中國稅收制度對家庭經濟不平等的調節效應研究

李華，蔡倩

(山東大學經濟學院，山東濟南，250100)

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告指出，當前我國社會的主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾，十九屆五中全會更是將顯著縮小居民生活水平差距作為社會主義現代化的遠景目標。可以發現，居民生活水平方面的不平等已成為社會和學界關注的熱點問題。當前居民對物質文化生活提出了更高的要求，追求目標也從單一的收入轉變為整體生活福利水平，因此居民生活水平差距問題也具有了多維性特征。收入基尼系數是衡量居民貧富差距的傳統方式，但其反映的僅是收入單個維度的差距，已經不能滿足當前研究和測度的需要，如何從多個維度科學衡量和測算不平等是當前學界亟待解決的問題。為此，本文選取經濟不平等作為研究對象。所謂“經濟不平等”，根據美國經濟學家阿瑟·奧肯的理解，指的是“家庭在維持生活水平方面的差距”[1]，包括收入、消費和財產等可以用貨幣衡量的要素，與經濟福利相對應。《中國民生發展報告2015》顯示，近30年來中國居民收入基尼系數從20世紀80年代初的0.3 左右上升到現在的0.45 以上，而家庭財產基尼系數從1995年的0.45 擴大到2012年的0.73，財產不平等問題日趨嚴重。經濟不平等的擴大既不利于社會的和諧穩定發展，也不利于整體福利水平的提升。為有效解決分配問題，防止經濟不平等的進一步擴大，黨的十九屆五中全會明確提出，“完善再分配機制，加大稅收、社保、轉移支付等調節力度和精準性”，因此，稅收制度需要立足于經濟循環的各個環節，充分發揮宏觀治理功能，調控收入分配。

目前，在稅收調節經濟不平等的各個方面，國內外學者均進行了程度不等的研究。關于稅收調節收入不平等，國外學者一是構建累進性指數衡量稅收對收入不平等的調節力度，提出了MT指數、Kakwani 指數、Suits 指數和KP 指數等[2-5]；二是通過模擬測算的方式，對政策改革的收入分配效應進行分析，如Pestel 和Sommer 基于德國IZAΨMOD 模型，對降低個稅和社保繳費占比、提高增值稅占比的政策改革情況進行模擬，研究表明提高間接稅比重惡化了收入分配[6]。國內學者一方面借鑒累進性指數，對我國稅收調節收入不平等的效應進行了測算，研究認為我國間接稅具有累退性，個人所得稅雖然表現為累進性，但由于其規模較小，使得當前稅制整體是累退的[7-10]。此外，我國學者還構建稅制結構與收入不平等實證模型，對二者間的關系進行了分析。一部分學者采用計量模型的方式進行研究，如儲德銀和遲淑嫻建立個體固定效應面板回歸模型，分析商品稅和所得稅對收入不平等的調節作用[11]；另一部分學者則是構建微觀模型，如解堊將CGE 模型與微觀模擬結合[12]、劉元生等構建新凱恩斯宏觀經濟模型，模擬政策調整的再分配效應[13]。

在稅收調節消費不平等方面，國外學者凱恩斯指出，稅收是刺激消費的重要手段，可通過減稅政策或累進稅制對消費進行調控[14]。Blundell等分析了收入沖擊對消費不平等的貢獻程度，并指出稅收和轉移支付對永久性收入沖擊所帶來的消費不平等差距具有平滑機制，有利于防止消費差距的進一步擴大[15]。Brzozowski 等研究發現稅收和轉移支付可以弱化收入不平等，使消費不平等水平保持相對穩定[16]。此外，部分學者對稅收影響消費的機制進行了梳理，大致包括收入、價格、心理和供給效應等渠道[17-18]。

關于稅收調節財產不平等方面，斯蒂格利茨在《不平等的代價》中認為美國貧富差距擴大的原因除了市場力量外，主要是政府政策導致的，為富人提供補貼和漏稅避稅的法規使得公共政策偏向富人[19]。Kaymak 和Poschke 指出20世紀中葉之后，美國通過免稅、下調邊際稅率和頂層稅率等方式降低對公司所得和房地產的課稅力度，這一政策使得稅制累進性大幅下降，擴大了居民之間的財富差距[20]。我國對財產不平等的研究主要集中在財產不平等水平的測算層面[21-23]，近期有學者開始研究政策對財產不平等的影響，如吳開澤[24]、李涵和張昕[25]分別研究了城市住房市場化改革和住房公積金信貸寬松政策對住房不平等的影響機制，但分析稅收調節財產不平等的文獻較為欠缺。

