張濤　劉生龍

摘要：通過收集中國(guó)28個(gè)省、市、自治區(qū)2003—2012年的面板數(shù)據(jù)一方面驗(yàn)證庫茲涅茨曲線在中國(guó)是否成立，另一方面，在庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)之上驗(yàn)證2006年和2011年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。實(shí)證研究結(jié)果表明，庫茲涅茨曲線在中國(guó)顯著存在，而且當(dāng)人均實(shí)際GDP達(dá)到20 000元（2003年不變價(jià)格）左右時(shí)，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而逐漸下降，與跨國(guó)面板的實(shí)證結(jié)論一致。在該庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)之上2006年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響不顯著，而2011年的個(gè)人所得稅調(diào)整則顯著地降低了中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)發(fā)展；個(gè)人所得稅調(diào)整；庫茲涅茨曲線；收入差距；城鎮(zhèn)居民；基尼系數(shù)

中圖分類號(hào)：F047.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1007-2101（2014）06-0066-07

一、引言

在過去的30多年時(shí)間里，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了高速增長(zhǎng)，人民生活水平大幅度提高，然而隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，收入差距也日益擴(kuò)大。1990年衡量收入差距的基尼系數(shù)從1990年的0.34增加到2000年的0.417，收入差距尚處于合理范圍；2000年中國(guó)的基尼系數(shù)達(dá)到了0.417，超過了國(guó)際公認(rèn)的收入差距過大的警戒線。①2000年以后中國(guó)的基尼系數(shù)進(jìn)一步上升至2008年的0.491，之后緩慢下降，2012年為0.474，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過當(dāng)前全世界0.39左右的平均水平（Barro，2008），中國(guó)成為目前收入差距極大的國(guó)家之一（見圖1）。

圖2刻畫的是1995—2012年中國(guó)城鎮(zhèn)居民不同收入等級(jí)之間人群的人均可支配收入差距。可以看到，與圖1中的基尼系數(shù)一樣，城鎮(zhèn)居民之間的收入差距基本上呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì)。1995年10%最高收入人群的人均可支配收入是10%最低收入的3.92倍，2004年達(dá)到最大，為10.97倍，之后有所下降，2012年為7.77倍；1995年20%高收入人群的人均可支配收入是20%低收入人群的2.2倍，2008年達(dá)到最大，為3.57倍，之后有所下降，2012年為3.17倍；1995年20%中高收入人群的人均可支配收入是20%中低收入人群的1.48倍，2008年達(dá)到最大為1.89倍，之后有所下降，2012年為3.17倍。

隨著收入差距擴(kuò)大，中國(guó)政府也采用了一系列措施來阻止收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，這其中就包括稅收結(jié)構(gòu)調(diào)整及個(gè)人所得稅免征額的調(diào)整。圖3刻畫的是1999—2012年中國(guó)總稅收和個(gè)人所得稅占GDP的變化趨勢(shì)。可以看到，稅收總額占GDP比重在此期間不斷上升，從1999年的10.64%上升至2012年的17.16%；個(gè)人所得稅占GDP比重先是平穩(wěn)上升，從1999年的3.87%上升至2005年的7.28%。隨著2006年、2008年和2011年個(gè)人所得稅免征額的不斷調(diào)高，2006—2012年中國(guó)的個(gè)人所得稅占GDP比重不斷下降，且2012年的下降幅度尤為明顯。

圖1和圖2一方面顯示中國(guó)居民間的收入差距在過去20多年時(shí)間里先是呈不斷惡化的趨勢(shì)，但另一方面也顯示收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)在2008年得到遏制，2008年之后城鎮(zhèn)居民收入差距明顯下降。非常有意思的是，2008年中國(guó)的人均GDP首次突破3 000美元，成為典型的中等收入國(guó)家，根據(jù)Barro（2008）的實(shí)證結(jié)果，當(dāng)人均GDP達(dá)到3 000美元左右時(shí)，隨著人均GDP的進(jìn)一步增加，收入差距應(yīng)該縮小。

