我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制研究

陳志軍，吳 震

(1.福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350116；2.廈門大學 財政系，福建 廈門 361005；3.國家電網(wǎng)公司 福建電力有限公司，福建 福州 350001)

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我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制研究

陳志軍1，2，吳 震3

(1.福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350116；2.廈門大學 財政系，福建 廈門 361005；3.國家電網(wǎng)公司 福建電力有限公司，福建 福州 350001)

費用扣除標準是個人所得稅制度設(shè)計的一項重要內(nèi)容，它直接關(guān)系到納稅人的稅收負擔和個人所得稅收入再分配功能的發(fā)揮。當前我國實行的固定費用扣除模式忽略了物價變動、居民可支配收入等因素的影響，導致個人所得稅對收入出現(xiàn)逆向調(diào)節(jié)和稅收公平的目標背道而馳。因此，本文嘗試剖析影響費用扣除標準的動態(tài)因素，對如何構(gòu)建我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制問題進行探討。

個人所得稅；費用扣除標準；居民消費價格指數(shù)

我國自1980年正式確立個人所得稅制度以來，個人所得稅的費用扣除標準歷經(jīng)四次調(diào)整，且數(shù)額一直在提高。但固定的費用扣除模式忽略了物價、居民可支配收入等因素變動可能給納稅人帶來的“隱性增稅”，導致個人所得稅對收入的逆向調(diào)節(jié)。因此研究影響費用扣除標準的關(guān)鍵因素，構(gòu)建我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制對保障中低收入階層利益, 實現(xiàn)個人所得稅收入再分配功能，維護稅收公平有重要的現(xiàn)實意義。

圖1 城鄉(xiāng)居民人均可支配收入資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》(1996-2015年)

迄今，對于個人所得稅費用扣除標準如何設(shè)計的問題國內(nèi)外學者已做了一些有益的探討。Bruce(1981)[1]首次提出費用扣除標準指數(shù)化的思想，這開啟了一輪新的研究風潮。Kevin和 Mark Higgins (1996)[2]分析了美國個人所得稅分項扣除的標準及對應(yīng)的具體內(nèi)容。Kevin Morph(1998)[3]指出實行費用扣除標準與價格指數(shù)的聯(lián)動具有相當?shù)谋匾浴iewert(2000)[4]指出，美國稅法企圖通過費用扣除與物價指數(shù)的聯(lián)動關(guān)系，消除通貨膨脹對納稅人收入的影響。Ken Messere(2001)[5]分析了美國以家庭壓力和經(jīng)濟來源來設(shè)計不同費用扣除標準的模式。Harvey S.Rosen(2010)[6]認為稅制的設(shè)計引入家庭制對于穩(wěn)定的婚姻狀態(tài)具有一定的激勵作用。Binh Tran(2012)[7]認為工資薪金費用扣除標準的調(diào)整要考慮稅務(wù)管理成本，建議取消標準扣除的期權(quán)比例，簡化扣除政策。Yvonne L. Hinson(2013)[8]對比了國家收入之間的稅前扣除，提出對個人所得稅的費用扣除標準要進行公式化控制。楊斌(2005)[9]借鑒國外經(jīng)驗，提出稅額抵扣法、所得減除法兩種生計扣除方法的設(shè)計思路。黃洪、嚴紅梅(2009)[10]認為當 CPI 上升 1%時，費用扣除標準應(yīng)上升 0.71%。宋麗穎等(2010)[11]提出費用扣除應(yīng)區(qū)分為納稅人自身的費用扣除以及家庭費用扣除兩種情況。馬福軍(2010)[12]認為可以引入浮動機制，使費用扣除額與通貨膨脹相掛鉤。楊斌、宋小寧、潘梅(2012)[13]認為降低最高邊際稅率、減少累進級次和調(diào)整費用扣除額更適合我國國情[7]。王平(2013)[14]利用樣本回歸分析，提出費用扣除指數(shù)化和細化費用扣除的方法[8]。董項梅(2014)[15]提出可以根據(jù)一定的周期來制定個稅費用扣除標準，用以維持穩(wěn)定經(jīng)濟[9]。李亞南(2015)[16]提出實行地區(qū)浮動化公式的設(shè)計思路。趙璐，曹陽(2015)[17]選取狀態(tài)空間模型對費用扣除標準指數(shù)化進行實證檢驗。