通過梳理文獻可以發現，現有研究對稅收調節經濟不平等整體效應的分析較少，大多關注的是稅收調節經濟不平等的某個方面。其中關于稅收調節收入和消費不平等的研究相對充分，對財產不平等的研究相對薄弱。研究視角的單一性有利于研究的深入，但同時也存在片面性問題，容易陷入“頭痛醫頭，腳痛醫腳”的困境，對政策制定的指導性意義不足。經濟不平等問題歸根到底是一個全面、綜合和多維不平等的問題，改善經濟不平等需要形成完善的稅收治理體系，建立切實有效的調控機制。為此，本文基于中國家庭追蹤調查(CFPS)數據，從多維視角定義經濟不平等，并對稅制進行重新分類，以探究稅收對經濟不平等的調節效應。

本文的主要創新和可能的貢獻體現在兩方面，一是利用社會福利和相對剝奪的理論，對居民家庭層面的經濟不平等進行測度，并考慮了維度間的相互作用，有助于避免目前研究只關注收入不平等的片面性，使得測度結果能夠更加全面、真實地反映當前經濟不平等情況，同時對經濟不平等領域的研究具有一定借鑒意義；二是結合經濟不平等的內涵對稅制進行重新分類，探討稅收對經濟不平等的調節效果，同時從不同社會福利階層和城鄉不同地區角度研究稅收調節經濟不平等的異質性，能夠為未來稅收政策改革提供有價值的參考意見。

二、研究方法與理論基礎

(一)稅類的重新劃分

稅收制度的功能和作用相對豐富，治理經濟不平等是其重要的調節功能之一。如果將稅源基礎和經濟不平等的內容相對應，稅收大致可以分為收入類稅收、消費類稅收和財產類稅收三類，具體內容如表1所示。其中，收入類稅收的課征對象是家庭成員憑借自身人力資本，通過工作和勞動等方式取得的各種流量收入，包括工資薪金、勞務報酬、稿酬等，對應到我國的稅收制度，收入類稅收主要涉及個人所得稅。消費類稅收的課征對象是家庭成員為滿足日常開銷所購買和使用的各種消費品和服務，包括衣食住行、文教娛樂、醫療保健和其他消費性商品。由于消費涉及的范圍較為廣泛，理論上消費類稅收的組成稅種也相對較多，包括增值稅、消費稅、營業稅、城市維護建設稅、資源稅、關稅和煙葉稅等，其中前四個稅種占消費類稅收的95%左右[9]，為計算方便，本文選取這四個稅種代表消費類稅收。財產類稅收的課征對象是收入存量，即家庭財產，所涉及的稅收可以按照課稅環節進行梳理，一是財產購買環節，如購車、購房時需要繳納汽車購置稅和印花稅、契稅；二是財產持有環節，如擁有車船的家庭需要繳納車船稅，上海和重慶地區部分擁有房產的家庭需要繳納房產稅，對外出租房屋獲取租金需要繳納營業稅(后為增值稅)、城市維護建設稅、房產稅；三是財產轉讓環節，如出售房屋需要繳納營業稅(后為增值稅)、城市維護建設稅、契稅等。

表1 基于經濟不平等劃分的稅制結構

(二)稅收參與經濟循環的路徑分析

參考馬斯格雷夫[26]提出的資金流動體系，本文梳理了稅收參與經濟循環的過程，并在圖1中進行列示。在經濟循環過程中，居民部門主要通過三個渠道獲得初始收入，一是通過在勞動要素市場上提供勞動力，獲得工資性收入；二是通過在資本要素市場上提供資本、技術等生產要素，獲得經營性收入和財產性收入；三是通過第三方獲得無償捐助，如社會公益部門的捐贈和家庭內部的財產轉移。此外，針對經濟困難的家庭，政府發放補助和補貼對其進行救助，居民部門獲得政府轉移性收入，與初始收入一起構成全部收入。

圖1 稅收參與經濟循環流程圖

政府根據收入來源和性質，對工資性、經營性和財產性收入課征個人所得稅，扣稅后的收入為居民可支配收入。對于可支配收入，居民部門一是將其用于消費，所購買產品和服務內含增值稅、消費稅、營業稅(已停征)等消費類稅收；二是將其用于家庭儲蓄與購買資產，在資產持有或使用階段征收車船稅、車輛購置稅、房產稅等財產類稅收；三是用于投資，資金投入到企業部門或者流入資本要素市場。

(三)稅收調節經濟不平等的作用機制分析

對于收入流量，政府在獲取收入環節按照收入來源和性質課征個人所得稅，其對收入差距的調節主要包括三個方面，一是在稅率設計上，個人所得稅通過實行累進稅率，加強對高收入者的調控；二是在費用扣除方面，以基本費用扣除保障人們維持基本生活需要的費用，維護了低收入者的基本權利，以專項附加扣除區分不同群體的生活負擔，通過費用扣除的方式，減輕納稅人的負擔；三是在課稅性質方面，由于個人所得稅不可轉嫁，課征的稅收由收入獲得者直接負擔，由此影響居民的可支配收入。