2008年以后中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距縮小究竟是經(jīng)濟(jì)發(fā)展自然而然的結(jié)果，還是個(gè)人所得稅調(diào)整的結(jié)果，亦或是兩者共同作用的結(jié)果呢？②本文試圖對(duì)這個(gè)問題進(jìn)行解答，同時(shí)對(duì)個(gè)人所得稅免征額提高對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證評(píng)估。

二、相關(guān)文獻(xiàn)

早在1955年，庫茲涅茨就指出，收入差距開始隨著人均GDP水平的提高而增加，到人均GDP達(dá)到一定水平之后，收入差距隨著人均GDP水平的進(jìn)一步提高將逐步下降，這就是著名的庫茲涅茨倒U型曲線假說。后來許多學(xué)者都證實(shí)了這一倒U型關(guān)系的存在，Barro先后兩次利用跨國(guó)數(shù)據(jù)證實(shí)了庫茲涅茨曲線的有效性，研究結(jié)果表明，當(dāng)人均實(shí)際GDP超過3 000美元（2000年不變價(jià)格）左右時(shí)，隨著人均實(shí)際GDP的進(jìn)一步增加，收入差距逐漸降低；而人均實(shí)際GDP在低于3 000美元之前，隨著人均實(shí)際GDP增加，收入差距不斷擴(kuò)大（Barro，2000；2008）。而另一方面，許多研究也表明收入差距不會(huì)無條件地隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)先上升后下降。

1970年代，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距的庫茲涅茨曲線基本上都得到了實(shí)證檢驗(yàn)（Ahluwalia，1976）；Papanek和Kyn（1986）的研究發(fā)現(xiàn)庫茲涅茨曲線顯著存在，但是它無法解釋不同國(guó)家或者同一個(gè)國(guó)家在不同時(shí)間收入差距的變化情況；Li等（1998）的研究發(fā)現(xiàn)庫茲涅茨曲線能夠較好地解釋同一個(gè)時(shí)點(diǎn)不同國(guó)家之間的收入差距變化情況，但是對(duì)同一個(gè)國(guó)家不同隨時(shí)間收入差距變化的解釋力較差；利用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，Barro（2000，2008）的研究表明庫茲涅茨曲線顯著存在，且倒U型曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)在3 000美元左右出現(xiàn)；利用1996—2002年中國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，王小魯和樊綱（2005）驗(yàn)證了庫茲涅茨曲線是否存在，研究結(jié)果表明中國(guó)居民收入差距的變動(dòng)趨勢(shì)只是在數(shù)學(xué)意義上具有庫茲涅茨曲線的特征，但是由于其下降階段無法確定，因此中國(guó)的收入差距并不必然伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升而無條件下降。

由于中國(guó)收入差距的急劇擴(kuò)大，中國(guó)政府不得不采取一系列措施來扭轉(zhuǎn)這一局勢(shì)，這一措施就包含了個(gè)人所得稅免征額的提高。在過去的10來年時(shí)間里，中國(guó)一共進(jìn)行了3次個(gè)人所得稅免征額的調(diào)整，分別是2006年1月1日開始，個(gè)稅免征額從800元上升至1 600元；2008年3月1日開始，個(gè)稅免征額從1 600元上升至2 000元；2011年9月1日開始，個(gè)稅免征額從2 000元上升至3 500元。個(gè)人所得稅免征額調(diào)整的目的之一就是為了提高中低收入者可支配收入，改善居民之間的收入分配狀況。endprint

個(gè)人所得稅免征額的提高是否達(dá)到了改善城鎮(zhèn)居民收入分配的目的呢？從目前來看，國(guó)內(nèi)有關(guān)個(gè)人所得稅調(diào)整的收入分配效應(yīng)的文獻(xiàn)并不多見。已有的研究表明2011年中國(guó)個(gè)人所得稅調(diào)整弱化了中國(guó)個(gè)人所得稅的收入再分配效應(yīng)，雖然可以降低居民的收入差距，但是效果很小，甚至可以忽略（岳希民等，2012）。與岳希民等（2012）的研究結(jié)果不同，李青（2012）的基于公開的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究表明，2000—2009年個(gè)人所得稅在收入分配方面發(fā)揮了一定的正效應(yīng)，而基于王小魯（2010）考慮了灰色收入的數(shù)據(jù)研究則表明個(gè)人所得稅在2005年和2008年的收入再分配效應(yīng)則明顯弱于基于公開統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的研究結(jié)果。