已有研究為我們探討個人所得稅費用扣除標準問題提供了寶貴的分析視角與初步證據(jù)，但現(xiàn)有研究仍有待提升空間：首先，迄今鮮有文獻考慮影響個人所得稅費用扣除標準的關(guān)鍵因素；第二，現(xiàn)有研究尚未結(jié)合關(guān)鍵影響因素對所得稅費用扣除標準的浮動機制構(gòu)建進行深入探索。而這兩方面恰恰是我們?nèi)婵剂總€人所得稅費用扣除標準設(shè)定的關(guān)鍵。因此，基于前人已有的研究成果，本文嘗試選取工資薪金所得的費用扣除標準作為研究對象，剖析影響費用扣除標準的關(guān)鍵因子，建立多元回歸線性模型，將居民可支配收入和消費價格指數(shù)納入研究框架，構(gòu)建我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制，為進一步完善我國個人所得稅制度改革提供決策參考。

一、個人所得稅費用扣除標準的動態(tài)影響因素分析

個人所得稅的費用扣除是指對個人取得收入所發(fā)生的必要成本和費用的扣除。工資薪金所得的費用扣除主要包括用于維持納稅人自身及家庭生活所需的生計扣除費用和為獲得應(yīng)稅收入的成本費用兩方面。具體體現(xiàn)在衣食住行、教育、醫(yī)療等方面的費用支出。通常來說，收入水平是消費的基礎(chǔ)，同時消費品價格處于不斷變化中，也會直接影響消費水平。因此本文考慮選擇居民可支配收入和消費者價格指數(shù)作為衡量影響個人所得稅費用扣除標準的關(guān)鍵指標，接下來利用《中國統(tǒng)計年鑒》提供的數(shù)據(jù)資料，分別對1995-2014年居民人均可支配收入、居民消費價格指數(shù)和個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性進行驗證。

(一)居民可支配收入與個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性分析

由于我國的國情和制度限制，我國一般將居民分為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民兩個層次，且由于經(jīng)濟發(fā)展不平衡，城鄉(xiāng)居民的收入水平存在一定差距，近二十年城鄉(xiāng)居民收入水平的趨勢演變?nèi)鐖D1所示。

由上述數(shù)據(jù)可以看出，近二十年來，我國城鄉(xiāng)居民人均收入水平呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，但城鄉(xiāng)居民在收入水平上仍存在較大的差異，城鎮(zhèn)居民收入水平要明顯高于農(nóng)村居民。因此下面從城鄉(xiāng)兩個角度對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性分別進行分析。本文采用了Pearson相關(guān)系數(shù)來衡量兩個變量之間的相關(guān)性，各變量的統(tǒng)計性描述分別見表1和表3，Pearson相關(guān)系數(shù)衡量結(jié)果如表2和表4所示。

表1 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準統(tǒng)計性描述(1995-2014年)

均值標準差N城鎮(zhèn)居民人均可支配收入12755.56507950.1509520個人所得稅費用扣除標準1580.00001070.9562920

表2 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性分析

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入個稅費用扣除標準城鎮(zhèn)居民人均可支配收入Pearson相關(guān)系數(shù)1.958(**)雙側(cè)近似P值..000叉積平方和1200893101.446154933606.000協(xié)方差63204900.0768154400.316N2020個人所得稅費用扣除標準Pearson相關(guān)系數(shù).958(**)1雙側(cè)近似P值.000.叉積平方和154933606.00021792000.000協(xié)方差8154400.3161146947.368N2020

**表示在0.01水平下顯著

表3 農(nóng)村居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準統(tǒng)計性描述(1995-2014年)

均值標準差N農(nóng)村居民人均可支配收入4155.85502515.3254020個人所得稅費用扣除標準1580.00001070.9562920

表4 農(nóng)村居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準相關(guān)性分析

農(nóng)村居民人均可支配收入個人所得稅費用扣除標準農(nóng)村居民人均可支配收入Pearson相關(guān)系數(shù)1.965(**)雙側(cè)近似P值..000叉積平方和120210375.09049386562.000協(xié)方差6326861.8472599292.737N2020個人所得稅費用扣除標準Pearson相關(guān)系數(shù).965(**)1雙側(cè)近似P值.000.叉積平方和49386562.00021792000.000協(xié)方差2599292.7371146947.368N2020

