稅收政策促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民收入及其合理分配嗎？——來(lái)自CGSS2006微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

■林 江 周少君 魏萬(wàn)青

一、引言及文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)與政治雙重轉(zhuǎn)型時(shí)期的稅收政策與居民收入差距的關(guān)系一直是國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的重點(diǎn)。稅收作為國(guó)家宏觀調(diào)控的重要手段之一，通過(guò)流轉(zhuǎn)稅實(shí)現(xiàn)對(duì)收入分配的間接調(diào)節(jié)和個(gè)人所得稅直接調(diào)節(jié)個(gè)人收入差距，稅收應(yīng)該在調(diào)節(jié)收入分配差距方面發(fā)揮積極作用，已成為理論界一種共識(shí)。近年來(lái)我國(guó)稅收收入的“超增長(zhǎng)”、“超GDP增長(zhǎng)”現(xiàn)象和不斷拉大的收入差距令人憂心，根據(jù)測(cè)算，2006年我國(guó)各省市城鎮(zhèn)居民收入差距除云南和吉林等省份的Gini系數(shù)低于國(guó)際警戒線0.4以下，其他26個(gè)省份均已超過(guò)0.4，以江蘇最高（圖 1）。從 1978 年到2010年，我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入增加了55倍，農(nóng)村居民人均年純收入增加近43倍；1985年到2009年以來(lái)，城鎮(zhèn)居民最高收入組與最低收入組之間的人均年收入差距從1985年的2.9倍擴(kuò)大到2009年的8.9倍，且中國(guó)的收入差距還有擴(kuò)大趨勢(shì)。因而，在當(dāng)前居民收入差距日益拉大的條件下，如何充分發(fā)揮稅收調(diào)節(jié)收入分配的作用，從經(jīng)驗(yàn)研究中找出確切的命題，就成為下一階段稅制完善和宏觀調(diào)控的重要參考依據(jù)和我國(guó)社會(huì)亟待理清的重要問(wèn)題。同時(shí)，要理清稅收政策與居民收入差距的關(guān)系，不僅是因?yàn)槎愂蘸褪杖氩罹鄦?wèn)題直接關(guān)系到稅收政策的制定與完善，而且還會(huì)直接影響到我國(guó)社會(huì)政治、經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定，乃至改革深化的進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)發(fā)展。

稅收在我國(guó)居民收入分配的調(diào)節(jié)作用也一直是國(guó)內(nèi)學(xué)者爭(zhēng)論的熱點(diǎn)，在許多方面上沒(méi)有達(dá)成一致的研究結(jié)論；部分媒體研究報(bào)告指出個(gè)人所得稅的收入分配調(diào)節(jié)功能不但沒(méi)能抑制居民收入差距，反而“劫貧濟(jì)富”，造成我國(guó)居民收入差距的擴(kuò)大，另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為稅收政策對(duì)居民收入差距的調(diào)節(jié)不起作用，張文春(2005）從三個(gè)方面闡述了其看法：一是盡管我國(guó)個(gè)人所得稅收入增長(zhǎng)很快，但水平很低，增值稅等流轉(zhuǎn)稅才是我國(guó)的主體稅種，較低的水平要發(fā)揮人們想象的調(diào)節(jié)作用顯然是不可能的；二是從來(lái)源分布看，我國(guó)個(gè)人所得稅的65%來(lái)自工資薪金，而來(lái)自其他形式的收入只占35%；三是我國(guó)地下經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)和潛在的腐敗問(wèn)題，各種合法和非法的避稅、逃稅現(xiàn)象普遍存在，稅收征管存在漏洞。他認(rèn)為是地下經(jīng)濟(jì)加劇了收入分配不公的問(wèn)題；四是我國(guó)現(xiàn)行個(gè)人所得稅的稅制模式離完全的累進(jìn)的綜合所得稅制相距甚遠(yuǎn)，因而再高的累進(jìn)稅率也不會(huì)使高收入者繳納更多的稅款。然而在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)際通行的最主要的調(diào)節(jié)收入分配手段仍然是稅收，因此部分學(xué)者的一些理性判斷而非實(shí)證結(jié)論不能作為稅收政策不能在收入差距的擴(kuò)大發(fā)揮作用的一般結(jié)論。郭慶旺和呂冰洋(2011）利用1994年以來(lái)的宏觀數(shù)據(jù)認(rèn)為我國(guó)稅收對(duì)要素收入分配具有明顯影響：就直接稅而言，企業(yè)所得稅降低了資本分配的份額，個(gè)人所得稅中對(duì)勞動(dòng)征稅的部分降低了勞動(dòng)分配份額；就間接稅而言，增值稅明顯降低了勞動(dòng)分配份額但對(duì)資本分配份額的影響不明顯，營(yíng)業(yè)稅明顯降低資本分配份額而對(duì)勞動(dòng)分配份額的影響不明顯。戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010）從中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的方向考慮認(rèn)為中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步偏向于資本，因而勞動(dòng)得到的報(bào)酬偏低。