對于消費支出，政府主要在居民消費環節和企業生產環節課稅，通過對普通商品、特殊商品和進口產品分別課征增值稅、消費稅和關稅等，實現對消費支出的調控。稅收主要通過三種作用途徑對消費產生影響。一是價格機制。稅收通過作用于商品的絕對價格和相對價格對消費產生影響。增值稅和消費稅發生于商品生產和流轉環節，其作為價內稅提高了商品價格，由此降低消費需求。此外，一般來說，不同類型商品的課稅強度差異，也會引起商品之間的相對價格發生變化，使得消費者在不同商品間進行選擇和替代，從而影響消費者的消費結構。二是財政機制。稅收的存在雖然降低了居民收入、提高了商品價格，但稅收也構成財政收入來源，影響財政支出規模，進而又反作用于消費。在收入端，通過轉移支付的方式，向低收入者傾斜，通過低保、補貼等方式改善其收入水平；在消費端，通過影響教育、醫療等公共品的供給水平，改善居民消費環境。三是心理預期機制。一方面不同形式的稅收所帶來的稅感不同，影響和改變著居民的消費心理和心理預期。一般來說，所得稅帶來的“稅感”相對強烈，容易被居民感知和察覺，對消費產生負向影響；另一方面，稅收的開征使得消費者預期未來收入減少，在當期傾向于增加儲蓄，減少消費。

對于財產存量，政府主要在財產保有和轉讓環節課稅。在財產保有環節，課稅對象包括動產和不動產，涉及房產稅、車船稅等，可以在一定程度上實現對存量財富的調控，這主要是由于收入與存量財富往往具有正相關性，財產稅的納稅人主要是高收入群體，在稅負無法轉嫁的情況下，實現對此類人群的調控。在財產轉讓環節，對于有償轉讓的財富而言，部分國家以財產價值為依據，按照比例或累進稅率課稅，如證券交易稅、外匯交易稅、不動產交易稅等，所涉及的稅收無法進行稅負轉嫁，有利于控制財產轉讓環節引起的貧富差距。對于無償轉讓的財富而言，遺產稅和贈與稅等是調節存量財富在居民中轉移的重要工具。其中遺產稅以被繼承的遺產作為課稅對象，目前英國、法國、德國、韓國等國家已經開征，這主要是考慮到遺產的繼承與勞動能力等個人稟賦無關，此種形式的財富積累容易擴大代際間財富分布差距，遺產稅的直接稅屬性使得遺產稅稅負無法轉嫁，且德國、日本、法國等大部分國家實行超額累進稅率[27]，有利于防止財富的過度積累與集中，促進財富分配的公平。此外，遺產稅中一般設置慈善捐贈抵扣額，能從一定程度上激勵個人慈善捐贈，以推動慈善事業的發展，促進社會公平。為了規避遺產轉移的偷漏稅行為，部分國家開征贈與稅，有效防止財產所有人贈與、轉移和過繼財產。

綜合來看，稅收覆蓋經濟運行的各個環節，其對經濟不平等的調節機制可以按照稅類進行梳理(如圖2所示)?？梢园l現，不同類別的稅收通過其特定的政策內容，作用于不同的課稅對象，如收入類稅收主要用于調節收入，消費類稅收主要用于調節消費，財產類稅收主要用于調節財產。由此一來，系統化的稅收制度與經濟不平等的多維內容相契合，這使得稅收治理更加全面化，并且可以有效鎖定經濟不平等問題，進一步實現稅收治理的精準化。

圖2 稅收調節經濟不平等的作用機制

三、實證模型設定、變量選取與數據來源

(一)實證模型設定

為研究稅收對經濟不平等的調節作用，本文建立實證模型如下：

其中，Inequalityit表示家庭i在t時期的經濟不平等水平，IT表示收入類稅收，CT表示消費類稅收，PT表示財產類稅收，Edu表示居民受教育水平，Health表示居民健康程度，Age表示居民年齡，Age2表示居民年齡的平方項，GDP表示地區經濟發展水平，Exp表示地區民生支出水平，Admin表示稅收征管水平，εit為擾動項。

(二)變量選取

1.被解釋變量

選取經濟不平等為被解釋變量。本文的經濟不平等包括收入、消費和財產三個方面，對應經濟福利的內容，因此本文將三個維度的不平等納入社會福利的統一分析框架之下，以家庭為單位進行測度。參考Decancq&Lugo[28]的做法，假設居民i擁有k種要素，xij表示居民i持有第j種要素的情況，wj為各類要素所占的權重，wj＞0,j=1,2,…,k且那么居民個體的福利水平可以用柯布-道格拉斯的形式進行表示：

式(2)考慮了要素維度間的相互作用。假設家庭持有收入xA、消費xB和財產xC三種要素，三種要素的權重分別為wA、wB和wC，那么wA+wB+wC=1。居民福利水平可以表示為：

