税价变动对销量影响的基准回归结果的稳健性,结果如下图所示:

 

 

结论

04

 

这次我国对电子烟消费税实行从价定率的办法计算纳税,在生产和批发环节征税,其中生产环节的税率为36%,批发环节的税率为11%。近年来,我国电子烟消费量在不断增加,且不同于传统卷烟,电子烟对青少年群体的吸引力较高,青少年群体吸电子烟的问题也较为突出,这对于控制烟草消费的影响是极为不利的。此次电子烟征税对控烟消费量的影响效果值得期待。与此同时,这是我国首次对电子烟征收消费税,这对于学术研究来说也是一个比较好的政策点,可以参考本文的思路,注意收集与中国电子烟消费相关的数据,利用这次政策便利,测度中国电子烟的价格需求弹性,我国电子烟价格需求弹性的研究尚处于空白状态,本文的研究过程极具参考性。

 

Abstract 

We estimate the effect of e-cigarette tax rates on e-cigarette prices, e-cigarette sales, and sales of other tobacco products using NielsenIQ Retail Scanner data from 2013 to 2019. We find that 90% of e-cigarette taxes are passed on to consumer retail prices. We then estimate reduced form and instrumental variables regressions to examine the effects of e-cigarette and cigarette taxes and prices on sales. We calculate an e-cigarette own-price elasticity of -2.2 and particularly large elasticity of demand for flavored e-cigarettes. Further, we document a cigarette own-price elasticity of -0.4 and positive cross-price elasticities of demand between e-cigarettes and cigarettes, suggesting economic substitution.

 

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