圖1：2006各省城鎮(zhèn)居民Gini系數(shù)

圖2：2006各省城鎮(zhèn)居民Theil系數(shù)

我國(guó)稅收政策促進(jìn)居民收入分配合理化的機(jī)制以及稅收政策在日益拉大的城鎮(zhèn)居民收入差距中到底有無(wú)作用，國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者對(duì)日益拉大的地區(qū)差距給予了高度的關(guān)注，也提出了各種各樣的假說(shuō)來(lái)解釋這個(gè)現(xiàn)象。Chen、Feng（2000）對(duì) 1978-1989年中國(guó)29個(gè)省進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)研究中，強(qiáng)調(diào)了私有企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。私有企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r能夠?qū)Φ貐^(qū)差距產(chǎn)生影響。然而，正如激進(jìn)轉(zhuǎn)軌國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)所表明的那樣，私有化本身并不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，中國(guó)的非國(guó)有企業(yè)之所以充滿活力，是因?yàn)檫@些企業(yè)進(jìn)入了符合中國(guó)比較優(yōu)勢(shì)的行業(yè)，選擇了勞動(dòng)力相對(duì)密集的生產(chǎn)技術(shù)（Lin and Yao 2001）。Lee（1994） 以 及 Dayal-Gulati和 Husain（2000）強(qiáng)調(diào)了不同地區(qū)的外商直接投資量導(dǎo)致了不同區(qū)域之間的差距。不過(guò)，這些研究對(duì)外商直接投資的地區(qū)和行業(yè)分布的決定因素并沒(méi)有給出深入的分析。Young(2000)認(rèn)為地區(qū)性保護(hù)政策是地區(qū)差距加大的關(guān)鍵，因?yàn)榈貐^(qū)性的市場(chǎng)保護(hù)會(huì)使本地企業(yè)的資源配置狀況偏離本地的比較優(yōu)勢(shì)。但是，地區(qū)市場(chǎng)分割和保護(hù)政策本身還是一個(gè)內(nèi)生的結(jié)果，地區(qū)分割政策是發(fā)展戰(zhàn)略作用之下形成的（陳斌開(kāi)和林毅夫，2010；林毅夫等，1994）。