福利函數的交叉偏導WAB可以表示為：

Tsui[29]和Naga 和Geoffard[30]認為，若交叉偏導數WAB=0，意味著要素之間不存在相關關系；若交叉偏導數WAB＞0，那么意味著兩種要素xA和xB之間具有正向的相互轉化關系，即居民在某一要素維度的高水平將導致另一要素維度的高水平。類似地，我們還可以得到WAC＞0，WBC＞0，表明要素xA和xC、要素xB和xC之間存在正向相互轉化關系。因此，當福利函數的形式如式(2)所示時，兩兩要素之間均存在相關關系。綜上所述，式(2)除包含了要素水平外，還考慮了維度間的相互作用，可以用作衡量由收入、消費和財產組成的經濟福利水平。

在參數設置上，收入水平用家庭人均收入額來表示，消費水平用家庭人均消費額來表示，財產水平用家庭人均凈資產額來表示。這主要是考慮到家庭人口規?？赡軒淼馁Y源稟賦差異，故參考部分學者[31-33]的處理方式，將家庭總體收入、消費和財產水平除以家庭人口數量得到人均值。關于要素權重的設置，目前有多種設定方式，其中應用最為廣泛的是等權重的方式[28]，因此本文將收入、消費和財產的權重統一設置為1/3。

就個體福利不平等的程度而言，本文基于相對剝奪的概念構建測度指標。傳統測度不平等的指標包括基尼系數、泰爾指數等，這類指標反映了群體整體的不平等情況，但忽視了個體對于貧富差距的感知差異。近年來，部分學者[34-35]基于相對剝奪理論，測算個體收入不平等。Runciman[36]認為相對剝奪來源于個體在群體內向上的比較，將自己與社會經濟地位比自己好的個體相比，發現自己處于相對劣勢的狀態，認為自己受到了不公平，產生一種被剝削的感覺。常用衡量指標為Yitzhaki 指數、Podder 指數和Kakwani 指數等，其中Kakwani 剝奪指數具有無量綱性的優點，故本文選取該指數進行測算。根據Kakwani[37]、Chakravarty[38]和Deaton[39]的研究，Kakwani 剝奪指數RD(Relative Deprivation)的度量方式為：

Wi和Wk為個體i和k的福利水平，其中i=k+1，n為樣本數量，將個體福利按照從小到大的順序排列，那么Wi＞Wk。μw是群組中所有被調查樣本福利的平均值，是群組中福利超過Wk的被調查樣本福利的均值，是福利中超過Wk的樣本占總樣本的比重。RD的取值范圍為[0,1]。由此一來，Kakwani 剝奪指數可以實現對居民收入、消費和財產三個維度所組成的經濟福利不平等的測度。

2.解釋變量

(1)收入類稅收。收入類稅收主要包括對各收入類型所課征的個人所得稅。為消除家庭人口規模的影響，本文將家庭所有成員繳納的個人所得稅之和除以家庭人口數量得到人均值。收入類稅收的具體測算過程可以分為三步。

首先，計算家庭成員需要繳納的個人所得稅?；诔扇藥熘械墓ぷ魇杖霐祿?，參考劉蓉和林志建[40]的做法，將收入來源劃分為基本工資、勞務報酬和年終獎三部分。由于所獲得的數據為稅后收入，需要根據稅制推算應納稅額。其次，計算家庭財產性收入所繳納的稅收?；诩彝熘械亩惡筘敭a性收入，推算出應納稅額。最后，根據家庭代碼fid 對同一家庭內的成員所負擔的收入類稅收進行加總，并除以家庭人口數量得到人均收入類稅收。

(2)消費類稅收。消費類稅收指的是在消費環節居民所負擔的稅收，主要包括增值稅、消費稅、營業稅和城市維護建設稅，本文以家庭人均消費類稅收水平作為衡量標準。為測算居民所負擔的消費類稅收，本文首先假定稅負完全向前轉嫁，即居民在消費過程中承擔各種消費類稅收。其次，參考張楠和彭海斌[9]的做法，獲取各行業、各間接稅稅種的實際稅率，并將家庭消費支出與行業分類相對應，計算家庭實際所負擔的稅收金額。最后，根據家庭人口數量，計算家庭人均承擔的消費類稅收。

(3)財產類稅收。財產類稅收指的是在財產持有和使用環節居民所負擔的稅收，考慮到數據的可獲得性，本文主要對車輛購置稅和房產稅進行了測算，以家庭人均財產類稅收水平作為衡量標準。

車輛購置稅是納稅人在購置車輛環節需要繳納的稅種，其計算方式為車輛購置稅=購車價格(含稅價)/1.17×10%，本文選取問卷調查中的汽車購置費作為購車價格，計算當年所繳納的車輛購置稅。

