陳利鋒

[摘 要] 基于一個包含財富異質性家戶的動態(tài)新凱恩斯主義模型，考察了個稅及其累進性的變動對于中國收入差距的影響。與已有的采用單方程計量的研究類似，文章全樣本仿真的結果表明，個稅并未扭轉我國收入差距不斷擴大的趨勢。由于單方程計量方法與全樣本仿真無法考察政策機制的改變所引起的預期等因素的變化對于主要經濟變量的影響，采用子樣本反事實分析法考察了1997至2005年、2006至2010年以及2011年之后等三個不同子樣本期個稅累進性的提高對于中國收入差距的影響，研究發(fā)現盡管個稅無法扭轉收入差距擴大的趨勢，但是個稅累進性的提高緩和了中國收入差距擴大的程度。進而嘗試提出了相應的改善收入分配的政策建議。

[關鍵詞]個人所得稅；累進性；全樣本仿真；子樣本反事實分析

[中圖分類號]F812.42 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2014）07-0066-05

一、引言及文獻綜述

改革開放尤其是新世紀以來，我國基尼系數不斷逼近并超過國際警戒線，收入分配問題日益凸顯。由于收入分配對于社會穩(wěn)定以及經濟持續(xù)發(fā)展具有重要影響，因而我國政府一直都十分重視這一問題，并積極采取相關政策對收入分配進行調整。在我國調節(jié)收入分配的政策中，個人所得稅（簡稱個稅）扮]著重要的角色，即通過累進性個稅向高收入者征收較高的稅收進而縮小收入差距。已有的研究如Bird和Zolt（2005）[1]與Kremer和St？覿hler（2013）[2]均發(fā)現累進性個稅對于縮小收入差距具有顯著性效應。然而，對于我國而言，一個顯在的事實是盡管政府在2006年和2011年兩次通過提高個稅起征點而提高了個稅的累進性，但并沒有出現已有研究和政策設計者預期的結果，我國基尼系數仍不斷上升。那么這是否意味著個稅對于我國收入差距無能為力呢？換言之，個稅在調節(jié)中國收入分配過程中扮]著怎樣的角色呢？這些問題實際上涉及的是關于個稅政策效應的評估問題。

事實上，個稅政策效應的評估一直是研究者關注的重要問題。Zanetti（2011）考察了累進性個稅對于勞動力市場崗位創(chuàng)造與空缺的影響[3]；Kremer和St？覿hler（2013）在一個包含搜尋與匹配的模型中考察了累進稅的周期性效應與結構性效應[2]。這些研究均將研究的注意力主要集中于分析個稅對于勞動力市場的影響，我國學者則基于我國經濟的現實，主要考察了個稅對于收入分配的影響。彭海艷（2011）[4]、岳希明等（2011）[5]、徐建煒等（2013）[6]以及胡紹宇和申曙光（2014）[7]等則考察了個稅對于收入分配的影響，研究結果無一例外的認為個稅對于調節(jié)收入分配不存在顯著性效果。這些研究均主要采用單方程計量方法，這一方法可以對個稅與收入分配的關系進行直觀的刻劃，但是卻無法刻劃變量之間相互作用的機制。更重要的是，由于我國在2006年與2011年兩次對個稅起征點進行調整，這一調整會引起政策機制的變化，而政策機制的變化會引起經濟主體預期的改變，進而引起經濟變量自身的調整。如果忽視政策機制變化的影響，將可能引起“盧卡斯批判”的問題，進而可能造成估計結論的偏誤。

基于以上思路，本文構建了一個包含累進性個稅的動態(tài)新凱恩斯主義模型以考察個稅及其累進性的變動對于我國收入差距的影響?；?997～2011年的全樣本仿真試驗，本文發(fā)現了與已有研究類似的結論：整體而言，個稅的引入并沒有改變我國收入差距擴大的趨勢。在此基礎上，基于1997～2005年、2006～2010年以及2011年之后的子樣本反事實分析的結果，本文發(fā)現與已有的單方程計量方法不同的結論：盡管個稅累進性的提高并沒有改變我國收入差距擴大的趨勢，但是卻降低了我國收入差距擴大的程度。

本文的研究具有重要的現實意義。中共十八屆三中全會提出要實現改革的成果更加公平的惠及全體人民，這就要求解決社會收入差距不斷擴大的問題。那么，對實行了幾十年的個稅的功能應該給予怎樣的評價以及如何改善個稅機制等問題都是迫切需要進行研究的重要議題。本文嘗試對這幾個問題進行回答。