另外的一些研究 Démurger(2001)、Démurger.et al （2002） 和 Fleisher and Chen（1997）將中國(guó)地區(qū)差距的原因歸結(jié)為中央政府的地區(qū)傾斜政策和或地理因素，這些研究認(rèn)為中央政府對(duì)東部地區(qū)的優(yōu)先投資是中西部地區(qū)落后于東部地區(qū)的根源，同時(shí)中西部不利的地理?xiàng)l件也限制了這些地區(qū)的發(fā)展。其他的文獻(xiàn)也從不同的視角解釋了我國(guó)收入差距過(guò)大的根源。魏尚進(jìn)（2002）采用中國(guó)多個(gè)城市的數(shù)據(jù)得出了在城市水平上對(duì)外開(kāi)放能夠縮小收入差距的結(jié)論。吳敬璉認(rèn)為我國(guó)收入差距擴(kuò)大的根源是腐敗。形成城鄉(xiāng)差距既有內(nèi)生因素差異的原因，例如居民自身人力資本的差異、性別差異等，相關(guān)的文獻(xiàn)有劉國(guó)光（1984）、馮海發(fā)和李澈（1993）、蔡昉和楊濤（2004）、周其仁（2004）、蔡昉等（2003）以及陳宗勝和黎德福（2003）；也有外生因素導(dǎo)致的城鄉(xiāng)居民收入水平的巨大差異，如政府政策造成的居民對(duì)社會(huì)財(cái)富分享程度的差別，如：郭劍雄（2005）、姚先國(guó)和張海峰（2005）以及林志偉（2006）。也有不少學(xué)者將對(duì)外貿(mào)易加以考慮，對(duì)收入差距進(jìn)行了研究，如葉榕（2001）、楊善云（2002）、霍艷斌和孫林（2002）、趙瑩（2003）、范言慧和段軍山（2003）、魏靖（2004）以及陸銘和陳釗（2005）等。然而，對(duì)于稅收政策如何影響收入分配，文獻(xiàn)中大多是學(xué)者們的理性判斷、國(guó)際經(jīng)驗(yàn)和對(duì)策思考，參見(jiàn)馬蔡琛、蘇明和謝京華等的論述。同時(shí)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為對(duì)稅收的研究必須將宏觀與微觀結(jié)合起來(lái)，才能得到全面、正確的認(rèn)識(shí)，但是，國(guó)內(nèi)利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究文獻(xiàn)較少，大多是對(duì)宏觀數(shù)據(jù)的實(shí)證?；趯?duì)該問(wèn)題的關(guān)注，本文通過(guò)一個(gè)全國(guó)性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)CGSS2006等構(gòu)建多層次模型（Multilevel Model）和分位數(shù)（QR）模型對(duì)我國(guó)稅收政策對(duì)城鎮(zhèn)居民的收入決定和稅收政策對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距調(diào)節(jié)的相關(guān)理論命題進(jìn)行驗(yàn)證，得出一些有意義的結(jié)論。

二、模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）多層次線性模型

由于本文使用的數(shù)據(jù)主要是微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，根據(jù)國(guó)外大量相關(guān)文獻(xiàn)的闡述，傳統(tǒng)的回歸技術(shù)將產(chǎn)生嚴(yán)重偏誤，更適宜使用處理該數(shù)據(jù)的多層次模型，一般來(lái)說(shuō)，多層次模型可分為隨機(jī)截距模型和隨機(jī)系數(shù)模型，都是將方差分析與多元線性回歸模型分析結(jié)合起來(lái)的新技術(shù)。它將原來(lái)單一水平的隨機(jī)誤差項(xiàng)分解到與數(shù)據(jù)層次結(jié)果相對(duì)應(yīng)的水平上，具有多個(gè)隨機(jī)誤差項(xiàng)并估計(jì)相應(yīng)的協(xié)方差，構(gòu)建與微觀調(diào)查數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的復(fù)雜誤差結(jié)構(gòu)，這是區(qū)別多層次模型與傳統(tǒng)回歸技術(shù)的最主要特征?；谙挛牡南盗袡z定和研究目的，本文選取隨機(jī)系數(shù)模型作為主要分析技術(shù)，其假設(shè)系數(shù)是隨機(jī)的，截距是固定的，模型如下：

其中i=1,2,……N，表示第i個(gè)受訪者 （層次1），j=1,2……R表示第j個(gè)省份（層次2），x為變量，由于不同省份的受訪者收入等變量存在差異，x為自變量，所以收入增長(zhǎng)和收入差距對(duì)稅收政策等變量具有不同的斜率。當(dāng)β0隨著兩層次水平變化而β1ij固定時(shí)，稱為隨機(jī)截距模型。隨機(jī)系數(shù)較隨機(jī)截距模型新出現(xiàn)的一個(gè)問(wèn)題是如何處理ζ1j和ζ2j的關(guān)系，即在同一個(gè)層次下不同個(gè)體的隨機(jī)截距和隨機(jī)系數(shù)之間是否存在關(guān)聯(lián)。二者的協(xié)方差如下：

