□ 曹錦陽(yáng)

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)武漢學(xué)院工商管理系，湖北 武漢 430079）

基于SVAR模型的個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的實(shí)證分析與研究

□ 曹錦陽(yáng)

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)武漢學(xué)院工商管理系，湖北 武漢 430079）

利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR），對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)和其稅制因素進(jìn)行實(shí)證分析。其結(jié)果反映我國(guó)個(gè)人所得稅稅負(fù)整體水平較低，但稅負(fù)分布較合理，其調(diào)節(jié)效果是在持續(xù)改善、但絕對(duì)量趨小。長(zhǎng)期內(nèi)提高稅收規(guī)模和降低平均稅率，均有利于強(qiáng)化個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)，而征管效率問(wèn)題會(huì)對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)產(chǎn)生較為明顯的影響。但短期內(nèi)提高累進(jìn)性水平，反而會(huì)弱化個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)。

個(gè)人所得稅；SVAR模型；再分配效應(yīng)；居民收入分配

一 文獻(xiàn)綜述

居民收入分配主要是指所有參與分配的社會(huì)成員都是以勞動(dòng)者或生產(chǎn)要素所有者的身份出現(xiàn)，以其向社會(huì)提供的勞動(dòng)和所擁有的生產(chǎn)要素的數(shù)量及各種生產(chǎn)要素的貢獻(xiàn)取得相應(yīng)的報(bào)酬。通常表現(xiàn)為利息、利潤(rùn)、地租或租金及工資或薪金。而在建設(shè)和發(fā)展社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中，全體公民應(yīng)公平享有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果，那么居民收入分配差距也就不能過(guò)于明顯。但是，當(dāng)前我國(guó)居民收入分配格局不僅產(chǎn)生了明顯的貧富差距，而且縮小差距的效果甚微。①然而稅收作為政府調(diào)節(jié)市場(chǎng)失靈的關(guān)鍵工具之一，一直以來(lái)都具備調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改善居民收入分配狀態(tài)的功能。這反映出我國(guó)當(dāng)前稅制結(jié)構(gòu)缺乏調(diào)節(jié)當(dāng)前收入分配格局的效力。而個(gè)人所得稅作為能夠直接作用于居民收入的稅種，其調(diào)節(jié)效果不佳，也必定成為其重要的原因之一。

傳統(tǒng)研究方法是基于稅制因素對(duì)個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)居民收入分配的再分配效應(yīng)進(jìn)行分解。R．A．Musgrave和T．Thin（1948）最初用“稅前收入基尼系數(shù)與稅后收入基尼系數(shù)之差”表達(dá)稅收的累進(jìn)程度，后來(lái)學(xué)者更多將其看作收入再分配效應(yīng)，即MT指數(shù)。Kakwani（1984）提出了一種K指數(shù)，即稅收集中度與稅前收入基尼系數(shù)之差，來(lái)體現(xiàn)個(gè)人所得稅稅制的累進(jìn)性，且證明了MT指數(shù)與K指數(shù)的轉(zhuǎn)換關(guān)系。Pfahler（1990）按照稅制設(shè)計(jì)邏輯，將K指數(shù)做了進(jìn)一步分解。國(guó)內(nèi)學(xué)者沿用這個(gè)思路取得的研究成果十分豐碩。彭海艷（2007、2008b、2011）建立了個(gè)人所得稅收入分配效應(yīng)因素分解的規(guī)范模型，利用修正的AJL分解法分解了個(gè)稅的再分配效應(yīng)，并對(duì)K指數(shù)所分解的稅率結(jié)構(gòu)、扣除項(xiàng)目、稅收抵免和偷逃稅額四個(gè)方面進(jìn)行了研究。岳樹民等（2011）通過(guò)分解MT指數(shù)和K指數(shù)，基于UHS2007微觀數(shù)據(jù)的研究結(jié)論認(rèn)為僅提高免征額并不能保證個(gè)稅累進(jìn)性。岳希明（2012）通過(guò)對(duì)MT指數(shù)的分解研究，認(rèn)為平均稅率的高低是個(gè)稅收入分配效應(yīng)大小的決定因素，累進(jìn)性是次要的。劉榮、劉遠(yuǎn)（2012）利用K指數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，研究了可支配收入的基尼系數(shù)、個(gè)稅收入和城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)移性收入之間的關(guān)系，結(jié)論顯示個(gè)稅與轉(zhuǎn)移收入不是影響地區(qū)間收入差距的主要因素。徐建煒、馬光榮和李實(shí)（2013）基于1997－2011年的微觀數(shù)據(jù)，對(duì)個(gè)稅的分配效應(yīng)進(jìn)行了動(dòng)態(tài)評(píng)估，認(rèn)為我國(guó)個(gè)稅累進(jìn)性較高，但平均有效稅率較低，導(dǎo)致分配作用有限。