房產稅的納稅人是房產產權所有人，目前在上海和重慶地區試點實行房產稅。對于重慶家庭而言，本文對照房產稅起征點標準，對當年取得房產的家庭進行篩選，發現房價均低于起征點，即2010—2016年無房產需要征稅，這可能是由于調查對象未能覆蓋超高資產人群所致。對于上海家庭而言，本文篩選具有兩套以上房產和當年有新購入房產的家庭，通過計算房產均價確定征稅標準，核算年應納房產稅稅額。

3.控制變量

(1)居民受教育水平。教育是提升人力資本水平的重要途徑，有助于提高居民的收入獲取能力，并進一步影響居民的消費和投資決策，作用于經濟不平等的多個維度。本文選取戶主(財務回答人)的受教育年限來衡量受教育水平。

(2)居民健康水平。居民健康水平一方面影響其在勞動力市場上的競爭性，從而影響居民獲取收入的能力；另一方面，健康程度的差異也對消費行為產生影響，如健康程度較低的居民需要將一部分資金用于醫療支出，在一定程度上擠占了其他消費。本文將戶主(財務回答人)的健康狀況作為衡量健康程度的指標。

(3)居民年齡。隨著年齡的增加，居民的人力資本水平和價值取向也會發生改變，獲取收入、財產和進行消費的能力也將有所變化，從而影響居民要素持有水平和結構。本文將戶主(財務回答人)的年齡作為判斷居民年齡的指標。同時，考慮到年齡對經濟不平等的影響可能是非線性的，本文引入了年齡的平方項作為控制變量。

(4)地區經濟發展水平。地區經濟發展水平是地區經濟運行環境和實力的綜合體現。一般來說，經濟發展繁榮的地區，市場化水平較高，對勞動力的需求較大，可以提供較多的就業崗位，影響居民收入水平。此外，經濟發展繁榮的地區，消費水平相對較高，消費類別也相對多樣。本文選取人均GDP來衡量地區經濟發展水平。

(5)地區民生支出水平。劉尚希認為人力資本的積累一方面來源于個人和家庭自身的努力，另一方面來源于政府在教育、培訓和醫療等方面提供的公共服務[41]。本文參考蔡倩和李華[42]的研究，選取教育、醫療、社保、文化和住房保障五項財政支出作為民生支出的內容，以人均民生支出作為衡量民生支出水平的指標。

(6)稅收征管水平。稅收征管是稅收政策實際運行過程中的重要環節，涉及稅源監管、稅款征收、稅務稽查等多個方面。任何環節的疏漏都可能會導致稅收的流失，因此在既定稅制的條件下，稅收征管水平影響稅收對經濟不平等調節作用的發揮。本文選取人均征稅額作為衡量地區稅收征管水平的指標。

(三)數據來源

本文數據主要來源于CFPS 數據庫、《統計年鑒》和《稅務年鑒》。為滿足數據的可獲得性和連貫性，本文選取在CFPS 調查中持續存在的家庭樣本，共獲得4634 個家庭2010、2012、2014和2016 共4年的數據①。

由于變量的數量級差距較大，如收入、消費和財產類稅收以元為單位，而經濟發展水平、人均征稅額和民生支出水平的取值則可能高達萬元級別，如果對數據直接計算，結果會出現較大誤差。為消除差異，本文對稅收類變量和地區特征變量取自然對數后進行回歸，如此一來回歸系數也可以看作彈性系數。本文所選變量的具體含義和處理說明見表2。

表2 變量說明

表3為樣本變量的基本情況。被解釋變量經濟不平等指標的均值為-0.909 1，標準差為0.768 9，表明我國經濟不平等水平存在差距。就稅收而言，不同類別稅收收入的標準差存在差異，其中收入類稅收的標準差最大，為1.999 6；其次是財產類稅收的標準差，為1.647 6；再次是消費類稅收的標準差，為0.991 6。就各控制變量而言，居民的年齡、受教育水平和健康程度的標準差較大，地區經濟發展水平、民生支出水平和稅收征管水平的標準差相對差異較小。

表3 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

(一)基準回歸

因被解釋變量取對數后均為負值，本文采用Tobit 模型對樣本數據進行回歸分析，相關參數估計值如表4所示。稅收為核心解釋變量，各種類型稅收的系數均為負值，表明稅收確實在縮小不平等方面發揮了重要作用。其中，收入類稅收(IT)的系數為-0.028 5，通過置信度1%的顯著性檢驗，意味著我國當前收入類稅收每增長1%，不平等程度降低0.0285%。究其原因，我國收入類的稅收以個人所得稅為主，而個人所得稅為累進稅制，體現了稅收量能負擔的原則，即收入越高，適用的稅率越高。2011年個稅改革上調了基本費用扣除標準，降低了中低收入級次的稅率，擴大了低檔稅率適用范圍，有利于降低中低收入群體的納稅負擔，納稅主體向高收入群體移動，對調節社會收入差距具有一定作用。但由于繳納收入類稅收的納稅人數量有限，所調查的樣本中僅有10%的居民和18%的家庭繳納收入類稅收，因此稅收收入總額較少，促進公平的效果受到限制。