進(jìn)一步，可計(jì)算總殘差為：Var(ζij)=可以看出總殘差是隨著xij的取值變化而變化的，這樣就出現(xiàn)了一個(gè)自變量定位的問(wèn)題。為了使因變量和自變量之間關(guān)系可以得到解釋，在此不一定就采用自變量的自然測(cè)量數(shù)值。

根據(jù)本文的研究目的，需要加入層次二（省份）宏觀變量（如；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、宏觀稅負(fù)、城市化水平、貿(mào)易開(kāi)放度、市場(chǎng)化指數(shù)等），那么情況將變得更加復(fù)雜。一般可分為兩種情況：一是添加的宏觀變量只影響截距，二是添加的宏觀變量（第二層次）影響第一個(gè)層次的變量。國(guó)內(nèi)大部分文獻(xiàn)都沒(méi)有處理該問(wèn)題，因此它們的估計(jì)結(jié)果令人質(zhì)疑。根據(jù)(Cohen，1988）的結(jié)論：當(dāng)組間相關(guān)系數(shù)ρ或ICC（組間殘差相關(guān)系數(shù)）值大于0.059時(shí)則說(shuō)明必須使用多層次模型而放棄傳統(tǒng)的回歸技術(shù)。但是多層次模型對(duì)于層次2的要求要數(shù)目限制，一般需大于28個(gè)組，同時(shí)要求樣本量必須是大樣本，否則極大似然估計(jì)（MLE）將無(wú)法收斂。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文數(shù)據(jù)來(lái)自CGSS2006，本次調(diào)查依據(jù) “第五次全國(guó)人口普查資料”(2000年人口普查)采用多階分層隨機(jī)抽樣方法完成抽樣，樣本覆蓋全國(guó)28個(gè)省級(jí)單位的18歲以上的城鄉(xiāng)居民，總樣本量為10151，其中農(nóng)村樣本4138，城市村樣本6013。根據(jù)本文研究目的，在此只選取了城市樣本中具有城鎮(zhèn)戶口的樣本，同時(shí)剔除了其中戶口所在地為鄉(xiāng)鎮(zhèn)以及外來(lái)人員樣本，得到的樣本總量為4031。本文的因變量：受訪者收入、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)根據(jù)CGSS2006調(diào)查的城鎮(zhèn)居民收入，參考(萬(wàn)廣華等，2005）的方法計(jì)算得出。主要解釋變量：邊際收入稅率，根據(jù)調(diào)查收入，參考(Barro and Sahasakul，1983；Easterly.et al，1992） 的計(jì)算方法得出，稅收政策得核心是宏觀稅負(fù)(等于財(cái)政收入與GDP之比)(王美今等，2010），流轉(zhuǎn)稅為增值稅、營(yíng)業(yè)稅和消費(fèi)稅之和，所得稅為企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅之和，以上指標(biāo)源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。對(duì)于宏觀控制變量的選取，本文選取了一個(gè)綜合性的指標(biāo)：市場(chǎng)化指數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等(2007），腐敗案件數(shù)，來(lái)源于 《中國(guó)檢察年鑒（2007）》，城市化水平（非農(nóng)人口占總?cè)丝诒龋┮约百Q(mào)易開(kāi)放度（進(jìn)出口總額占GDP比）?？刂谱兞堪ū辉L者性別，年齡，年齡方，收入，收入方、教育、婚姻狀況、工作單位（分為體制內(nèi)（黨政或國(guó)企）和體制外）、家庭人數(shù)，城市社區(qū)類型、工作情況,受訪者對(duì)工作的評(píng)價(jià)、住房產(chǎn)權(quán)狀況等變量，來(lái)源于CGSS2006。所有控制變量的選取基于以往的文獻(xiàn)總結(jié)。變量說(shuō)明及基本統(tǒng)計(jì)量參見(jiàn)附表。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)稅收政策與城鎮(zhèn)居民收入

