稅制結構對勞動收入份額的影響機制研究

周克清，毛 銳，羅 歡

(西南財經大學 財政稅務學院，四川 成都 611130)

一、引 言

改革開放以來，我國經濟規模和人均GDP水平不斷上升，但是收入分配差距也在不斷拉大，且日益成為社會經濟可持續發展的重要障礙。學界普遍認為，勞動要素在國民收入分配中所占比重的高低是影響收入分配差距的重要原因。比如，谷書堂(2003)[1]、趙俊康(2006)[2]等認為我國勞動份額比重的不斷下降會加大收入差距；Daudey 和 Garcia-Penalosa(2007)[3]的研究表明，勞動收入份額比重的提高能夠降低居民收入的基尼系數；張車偉等(2010)[4]的研究表明勞動收入份額的下降對縮小收入分配差距非常不利；張亞斌等(2011)[5]的研究結果顯示勞動收入份額對收入差距有顯著的負向影響；鄒紅等(2011)[6]的研究表明，提高勞動收入份額能夠有效縮小城鄉收入差距。因此，縮小收入分配差距需要有效提高勞動要素在國民收入分配中的份額。

在影響勞動收入分配份額的諸多工具中，稅收制度無疑具有非常重要的作用。稅收制度的調節作用主要是通過稅種的設計和組合來實現的，即通過稅制結構的優化和調整來實現其目標。一直以來，國內外學者就稅制結構對勞動收入份額的影響進行了初步的研究。比如，Deran (1967)[7]較早分析了社會保障稅對要素收入分配的影響，認為開征社會保障稅會減少資本分配份額，即能夠增加勞動收入的份額；Lane(1998)[8]的研究表明，個人所得稅會導致居民稅前勞動收入大幅下降，但稅后勞動收入未出現明顯的下降；Kubler 和 Brown(2007)[9]認為，公司所得稅率的上升會使勞動者的工資性收入下降；郭慶旺和呂冰洋(2011)[10]的研究表明，個人所得稅對勞動征稅的部分降低了勞動收入份額，間接稅中的增值稅也明顯降低了勞動收入的份額。

顯然，盡管國內外學界均基本認同稅制結構對勞動收入的份額具有重要影響，但在其影響機制及影響程度方面則尚未達成一致性共識。為了準確判斷稅制結構對勞動收入份額的影響機制及其效果，本文借鑒現有文獻的研究模式，并據此構造動態面板模型，希望能夠在一定程度上厘清相關認識，并為我國下階段稅制結構的優化提供理論依據。

二、模型設計、變量選擇與數據來源

(一)模型設計

為了探討稅制結構對勞動收入份額的影響機制及其效果，筆者根據相關理論基礎設立了計量模型：

lnRLit=α+βlnTaxit+δlnZit+fi+ft+εit

其中，RLit為勞動報酬占比，Taxit是核心解釋變量，分別考慮貨勞稅、所得稅、財產稅、其他稅等四大類稅種，以及各主要稅種(如增值稅、消費稅、營業稅、企業所得稅、個人所得稅)占全部稅收收入的比重。Zit為控制變量，fi為個體固定效應，用以捕捉地理環境等地區異質性因素的影響；ft為時間固定效應，用以捕捉共同沖擊的影響,εit為誤差項。

(二)變量選擇

1．被解釋變量。根據相關理論基礎，本文選取國民經濟核算中勞動報酬占GDP的比重作為被解釋變量。白重恩、錢震杰(2009)[11]發現我國收入法GDP核算在2004年發生了變化，即將個體經濟業主的收入從勞動收入變為營業盈余，將國有集體農場的營業盈余變為勞動者報酬。據以調整勞動者報酬數據，被調整部分占原數據的4.8%，調整比例并不高，不會對實證結果產生根本性影響。因此，本文仍采用國家統計局公布的收入法GDP中的勞動者報酬數據來衡量勞動要素的收入份額情況。此外，郭慶旺、呂冰洋(2011)[10]認為，研究稅收對勞動要素收入分配的影響應該排除稅收的因素，即勞動要素的分配份額應該扣除已納稅部分。具體計算公式如下所示：

為此，下文的勞動收入份額數據按照上述方法進行了相關調整，扣除了稅收因素的影響。

2．解釋變量。本文研究稅制結構對居民勞動收入份額的影響，故將稅收制度中各主要稅類及稅種作為解釋變量。我們借鑒OECD和IMF的分類方法，將現有稅收分為貨勞稅、所得稅、財產稅和其他稅，具體的分類標準可參見筆者以往的相關研究(周克清，2012)。[12]本文將首先考察四大稅類對勞動收入份額的影響；其次考察主要稅種對勞動收入份額的影響，包括增值稅、營業稅、消費稅、企業所得稅和個人所得稅等。其中，主要稅類和稅種對勞動收入份額的影響將以其稅收收入占GDP的比重作為代理變量，即將宏觀稅收負擔進行分解。