表4 稅收調節經濟不平等的實證結果

消費類稅收(CT)系數為-0.246 8，通過了置信度1%的顯著性檢驗，表明消費類稅收每增長1%，經濟不平等將減少0.2468%，即消費類的稅收有利于經濟不平等的縮小，這與以往間接稅累退性的結論相反。究其原因，一是傳統的累進性測度主要以收入不平等的變化情況為依據，而經濟不平等則包括收入、消費和財產三個方面，因此消費類稅收雖然對收入不平等的調節效果表現為累退，但對經濟不平等的調節作用較為有效；二是消費類稅收的征稅范圍較廣，幾乎全民納稅，稅收規模較大，稅收的調控力度得到了保障。其中，高收入群體的支出水平較高，且對高檔奢侈品的消費較多，因此被轉嫁的增值稅等消費類稅收增加，而低收入人群的消費能力有限，且購買的大多為低稅或免稅的廉價商品和必需品，如此一來，有助于增強消費類稅收調節不平等的效應。

財產類稅收(PT)的系數為-0.020 7，通過了置信度1%的顯著性檢驗，表明財產類稅收每增長1%，經濟不平等將減少0.0207%。這主要是由于財產類稅收的課稅對象較為特殊，納稅人往往是高收入、高消費、高資產凈值人群，屬于課稅的重要目標群體，加之財產類稅收的稅率相對較高，稅負難以轉嫁，由納稅人承擔，對財產差距的縮小具有調節作用。然而，由于針對財產類課征的稅收總額有限，相較于消費類稅收，財產類稅收的系數相對較小，其對經濟不平等的調節作用有限。

就控制變量而言，家庭特征中受教育水平和健康水平的系數為負，意味著提高受教育和健康水平有利于降低經濟不平等，這主要是由于教育和健康是影響人力資本的重要因素，其中健康是基礎性的人力資本，是其他人力資本的載體和前提，教育則可以在身體健康的基礎上通過知識積累和職能培訓進一步提升勞動能力。年齡的系數為負值，平方項為正值，表明年齡與經濟不平等間可能存在“U 型”關系，在約59 歲時不平等程度最低，這可能是由于樣本家庭戶主大多為男性；在60 歲退休前家庭累積的收入和資產水平達到高峰，在社會群體中的福利位次相對靠前，退休后收入下降，而消費水平變動不大，投資和儲蓄受限，福利水平下降，不平等程度上升。地區特征中的經濟發展水平和民生支出水平的系數為正，分別為0.242 7 和0.606 2，表明提高經濟發展水平和民生支出水平將會擴大不平等，其原因可能是由于經濟發展水平高的地區往往擁有豐富的就業機會和成熟的市場環境，人力資本水平較高的居民具有競爭優勢，他們獲取收入的渠道較寬，消費水平和層級較高，資產增值較快，拉大了與低收入人群的差距；民生支出則具有城鄉二元結構的差異，城市擁有較好的教育、醫療和衛生條件，農村地區的基礎設施則相對薄弱，民生相關的投入在城鎮地區的效果更加明顯，由此一來，使得城鄉和地區差距擴大；稅收征管水平的系數為-0.535 2，表明在當前的稅制情況下，強化稅收征管有利于調節經濟不平等，這主要是由于我國當前的納稅群體主要是中高收入階層，加強稅收征管力度是實現縱向公平的重要保障。

(二)穩健性檢驗

為保障回歸估計結果的穩定性，本文將被解釋變量數據進行分類，參考楊晶等[43]將不平等按程度分為“輕微剝奪[0,0.2]、一定剝奪(0.2,0.4]、較強剝奪(0.4,0.6]、嚴重剝奪(0.6,0.8]和極度剝奪(0.8,1]”，采用有序Probit 模型對樣本數據進行分析，回歸結果如表5所示。

從穩健性檢驗的結果中可以看出，當前我國稅收對經濟不平等的影響顯著為負，各類稅收對不平等有不同程度的調節作用，其中消費類稅收的調節效果最強，其次是收入類稅收，最后是財產類稅收。就控制變量而言，受教育、健康水平和稅收征管的系數顯著為負，經濟發展水平和民生支出水平的系數顯著為正，年齡與不平等之間存在“U 型”關系。通過對比表4和表5可以發現，將被解釋變量經濟不平等更換為分類變量后，回歸系數方向和顯著性與基準模型的回歸結果基本吻合，表明實證結果穩健。

表5 穩健性檢驗

(三)異質性分析

不同福利階層獲取收入、進行消費和持有財產的能力和偏好存在差異，稅收對不同社會階層的調控力度可能也有所差別。本文將樣本按照福利水平從低到高的順序進行排列，并平均分為五組，其中處于最低20%的群體為低福利階層，以此類推，依次為中間偏下福利階層、中間福利階層、中間偏上福利階層和高福利階層。本文對稅收調節不同福利階層的效應進行測算，回歸結果如表6所示。