隨著計(jì)量工具的不斷發(fā)展，測(cè)算個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)效果的工具和模型日益豐富。歐陽(yáng)華生（2011）等通過(guò)Tobit模型實(shí)證分析認(rèn)為行業(yè)對(duì)稅負(fù)率的影響主要由收入水平?jīng)Q定，具有逆調(diào)節(jié)作用；提高免征額的減稅效應(yīng)總體并不顯著。萬(wàn)相昱，（2011）通過(guò)建立微觀模擬模型，對(duì)個(gè)人所得稅扣除標(biāo)準(zhǔn)改革的靈敏度進(jìn)行了分析。劉曉強(qiáng)（2011）基于所構(gòu)建的4部門中國(guó)稅收CGE模型，對(duì)免征額、稅率累進(jìn)性等改革的效應(yīng)進(jìn)行了分析。王鑫、白重恩等（2012），黃恒君等人（2013）分別利用收入分布函數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析技術(shù)進(jìn)行了個(gè)人所得稅收入分配效應(yīng)的研究。

盡管新的計(jì)量模型一定程度上能夠克服收入數(shù)據(jù)方面存在的缺陷，但也存在假設(shè)過(guò)多等問(wèn)題，尤其是將個(gè)人所得稅制簡(jiǎn)化后考察調(diào)節(jié)效果，其結(jié)論仍有待討論。利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）探討個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)與其分解的稅制因素之間的影響關(guān)系，對(duì)改善個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)居民收入分配效果提出建議。

二 指標(biāo)測(cè)算方法與模型建立

由于稅前收入的基尼系數(shù)衡量了居民取得總收入時(shí)的分配平等程度，而稅后收入的基尼系數(shù)反映了居民在經(jīng)過(guò)個(gè)人所得稅再分配機(jī)制調(diào)節(jié)后的收入分配狀況，因此，將稅前收入與稅后收入的基尼系數(shù)相減，便可以得出個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)的再分配效應(yīng)的絕對(duì)量，即MT指數(shù)，計(jì)算公式如下:

其中，GINI表示稅前收入的基尼系數(shù)，gini表示稅后收入的基尼系數(shù)。②

為了進(jìn)一步簡(jiǎn)便計(jì)算基尼系數(shù)，本文采用了習(xí)明、洪興建（2007）提出的一種利用Excel軟件計(jì)算的協(xié)方差公式，具體如下:

其中，yit和qjt分別表示在第t年，第i組的人均收入和人數(shù)所占比重，μt為第t年的城鎮(zhèn)居民的平均可支配收入。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒中相關(guān)指標(biāo)的解釋，其公布的家庭總收入是以戶為單位統(tǒng)計(jì)得到，而公布的可支配收入已經(jīng)被換算為人均可支配收入，因此為了計(jì)算基尼系數(shù)，需要將戶數(shù)分組比重?fù)Q算為人口份額，并計(jì)算出累計(jì)人口份額，計(jì)算方法如下:

第i組人口份額＝

根據(jù)Kakwani（1984）證明的等式（4）:

其中，t為平均稅率，K為累進(jìn)性水平，MT為個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)。即:個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)與累進(jìn)性水平和平均稅率水平密不可分，本文計(jì)算了累進(jìn)性水平指標(biāo)和平均稅率指標(biāo)。

由Kakwani（1984）對(duì)累進(jìn)性的定義可得個(gè)人所得稅累進(jìn)性水平指標(biāo):

其中，GT的計(jì)算公式依舊采用式（2），將人均可支配收入換成人均應(yīng)稅收入即可。由于CT反映了應(yīng)納稅額按照收入水平排序所形成的曲線，因此也可以采用基尼系數(shù)的原理來(lái)計(jì)算，具體如下所示:

根據(jù)平均稅率的定義，將居民的平均納稅額除以平均應(yīng)納稅收入，即可得到平均稅率的指標(biāo)。需要指出的是，由于計(jì)算過(guò)程中使用的是收入數(shù)據(jù)，因而實(shí)際上得到的是個(gè)人所得稅的有效累進(jìn)性水平和有效平均稅率，而不是由稅制設(shè)計(jì)而產(chǎn)生的標(biāo)準(zhǔn)累進(jìn)性和標(biāo)準(zhǔn)平均稅率。③

另外，作為直接稅，個(gè)人所得稅參與居民收入的再分配過(guò)程，其稅收規(guī)模的大小也應(yīng)是影響再分配調(diào)節(jié)效果的因素之一。因此，本文模型將個(gè)人所得稅稅收收入規(guī)模也作為影響個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的因素之一。涉及基尼系數(shù)的測(cè)算均以城鎮(zhèn)居民為主要對(duì)象。

綜上，本文以個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)（MT）、累進(jìn)性水平（R）、平均稅率（T）和個(gè)人所得稅收入的對(duì)數(shù)，（I）為變量，建立四元變量的SVAR模型，如下所示:

對(duì)各指標(biāo)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，各變量序列水平均不平穩(wěn)，而一階是平穩(wěn)的。對(duì)模型進(jìn)行最優(yōu)滯后階數(shù)的測(cè)定發(fā)現(xiàn)，由于受制于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的長(zhǎng)度，模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。對(duì)所建立的VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，所有特征根都在單位圓以內(nèi)，說(shuō)明VAR模型是穩(wěn)定的。由于各序列均為一階單整序列，因此，可以對(duì)模型各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。采用Johanson協(xié)整檢驗(yàn)以驗(yàn)證模型的協(xié)整關(guān)系是否存在，其兩種檢驗(yàn)方式的結(jié)論較為一致地認(rèn)為至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。最后，對(duì)模型進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，盡管三個(gè)因素對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)并沒(méi)有分別構(gòu)成格蘭杰因果關(guān)系，但是在10%置信度下，三個(gè)因素共同對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)形成了格蘭杰因果關(guān)系。

三 實(shí)證結(jié)果與分析

（一）對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的測(cè)算和分析

表1列示了個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的測(cè)算結(jié)果，盡管稅后收入的基尼系數(shù)低于應(yīng)納稅收入的基尼系數(shù)，但是在2000年之前，兩者的差別很小，也就意味著個(gè)人所得稅在此期間所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用十分微弱。而2000到2004年間，MT指數(shù)存在一個(gè)急劇上升的過(guò)程，這很可能與個(gè)人所得稅對(duì)儲(chǔ)蓄存款利息所得征稅的政策調(diào)整有關(guān)。2005年后，個(gè)人所得稅歷經(jīng)了幾次大的修正，從時(shí)間表來(lái)看⑥，2006年11月個(gè)稅調(diào)整了免征額由800提升至1600元，2008年3月再次調(diào)整了免征額，由1600元提升至2000元，但是2006當(dāng)年的MT指數(shù)較前一年有所下降，而2008年調(diào)整后的MT指數(shù)出現(xiàn)了一個(gè)較為明顯的上升趨勢(shì)，并在2010年達(dá)到觀察期內(nèi)的最高值0．006。這說(shuō)明，免征額的水平對(duì)促進(jìn)個(gè)稅發(fā)揮調(diào)節(jié)作用可能存在一個(gè)適配區(qū)間。觀察期內(nèi)，MT指數(shù)呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，其平均增長(zhǎng)率約為27．6%。不過(guò)受制于年鑒數(shù)據(jù)，本文未能觀測(cè)到2011年9月個(gè)稅重大修正后全國(guó)范圍的MT指數(shù)變化，下面將以六省區(qū)市數(shù)據(jù)作為補(bǔ)充參考。

表1 1995－2011年全國(guó)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)MT指數(shù)變動(dòng)表