3．控制變量。根據本文的研究目的并借鑒現有相關研究成果，依據現有理論與中國現實，主要考慮如下控制變量：(1)經濟發展水平。大量文獻均認為收入分配差距與經濟發展水平具有密切的關聯，而近期的研究則表明勞動收入份額隨經濟發展呈U型曲線變化(李稻葵等，2009[13]；羅長遠和張軍，2009[14])。經濟發展水平指標既有直接性的GDP和人均GDP指標，又有間接性的經濟增長率等指標，本文選擇人均GDP以控制經濟發展水平對勞動收入份額的影響。(2)宏觀稅收負擔。通常認為，宏觀稅收負擔對于勞動報酬及其在國民收入中的份額具有重要影響。本文選擇稅收總收入占GDP的比重以控制宏觀稅負對勞動收入份額的影響。(3)政府支出規模。通常認為，政府支出規模對于勞動者就業及其報酬占GDP的份額具有重要影響。本文選擇一般預算支出占GDP的比重以控制政府支出規模對勞動收入份額的影響。(4)經濟結構。通常認為，經濟發展階段與經濟結構緊密相連，并伴隨著各產業資本報酬的差異，而經濟結構的變遷必然帶來資本收入在國民收入中份額的變化，進而引發勞動收入份額的變化。本文選擇第三產業增加值與國民生產總值的比重以捕捉經濟結構對勞動收入份額的影響。(5)市場開放程度。在開放市場條件下，勞動者報酬更易受到國際經濟波動的影響。本文選取外商直接投資占比與對外貿易依存度兩個指標以控制市場開放程度的影響，其中，前者用外商直接投資占全社會固定資產投資的比重表示，后者用進出口總額占GDP的比重表示。(6)經濟國有化程度。一般認為，國有企業大多為資本密集型企業，經濟國有化程度越高則意味著勞動收入份額越低。本文選擇國有及國有控股企業增加值占GDP的比重，以控制經濟國有化程度對勞動收入份額的影響。

(三)數據來源

本文數據來源于《中國統計年鑒》、《中國稅務年鑒》、《中國財政年鑒》和《新中國60年統計資料匯編》、《新中國農業稅歷程》及各省歷年統計年鑒。考慮到相關數據的可獲得性，本文選取我國大陸省際1998～2012年時間長度T=15的數據，同時剔除了西藏、北京、天津、上海的相關數據，組成截面個體為N=27的面板數據。剔除西藏的原因是由于西藏社會經濟發展水平與其他省份差異較大，且2007年之前缺少房產稅數據；剔除北京、上海和天津的原因是由于上述地區總部現象明顯，會極大影響企業所得稅和要素分配份額的判斷。

各省稅收數據來自于各年度《中國稅務年鑒》中“全國稅務機關組織收入分地區分稅種情況表”，本文取各稅種(稅類)占總稅收的百分比作為解釋變量。稅收負擔指標根據歷年《中國稅務年鑒》和《中國統計年鑒》計算而得，為各地區稅收收入占GDP的比值。人均實際GDP指標采用經過價格指數平減后的不變價GDP，政府支出規模、經濟結構及外商投資占比指標均根據《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》及各省統計年鑒數據匯總而得。對外貿易依存度指標采用名義進出口總額與名義GDP的比值，進出口總額選用各省統計年鑒中“按境內目的地和貨源地分貨物進出口總額”口徑統計的數據。為了減少統計口徑的誤差，以確保數據的一致性，各省對各地區按境內目的地和貨源地分貨物進出口總額占GDP比重都用當年的平均匯率換算成以人民幣為單位(億元)的總額。

表1 變量設定

三、實證結果及其分析

(一)動態面板估計方法

為了保證計量結果的有效性，我們分別對面板數據進行Levin-Lin-Chu單位根檢驗和Westerlund ECM協整檢驗，其結果表明面板數據各變量均為一階差分平穩，且變量之間存在協整關系。

由經驗理論可知，要素收入份額是一個連續動態的過程，上期的要素收入份額分配會對當期要素收入份額產生某種影響。為了考慮勞動收入份額的動態效應，我們引入因變量的滯后一階項作為動態面板模型的解釋變量；而因變量的滯后項作為解釋變量可能會導致解釋變量的內生性問題，故而采用標準的隨機效應或者固定效應對動態面板數據模型進行估計，必將導致估計量的非一致性及扭曲的經濟含義。為解決這一問題，Arellano 和Bond(1991)[15]、Arellano 和 Bover(1995)[16]、Blundell 與Bond(1998)[17]提出了廣義矩(GMM)估計方法。廣義矩估計包括差分廣義矩估計(GMM-DIF)和系統廣義矩估計(GMM-SYS)。

Arellano 和 Bond(1991)提出的差分廣義矩估計可以解決動態面板數據模型估計量的非一致性問題，但是就偏誤和估計準確性而言，差分GMM估計方法仍存在一些缺陷。比如，在大多數情況下，變量的滯后值并不是一階差分方程的理想工具變量，而且一階差分GMM還存在著嚴重的有限樣本偏誤。系統GMM估計量綜合了一階差分方程和水平方程，即以合適的滯后水平值作為工具變量的標準一階差分方程組和以合適的滯后一階差分變量作為工具變量的水平方程組，顯著降低了有限樣本的偏誤，提高了估計的準確性。為此，我們采用系統廣義矩估計(GMM-SYS)方法對上文模型進行估計；在工具變量的設置上，本文將勞動收入份額的滯后項作為差分方程的GMM類型工具變量。

