個(gè)人所得稅對(duì)收入差距調(diào)節(jié)作用的實(shí)證研究

唐浩

[摘 要]文章的研究目的是針對(duì)個(gè)人所得稅對(duì)收入差距調(diào)節(jié)作用做實(shí)證研究，根據(jù)我國當(dāng)前國情分為沿海和內(nèi)陸兩個(gè)類別。筆者得出了以下結(jié)論：總的來說，個(gè)稅對(duì)收入差距的調(diào)節(jié)作用與筆者的期望恰恰相反，反而使得收入差距呈擴(kuò)大趨勢(shì)。

[關(guān)鍵詞]個(gè)人所得稅;收入差距;稅收制度

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2020.14.141

1 研究背景和意義

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，但是近年以來收入差距變得越來越大。作為調(diào)節(jié)居民收入分配的重要手段之一的稅收成了關(guān)注的焦點(diǎn)。而我國當(dāng)前的稅收制度是以間接稅收入為主要收入，輔助收入為直接稅收入，房地產(chǎn)稅和遺產(chǎn)稅雖然可以直接調(diào)節(jié)收入分配，但我國現(xiàn)如今相關(guān)制度不夠完善，因此個(gè)人所得稅顯得尤為重要。所以本文重點(diǎn)研究個(gè)稅對(duì)收入差距的調(diào)節(jié)作用。提出我國個(gè)稅改革的方向，對(duì)促進(jìn)稅制改革和縮小貧富差距具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

2 文獻(xiàn)綜述

研究個(gè)人所得稅對(duì)收入差距調(diào)節(jié)作用的文獻(xiàn)有很多，但是學(xué)者們始終沒有得出統(tǒng)一的結(jié)論。主要觀點(diǎn)有以下三個(gè)：一是個(gè)人所得稅可以調(diào)節(jié)收入差距并且效果是顯著的;二是個(gè)人所得稅可以調(diào)節(jié)收入差距效果是微弱的;三是個(gè)人所得稅無法調(diào)節(jié)收入差距。王亞分、肖曉飛、高鐵梅（2007）發(fā)現(xiàn)個(gè)人所得稅在2002年以后起到了縮小居民收入差距的作用。龐淑芬（2016）采用2008—2014年的城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù)證明了個(gè)稅對(duì)收入差距的調(diào)節(jié)作用是十分微弱的，因?yàn)閭€(gè)稅在總稅收中占比較小。同樣的結(jié)論也可以在Bird和Zolt（2005）文章中得出。孔翠英（2017）則證明了個(gè)稅對(duì)收入差距產(chǎn)生了拉大效果，他從改革征稅模式與完善監(jiān)管制度兩個(gè)方面給出了建議。

綜合以上文獻(xiàn)可以看出，由于論證方法與論證角度的不同，學(xué)術(shù)界關(guān)于個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)收入差距方面的結(jié)論尚未統(tǒng)一。所以，結(jié)合以往的研究經(jīng)驗(yàn)以及我國的實(shí)際國情，筆者從稅制結(jié)構(gòu)分析、數(shù)據(jù)庫、模型構(gòu)建方面做出創(chuàng)新，豐富了個(gè)人所得稅對(duì)收入差距調(diào)節(jié)作用的研究內(nèi)容，并根據(jù)研究結(jié)果提出合理的政策建議。

3 實(shí)證分析

3.1 基本模型和數(shù)據(jù)

本文采用了我國自2001年以來的31個(gè)省市（除去不可獲得數(shù)據(jù)的臺(tái)灣省，香港、澳門特別行政區(qū)）共計(jì)17年的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為相關(guān)年鑒。模型設(shè)計(jì)如下：

其中，i代表地區(qū)，t代表時(shí)間，p代表模型的滯后階數(shù);yit是被解釋變量即基尼系數(shù)。α0為截距項(xiàng)，αj、βj、γj 是各變量的待估參數(shù);θi、φt、εit分別表示個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)、白噪聲擾動(dòng)項(xiàng)。pit1、pit2、pit3分別為工薪類、經(jīng)營類、其他類的個(gè)稅收入年度變動(dòng)率。

由于2011年的稅制結(jié)構(gòu)改革，根據(jù)徐潤（2015）的研究，為避免其對(duì)居民消費(fèi)的影響引入居民消費(fèi)支出的變動(dòng)率作為控制變量即ce。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和滯后期的確定

LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)的具體結(jié)果如表1所示。

表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，沿海樣本中的基尼系數(shù)是不平穩(wěn)的，因此在后續(xù)的數(shù)據(jù)中將其剔除。本文采用AIC、BIC和HQ方法確定最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果為無論全國還是內(nèi)地，模型（1）的最優(yōu)滯后階數(shù)都為1，模型（2）的最優(yōu)滯后階數(shù)都為3。

3.3 模型估計(jì)

根據(jù)上述結(jié)果，筆者在不同的樣本中分別建立PVAR模型，進(jìn)行模型的參數(shù)估計(jì)，具體步驟為：一是采用組內(nèi)均值差分法去除時(shí)間效應(yīng);二是利用向前均值差分法去除個(gè)體效應(yīng);三是利用矩估計(jì)（GMM估計(jì)）進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)。

從表2可以看出，從總收入來看，內(nèi)陸地區(qū)的個(gè)人所得稅對(duì)總收入差距的影響是正向的并且是顯著的;從分項(xiàng)收入來看，工薪類和其他類個(gè)稅收入對(duì)總收入差距的影響也是正向顯著的，經(jīng)營類收入對(duì)總收入差距的影響也為正向，但是不顯著。綜上所述，個(gè)人所得稅對(duì)收入差距的調(diào)節(jié)效果是負(fù)面的。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

相關(guān)研究表明，在全國樣本中，對(duì)于個(gè)稅總收入年變動(dòng)率一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，基尼系數(shù)呈現(xiàn)周期性反應(yīng)。三年為一個(gè)周期，周期內(nèi)基尼系數(shù)先增后減，在一年左右達(dá)到峰值0.1%。第三年恢復(fù)為0，對(duì)于工薪類個(gè)稅收入年變動(dòng)率的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，基尼系數(shù)在兩年內(nèi)先增后減，一年左右達(dá)到峰值，兩年后基尼系數(shù)趨于穩(wěn)定，但仍然處于大于0的位置。這兩項(xiàng)內(nèi)陸樣本反應(yīng)相同但幅度偏小。對(duì)于經(jīng)營類個(gè)稅收入年變動(dòng)率的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，表現(xiàn)為前兩年內(nèi)先增后減，兩年后逐漸收斂于0。在內(nèi)陸樣本中，對(duì)于其他類個(gè)稅年變動(dòng)率的一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，基尼系數(shù)呈現(xiàn)出的反應(yīng)是負(fù)向的。

4 結(jié)論與建議

從總收入來看，個(gè)人所得稅會(huì)在短期內(nèi)上造成總收入差距的波呈現(xiàn)先增后減的趨勢(shì)，并且這種影響會(huì)呈現(xiàn)周期性。從分項(xiàng)收入來看，工薪類收入會(huì)增大收入差距。整體來看，個(gè)人所得稅對(duì)總收入差距的調(diào)節(jié)效果不佳，難以發(fā)揮決定性作用，甚至還呈現(xiàn)出增大收入差距的趨勢(shì)。未來也許可以在混合所得稅模式和稅收征管水平方面深化改革，讓個(gè)稅更好地發(fā)揮其作用。例如讓高收入者多繳稅，讓收入與繳稅呈正相關(guān)比例。在加強(qiáng)監(jiān)管方向上做更多努力，完善繳稅體制，加大監(jiān)管力度，出臺(tái)逃稅漏稅的相關(guān)措施等，從而減少逃稅漏稅的發(fā)生。

參考文獻(xiàn)：

[1]ZOLT E M，BIRD R M.Redistribution via taxation： The limited role of the personal income tax in developing countries[J].Ucla Law Review， 2005， 52（6）：625-683.

[2]王亞芬，肖曉飛，高鐵梅.我國收入分配差距及個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)作用的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007（4）：18-23.

[3]龐淑芬.中國個(gè)人所得稅的收入分配效應(yīng)分析——基于北京市2008—2014年城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)[J].云南社會(huì)科學(xué)，2016（6）：57-62.

[4]陳建東，許云芳，吳茵茵，等.個(gè)人所得稅稅率及級(jí)次設(shè)定探究——基于收入分布函數(shù)的視角[J]. 稅務(wù)研究， 2014（3）：34-40.

[5]孔翠英. 中國個(gè)人所得稅逆向調(diào)節(jié)作用研究[J].云南社會(huì)學(xué)，2017（1）：74-78.