宏觀稅負(fù)問(wèn)題始終是稅收政策的核心，宏觀稅負(fù)水平合理與否對(duì)于保證政府履行其職能所需的財(cái)力，發(fā)揮稅收的經(jīng)濟(jì)杠桿作用有著重要意義，蘊(yùn)含了財(cái)政支出 （包括轉(zhuǎn)移性支出和購(gòu)買(mǎi)性支出）的結(jié)構(gòu)和支出力度。由表1 lns1_1_1和lns1_1_2表明層次1和層次2的方差都是顯著的，ICC都大于0.059，表明使用多層次模型是合適的。LR檢定結(jié)果拒絕了隨機(jī)截距模型的原假設(shè)，因此本文使用隨機(jī)系數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)。在隨機(jī)系數(shù)模型極大似然估計(jì)結(jié)果的表 1第（1）欄中放入宏觀稅負(fù)變量，其系數(shù)顯著為5.670，表明我國(guó)宏觀稅負(fù)水平實(shí)際上是增加了城鎮(zhèn)居民的收入，但是是增加了哪部分人的收入，本文將在下文的分位數(shù)模型進(jìn)行分析。在第（2）、（3）、（4） 欄分別加入邊際收入稅率、流轉(zhuǎn)稅、所得稅變量，發(fā)現(xiàn)系數(shù)顯著為-0.654、-2.47、-6.67.表明在控制宏觀稅負(fù)、腐敗、城市化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量條件下，邊際收入稅率、流轉(zhuǎn)稅、所得稅顯著地降低了城鎮(zhèn)居民的收入水平，由此可以推斷出：無(wú)論是邊際收入稅率、流轉(zhuǎn)稅，還是所得稅都普遍較高。同時(shí)，筆者發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開(kāi)放度、黨員身份（政治資本）和市場(chǎng)化進(jìn)程顯著增加了城鎮(zhèn)居民收入，然而，眾所周知房?jī)r(jià)的

上漲在我國(guó)是一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)、政治問(wèn)題，為了分離出房?jī)r(jià)通過(guò)財(cái)富效應(yīng)增加有房者的影響，因此在模型中控制了房?jī)r(jià)與住房產(chǎn)權(quán)及其交叉項(xiàng)，結(jié)果表明：房?jī)r(jià)上漲降低了城鎮(zhèn)居民的收入，但通過(guò)財(cái)富效應(yīng)增加了擁有住房產(chǎn)權(quán)的居民的收入，導(dǎo)致有房者和無(wú)房者收入差距拉大。此外，在體制外工作的城鎮(zhèn)居民收入則顯著低于參照組——體制內(nèi)（黨政、國(guó)企）的收入。與此同時(shí)，如果不考慮潛在的腐敗現(xiàn)象，腐敗直接對(duì)居民收入的影響則不顯著。以上分析表明：雖然稅收政策等顯著地影響了城鎮(zhèn)居民收入，但是分層模型的估計(jì)結(jié)果模型并不能推斷出這些變量是否顯著擴(kuò)大或降低了城鎮(zhèn)居民的收入差距。因此，下面通過(guò)更換反應(yīng)收入差距的因變量Gini系數(shù)進(jìn)行分解，并通過(guò)計(jì)算Theil指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性分析(見(jiàn)表1)。