二、模型與設定

經濟中存在兩類具有財富異質性家戶：相對富有的家戶和相對貧困的家戶。相對富有的家戶可以進行物質資本投資以及購買債券，進而通過信貸行為以平滑化其一生的消費；而相對貧困的家戶由于缺乏資金而無法進行物質資本投資，且難以通過借貸來實現其消費行為的平滑化，因而相對貧困家戶的當期消費取決于其當期稅后收入。兩類家戶均向中間產品生產廠商提供勞動并獲取收益，為簡化分析，假定兩類家戶成員所供給的勞動具有一定的替代性。假定相對富有的家戶所占的比例為1-？姿，那么相對貧困家戶所占的比例為？姿。在經濟的初始狀態(tài)，設定相對富有的家庭由于家戶成員具有更高的知識和技能，因而工資收入高于貧困家庭。這樣的設定可以使得本文可以集中考察個稅究竟擴大還是縮小了中國的收入差距，同樣，這樣的設定也符合現實，因為個稅出現的原因就是由于收入差距。

經濟中存在兩類廠商。中間產品廠商具有一定的壟斷勢力，進而通過調整產品價格以實現利潤最大化。中間產品廠商雇傭兩類家戶的勞動，租借富有家戶的物質資本，采用一定的技術進行生產并將產品出售給最終產品生產廠商。競爭性的最終產品廠商通過一定的生產技術將中間產品加總為最終產品，并將其出售給兩類家戶進行消費，其目標為最小化生產成本。

（一） 相對富有家戶的優(yōu)化行為

相對富有家戶的效用函數關于消費（C■■）和就業(yè)（N■■）是可分的。相對富有的家戶收入為勞動收入（W■■）、債券收益（Bt-1）、從企業(yè)利潤獲得或紅利（Dt）以及出租物質資本獲得的收益，而其支出為個稅、購買債券、消費、投資（It）以及總量稅（T■■）。具體的，其優(yōu)化問題為：

MaxU■■=E■ βt{■-■} （1）

s.t. PtC■■+R■■B■+P■I■+P■T■■？燮（1-？子■■）W■■N■■+B■+endprint

D■+R■■K■ （2）

其中0<β<1為相對富有家戶的主觀貼現因子，σ和φ分別為反應消費風險偏好與勞動規(guī)避程度的參數；偏好沖擊ε■■=ρcε■■+e■■為平穩(wěn)的AR（1）過程，ρc為反應偏好沖擊的持續(xù)性的參數，e■■是方差為 σ■■的獨立白噪聲過程；Rt與R■■分別為債券利率與物質資本租金率；物價指數Pt=

[■？妝t（j）1-？著dj]1/（1-？著）；？子■■為個稅稅率且滿足：？子■■=

1-？字（Yrn/Ytrn）？椎，參數？椎反應了個稅的累進性。顯然當？椎=0時，稅收不存在任何累進性且稅率為1-？字。因而，參數？椎與？字分別反應了稅收的累進性與水平。稅收起征點Yrn=■，而對應的勞動收入Ytrn=WtrNtr/Pt。關于個稅的這一設定與Mattesini和Rossi （2012）類似[8]。

物質資本的動態(tài)積累方程為：

K■■=（1-？啄）Ktr+S（■）Ktr （3）

其中？啄為物質資本折舊率。與Galí et al.（2007）類似[9]，投資調整成本S（·）滿足S（？啄）=？啄，S'（？啄）=1，S'>0，S"？燮0?；谝陨显O定，相對富有家戶的優(yōu)化條件為：

1=RtEt{？撰t，t+1■} （4）

Qt=Et{？撰t，t+1[R■■+Qt+1（S？祝t+1）+（1-？啄）-？祝t+1S'（？祝t+1）]}

（5）

（C■■）σ（N■■）φ=（1-？子■■）■ （6）

其中？撰t，t+1=βk（C■■/C■■）-σ，？祝t=I■■/K■■，Qt=（S'（？祝t））-1。式（4）為消費的跨期無套利條件或者歐拉方程，式（5）為托賓（Tobin）的投資“Q”條件，式（6）為消費勞動的無套利決策條件。？子■■為邊際稅率且滿足：

？子■■=■=1-？字（1-？椎）（■）？椎 （7）

（二）相對貧困家戶的優(yōu)化行為

相對貧困的家戶無法通過借貸實現其一生消費的平滑化，因而其消費取決于其稅后收入。具體而言，貧困家戶最大化如下效用函數：

U■■=■-■ （8）

對應的預算約束為：P■C■■=（1-？子■■）W■■N■■-P■T■■，其中C■■、N■■、W■■和T■■分別為相對貧困家戶的消費、就業(yè)、工資與總量稅；貧困家戶的個稅？子■■的形式與式（3）類似。顯然，相對貧困家戶優(yōu)化行為一階條件為：

（C■■）σ（N■■）φ=（1-？子■■）■ （9）

（三）生產商、政府與模型穩(wěn)態(tài)