**表示在0.01水平下顯著

上述分析結(jié)果顯示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.958，農(nóng)村居民人均可支配收入與個人所得稅費用扣除標準的Pearson 相關(guān)系數(shù)為0.965，均屬于 “正相關(guān)關(guān)系”；同時雙側(cè)近似P值結(jié)果均為0.000，小于0.01，說明兩個變量之間具備顯著性，因此可以選取城鄉(xiāng)居民人均可支配收入指標作為本文浮動機制設(shè)置的相關(guān)變量。

(二)居民消費價格指數(shù)與個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性分析

近二十年我國消費價格指數(shù)的趨勢演變?nèi)鐖D2所示：我國城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)在1995-1999 年處于逐年下降的趨勢。在2000-2003年基本走勢平穩(wěn)，2004年至2014年處于震蕩變化的水平。本文考慮運用Matalb工具分別計算斯皮爾曼秩相關(guān)系數(shù)(SROCC)，肯德爾秩次相關(guān)系數(shù)(KROCC)，皮爾森線性相關(guān)系數(shù)(PLCC)觀測個人所得稅費用扣除標準與城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)變化的相關(guān)性，結(jié)果見表5。

圖2 城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)資料來源： 《中國統(tǒng)計年鑒》(1996-2015年)

表5 城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)與個人所得稅費用扣除標準相關(guān)性分析

KROCCPLCCSROCC城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)0.16850.01950.2277農(nóng)村居民消費價格指數(shù)0.19100.03180.2680

如果客觀算法的結(jié)果和主觀評價的結(jié)果相關(guān)性越高，則以上三個系數(shù)的數(shù)值將越接近于1。但測算結(jié)果顯示無論是城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)還是農(nóng)村居民消費價格指數(shù)它們的三個系數(shù)取值都不趨近1，說明我國目前城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)與個人所得稅費用扣除標準的相關(guān)性并不十分顯著，這也表明我國歷次對個人所得稅扣除標準的調(diào)整雖然參考了居民消費價格指數(shù)，但并未依據(jù)居民消費價格指數(shù)進行浮動調(diào)整。

二、我國個人所得稅費用扣除標準浮動測算模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)標準化

為構(gòu)建個人所得稅費用扣除標準與居民人均可支配收入、消費價格指數(shù)的浮動測算模型，本文首先采用z-score標準化方法，將數(shù)據(jù)無量鋼化，各變量的描述性統(tǒng)計見表6。

z-score 標準化方法公式如下：x′=(x-μ)/σ,μ為所有樣本數(shù)據(jù)的均值,σ為所有樣本數(shù)據(jù)的標準差。

表6 變量的描述性統(tǒng)計(1995-2014年)

N最小值最大值均值標準差城鎮(zhèn)居民可支配收入204283.0029381.0012755.56507950.15095城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)2098.70116.80102.99004.11069農(nóng)村居民可支配收入201577.709892.004155.85502515.32540農(nóng)村居民消費價格指數(shù)2098.50117.50103.24504.23699

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》(1996-2015)

(二)模型設(shè)定

本文分別從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個角度構(gòu)建多元回歸分析模型：

(1)

(2)

(三)實證檢驗

1.回歸分析檢驗

在回歸分析中，多元回歸模型成立，還需要假定ε的期望值為零、方差相等且服從正態(tài)分布。這一點論文通過建立殘差圖來檢驗。方程(1)和方程(2)的殘差圖分別如圖3和4表示。

圖3 方程(1)殘差分析圖

圖4 方程(2)殘差分析圖

ε要服從正態(tài)分布，則在正態(tài)概率圖中各散點基本上要呈直線趨勢。圖3和圖4顯示散點基本呈直線分布，可以判斷正態(tài)分布假設(shè)成立，論文進行的回歸分析可行。

2.實證結(jié)果分析

本文借助數(shù)學軟件MATLAB對模型(1)進行擬合，結(jié)果如表7所示：β0、β1和β2在95%水平上的置信區(qū)間都較窄，說明其誤差較小。R2=0.9240，接近1，說明模型(1)的擬合程度較高，且F=103.972，遠大于其臨界值，說明模型(1)總體線性關(guān)系顯著，與F對應(yīng)的p=0.000<0.05，所以回歸模型(1)成立，可以建立測算模型(1)如下：

(3)

表7 模型(1)擬合函數(shù)系數(shù)，置信區(qū)間及相關(guān)統(tǒng)計分析

回歸系數(shù)回歸系數(shù)估計值回歸系數(shù)置信區(qū)間β0-2360.960[-2517.491,-1048.273]β10.130[-0.308,5.789]β222.156[-57.018,6.250]R2=0.9240F=103.972P=0.000<0.05