表2列示了六省區(qū)市的MT指數(shù)變動(dòng)情況，單就2011年個(gè)人所得稅法修正后的情況來(lái)看，六省區(qū)市的MT指數(shù)較個(gè)人所得稅法修正前均出現(xiàn)了下降。除北京外，其他六省區(qū)市的MT指數(shù)在2010年就已經(jīng)表現(xiàn)出下降趨勢(shì)，盡管尚不明確下降趨勢(shì)產(chǎn)生的原因，但2011年個(gè)人所得稅法修正后，江西、河南和寧夏三省區(qū)的MT指數(shù)下降得更為迅速，浙江和安徽兩省的MT指數(shù)下降趨勢(shì)有所緩和。因此，不難看出具有“減稅負(fù)”政策導(dǎo)向的2011年個(gè)人所得稅修正，對(duì)不同區(qū)域的作用效果是顯著差異的，這也就印證了在個(gè)人所得稅現(xiàn)有稅制下進(jìn)行全局調(diào)節(jié)的復(fù)雜性。從整個(gè)觀察期內(nèi)來(lái)看，北京、浙江省的個(gè)稅再分配效應(yīng)較其他省份明顯，平均MT指數(shù)分別為: 0．00512和0．0046從數(shù)值上也較中西部地區(qū)更接近全國(guó)范圍個(gè)人所得稅MT指數(shù)的同期平均水平0．00464。在中西部地區(qū)，安徽省的平均MT指數(shù)最高，為0．00219，而寧夏自治區(qū)的平均MT指數(shù)最低，只有0．00148。但是，從MT指數(shù)的平均增長(zhǎng)率來(lái)看，寧夏自治區(qū)是最高的，達(dá)到了31．26%，而江西和河南兩省的MT指數(shù)平均增長(zhǎng)率較低，分別只有4．05%和4．06%，表明個(gè)人所得稅在中西部地區(qū)的調(diào)節(jié)效果，遠(yuǎn)不及全國(guó)平均水平，且調(diào)節(jié)效果的改善十分緩慢。

表2 2002－2012年部分地區(qū)個(gè)人所得稅MT指數(shù)變動(dòng)對(duì)比表

（二）對(duì)個(gè)人所得稅累進(jìn)性水平指標(biāo)的測(cè)算和分析

表3列示了個(gè)人所得稅累進(jìn)性水平指標(biāo)的測(cè)算結(jié)果，從全國(guó)范圍來(lái)看，觀察期內(nèi)累進(jìn)性表現(xiàn)出先下降后振蕩上升的趨勢(shì)，至2011年達(dá)到0．6057，尚未恢復(fù)1996年的水平。盡管2006年和2008年個(gè)稅修正對(duì)累進(jìn)性都產(chǎn)生了明顯的刺激，但兩次修正所帶來(lái)的再分配效應(yīng)是差異明顯的，且沒(méi)有明顯的滯后效果，這說(shuō)明累進(jìn)性對(duì)稅基的調(diào)整十分敏感，但收入分布的變化會(huì)抵消累進(jìn)性的調(diào)節(jié)效果。從不同地區(qū)來(lái)看，北京、浙江和河南三省市的個(gè)人所得稅累進(jìn)性波動(dòng)整體表現(xiàn)為穩(wěn)步提升，而寧夏、江西和安徽三省的個(gè)人所得稅累進(jìn)性波動(dòng)較為劇烈。這充分說(shuō)明，歷次稅改所產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)累進(jìn)性，面對(duì)不同省市的居民收入分布格局，會(huì)產(chǎn)生不同的有效累進(jìn)性，反映居民收入的改善效果，關(guān)鍵在于稅制結(jié)構(gòu)與收入結(jié)構(gòu)的匹配程度，而稅基調(diào)整所帶來(lái)的效果很可能是短期的。

表3 全國(guó)及部分省區(qū)市個(gè)人所得稅累進(jìn)性變動(dòng)對(duì)比表

（三）對(duì)平均稅率的測(cè)算和分析

表4和圖1分別展示了對(duì)不同收入水平戶組和不同地區(qū)的平均稅率的測(cè)算結(jié)果:2001年以后，除了最低收入戶組以外，各組的平均稅率都出現(xiàn)了大幅度上揚(yáng)，隨后進(jìn)入振蕩上漲的過(guò)程，而平均稅率的均值與高收入戶組的平均稅率水平基本相當(dāng)。值得注意的是，2006年的個(gè)稅修正只是大幅度降低了中等收入戶組、中等偏上收入戶組、高收入戶組以及全國(guó)平均的平均稅率水平，然而2008年的個(gè)稅修正對(duì)中、低收入群體的平均稅率水平?jīng)]有明顯的改善，對(duì)最高收入群體和全國(guó)平均的平均稅率產(chǎn)生了小幅度上揚(yáng)刺激?？傮w來(lái)看，個(gè)人所得稅的平均稅率水平在觀察期內(nèi)得到了提高，低、中、高收入群體分別平均提高了18．2倍、33．47倍和23．27倍?？梢?，盡管高收入群體的稅率水平整體較高，但是中等收入群體稅負(fù)增長(zhǎng)是最快的。