中間產品生產商使用如下技術生產具有差別的中間產品：

Yt（j）=Kt（j）1-α（exp（ε■■）（N■■（j））v（N■■（j））1-v）α

（10）

其中1-α為資本的產出彈性；技術沖擊ε■■=ρaε■■+e■■，ρa為技術沖擊的持續(xù)性參數，e■■是方差為σ■■的獨立白噪聲過程；v為兩類家戶勞動的替代性?；谑剑?0），由廠商成本最小化問題的優(yōu)化條件可以得到如下邊際成本函數：

MCt=（1-α）-（1-α）α-α（1-v）-α（1-v）λα（1-v）v-αv（W■■）α（1-v）（W■■）αv·

（R■■）1-α （11）

價格依據交錯方式設定，即：Pt=[θP■■+（1-θ）·（P■■）1-ε]1/（1-ε）。具體的，在任意時期t，僅有1-θ比例的企業(yè)重設價格，因而θ為名義價格剛性。具有壟斷勢力的中間廠商通過調整價格實現其利潤的最大化，假定廠商設定的最優(yōu)價格為P■■，那么廠商的優(yōu)化問題是尋找最優(yōu)的P■■以最大化利潤。定義M■■=ε/（ε-1）為穩(wěn)態(tài)工資加成，對應的最優(yōu)條件為：

∑■■θk{？撰t，t+kYt+k（j）[（P■■/P■）-M■MCt+k]}=0 （12）

最終產品生產商采用Dixit-Stiglitz技術進行生產：Yt=（■Yt（j）（ε-1）/εdj）ε/（ε-1） （13）

最終產品生產企業(yè)的目標為成本最小化，其對應的一階條件為：Yt（j）=（Pt（j）/Pt）-εYt

財政政策規(guī)則為：PtGt=（1-λ）τ■■W■■N■■+λτ■■W■■N■■+PtTt，Tt=（1-λ）T■■+λT■■。定義■t=ln（Gt/G），■t=ln（Tt/T），G和T分別為各自的穩(wěn)態(tài)值，且■t服從平穩(wěn)的AR（1）過程：■t=ρ■t-1+e■■，e■■為白噪聲過程。貨幣政策：

Rt=Rss（Πt/Πss）■（Yt/Y■■）■exp（ε■■），Rss為穩(wěn)態(tài)時利率，Πt=Pt/Pt-1為通脹率，Πss為盯住的通脹目標；參數Φp和Φy反應了利率對通脹與產出缺口的反應系數；ε■■為利率的外生成分，且服從平穩(wěn)的AR（1）過程：ε■■=ρrε■■+e■■，ρr為沖擊的持續(xù)性參數，e■■是方差為σ■■的白噪聲過程。

總就業(yè)：Nt=（1-λ）N■■+λN■■；經濟中的總消費：Ct=（1-λ）C■■+λC■■。市場均衡要求：Yt=Ct+It+Gt。定義■t=lnXt-lnX為變量Xt對其穩(wěn)態(tài)值X的對數偏離。在穩(wěn)態(tài)處對以上模型對數線性化處理可得加總的動態(tài)IS曲線：

■t=Et{■t+1}-■（■t-Et{■t+1}）+■（Et{wt+1}-wt）-■（Et{lt+1}-lt） （14）

其中■t為兩類家戶的實際工資差額，■t為兩類家戶就業(yè)之差。顯然，式（12）表明消費的波動與兩類家戶的實際工資收入與就業(yè)之差存在正相關關系。

對式（13）進行對數線性化可以得到如下新凱恩斯主義菲利普斯曲線：

■t=βEt{■t+1}+km■t （15）endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，邊際成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校準與模型動態(tài)分析

（一）模型的校準

依據王君斌與王文甫（2010）[10]，設定消費風險偏好參數σ=1，名義價格剛性θ的取值為0.75，季度物質資本折舊率δ為0.04；依據Zhang（2009）使用中國數據估計的結果[11]，選取勞動規(guī)避參數φ=6.16，資本的產出彈性1-α=0.6，投資調整成本函數滿足：S"=15.8。貼現因子β依據中國自2002～2012年季度物價上漲的幅度進行估算得到其取值為0.98；依據Mattesini和Rossi （2012）[8]，穩(wěn)態(tài)時平均稅率1-χ取值為0.3；為了分析的便利，本文設定兩類家戶的就業(yè)相同，即v=0.5，并且模型對于這一參數的設定并不敏感；兩類家戶的占比λ不妨取其為0.5，因為這一參數主要影響整體收入差距，如此設定可以排除這一參數對于收入差距的影響；貨幣政策參數Φp和Φy，采用石柱鮮等（2009）[12]估算的結果將二者取值為1.766和0.253，對應的貨幣政策沖擊持續(xù)性參數ρr為0.89，標準差σr為0.28；依據賈俊雪和郭慶旺（2012）[13]，財政政策沖擊持續(xù)性參數ρg和標準差σg分別取值為0.699和0.036；技術沖擊的持續(xù)性ρa與標準差σa分別取值為0.89和0.078，偏好沖擊的持續(xù)性ρc與標準差σc分別為0.3和0.11；稅收的累進性參數依據徐建煒等（2013）[6]自1997～2011年個稅累進性的平均值將Φ其取值為0.45。具體的校準結果如表1。