同樣地運用數(shù)學軟件MATLAB對模型(2)進行擬合，結(jié)果如表8所示，可以建立測算模型(2)如下：

表8 模型(2)擬合函數(shù)系數(shù)，置信區(qū)間及相關(guān)統(tǒng)計分析

回歸系數(shù)回歸系數(shù)估計值回歸系數(shù)置信區(qū)間β0-1823.889[-2143.708,-1120.739]β10.412[-1.076,6.503]β216.379[-46.901,4.861]R2=0.9350F=122.776P=0.000<0.05

3.模型的檢驗

為了檢驗測算模型(1)和(2)的適用性，本文將1995年至2014年城鎮(zhèn)居民可支配收入，農(nóng)村居民可支配收入，城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)分別代入測算模型(1)和(2)，計算出當年對應(yīng)的城鎮(zhèn)居民費用扣除標準和農(nóng)村居民費用扣除標準，取二者算術(shù)平均值作為全國的費用扣除標準，計算結(jié)果見表9。

為了更直觀地比較1995年至2014年我國個人所得稅實行的費用扣除標準與測算模型估計結(jié)果的吻合度，根據(jù)表9提供的數(shù)據(jù)畫出圖5所示的曲線圖。從曲線圖上可以看出，在1995年至2002年我國個人所得稅的實際費用扣除標準和測算模型的估計結(jié)果較吻合，但是2003年至2005年，二者出現(xiàn)了較大的偏離，實際的費用扣除標準小于測算模型的估計數(shù)值，2006年我國將費用扣除標準從800元/月提高到1600元/月，調(diào)整后的兩年即2006年和2007年實際費用扣除標準和測算模型的估計結(jié)果較吻合，但是2008年二者又出現(xiàn)了較大的偏離，實際的費用扣除標準小于測算模型的估計數(shù)值，隨之國家在2009年將費用扣除標準從1600元/月提高到2000元/月，但是2010年實際的費用扣除標準又大大小于測算模型的估計數(shù)值，于是國家在2011年將費用扣除標準從2000元/月提高到3500元/月，2011年至2013年實際的費用扣除標準雖然大于測算模型的估計數(shù)值，但二者漸漸趨近，2014年實際的費用扣除標準又明顯小于測算模型的估計數(shù)值。從曲線圖可以看出我國歷次對個人所得稅費用扣除標準的調(diào)整和居民可支配收入、消費價格指數(shù)的變動都是吻合的，但是因為沒有建立浮動機制所以這種調(diào)整都是滯后被動的。因此，本文建立的浮動測算模型具有一定合理性和現(xiàn)實意義。

表9 實際費用扣除標準與測算結(jié)果的比對

年份實際費用扣除標準城鎮(zhèn)費用扣除標準農(nóng)村費用扣除標準城鄉(xiāng)費用扣除標準均值1995800783.95908750.87662767.417851996800679.01543737.23562708.1255251997800594.52969716.38386655.4567751998800546.9943688.69217617.8432351999800587.27155700.40993643.840742000800689.20873741.10416715.1564452001800762.38103802.41872782.3998752002800834.3897827.77166831.080682003800976.5613920.95133948.75631520048001155.438971102.862931129.1509520058001254.913741191.549891223.231815200616001417.430341316.961861367.1961200716001747.457231608.926391678.19181200816002031.316341882.562391956.939365200920002068.604571932.999272000.80192201020002411.088882312.50582361.79734201135002808.854682784.724132796.789405201235003109.575483117.812593113.694035201335003418.276483526.350893472.313685201435003722.732483936.899793829.816135

圖5 個人所得稅與浮動機制下費用扣除標準的對比

三、我國個人所得稅費用扣除標準浮動測算模型的應(yīng)用

運用本文所構(gòu)建的浮動測算模型可以對2016—2020年個人所得稅費用扣除標準進行預(yù)測，假定城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入按2013-2015年近三年的平均增速保持增長，即城鎮(zhèn)人均可支配收入增速為8.06%，農(nóng)村人均可支配收入增速為9.8%。城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)為2012-2014年的平均值。將這些數(shù)據(jù)代入浮動測算模型(1)和(2)中，可得到未來四年預(yù)測的費用扣除標準見表10。