表6 按福利水平分組的稅收調節經濟不平等的實證結果

從回歸結果可以發現，稅收對不同福利階層的調節效應和力度不盡相同。收入類稅收對各福利階層不平等具有負向影響，其中對低福利階層和中間偏下福利階層的影響不顯著，對中間及以上階層的影響較為顯著，通過了1%的顯著性檢驗。且隨著福利水平的上升，收入類稅收調節不平等的效應也隨之增強，如收入類稅收對中間、中間偏上和高福利階層不平等的系數分別為-0.003 1、-0.008 1 和-0.039 7，這一結果符合我國當前收入類稅收的政策導向，即通過基本費用扣除設置應稅收入門檻，使中低收入者無需納稅，通過超額累進稅率提高對高收入者的課稅力度，從而實現稅收縱向公平。

消費類稅收對各福利階層的影響具有差異。對低福利階層而言，消費類稅收調節不平等的系數為-0.028 6，并通過了1%的顯著性檢驗，表明消費類稅收的增加有利于緩解低福利階層的不平等。消費類稅收對高福利階層不平等的調節力度最大，影響系數為-0.298 0，其原因包括兩方面，一是高福利階層的消費水平較高，相應負擔的消費類稅收較多；二是高福利階層對貴重首飾、游艇、手表等的消費傾向較高，此類產品往往消費稅稅率較高，能有效提升消費類稅收收入，有利于實現消費類稅收對高福利階層的調控。

財產類稅收對各福利階層不平等的調節方向為負，與收入稅類似，財產稅對低福利階層和中間偏下福利階層的影響不顯著，對中間及以上福利階層的影響較為顯著，且樣本所處福利階層越高，財產類稅收調節不平等的效應越強，對中間、中間偏上和高福利階層不平等的系數分別為-0.004 0、-0.006 5 和-0.029 2，這主要是由于我國當前財產類稅收主要針對存量財富征稅，如房產稅主要是對二套房和高檔住宅等改善性住房課稅，家庭資產規模可觀和財務自由度高的富人是重點調控對象，稅收可以起到“控高”的效果。但由于財產類稅收的收入額較小，調控力度有限，使得財產類稅收調節不平等的力度弱于收入類稅收。

就控制變量而言，受教育和健康水平調節不平等的作用較為顯著，且隨著福利階層的提升，調節效果也隨之增強；年齡對低和高福利階層的影響顯著為負，對其他階層的影響不顯著；年齡平方項對低福利階層、中間偏上和高福利階層的影響顯著，對其他階層的影響不顯著；地區經濟發展水平對低福利階層的影響不顯著，對其他福利階層均有顯著正向影響；民生支出水平對各福利階層的影響為正，且隨著福利階層的提升，影響系數也越來越大；稅收征管水平對低福利階層的影響顯著為正，對其他福利階層的影響顯著為負，表明重點加強中高福利階層的稅收征管力度有利于縮小不平等。

根據國家統計局資料的城鄉分類，我們分別對稅收調節城市和農村的不平等效應進行了測算，結果如表7所示?？梢园l現，稅收對城市和農村不平等的調節效應非常顯著，但調節力度存在差異，其中我國當前的稅收政策對城市不平等的調控力度更強。

表7 按城鄉分組的稅收調節經濟不平等的實證結果

就收入類稅收而言，其對全國、城市和農村不平等的影響系數分別為-0.028 5、-0.043 3 和-0.015 0，表明收入類稅收對城市居民不平等的調節力度最大。這主要是由于城市居民收入水平高于農村，城市居民中超過基本費用扣除標準的個體也比較多，使得個人所得稅可以通過超額累進稅率更好地在城市中發揮“控高”效應，有助于縮小貧富差距。而農村居民收入水平大多低于基本費用扣除標準，大多數農村居民不納稅，個人所得稅調節農村地區收入不平等的力度有限。

就消費類稅收而言，其對全國、城市和農村不平等的影響系數分別為-0.246 8、-0.321 0 和-0.197 7，可以發現消費類稅收對城市的不平等調節力度最強，究其原因主要是與城市居民消費水平和結構有一定的關系。首先，從消費水平上來看，城市居民收入水平相對較高，其消費意愿和消費支出水平也水漲船高，而消費類稅收往往是價內稅，因此隨著消費水平的提高，城市居民所負擔的消費類稅收也增加；農村居民由于自產農副產品，部分消費需求自給自足，加之儲蓄意愿強烈，因此消費意愿和水平有限，所負擔的消費類稅收較少。其次，從消費結構上來看，城市居民對高檔商品和服務有一定需求，這類支出的消費類稅率較高，也可以在一定程度上起到調節不平等的作用。