（二）全樣本分析

模型結構性參數校準過程中使用的個稅累進性參數來源于1997～2011年的平均值，本文將這一樣本區(qū)間看成是一個完整的樣本，并在此基礎上進行模型動態(tài)的全樣本分析。不過，由于本文初始設定富有家戶的工資收入水平高于貧困家戶，這一設定相當與在第二部分動態(tài)新凱恩斯主義模型中加入了不等式約束：W■■？叟W■■。

圖1表明，在本文的考察期內，消費呈現出先上升后下降的趨勢，而投資和產出卻呈現不斷上升的趨勢。這一結果與本文考察期內我國的現實情況基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投資拉動經濟增長的政策使得我國投資不斷增長，整體經濟也一直保持高速增長的態(tài)勢，因而投資與產出不斷增長；但與之相對的是，居民消費在GDP中所占的比例卻呈現不斷下降的趨勢。圖1還表明富有家戶與貧困家戶稅后收入差距在本文樣本期內呈現不斷擴大的趨勢，這與近些年來我國的現實情況也是相符的，一個重要的表現就是我國基尼系數不斷攀升。這一結論與徐建煒等（2013）[6]是一致的。因此，整體而言，在本文的考察期內，累進性個稅并沒有縮小富有家戶與貧困家戶之間的收入差距，相反這一差距擴大了。

（三）子樣本反事實分析

全樣本仿真的結果表明了自1997～2011年，累進性個稅非但沒有縮小我國收入差距，我國收入差距仍在不斷擴大。那么，這是否意味著個稅是無效的呢？我國政府在2006年和2011年兩度提高個稅起征點，進而提高了個稅的累進性。主流經濟學認為政策機制的變化會引起經濟主體預期的改變，進而對整體經濟產生影響。而命題一卻是建立在假定個稅累進性為出現變化的基礎上，因而我們必須保持適度的謹慎。為了更好的體現個稅累進性變化的效應，本文依據個稅累進性變化的時間，將整體樣本分為三個階段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一個階段的分析中均假定個稅的累進性自此之后保持不變，進而可以比較政策機制變化與未變化的情形下富有家戶與貧困家戶收入差距的動態(tài)趨勢?；谛旖樀龋?013）[6]的估算，1997～2005年我國個稅的平均累進性約為0.369；2006～2010年我國個稅的平均累進性約為0.438；2011～2012年我國個稅累進性約為0.473?；谝陨瞎浪?，本文考察三個不同的子樣本時期相對收入差距的變化，結果顯示在圖1中。

圖1表明，自1997年開始征收個稅以來，盡管通過兩次個稅調整而提高了個稅的累進性，但是無論在哪一個時期，個稅對于均沒有改善我國收入差距。相反，圖1表明在三個子樣本時期，盡管個稅的累進性不斷提高，但是我國收入差距仍舊在不斷的擴大。結合全樣本仿真的結論，本文認為個稅及其累進性的提高并沒有改善我國收入分配的差距。

由于子樣本分析過程中假定每一階段分析中個稅的累進性在該階段之后保持不變，因此圖1還表明，如果個稅累進性保持在1997～2005年的水平，我國收入差距會保持最高的水平；如果個稅的累進性保持在自2006年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距隨時間變化趨勢為圖1中2006～2010年對應的曲線；如果個稅的累進性保持在2011年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距保持在最低的水平。這表明，盡管個稅累進性的提高并沒有改變我國收入差距不斷擴大的趨勢，但卻緩和了我國收入差距擴大的程度。

另外，由圖1還可以看出，自1997～2011年，隨著個稅累進性的提高，收入差距的波動性逐漸減小，這表明個稅累進性的提高降低了經濟變量的波動性。由于外生沖擊引起產出等變量偏離其最優(yōu)狀態(tài)，進而引起社會福利損失。因而個稅累進性的提高通過降低經濟變量的波動性也在一定程度上降低了我國社會福利損失。

四、結論與對策建議

在一個包含財富異質性與個稅的動態(tài)新凱恩斯主義模型中，本文考察了個稅及其累進性的提高對于我國收入差距的動態(tài)效應。全樣本仿真的結果表明，個稅并沒有改變我國收入差距擴大的趨勢；而子樣本反事實分析的結果卻發(fā)現盡管個稅及其累進性的提高沒有扭轉我國收入差距擴大趨勢，但是卻緩和了我國收入差距擴大的程度（見圖2）。