表1：宏觀稅負(fù)、流轉(zhuǎn)稅、所得稅與城鎮(zhèn)居民收入：多層次模型（隨機(jī)系數(shù)模型）MLE估計(jì)結(jié)果

表2：稅收政策與城鎮(zhèn)居民收入差距的估計(jì)結(jié)果：多層次模型（隨機(jī)系數(shù)模型）MLE估計(jì)結(jié)果

(二)稅收政策與城鎮(zhèn)居民收入差距

表2顯示了稅收政策等宏微觀變量與gini系數(shù)和theil指數(shù)的方程估計(jì)結(jié)果。第（1）欄單獨(dú)放入宏觀稅負(fù)，系數(shù)顯著為負(fù)0.307，第二欄放入其他宏觀變量城市化水平、GDP、市場(chǎng)化指數(shù)、貿(mào)易開(kāi)放度，發(fā)現(xiàn)除經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平外都顯著為正，表明它們的進(jìn)程增加了收入分配的不公。城市化水平的系數(shù)為正，但不顯著。在第 （3）欄的模型中增加了GDP的平方，發(fā)現(xiàn)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，一定程度上否定了庫(kù)茲涅茨提出的“倒U假說(shuō)”，在此由于數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)（短期），而該假說(shuō)是建立在長(zhǎng)期統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料上的，因此這一結(jié)論并不能完全否認(rèn)該假說(shuō)，只是提供另一種經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。為了保持結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者同樣利用CGSS2006計(jì)算了Theil指數(shù)代替Gini系數(shù)進(jìn)行回歸。由第（4）欄的估計(jì)方程可知結(jié)果是穩(wěn)健的。城市化水平由不顯著變得顯著,進(jìn)一步證明了以往文獻(xiàn)關(guān)于城市化擴(kuò)大了收入差距的論證。(見(jiàn)表2)

(三)進(jìn)一步的分析：分位數(shù)模型回歸

通過(guò)對(duì)表1和表2的結(jié)果分析，已經(jīng)得到反應(yīng)稅收政策的核心——宏觀稅負(fù)顯著增加了居民的收入同時(shí)也對(duì)居民收入差距具有顯著的負(fù)面效應(yīng)的結(jié)論。因此，就產(chǎn)生了一個(gè)問(wèn)題：稅收政策增加哪部分城鎮(zhèn)居民的如入從而擴(kuò)大了收入差距呢？為了進(jìn)一步了解該機(jī)制，在此使用分位數(shù)回歸技術(shù)結(jié)合bootstrap進(jìn)行穩(wěn)健結(jié)果分析。分位數(shù)回歸模型較之傳統(tǒng)的回歸技術(shù)的優(yōu)點(diǎn)在于：傳統(tǒng)的回歸技術(shù)只能反映出被解釋變量均值的最小二乘估計(jì)，而分位數(shù)能夠識(shí)別并估計(jì)出被解釋變量分布特征到的各個(gè)分位點(diǎn)的最小二乘估計(jì)。這樣就有利于去揭示這些政策和宏微觀變量是如何影響低收入群體、中低收入、中等收入和高收入群體的狀況的。為此，首先根據(jù)CGSS2006調(diào)查的受訪的城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù)對(duì)其收入進(jìn)行四位數(shù)分解，q25、q50、q75、q95 分別代表低收入、中低收入、中等收入和高收入群體，其分布圖和分位數(shù)見(jiàn)圖3，可以看出，總體而言，收入數(shù)據(jù)呈現(xiàn)正態(tài)分布，居民收入主要集中在中等、中低收入水平(見(jiàn)表 3)。

表3給出了bootstrap（300次模擬）分位數(shù)回歸的OLS估計(jì)結(jié)果，邊際收入稅率對(duì)q25、q50分位的居民收入呈現(xiàn)顯著為負(fù)的影響。而對(duì)高收入群體則呈現(xiàn)正的影響但不顯著。體現(xiàn)稅收政策的宏觀稅負(fù)則對(duì)中、低收入水平的居民收入有負(fù)面的影響，但是對(duì)中等和高收入群體具有正向的效應(yīng)，可能的原因是稅收負(fù)擔(dān)主要由中低收入水平的居民承擔(dān)，反映了稅負(fù)的縱向不公平。城市化進(jìn)程增進(jìn)了低收入群體的城鎮(zhèn)居民收入，但是不顯著，然而卻顯著降低了中低收入和中等收入群體的收入，系數(shù)為-0.18和-0.202，對(duì)高收入群體的城鎮(zhèn)居民收入的影響顯著為正 （系數(shù)為0.266）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)低收入群體的增加不明顯，而對(duì)其他群體的收入具有顯著的正向效應(yīng)。其他個(gè)體變量與表1的估計(jì)結(jié)果基本一致。