本文與以往文獻(xiàn)不同之處在于，首先，本文收集中國(guó)2003—2012年28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，③在庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)之上探討經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)人所得稅免征額提高對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響，即本文探討的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)收入差距的直接影響。中國(guó)2008年人均GDP達(dá)到3 000美元，這就意味著本文的樣本中有大量的觀測(cè)值人均GDP在3 000美元以上，也有大量的觀測(cè)值人均GDP在3 000美元以下，除非庫茲涅茨曲線在中國(guó)根本不存在，否則不會(huì)出現(xiàn)王小魯和樊綱（2005）的文獻(xiàn)中因?yàn)槿司鵊DP超過3 000美元的樣本過少從而無法找到庫茲涅茨曲線后半段的情形。其次，由于2006年個(gè)人所得稅調(diào)整時(shí)，之前已經(jīng)有相當(dāng)多省份的某些地區(qū)和直轄市已經(jīng)調(diào)整了個(gè)人所得稅的免征額，因此，不同省份受到2006年個(gè)人所得稅調(diào)整的沖擊是有所不同的，這就使得我們可以借助自然實(shí)驗(yàn)方法，即用雙差分（difference in difference）模型來檢驗(yàn)2006年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。最后，本文對(duì)2011年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響也進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時(shí)還將探討2011年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)中國(guó)不同區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入差距的影響是否有所不同。

三、實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

（一）實(shí)證模型

本文基于庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)上探討個(gè)人所得稅免征額提高對(duì)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響。2006年之前，雖然大部分城市執(zhí)行的是800元每月的個(gè)人所得稅扣除標(biāo)準(zhǔn)，且稅法規(guī)定各省市沒有權(quán)利提高個(gè)稅免征額標(biāo)準(zhǔn)，但是，由于個(gè)稅免征額800元的標(biāo)準(zhǔn)自1980年中國(guó)頒布《中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法》以來一直沒有調(diào)整，到2006年許多大中城市個(gè)人所得稅800元的扣除標(biāo)準(zhǔn)其實(shí)名存實(shí)亡，比如說廣州和深圳早已實(shí)行1 600元的扣除標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)多方資料核實(shí)，2006年之前已經(jīng)提高了個(gè)稅免征額標(biāo)準(zhǔn)的城市有13個(gè)，他們分布在中國(guó)的10個(gè)省市（見表1）。2006年之后，中國(guó)各省份都執(zhí)行的是1 600元的個(gè)稅扣除標(biāo)準(zhǔn)。由于對(duì)于已經(jīng)提高了個(gè)稅免征額標(biāo)準(zhǔn)的省市而言，2006年的個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)不同省市的影響是不一樣的，這就為本文采用雙差分模型進(jìn)行分析提供了基礎(chǔ)。具體來說，我們以2006年之前已經(jīng)提高了個(gè)稅免征額標(biāo)準(zhǔn)的省市作為參照組（control group），以未提高個(gè)稅免征額標(biāo)準(zhǔn)的省市作為干預(yù)組（treated group）。

方程（3）中，d2011是時(shí)間虛擬變量，為了反映2011年個(gè)稅免征額調(diào)整的影響，我們選取2011和2012年這兩個(gè)年份的取值為1，其他年份取值為0。由于2011年進(jìn)行個(gè)稅調(diào)整前，全國(guó)所有地方個(gè)人所得稅都執(zhí)行2 000元的扣除標(biāo)準(zhǔn)，因此我們不可能像方程（2）那樣通過雙差分模型來對(duì)2011年個(gè)稅調(diào)整的收入分配效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。因此，d2011年前面的系數(shù)有可能反映的是城鎮(zhèn)居民收入差距的發(fā)展隨時(shí)間的自然趨勢(shì)，而不是2011年個(gè)稅免征額調(diào)整的結(jié)果，因而還必須結(jié)合其他的分析來探討2011年個(gè)稅調(diào)整的收入分配效應(yīng)。