那么為什么在發(fā)達國家行之有效的個稅無法扭轉我國收入差距擴大的趨勢呢？一個重要的原因是個稅的稅收機制尚不完善，稅收征繳能力有待進一步提高；更重要的是我國個稅的平均稅率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的數據顯示OECD國家高收入者平均稅率在30%左右，而高福利國家如瑞典、挪威與芬蘭等則在55%左右；從個稅與GDP的比值看，OECD國家與高福利國家這一比值均接近50%，而我國則不到5%。由于富有的階層可以通過多種途徑規(guī)避稅負，使得我國個稅已淪為工薪階層稅，約束了個稅對于收入差距調節(jié)作用的發(fā)揮。因此，通過減稅與提高個稅起征點，進而降低低收入者的稅收負擔；同時完善稅收征繳能力并提高高收入者稅率，進而提高平均稅率。與已有的采用單方程計量方法的研究不同，本文發(fā)現個稅累進性的提高對于緩和收入差距擴大的程度是行之有效的，因此，進一步提高個稅的累進性將是調節(jié)收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危機之后，這一做法在歐盟逐漸推行[14]，因而在具體的操作細節(jié)上我國可以借鑒歐盟的經驗。

當然，由于個稅無法扭轉收入差距擴大的趨勢，即僅依靠個稅與個稅機制改革無法改變我國收入差距擴大的事實，還需要其他的相關措施。但是通過在初次分配中增加勞動者收入的來縮小收入差距的做法可能難以實現。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）發(fā)現世界各國均存在勞動收入占比下降的趨勢[15]，因此單獨提高勞動收入占比可能導致制造業(yè)的轉移；第二，勞動收入占比的上升意味著用工成本的增加，最直接的結果就是失業(yè)的增加，進而不利于社會穩(wěn)定和經濟的持續(xù)增長。因而應該將注意力集中于再分配領域，通過增加財政支出提高對失業(yè)者及其家庭、偏遠地區(qū)貧困家庭以及城市低收入者的轉移支付力度，按照十八屆三中全會的要求建立更加公平與可持續(xù)性的社會保障制度，并且積極著手解決城市務工人員的社會福利問題，提高公共服務的供給能力和水平進而實現更加公平的社會公共服務。endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，邊際成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校準與模型動態(tài)分析

（一）模型的校準

依據王君斌與王文甫（2010）[10]，設定消費風險偏好參數σ=1，名義價格剛性θ的取值為0.75，季度物質資本折舊率δ為0.04；依據Zhang（2009）使用中國數據估計的結果[11]，選取勞動規(guī)避參數φ=6.16，資本的產出彈性1-α=0.6，投資調整成本函數滿足：S"=15.8。貼現因子β依據中國自2002～2012年季度物價上漲的幅度進行估算得到其取值為0.98；依據Mattesini和Rossi （2012）[8]，穩(wěn)態(tài)時平均稅率1-χ取值為0.3；為了分析的便利，本文設定兩類家戶的就業(yè)相同，即v=0.5，并且模型對于這一參數的設定并不敏感；兩類家戶的占比λ不妨取其為0.5，因為這一參數主要影響整體收入差距，如此設定可以排除這一參數對于收入差距的影響；貨幣政策參數Φp和Φy，采用石柱鮮等（2009）[12]估算的結果將二者取值為1.766和0.253，對應的貨幣政策沖擊持續(xù)性參數ρr為0.89，標準差σr為0.28；依據賈俊雪和郭慶旺（2012）[13]，財政政策沖擊持續(xù)性參數ρg和標準差σg分別取值為0.699和0.036；技術沖擊的持續(xù)性ρa與標準差σa分別取值為0.89和0.078，偏好沖擊的持續(xù)性ρc與標準差σc分別為0.3和0.11；稅收的累進性參數依據徐建煒等（2013）[6]自1997～2011年個稅累進性的平均值將Φ其取值為0.45。具體的校準結果如表1。

（二）全樣本分析

模型結構性參數校準過程中使用的個稅累進性參數來源于1997～2011年的平均值，本文將這一樣本區(qū)間看成是一個完整的樣本，并在此基礎上進行模型動態(tài)的全樣本分析。不過，由于本文初始設定富有家戶的工資收入水平高于貧困家戶，這一設定相當與在第二部分動態(tài)新凱恩斯主義模型中加入了不等式約束：W■■？叟W■■。