表3：稅收政策與城鎮(zhèn)居民收入的bootstrap分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果：（因變量：城鎮(zhèn)居民收入四分位數(shù)）

四、結(jié)論與政策建議

本文采用CGSS2006等數(shù)據(jù)，在國(guó)內(nèi)首次利用分層線性模型和分位數(shù)回歸模型，來(lái)探討稅收政策與城鎮(zhèn)居民收入分配的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：一、稅政政策對(duì)城鎮(zhèn)居民收入具有積極的作用，而邊際收入稅率、流轉(zhuǎn)稅和所得稅顯著降低了城鎮(zhèn)居民收入。二、稅收政策對(duì)居民收入差距的擴(kuò)大具有顯著的負(fù)向效應(yīng)，這表明我國(guó)的稅收政策確實(shí)起到了抑制收入差距的作用，證偽了一些媒體、報(bào)告提出的稅收政策對(duì)抑制收入差距擴(kuò)大無(wú)作用的判斷。三、短期來(lái)看經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平確實(shí)導(dǎo)致了收入差距的擴(kuò)大化，但不符合kuznezss提出的倒U假說(shuō)的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，同時(shí)，城市化進(jìn)程、貿(mào)易開(kāi)放度則擴(kuò)大了收入差距，市場(chǎng)化進(jìn)程則顯著降低了收入差距。四、分位數(shù)回歸結(jié)果也表明稅收政策降低了城鎮(zhèn)居民中低收入階層的收入，對(duì)高收入者則不顯著，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則對(duì)城鎮(zhèn)低收入居民的影響不顯著。這些發(fā)現(xiàn)對(duì)于降低中低收入者的稅負(fù)轉(zhuǎn)向完善提高高收入群體稅負(fù)的稅制設(shè)計(jì)和稅收征管具有重要的現(xiàn)實(shí)政策意義。針對(duì)這些發(fā)現(xiàn)，在此建議：一、完善稅收制度，增加所得稅收入占稅收總收入偏低的現(xiàn)狀，通過(guò)累退機(jī)制增加低收入城鎮(zhèn)居民的收入水平。二、降低城鎮(zhèn)居民的邊際收入稅率將顯著改善目前的收入差距不斷擴(kuò)大的傾向。三、的模型回歸結(jié)果也表明體制內(nèi)的企業(yè)員工的收入顯著高于其他行業(yè)，因此，完善反壟斷法等機(jī)制，增強(qiáng)國(guó)企和民營(yíng)、外資企業(yè)的在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中的平等競(jìng)爭(zhēng)地位具有重要意義。四、前文的結(jié)果顯示腐敗雖然不直接影響城鎮(zhèn)居民收入，但是顯著擴(kuò)大了收入差距，因而嚴(yán)厲打擊腐敗和非法收入，營(yíng)造一個(gè)有序的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境顯得尤為重要。五、采取切實(shí)有效的措施改善城市化、市場(chǎng)化過(guò)程中的中低收入群體（可能的原因是這些政策進(jìn)程引致了城鎮(zhèn)居民失地、失業(yè)等現(xiàn)象，由于缺乏失地等數(shù)據(jù)，并沒(méi)有進(jìn)一步的分析）等顯著影響其收入的事件。六、加強(qiáng)教育投資，注重人力資本的投資，改善政治資本在收入影響中的地位。七、完善稅制，加強(qiáng)稅收征管，特別是增強(qiáng)所得稅在收入分配中發(fā)揮的作用及其機(jī)制?！?/p>