表4 1995－2011年全國(guó)各收入水平戶組個(gè)人所得稅平均稅率變動(dòng)對(duì)比表

（四）個(gè)人所得稅收入規(guī)模的測(cè)算和分析

我國(guó)個(gè)人所得稅收入從1995年的145．91億元增長(zhǎng)至2011年的6054．08億元，而在稅收總收入中的占比卻一直沒(méi)有明顯提高，平均占比只有5．64%。收入增長(zhǎng)率變動(dòng)在振蕩中下降，但是受歷次個(gè)人所得稅法修正的影響較為明顯（如圖1）:1999年11月開始對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款利息所得征稅，2000年的個(gè)人所得稅收入增長(zhǎng)率明顯提升；而2006年、2008年和2011年的個(gè)人所得稅法修正，都是以提高免征額為主，主要體現(xiàn)了減稅負(fù)的政策取向，因而各時(shí)點(diǎn)附近的增長(zhǎng)率均出現(xiàn)了下滑，2012年甚至出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。

圖1 1995－2012年個(gè)人所得稅收入、增長(zhǎng)率和稅收總收入占比變動(dòng)趨勢(shì)圖

從個(gè)人所得稅收入的結(jié)構(gòu)來(lái)看，由于個(gè)人所得稅實(shí)行分類征收模式，因此，本文將12個(gè)分類合并為4個(gè)分類，測(cè)算了4類個(gè)人所得稅收入來(lái)源對(duì)個(gè)人所得稅收入規(guī)模變動(dòng)的貢獻(xiàn)率，如表5，勞動(dòng)所得與財(cái)產(chǎn)性所得的納稅額變動(dòng)對(duì)稅收規(guī)模總體變動(dòng)的貢獻(xiàn)最為關(guān)鍵，在2012年以前兩者貢獻(xiàn)率合計(jì)基本維持在80%以上，但與財(cái)產(chǎn)性所得納稅額變動(dòng)不同的是，勞動(dòng)所得納稅額變動(dòng)與個(gè)人所得稅收入規(guī)模變動(dòng)的貢獻(xiàn)始終是同向的。結(jié)合圖1中個(gè)人所得稅稅收規(guī)模增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)比來(lái)看，不難發(fā)現(xiàn)，盡管歷次個(gè)人所得稅法修正均帶來(lái)稅收規(guī)模增長(zhǎng)率下降，但勞動(dòng)所得和財(cái)產(chǎn)性所得兩者納稅額貢獻(xiàn)作用是不同的:2006年稅改后，勞動(dòng)所得納稅額貢獻(xiàn)率從2005年的64．74%降至37．06%，而財(cái)產(chǎn)性所得納稅額貢獻(xiàn)率增加至51．56%，說(shuō)明2006年稅改對(duì)免征額的調(diào)整，的確減輕了勞動(dòng)所得，尤其是工資薪金所得的稅負(fù)水平⑦。2008年稅改后，勞動(dòng)所得納稅額貢獻(xiàn)率增加到95．21%，而財(cái)產(chǎn)性所得納稅額貢獻(xiàn)率則降低至－12．47%，說(shuō)明2008年勞動(dòng)所得納稅額的增加貢獻(xiàn)了當(dāng)年個(gè)稅收入規(guī)模增量的絕大部分，而財(cái)產(chǎn)性收入納稅額相比于上一年度是下降的，因而也就在當(dāng)年個(gè)稅收入規(guī)模增量中起到負(fù)的貢獻(xiàn)作用，由此2006、2008年個(gè)稅的免征額調(diào)整效果是有明顯差別的，2008年個(gè)稅免征額的調(diào)整并沒(méi)有降低勞動(dòng)所得的稅負(fù)水平。2011年稅改后，個(gè)人所得稅收入規(guī)模下降較為明顯，其主要原因正是勞動(dòng)所得納稅額的銳減。這充分說(shuō)明，目前不論是存量結(jié)構(gòu)還是增量結(jié)構(gòu)，我國(guó)個(gè)人所得稅以工薪收入為主要課稅來(lái)源的格局沒(méi)有改變。