在用GMM-SYS進行估計前，首先進行了Hansen過渡識別檢驗，檢驗未通過；但考慮到Hansen檢驗的局限性，GMM-SYS更傾向于采用Arellano-Bond 的自相關檢驗方法(郭慶旺、呂冰洋，2011)。[10]檢驗結果表明，模型1至模型7均通過了Arellano-Bond 的自相關檢驗。在采用GMM-SYS進行動態面板估計時，考慮到異方差的影響，采用Robust穩健標準誤進行估計。回歸具體結果如表2所示：

表2 回歸結果

注：“***”、“**”和“*”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平下顯著；括號內為系數的t值。

(二)工具變量與控制變量對勞動收入份額的影響

在模型1至模型7中，因變量滯后項系數均為正值且在1%的水平上顯著，表明本文將其引入工具變量是有效的。

政府支出規模變量(一般預算支出占GDP的比重)、外商直接投資占比的系數均為正值且通過顯著性檢驗，表明政府支出規模和外商投資的上升能夠提高勞動者的收入份額。人均GDP、經濟國有化程度及第三產業比重的系數均為負值，但大部分未能通過顯著性檢驗。人均GDP的系數為負，表明我國經濟發展水平的上升并未能顯著提高勞動者的收入份額，大部分收益由資本要素獲得；經濟國有化程度的系數為負，說明資本密集型行業的發展對于勞動者收入報酬份額的提升具有負向作用，與理論預期相符；我國第三產業的發展具有勞動密集型的特征，但第三產業比重的系數卻為負，表明即使是勞動密集型產業，我國勞動者的報酬份額也較低，需要采取一定的優化措施。

對外貿易依存度的系數均為負，在第1、3、4、6個模型中通過了顯著性檢驗，表明我國的對外貿易并沒有提高勞動者收入的份額，與外商投資提高勞動者收入份額形成了鮮明的對比。稅收負擔的系數在5個模型中為負，在2個模型中為正，但都未能通過顯著性檢驗。

(三)解釋變量對勞動收入份額的影響

模型2中貨勞稅的系數為負，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明貨勞稅降低了勞動收入份額，并在一定程度上擴大了居民收入差距。模型6中增值稅的系數為正，但無法通過顯著性檢驗；營業稅的系數為正，且在10%水平下通過顯著性檢驗，表明營業稅的增加能夠提高勞動收入份額；消費稅的系數為負，且在5%水平下通過顯著性檢驗，表明消費稅的增加對于勞動收入份額的提高具有負向作用。

模型3中所得稅的系數為正，但未能通過顯著性檢驗；模型7中，企業所得稅的系數為正，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明企業所得稅的增加能夠提高勞動收入份額；個人所得稅的系數為負，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明個人所得稅比重的上升進一步降低了勞動收入的份額。

模型4中財產稅的系數為正，但未能通過顯著性檢驗；模型5中其他稅的系數為正，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明其他稅比重的上升對于提高勞動收入份額是一個利好因素。

四、結論與思考

從實證結果來看，貨勞稅的增加不利于勞動收入份額的提高，貨勞稅所占比重每上升1個百分點，勞動收入份額將下降0.24個百分點；營業稅所占比重每上升1個百分點，勞動收入份額上升0.089個百分點；消費稅每上升1個百分點，勞動收入份額將下降0.044個百分點，而增值稅在模型中不顯著。所得稅在模型中不顯著，但企業所得稅每上升一個百分點，勞動在要素收入中所占的份額將上升0.079個百分點，個人所得稅每上升一個百分點，勞動在要素收入中所占的份額將下降0.068個百分點。財產稅在模型中不顯著；但其他稅的系數為正且通過顯著性檢驗，表明其對勞動收入份額提高有正向的作用。

總體而言，貨勞稅對于勞動收入份額的提升具有不利影響，特別是消費稅在抑制勞動收入份額提高的過程中起著較大的作用。因此，要提高勞動收入份額并縮小收入差距，需要進一步降低貨勞稅在整個稅收收入中的比重。在“營改增”過程中要注意發揮原有營業稅制度的優點，防止增值稅收入的過度集中，避免“一稅獨大”；加大消費稅改革，擴大消費稅的征收范圍，優化稅率制度，降低其對勞動收入份額提升的負面影響。

就所得稅而言，企業所得稅對于勞動收入份額的提高有正向作用，而個人所得稅會降低勞動收入份額。因此，個人所得稅制度的改革需要盡快推行分類與綜合相結合的稅收制度，減少個人所得稅對勞動收入份額的負面影響；而企業所得稅制度的改革則需要配合個人所得稅制度及貨勞稅制度的改革，發揮其對提高勞動收入份額的正向影響力。

財產稅和其他稅種對勞動收入份額的提高具有正向作用，故需不斷優化和完善相關制度，提高其在整個稅收收入中的比重，提升其在整個稅收制度中的影響力，避免稅收收入向貨勞稅和所得稅的過度集中。

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