（二）收入不平等的測(cè)量

許多研究用基尼系數(shù)（gini）來衡量居民收入不平等，基尼系數(shù)可以通過洛倫茲曲線來進(jìn)行解釋，即將人們從低到高進(jìn)行收入排序，然后計(jì)算不同收入等級(jí)的人群的收入份額與累計(jì)的人口份額之間的比值就是所謂的基尼系數(shù)。雖然中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局并沒有公布各省份不同年份的基尼系數(shù)，但是基于各省份各年份公布的不同收入等級(jí)的家庭人均可支配收入數(shù)據(jù)，我們可以基于洛倫茲曲線計(jì)算基尼系數(shù)的原理對(duì)中國(guó)各省份2003—2012年的基尼系數(shù)進(jìn)行計(jì)算。具體來說，如果基礎(chǔ)數(shù)據(jù)將不同居民按照5個(gè)不同收入等級(jí)進(jìn)行分組，假定每個(gè)收入等級(jí)中所有人具有相同的收入

（三）變量說明及數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)

本文運(yùn)用中國(guó)28個(gè)省、市、自治區(qū)2003—2012年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，所有數(shù)據(jù)來自2004—2013年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和分省統(tǒng)計(jì)年鑒。人均GDP（y）用2003年不變價(jià)進(jìn)行衡量；開放度（open）用進(jìn)出口總額占GDP比重進(jìn)行衡量，由于進(jìn)出口總額用美元衡量，因此本文先根據(jù)當(dāng)年人民幣兌美元平均匯率進(jìn)行調(diào)整后再用調(diào)整后的進(jìn)出口總額與當(dāng)年GDP相比得到開放度指標(biāo)；交通基礎(chǔ)設(shè)施（transport）用交通密度來衡量，具體來說，就是用公路、鐵路和水路之和比上各省面積進(jìn)行衡量；總稅收（tax）用總稅收占GDP比重進(jìn)行衡量；個(gè)人所得稅（pit）是個(gè)人所得稅占GDP比重。為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還引入1/5最高收入人群人均可支配收入與1/5最低收入人群人均可支配收入之比（Q5/Q1）和1/5中高收入人均人均可支配收入與1/5中低收入人群人均可支配收入之比（Q3/Q2）來對(duì)收入不平等進(jìn)行衡量。所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)入表2所示。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）城鎮(zhèn)居民收入差距庫茲涅茨曲線存在性檢驗(yàn)

表3列出了方程式（1）的組內(nèi)回歸（固定效應(yīng)）結(jié)果，⑤模型（1）僅僅包含對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP及其平方項(xiàng)，可以看到，對(duì)數(shù)人均GDP前面的系數(shù)顯著為正，而其平方項(xiàng)前面的系數(shù)顯著為負(fù)，說明中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入不平等的發(fā)展趨勢(shì)滿足庫茲涅茨曲線。經(jīng)過簡(jiǎn)單計(jì)算，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)對(duì)對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP的偏導(dǎo)數(shù)為0.161-0.016log（y），由此，當(dāng)log（y）小于10.06時(shí)，也就是人均實(shí)際GDP小于23 388.5元時(shí)，城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著GDP的增加而增加，當(dāng)人均實(shí)際GDP超過23 388.5元時(shí)，城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著GDP的增加而降低。endprint

與Barro（2008）一樣，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)之上引入開放度變量，與Barro（2008）的跨國(guó)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果不一樣，開放度對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距影響顯著為負(fù)，回歸結(jié)果表明開放度每增加1個(gè)百分點(diǎn)將會(huì)使中國(guó)的基尼系數(shù)降低0.021。引入開放度之后，庫茲涅茨曲線仍然顯著存在，模型（2）中，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)對(duì)對(duì)數(shù)人均GDP的偏導(dǎo)數(shù)為0.132-0.014log（y），當(dāng)log（y）小于9.43時(shí)，也就是人均實(shí)際GDP小于12 438.7元時(shí)，城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著人均GDP的增加而增加，超過12 438.7元時(shí)，城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著人均GDP的增加而降低。