圖1表明，在本文的考察期內，消費呈現出先上升后下降的趨勢，而投資和產出卻呈現不斷上升的趨勢。這一結果與本文考察期內我國的現實情況基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投資拉動經濟增長的政策使得我國投資不斷增長，整體經濟也一直保持高速增長的態(tài)勢，因而投資與產出不斷增長；但與之相對的是，居民消費在GDP中所占的比例卻呈現不斷下降的趨勢。圖1還表明富有家戶與貧困家戶稅后收入差距在本文樣本期內呈現不斷擴大的趨勢，這與近些年來我國的現實情況也是相符的，一個重要的表現就是我國基尼系數不斷攀升。這一結論與徐建煒等（2013）[6]是一致的。因此，整體而言，在本文的考察期內，累進性個稅并沒有縮小富有家戶與貧困家戶之間的收入差距，相反這一差距擴大了。

（三）子樣本反事實分析

全樣本仿真的結果表明了自1997～2011年，累進性個稅非但沒有縮小我國收入差距，我國收入差距仍在不斷擴大。那么，這是否意味著個稅是無效的呢？我國政府在2006年和2011年兩度提高個稅起征點，進而提高了個稅的累進性。主流經濟學認為政策機制的變化會引起經濟主體預期的改變，進而對整體經濟產生影響。而命題一卻是建立在假定個稅累進性為出現變化的基礎上，因而我們必須保持適度的謹慎。為了更好的體現個稅累進性變化的效應，本文依據個稅累進性變化的時間，將整體樣本分為三個階段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一個階段的分析中均假定個稅的累進性自此之后保持不變，進而可以比較政策機制變化與未變化的情形下富有家戶與貧困家戶收入差距的動態(tài)趨勢?；谛旖樀龋?013）[6]的估算，1997～2005年我國個稅的平均累進性約為0.369；2006～2010年我國個稅的平均累進性約為0.438；2011～2012年我國個稅累進性約為0.473?；谝陨瞎浪?，本文考察三個不同的子樣本時期相對收入差距的變化，結果顯示在圖1中。

圖1表明，自1997年開始征收個稅以來，盡管通過兩次個稅調整而提高了個稅的累進性，但是無論在哪一個時期，個稅對于均沒有改善我國收入差距。相反，圖1表明在三個子樣本時期，盡管個稅的累進性不斷提高，但是我國收入差距仍舊在不斷的擴大。結合全樣本仿真的結論，本文認為個稅及其累進性的提高并沒有改善我國收入分配的差距。

由于子樣本分析過程中假定每一階段分析中個稅的累進性在該階段之后保持不變，因此圖1還表明，如果個稅累進性保持在1997～2005年的水平，我國收入差距會保持最高的水平；如果個稅的累進性保持在自2006年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距隨時間變化趨勢為圖1中2006～2010年對應的曲線；如果個稅的累進性保持在2011年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距保持在最低的水平。這表明，盡管個稅累進性的提高并沒有改變我國收入差距不斷擴大的趨勢，但卻緩和了我國收入差距擴大的程度。

另外，由圖1還可以看出，自1997～2011年，隨著個稅累進性的提高，收入差距的波動性逐漸減小，這表明個稅累進性的提高降低了經濟變量的波動性。由于外生沖擊引起產出等變量偏離其最優(yōu)狀態(tài)，進而引起社會福利損失。因而個稅累進性的提高通過降低經濟變量的波動性也在一定程度上降低了我國社會福利損失。

四、結論與對策建議

在一個包含財富異質性與個稅的動態(tài)新凱恩斯主義模型中，本文考察了個稅及其累進性的提高對于我國收入差距的動態(tài)效應。全樣本仿真的結果表明，個稅并沒有改變我國收入差距擴大的趨勢；而子樣本反事實分析的結果卻發(fā)現盡管個稅及其累進性的提高沒有扭轉我國收入差距擴大趨勢，但是卻緩和了我國收入差距擴大的程度（見圖2）。

那么為什么在發(fā)達國家行之有效的個稅無法扭轉我國收入差距擴大的趨勢呢？一個重要的原因是個稅的稅收機制尚不完善，稅收征繳能力有待進一步提高；更重要的是我國個稅的平均稅率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的數據顯示OECD國家高收入者平均稅率在30%左右，而高福利國家如瑞典、挪威與芬蘭等則在55%左右；從個稅與GDP的比值看，OECD國家與高福利國家這一比值均接近50%，而我國則不到5%。由于富有的階層可以通過多種途徑規(guī)避稅負，使得我國個稅已淪為工薪階層稅，約束了個稅對于收入差距調節(jié)作用的發(fā)揮。因此，通過減稅與提高個稅起征點，進而降低低收入者的稅收負擔；同時完善稅收征繳能力并提高高收入者稅率，進而提高平均稅率。與已有的采用單方程計量方法的研究不同，本文發(fā)現個稅累進性的提高對于緩和收入差距擴大的程度是行之有效的，因此，進一步提高個稅的累進性將是調節(jié)收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危機之后，這一做法在歐盟逐漸推行[14]，因而在具體的操作細節(jié)上我國可以借鑒歐盟的經驗。