就財產類稅收而言，其對全國、城市和農村不平等的影響系數分別為-0.020 7、-0.023 0 和-0.011 4，意味著財產稅在城市地區發揮的調節作用最強。這主要由于城市經濟較為發達，居民獲取收入的能力較強，房產、車輛等財產持有水平較高。財產稅對不平等的調節方式主要包括兩種，一是按照財產價格課稅，財產稅的稅基大多為財產的價格，如車輛購置稅以車輛購買價格作為稅基，房產稅以房屋價值作為稅基，那么隨著財產價格的上升，納稅人所負擔的稅收也就越高，可以實現稅收調節縱向公平的作用；二是限制財產稅的課稅范圍，如房產稅的課稅對象主要是高檔住宅和增量房，購買這類房產并非剛性需求，此舉是貧富差距擴大的重要原因，也是財產稅重點調控的對象。

就控制變量而言，受教育和健康水平調節不平等的作用較為顯著，且對城市居民的調節效果更強；年齡的系數為負，年齡平方項的系數為正；地區經濟發展水平和民生支出水平對城鄉居民均有顯著正向影響，其中對城市居民的影響更為明顯；稅收征管水平對城鄉居民的影響顯著為負，對城市的影響程度更深。

五、研究結論與政策建議

本文借鑒社會福利和相對剝奪的概念，對家庭經濟不平等進行了測度，并按照相應維度對稅制進行了重新劃分，以更好地分析稅收對經濟不平等的調節作用。測算結果顯示，我國當前稅制對經濟不平等有顯著調節作用，各稅類均有利于調節經濟不平等。其中，消費類稅收收入規模較大、納稅群體較為廣泛，加之消費稅稅目和稅率的特殊性，使得消費類稅收調節經濟不平等效果最好；收入類稅收和財產類稅收作為直接稅的重要組成部分，也發揮了調節經濟不平等的作用，但受稅收收入規模的影響，二者的調節力度有限。稅收對不同福利階層和城鄉地區的調節力度存在異質性。就不同福利階層而言，稅收對中間及以上福利階層的調節較為顯著，對中間偏下福利階層的作用不太明顯；就城鄉地區而言，稅收對城市家庭的調節力度高于農村。

結合上述研究結論，本文提出政策建議如下：

第一，從多維度持續關注經濟不平等，強化稅收統籌設計。隨著個人需求逐漸多元化，經濟不平等也表現在多個維度，治理經濟不平等要有全局觀，需要統籌收入、消費和財產三個層面。在當前經濟下行壓力增大的情況下，稅制改革重點在于結構性減稅，通過建立完整政策鏈條，充分發揮稅收提升總體福利水平、優化收入分配的治理功能，滿足人們對美好生活的追求。

第二，充分提高收入類稅收的累進性，強化公平調節功能。一是合理調整扣除標準和范圍，實行差異化個人所得稅專項附加扣除標準，將專項附加扣除標準與家庭收入結構、負擔差異和地區差異動態掛鉤，進一步增強中低收入群體的獲得感；二是逐步建立以家庭為單位的個稅計算標準，綜合考慮家庭成員的收支情況，從微觀層面切實體現稅收公平性原則；三是加強對城市地區和中高福利階層的調控，加大對高收入者的調控力度，合理調節過高收入。

第三，進一步完善消費類稅收，助力消費優化升級。一是降低基本消費品的稅率，根據公共產品的特性，合理設置優惠稅率，最大程度緩解中低收入群體的稅收負擔，有效保障其社會福利，提高幸福指數；二是進一步擴大中高檔、奢侈勞務和服務的消費稅征稅范圍，將高檔會所消費、高端旅游消費等納入課稅對象，增加高福利階層、高消費人群的稅收負擔。

第四，重視對財產不平等的調控，規范和完善財產稅制度。一是推進房產稅的立法和實施，加強對財產持有和轉讓環節的課稅力度，堅持國家“房住不炒”的政策導向，重拳打擊投機炒房行為，為房地產的健康發展營造良好的稅收環境；二是逐步擴大房產稅的試點范圍，由滬、渝兩地擴大至所有省會城市，最終實現在全國范圍內對個人住房征收房產稅。

第五，加強相關部門的密切協作，提高稅收征管力度。充分利用互聯網和大數據技術，搭建稅務、社保、住建與央行等多部門聯動機制，實現部門間信息聯網共享，形成科學有效的征管體系，進一步提升稅收征管能力，切實降低征收成本，提高稅收征管效率。

注釋：

① 2018年CFPS 數據已更新，但目前發布的數據中家庭資產數據缺失較為嚴重，導致無法對經濟不平等進行測度，故本文未將2018年的數據納入考察范圍。

② 由于原始數據有較多0 值，故參考陸銘和陳釗的做法，將原始數據加1 后取對數。參見：陸銘,陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距[J].經濟研究,2004(6):50-58.