與王小魯和樊綱（2005）一樣，模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)之上進(jìn)一步引入交通基礎(chǔ)設(shè)施變量，實(shí)證結(jié)果表明交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響沒有通過顯著性檢驗(yàn)。加入交通基礎(chǔ)設(shè)施變量之后，我們發(fā)現(xiàn)，庫茲涅茨曲線仍然存在。城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)對(duì)對(duì)數(shù)人均GDP的偏導(dǎo)數(shù)變成0.137-0.014log（y），也就是人均實(shí)際GDP在17 778.0元之前，城鎮(zhèn)居民收入差距隨著人均實(shí)際GDP增加而增加，人均實(shí)際GDP超過17 778.0元之后，城鎮(zhèn)居民收入差距隨著人均實(shí)際GDP增加而降低。

模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)之上引入稅收占GDP比重的變量，用來反映政府行為及總稅負(fù)比重對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。實(shí)證結(jié)果表明總稅率對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響為負(fù)，但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)。加入總稅負(fù)比重變量之后，庫茲涅茨曲線仍然顯著存在。且對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP及其平方項(xiàng)前面的系數(shù)相對(duì)模型（3）而言，基本上沒有發(fā)生變化。

模型（5）在模型（4）基礎(chǔ)之上引入個(gè)人所得稅占GDP比重，個(gè)人所得稅征收的主要目的之一就是調(diào)節(jié)收入分配。從模型（5）的回歸結(jié)果我們卻發(fā)現(xiàn)個(gè)人所得稅占GDP比重對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響顯著為正，即所得稅率越高越容易導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大。這在一定程度上支持了岳希民等（2012）得出的中國(guó)個(gè)人所得稅主要由工薪階層承擔(dān)，對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)能力十分有限的結(jié)論。加入個(gè)人所得稅占GDP比重變量之后，庫茲涅茨曲線仍然顯著存在，經(jīng)過計(jì)算表明當(dāng)人均實(shí)際GDP在25 409.0元之前時(shí)，城鎮(zhèn)居民收入差距隨著人均實(shí)際GDP增加而增加，人均實(shí)際GDP超過25 409.0元之后，城鎮(zhèn)居民收入差距隨著人均實(shí)際GDP增加而降低。

表3的實(shí)證結(jié)果表明中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距之間的庫茲涅茨曲線是顯著存在的，當(dāng)人均實(shí)際GDP處于20 000元左右時(shí)，城鎮(zhèn)基尼系數(shù)之前隨著人均實(shí)際GDP的增加而增加，之后隨著人均實(shí)際GDP的增加而降低，這一結(jié)論與Barro（2008）用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)模型得出來的回歸結(jié)果驚人地相似；與王小魯和樊綱（2005）的結(jié)果則有所不同，盡管后者的研究表明中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距要在人均GDP達(dá)到25 000元之后才有可能隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而下降，而且這種下降也不是無條件的，至少從當(dāng)時(shí)的研究視角來看，出現(xiàn)這種下降的情形是遙遙無期的。

（二）2006年個(gè)稅免征額提高對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響

表4給出了方程（2）的組內(nèi)估計(jì)結(jié)果。模型（1）-（5）重復(fù)表3的回歸過程，不同之處就是在每個(gè)回歸模型中加入d2006和d2006與dtreat的交互項(xiàng)，用這兩項(xiàng)來評(píng)估2006年個(gè)稅調(diào)整對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配的影響。

表4的回歸結(jié)果再次證明了庫茲涅茨曲線的顯著存在，開放度對(duì)城鎮(zhèn)基尼系數(shù)仍然有著顯著負(fù)向影響，個(gè)人所得稅占GDP比重對(duì)城鎮(zhèn)仍然有著顯著正向的影響，其他控制解釋變量仍然沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表4的研究結(jié)果表明2006年個(gè)人所得稅免征額的提高似乎對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距并沒有產(chǎn)生顯著的影響，表明這次個(gè)稅改革對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響微乎其微。當(dāng)我們將d2006與dtreat的交互去掉之后，僅僅對(duì)d2006進(jìn)行回歸時(shí)發(fā)現(xiàn)，d2006前面的系數(shù)仍然通不過顯著性檢驗(yàn)，再一次說明2006年個(gè)人所得稅改革對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響幾乎為零。