當然，由于個稅無法扭轉收入差距擴大的趨勢，即僅依靠個稅與個稅機制改革無法改變我國收入差距擴大的事實，還需要其他的相關措施。但是通過在初次分配中增加勞動者收入的來縮小收入差距的做法可能難以實現。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）發(fā)現世界各國均存在勞動收入占比下降的趨勢[15]，因此單獨提高勞動收入占比可能導致制造業(yè)的轉移；第二，勞動收入占比的上升意味著用工成本的增加，最直接的結果就是失業(yè)的增加，進而不利于社會穩(wěn)定和經濟的持續(xù)增長。因而應該將注意力集中于再分配領域，通過增加財政支出提高對失業(yè)者及其家庭、偏遠地區(qū)貧困家庭以及城市低收入者的轉移支付力度，按照十八屆三中全會的要求建立更加公平與可持續(xù)性的社會保障制度，并且積極著手解決城市務工人員的社會福利問題，提高公共服務的供給能力和水平進而實現更加公平的社會公共服務。endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，邊際成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校準與模型動態(tài)分析

（一）模型的校準

依據王君斌與王文甫（2010）[10]，設定消費風險偏好參數σ=1，名義價格剛性θ的取值為0.75，季度物質資本折舊率δ為0.04；依據Zhang（2009）使用中國數據估計的結果[11]，選取勞動規(guī)避參數φ=6.16，資本的產出彈性1-α=0.6，投資調整成本函數滿足：S"=15.8。貼現因子β依據中國自2002～2012年季度物價上漲的幅度進行估算得到其取值為0.98；依據Mattesini和Rossi （2012）[8]，穩(wěn)態(tài)時平均稅率1-χ取值為0.3；為了分析的便利，本文設定兩類家戶的就業(yè)相同，即v=0.5，并且模型對于這一參數的設定并不敏感；兩類家戶的占比λ不妨取其為0.5，因為這一參數主要影響整體收入差距，如此設定可以排除這一參數對于收入差距的影響；貨幣政策參數Φp和Φy，采用石柱鮮等（2009）[12]估算的結果將二者取值為1.766和0.253，對應的貨幣政策沖擊持續(xù)性參數ρr為0.89，標準差σr為0.28；依據賈俊雪和郭慶旺（2012）[13]，財政政策沖擊持續(xù)性參數ρg和標準差σg分別取值為0.699和0.036；技術沖擊的持續(xù)性ρa與標準差σa分別取值為0.89和0.078，偏好沖擊的持續(xù)性ρc與標準差σc分別為0.3和0.11；稅收的累進性參數依據徐建煒等（2013）[6]自1997～2011年個稅累進性的平均值將Φ其取值為0.45。具體的校準結果如表1。

（二）全樣本分析

模型結構性參數校準過程中使用的個稅累進性參數來源于1997～2011年的平均值，本文將這一樣本區(qū)間看成是一個完整的樣本，并在此基礎上進行模型動態(tài)的全樣本分析。不過，由于本文初始設定富有家戶的工資收入水平高于貧困家戶，這一設定相當與在第二部分動態(tài)新凱恩斯主義模型中加入了不等式約束：W■■？叟W■■。

圖1表明，在本文的考察期內，消費呈現出先上升后下降的趨勢，而投資和產出卻呈現不斷上升的趨勢。這一結果與本文考察期內我國的現實情況基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投資拉動經濟增長的政策使得我國投資不斷增長，整體經濟也一直保持高速增長的態(tài)勢，因而投資與產出不斷增長；但與之相對的是，居民消費在GDP中所占的比例卻呈現不斷下降的趨勢。圖1還表明富有家戶與貧困家戶稅后收入差距在本文樣本期內呈現不斷擴大的趨勢，這與近些年來我國的現實情況也是相符的，一個重要的表現就是我國基尼系數不斷攀升。這一結論與徐建煒等（2013）[6]是一致的。因此，整體而言，在本文的考察期內，累進性個稅并沒有縮小富有家戶與貧困家戶之間的收入差距，相反這一差距擴大了。