表10 2016-2020年個人所得稅費用扣除標準預(yù)測值

年份城鎮(zhèn)居民CPI農(nóng)村居民CPI城鎮(zhèn)居民可支配收入(元)農(nóng)村居民可支配收入(元)費用扣除標準(城)費用扣除標準(鄉(xiāng))費用扣除標準均值(元/月)2016102.4101.933709.312541.44290.05012.24651.12017102.4101.936426.313770.44643.25518.55080.92018102.4101.939362.215119.95024.96074.55549.72019102.4101.942534.816601.75437.36685.06061.22020102.4101.945963.218228.65883.07355.36619.1

根據(jù)對2016—2020年個人所得稅費用扣除標準的預(yù)測，可計算出未來五年費用扣除標準的均值為5592.8元/月。這個數(shù)值已明顯超過當前3500元的扣除標準。這和近兩年“兩會”上提出將個人所得稅費用扣除標準提高到5000元以上的提法不謀而合。

四、結(jié)論及政策建議

個人所得稅不僅是我國獲得財政收入的重要來源，更是調(diào)節(jié)收入分配的重要政策工具。現(xiàn)行固定模式的費用扣除標準忽略了物價變動、居民可支配收入等因素的影響，導致個人所得稅對收入出現(xiàn)逆向調(diào)節(jié)和稅收公平的目標背道而馳。本文在剖析影響費用扣除標準動態(tài)因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建出我國個人所得稅費用扣除標準的浮動測算模型。綜上分析，本文對如何構(gòu)建我國個人所得稅費用扣除標準的浮動機制提出下列政策建議：

其一，我國個人所得稅費用扣除標準可以考慮以3至5年為基準范圍，取該浮動機制下測算出來的未來3至5年費用扣除標準的均值，作為全國統(tǒng)一標準。比如，從2016年開始，以三年為基準，2016年-2018年這三年的費用扣除標準為：(4651.1+5080.9+5549.7)/3=5093.9(元/月)(數(shù)據(jù)見表10)。如果經(jīng)濟發(fā)展平穩(wěn)，居民可支配收入與消費價格指數(shù)波動幅度較小，可以適當延長基準時間至五年。這樣，既可以大大提高費用扣除標準的適用彈性，又可以避免過于頻繁的調(diào)整給相關(guān)政策制定單位和稅收征管部門帶來難度，增加行政成本。

其二，搭建政府各部門之間的資源共享平臺，為個人所得稅費用扣除標準浮動機制的實施提供信息保證。因為個人所得稅費用扣除標準的浮動測算模型需要較多的參數(shù)，難以單純依靠稅務(wù)機關(guān)對其進行數(shù)據(jù)采集和測算。因此需要統(tǒng)計局等相關(guān)單位及時提供浮動測算模型所需要的統(tǒng)計參數(shù)；同時在數(shù)據(jù)采集中要提高準確性以減少測算的誤差。

其三，實行分類綜合相結(jié)合的個人所得稅制度。國際上個人所得稅費用扣除標準實行浮動模式的國家大多采用綜合所得稅制。綜合所得稅制比分類所得稅制更加符合量能課稅的原則，是國際上個人所得稅改革的趨勢。目前在我國關(guān)于個人所得稅綜合改革的呼聲趨高，但考慮到改革需要一個平穩(wěn)的過渡階段，所以建議當前我國宜從分類所得稅制向分類綜合所得稅制過渡，等配套條件成熟后再實行綜合所得稅制。

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(責任編輯：王 荻)

A Study on the Dynamic Mechanism of Personal Income Tax Expense Deduction Standard in China

CHEN Zhi-jun1,2,WU Zhen3

(1.School of Economics & Management,Fuzhou University,Fuzhou 350116, China;2.Department of Public Economics,Xiamen University,361005,China;3.Fujian Electric Power Company,State Grid,Fuzhou 350001,China)

Expense deduction standard plays an important role in the design of personal income tax system. It is directly related to the tax burden of taxpayers and the realization of distribution function. At present, the fixed expense deduction standard ignores the impact of price changes and residents' disposable income and other factors. Personal income tax may produce adverse regulation on income, which is contrary to the goal of tax fairness. Therefore, this paper attempts to analyze the impacts of the expense deduction standard, and constructs the dynamic mechanism based on the consumer price index.

personal income tax; expense deduction standard; CPI

2016-12-15

福建省中國特色社會主義理論體系研究中心年度項目(項目編號：FJ2016B029)。

陳志軍，男，福州大學經(jīng)濟與管理學院講師，廈門大學財政系博士研究生；吳震，男，國家電網(wǎng)公司福建電力有限公司高級會計師。

F810.422

A

1008-2603(2017)01-0090-07