（三）2011年個(gè)稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的影響

表5給出了方程（3）的回歸結(jié)果，可以看到，在引入d2011這個(gè)反映2011年個(gè)稅免征額調(diào)整的時(shí)間虛擬變量之后，中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的庫茲涅茨曲線仍然顯著存在。模型（1）-（4）中d2011前面的系數(shù)都顯著為負(fù)，模型（5）中d2011前面的系數(shù)雖然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但是前面的系數(shù)仍然為負(fù)。所有這些回歸結(jié)果表明2011年的個(gè)稅免征額的提高似乎對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入分配差距起到了明顯的改善作用。但是，由于前面所提到的d2011前面的系數(shù)既有可能反映的是2011年個(gè)稅調(diào)整的影響，也有可能是隨時(shí)間自然而然發(fā)生的趨勢(shì)，因此有必要做進(jìn)一步的分析。

從表5的模型（5）可以看到，當(dāng)引入個(gè)人所得稅占GDP比重后，我們發(fā)現(xiàn)d2011前面的系數(shù)不再顯著，而個(gè)人所得稅占GDP比重仍然對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)產(chǎn)生正向影響，說明d2011與個(gè)人所得稅占GDP比重之間有可能存在多重共線性。由于2011年個(gè)人所得稅調(diào)整幅度較大，從月工資2 000元提高到3 500元，使得許多中低收入者免除了個(gè)人所得稅，因而最終導(dǎo)致個(gè)人所得稅總額占GDP比重下降，從而導(dǎo)致城鎮(zhèn)基尼系數(shù)下降，這種可能性是否存在呢？根據(jù)我們的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，2011年個(gè)稅起征點(diǎn)提高之后，個(gè)人所得稅占GDP比重從6.7%下降到5.7%，下降了足足一個(gè)百分點(diǎn)，而下降的這1個(gè)百分點(diǎn)往往都是免除的過去月工資在2 000～3 500元這一收入群體的稅負(fù)，這就意味著2011年個(gè)稅起征點(diǎn)的大幅度調(diào)整在一定程度上顯著增加了中低收入群體，尤其是月工資2 000～3 500元這個(gè)群體的可支配收入，因此對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配的改善起到了積極的作用。

從我們的實(shí)證研究結(jié)果來看，2011年中國(guó)個(gè)稅調(diào)整使得城鎮(zhèn)基尼系數(shù)下降了約0.01，在一定程度上起到了改善城鎮(zhèn)居民收入分配的效果。endprint

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們決定用另外兩個(gè)指標(biāo)來對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距進(jìn)行衡量，分別是1/5高收入人群人均可支配收入與1/5低收入人群的人均可支配收入之比（Q5/Q1）和1/5中高收入人群人均可支配收入與1/5中低收入人群人均可支配收入之比（Q3/Q2），然后再次檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)稅調(diào)整對(duì)這兩類收入差距的影響。

表6給出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)稅調(diào)整對(duì)Q5/Q1和Q3/Q2各自影響的實(shí)證結(jié)果。⑥可以看到，對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP對(duì)Q5/Q1和Q3/Q2的影響均顯著為正，而對(duì)數(shù)人均實(shí)際GDP的平方項(xiàng)對(duì)Q5/Q1和Q3/Q2的影響均顯著為負(fù)，說明即使用Q5/Q1和Q3/Q2來對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距進(jìn)行衡量，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入不平等的變化趨勢(shì)仍然滿足庫茲涅茨曲線假設(shè)，而且簡(jiǎn)單地計(jì)算表明，當(dāng)人均實(shí)際GDP在20 000元左右時(shí)，中國(guó)的收入差距之前隨著人均GDP的增加而增加，之后隨著人均GDP的增加而下降。在控制了經(jīng)濟(jì)發(fā)展及其他一些控制變量之后，我們?cè)俅伟l(fā)現(xiàn)2006年的個(gè)人所得稅改革對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距沒有產(chǎn)生顯著的影響，而2011年的個(gè)人所得稅調(diào)整則顯著地降低了城鎮(zhèn)居民的收入差距。