（三）子樣本反事實分析

全樣本仿真的結果表明了自1997～2011年，累進性個稅非但沒有縮小我國收入差距，我國收入差距仍在不斷擴大。那么，這是否意味著個稅是無效的呢？我國政府在2006年和2011年兩度提高個稅起征點，進而提高了個稅的累進性。主流經濟學認為政策機制的變化會引起經濟主體預期的改變，進而對整體經濟產生影響。而命題一卻是建立在假定個稅累進性為出現變化的基礎上，因而我們必須保持適度的謹慎。為了更好的體現個稅累進性變化的效應，本文依據個稅累進性變化的時間，將整體樣本分為三個階段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一個階段的分析中均假定個稅的累進性自此之后保持不變，進而可以比較政策機制變化與未變化的情形下富有家戶與貧困家戶收入差距的動態(tài)趨勢?；谛旖樀龋?013）[6]的估算，1997～2005年我國個稅的平均累進性約為0.369；2006～2010年我國個稅的平均累進性約為0.438；2011～2012年我國個稅累進性約為0.473?；谝陨瞎浪悖疚目疾烊齻€不同的子樣本時期相對收入差距的變化，結果顯示在圖1中。

圖1表明，自1997年開始征收個稅以來，盡管通過兩次個稅調整而提高了個稅的累進性，但是無論在哪一個時期，個稅對于均沒有改善我國收入差距。相反，圖1表明在三個子樣本時期，盡管個稅的累進性不斷提高，但是我國收入差距仍舊在不斷的擴大。結合全樣本仿真的結論，本文認為個稅及其累進性的提高并沒有改善我國收入分配的差距。

由于子樣本分析過程中假定每一階段分析中個稅的累進性在該階段之后保持不變，因此圖1還表明，如果個稅累進性保持在1997～2005年的水平，我國收入差距會保持最高的水平；如果個稅的累進性保持在自2006年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距隨時間變化趨勢為圖1中2006～2010年對應的曲線；如果個稅的累進性保持在2011年個稅累進性調整之后的水平，我國收入差距保持在最低的水平。這表明，盡管個稅累進性的提高并沒有改變我國收入差距不斷擴大的趨勢，但卻緩和了我國收入差距擴大的程度。

另外，由圖1還可以看出，自1997～2011年，隨著個稅累進性的提高，收入差距的波動性逐漸減小，這表明個稅累進性的提高降低了經濟變量的波動性。由于外生沖擊引起產出等變量偏離其最優(yōu)狀態(tài)，進而引起社會福利損失。因而個稅累進性的提高通過降低經濟變量的波動性也在一定程度上降低了我國社會福利損失。

四、結論與對策建議

在一個包含財富異質性與個稅的動態(tài)新凱恩斯主義模型中，本文考察了個稅及其累進性的提高對于我國收入差距的動態(tài)效應。全樣本仿真的結果表明，個稅并沒有改變我國收入差距擴大的趨勢；而子樣本反事實分析的結果卻發(fā)現盡管個稅及其累進性的提高沒有扭轉我國收入差距擴大趨勢，但是卻緩和了我國收入差距擴大的程度（見圖2）。

那么為什么在發(fā)達國家行之有效的個稅無法扭轉我國收入差距擴大的趨勢呢？一個重要的原因是個稅的稅收機制尚不完善，稅收征繳能力有待進一步提高；更重要的是我國個稅的平均稅率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的數據顯示OECD國家高收入者平均稅率在30%左右，而高福利國家如瑞典、挪威與芬蘭等則在55%左右；從個稅與GDP的比值看，OECD國家與高福利國家這一比值均接近50%，而我國則不到5%。由于富有的階層可以通過多種途徑規(guī)避稅負，使得我國個稅已淪為工薪階層稅，約束了個稅對于收入差距調節(jié)作用的發(fā)揮。因此，通過減稅與提高個稅起征點，進而降低低收入者的稅收負擔；同時完善稅收征繳能力并提高高收入者稅率，進而提高平均稅率。與已有的采用單方程計量方法的研究不同，本文發(fā)現個稅累進性的提高對于緩和收入差距擴大的程度是行之有效的，因此，進一步提高個稅的累進性將是調節(jié)收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危機之后，這一做法在歐盟逐漸推行[14]，因而在具體的操作細節(jié)上我國可以借鑒歐盟的經驗。

當然，由于個稅無法扭轉收入差距擴大的趨勢，即僅依靠個稅與個稅機制改革無法改變我國收入差距擴大的事實，還需要其他的相關措施。但是通過在初次分配中增加勞動者收入的來縮小收入差距的做法可能難以實現。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）發(fā)現世界各國均存在勞動收入占比下降的趨勢[15]，因此單獨提高勞動收入占比可能導致制造業(yè)的轉移；第二，勞動收入占比的上升意味著用工成本的增加，最直接的結果就是失業(yè)的增加，進而不利于社會穩(wěn)定和經濟的持續(xù)增長。因而應該將注意力集中于再分配領域，通過增加財政支出提高對失業(yè)者及其家庭、偏遠地區(qū)貧困家庭以及城市低收入者的轉移支付力度，按照十八屆三中全會的要求建立更加公平與可持續(xù)性的社會保障制度，并且積極著手解決城市務工人員的社會福利問題，提高公共服務的供給能力和水平進而實現更加公平的社會公共服務。endprint