六、結(jié)論及政策含義

2006、2008和2011年中國(guó)的個(gè)人所得稅免征額進(jìn)行了三次調(diào)整，免征額不斷調(diào)高的目的就是為了降低中國(guó)日益擴(kuò)大的收入差距。從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)可以看到，1990—2008年中國(guó)衡量收入差距的基尼系數(shù)不斷擴(kuò)大，這種收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)在2008年之后終于得到遏制，2008—2012年，中國(guó)居民的收入差距盡管仍然保持高位，但連續(xù)4年保持下降的趨勢(shì)。個(gè)人所得稅調(diào)整是否是導(dǎo)致2008年之后中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距下降的原因呢？

2008年中國(guó)的人均GDP突破3 000美元（2000年不變價(jià)格），成為中等收入國(guó)家之一。按照庫茲涅茨曲線預(yù)測(cè)，人均GDP與收入差距之間呈倒U型曲線關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，收入差距隨著人均GDP的增加而增加，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度之后，收入差距隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而下降。利用跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，Barro（2000，2008）證明當(dāng)人均實(shí)際GDP達(dá)到3 000美元之后，收入差距隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而下降。2008年之后中國(guó)的基尼系數(shù)下降是不是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展到一定的階段自然而然的結(jié)果呢？

為了回答前面兩個(gè)問題，本文收集中國(guó)28個(gè)省、市、自治區(qū)2003—2012年的面板數(shù)據(jù)一方面驗(yàn)證庫茲涅茨曲線在中國(guó)是否成立，另一方面，在庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)之上驗(yàn)證2006年和2011年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。實(shí)證研究結(jié)果表明，庫茲涅茨曲線在中國(guó)顯著存在，而且當(dāng)人均實(shí)際GDP達(dá)到20 000元（2003年不變價(jià)格）左右時(shí)，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距隨著人均GDP的進(jìn)一步增加而逐漸下降，與Barro（2000，2008）的運(yùn)用跨國(guó)面板的實(shí)證結(jié)論驚人地一致。在該庫茲涅茨曲線基礎(chǔ)之上，本文還驗(yàn)證了2006年和2011年中國(guó)個(gè)稅免征額調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響，實(shí)證結(jié)果表明2006年個(gè)人所得稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響不顯著，而2011年的個(gè)人所得稅調(diào)整則顯著地降低了中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距，即2011年個(gè)人所得稅調(diào)整使得中國(guó)城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)下降了大約0.01。

本文的研究結(jié)果表明中國(guó)的收入差距在2008年之后開始降低既有經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的原因，也有2011個(gè)人所得稅免征額大幅度提高的原因。本文進(jìn)一步分析還發(fā)現(xiàn)，2011年個(gè)人所得稅之所以取得了改善中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配效應(yīng)的效果，其原因在于2011年的個(gè)稅調(diào)整從總體上降低了個(gè)人所得稅占GDP的比重，而本文所有的實(shí)證研究均表明，個(gè)人所得稅占GDP比重對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距產(chǎn)生正向影響，即個(gè)人所得稅占GDP比重越高，城鎮(zhèn)居民收入差距越大。從理論上來講，個(gè)人所得稅主要是為了調(diào)節(jié)過高收入，保護(hù)中低收入，讓高收入人群承擔(dān)更高的稅負(fù)從而實(shí)現(xiàn)財(cái)富的再分配效應(yīng)。從這個(gè)意義上來說，個(gè)人所得稅占GDP比重越高，居民之間的收入差距應(yīng)該越低。但是由于中國(guó)的高收入階層人群往往存在著收入瞞報(bào)、漏報(bào)或低報(bào)的問題，中國(guó)的個(gè)人所得稅實(shí)際上主要由工薪階層人士承擔(dān)，因而個(gè)人所得稅在一定程度上存在著累退效應(yīng)，甚至有劫貧濟(jì)富之嫌。因此，本文其實(shí)還可以引申出這樣一個(gè)政策含義，即中國(guó)當(dāng)務(wù)之急恐怕不是急于調(diào)整個(gè)稅免征額，而是完善居民家庭的收入信息，減少高收入階層收入瞞報(bào)和低報(bào)的情形。

注釋：

①基尼系數(shù)超過0.4以上會(huì)被認(rèn)為收入差距已經(jīng)過大，因此0.4被公認(rèn)為國(guó)際警戒線。

②需要指出的是本文探討的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和個(gè)稅調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響，因?yàn)橹袊?guó)個(gè)人所得稅的征收對(duì)象主要就是城鎮(zhèn)工薪階層，從目前的實(shí)際情況來看，農(nóng)村居民的收入一般都不在個(gè)人所得稅的征收范圍之內(nèi)，因此個(gè)人所得稅的調(diào)整對(duì)農(nóng)村居民的收入分配差距不會(huì)產(chǎn)生影響。

③基于數(shù)據(jù)可獲得性的原因，本文的樣本沒有包含海南、重慶和西藏。

④雙差分分析思想請(qǐng)參閱Meyer（1994）和劉生龍等（2009）的論述。

⑤我們用隨機(jī)效應(yīng)模型也進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，但是Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)更加合適。

⑥由于個(gè)人所得稅占GDP比重對(duì)d2011的估計(jì)造成影響，在表6的控制變量中我們沒再引入該控制變量。

參考文獻(xiàn)：

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[13]Papanek，G.， Kyn. O. The Effect on Income Distribution of Development，the Growth Rate and Economic Strategy[J]. Journal of Development Economics，1986，23（1）：55-65.

責(zé)任編輯、校對(duì)：艾 嵐

Abstract： The current paper collects panel data of China's 28 provinces， municipalities and autonomous regions during 2003-2012 to test on the validation of Kuznets curve in China on one hand. On the other hand， this paper tests on the impacts of personal income tax adjustment in 2006 and 2011 on China's urban household income disparity. The empirical results indicate there is a significant Kuznets curve in China's urban household income distribution. When per capita GDP reached about RMB 20000 yuan， China's urban household income disparity will decline with the further growth of per capita GDP. This result is consistently with empirical conclusion of cross-country panel data. Based on the Kuznets curve， the empirical results also indicate that the impact of personal income tax adjustment in 2006 on urban household income disparity is not significant， while personal income tax adjustment in 2011 has significantly reduced China's urban household income disparity.

Key words： economic development， personal income tax adjustment， Kuznets curve， income disparity， urban residents， Gini coefficientendprint

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責(zé)任編輯、校對(duì)：艾 嵐

Abstract： The current paper collects panel data of China's 28 provinces， municipalities and autonomous regions during 2003-2012 to test on the validation of Kuznets curve in China on one hand. On the other hand， this paper tests on the impacts of personal income tax adjustment in 2006 and 2011 on China's urban household income disparity. The empirical results indicate there is a significant Kuznets curve in China's urban household income distribution. When per capita GDP reached about RMB 20000 yuan， China's urban household income disparity will decline with the further growth of per capita GDP. This result is consistently with empirical conclusion of cross-country panel data. Based on the Kuznets curve， the empirical results also indicate that the impact of personal income tax adjustment in 2006 on urban household income disparity is not significant， while personal income tax adjustment in 2011 has significantly reduced China's urban household income disparity.

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責(zé)任編輯、校對(duì)：艾 嵐

Abstract： The current paper collects panel data of China's 28 provinces， municipalities and autonomous regions during 2003-2012 to test on the validation of Kuznets curve in China on one hand. On the other hand， this paper tests on the impacts of personal income tax adjustment in 2006 and 2011 on China's urban household income disparity. The empirical results indicate there is a significant Kuznets curve in China's urban household income distribution. When per capita GDP reached about RMB 20000 yuan， China's urban household income disparity will decline with the further growth of per capita GDP. This result is consistently with empirical conclusion of cross-country panel data. Based on the Kuznets curve， the empirical results also indicate that the impact of personal income tax adjustment in 2006 on urban household income disparity is not significant， while personal income tax adjustment in 2011 has significantly reduced China's urban household income disparity.

Key words： economic development， personal income tax adjustment， Kuznets curve， income disparity， urban residents， Gini coefficientendprint