表5 2001－2012年各類所得納稅額對(duì)稅收規(guī)模變動(dòng)貢獻(xiàn)率對(duì)比表

（五）SVAR模型的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析

對(duì)所建立的SVAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，得到如圖1所示的結(jié)果。從圖中不難發(fā)現(xiàn)，在期初，稅收規(guī)模、累進(jìn)性和平均稅率對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的響應(yīng)并不一致，但反應(yīng)迅速，沒(méi)有明顯時(shí)滯。首先，個(gè)稅再分配效應(yīng)在第2期對(duì)稅收規(guī)模產(chǎn)生正的響應(yīng)，而在大約第4期以后，沖擊響應(yīng)趨于長(zhǎng)期平穩(wěn)，也即稅收規(guī)模對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)存在長(zhǎng)期效果，使其大約提高了0．001個(gè)百分點(diǎn)。其次，累進(jìn)性在約第6期以后給個(gè)稅再分配效應(yīng)帶來(lái)的沖擊響應(yīng)才轉(zhuǎn)為正向，也就意味著短期內(nèi)累進(jìn)性的提高反而會(huì)弱化個(gè)稅的再分配效應(yīng)。最后，平均稅率在期初對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)的影響達(dá)到最大，約0．005個(gè)百分點(diǎn)，隨著滯后期的延長(zhǎng)，沖擊響應(yīng)趨于衰減，甚至在第6期以后，其沖擊響應(yīng)為負(fù)，也就意味著用提高平均稅率來(lái)增強(qiáng)個(gè)稅再分配效應(yīng)的效果是短期的，長(zhǎng)期內(nèi)降低平均稅率水平反而有助于改善個(gè)稅的再分配效應(yīng)。

對(duì)所建立的SVAR模型進(jìn)行方差分解分析，得到如表6所示的結(jié)果:平均稅率對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)的作用始終要大于稅收規(guī)模和累進(jìn)性的作用。盡管稅收規(guī)模對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)的作用逐步增加到約1／4，但是在滯后期內(nèi)，仍有約10%的個(gè)稅再分配效應(yīng)預(yù)測(cè)方差，稅收規(guī)模、累進(jìn)性和平均稅率的變動(dòng)是無(wú)法解釋的。上述三個(gè)因素對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)的改善是有限的，而模型以外因素，如稅收收入流失率等也會(huì)對(duì)個(gè)稅再分配效應(yīng)產(chǎn)生一定影響。

表6 個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)方差分解結(jié)果一覽表

四 結(jié)論與建議

基于上述實(shí)證分析，認(rèn)為我國(guó)個(gè)人所得稅稅負(fù)整體水平較低，但在不同收入水平間的分布較合理，其調(diào)節(jié)效果是持續(xù)改善的，但絕對(duì)量很小。運(yùn)用個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)居民收入分配，關(guān)鍵在于稅制結(jié)構(gòu)與收入結(jié)構(gòu)的匹配程度，而稅基調(diào)整所帶來(lái)的效果很可能是短期的，且全局性的政策調(diào)整用于調(diào)節(jié)不同地區(qū)復(fù)雜的居民收入分配問(wèn)題，其效果并不可觀。SVAR模型分析結(jié)果顯示稅收規(guī)模對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)存在長(zhǎng)期效應(yīng)；短期內(nèi)累進(jìn)性水平的提高反而會(huì)弱化個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)；長(zhǎng)期內(nèi)降低平均稅率水平有助于強(qiáng)化個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)；稅收收入流失等征管效率問(wèn)題會(huì)對(duì)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)產(chǎn)生較為明顯的影響。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果對(duì)比圖

因此，在按照“逐步建立綜合與分類相結(jié)合的個(gè)人所得稅制度”⑧的指導(dǎo)方向，在個(gè)人所得稅改革的過(guò)程中，有三個(gè)方面應(yīng)予以關(guān)注:

（一）完善個(gè)人所得稅稅制的設(shè)計(jì)思路

免征額的不斷提高，其實(shí)是無(wú)助于低收入群體收入改善的。通過(guò)“寬稅基、有效寬免稅負(fù)”的調(diào)節(jié)思路，即將不同收入群體統(tǒng)一納入調(diào)節(jié)范圍，在合理負(fù)擔(dān)稅負(fù)的前提下，甚至可對(duì)低收入群體實(shí)施負(fù)所得稅機(jī)制下的退稅等方案，以整合和強(qiáng)化個(gè)人所得稅“抽肥補(bǔ)瘦”的功能。

（二）科學(xué)選擇中國(guó)個(gè)稅法治改革的取向

制訂出一套合理、高效、公平的個(gè)人所得稅法規(guī)，首先要選擇和確立合理的個(gè)人所得稅制模式。一般認(rèn)為，推行綜合個(gè)人所得稅模式至少必須具備三個(gè)條件:一是個(gè)人收入完全貨幣化；二是有效的個(gè)人收入?yún)R總工具；三是便利的個(gè)人收入核查手段。而現(xiàn)階段執(zhí)行的分類所得課稅模式既缺乏彈性，又加大了征稅成本，效率不高。但就中國(guó)目前的實(shí)際情況看，完全放棄分類所得課稅直接過(guò)渡到綜合模式又是不現(xiàn)實(shí)的，這樣會(huì)加劇稅源失控、稅收收入流失。目前比較現(xiàn)實(shí)的選擇應(yīng)該是采用綜合所得稅為主，分類所得稅為輔的混合所得稅模式。

（三）挖掘現(xiàn)有稅制條件下的征管潛力

在綜合與分類方案尚未出臺(tái)之前，提高稅務(wù)機(jī)關(guān)對(duì)居民各種收入所得的征管能力，不僅有利于后續(xù)改革方案的順利實(shí)施，而且能夠規(guī)范個(gè)人所得稅征收秩序，堵塞稅收流失漏洞，維持一定的稅收規(guī)模，從而保證個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)效果。

（四）優(yōu)化居民收入分配調(diào)節(jié)工具間的銜接

不僅要盡快推進(jìn)房產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅、資源稅等稅法的立法或法案修正工作，以適應(yīng)居民收入分布變化的新形勢(shì)，強(qiáng)化稅收工具對(duì)居民財(cái)富存量或者生產(chǎn)資源存量的調(diào)節(jié)功能；而且要利用個(gè)人所得稅的稅負(fù)寬免機(jī)制，與社會(huì)保障機(jī)制、轉(zhuǎn)移支付制度等建立基于居民個(gè)人的“抽肥補(bǔ)瘦”鏈條。

（五）強(qiáng)化個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)

實(shí)行綜合所得稅制，將費(fèi)用的扣除額度進(jìn)行統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)的規(guī)定，從而提高其公平性。降低稅率檔次和最高邊際稅率，規(guī)范稅收的優(yōu)惠政策。在未來(lái)稅制改革中應(yīng)將稅收的優(yōu)惠政策進(jìn)行統(tǒng)一，以改善個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)。

注釋

①根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在2013年和2014年新聞發(fā)布會(huì)公布的數(shù)據(jù):2003－2013年基尼系數(shù)分別為0．479，0．473，0．485，0．487，0．484，0．491，0．490，1．481，0．477，0．474，0．473。具體參見:http:／／www．stats．gov．cn／tjgz／tjdt／201301／t20130118＿17719．html http:／／www．stats．gov．cn／tjgz／tjdt／201401／t20140120＿502414．html．

②由于統(tǒng)計(jì)年鑒中，并沒(méi)有明確的稅前收入和稅后收入的定義，但是關(guān)于家庭總收入和可支配收入的統(tǒng)計(jì)口徑存在以下等式:家庭總收入＝可支配收入＋個(gè)人所得稅＋社會(huì)保障支出＋記賬補(bǔ)貼。由此可見，稅前收入和稅后收入的定義并不能直接等同于家庭總收入和可支配收入。本文采取的調(diào)整是:將工薪收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入合并口徑作為個(gè)人所得稅應(yīng)稅收入，視為稅前收入；而將應(yīng)稅收入減去個(gè)人所得稅后的收入，視為稅后收入．

③更多討論可參見:石子印等．個(gè)人所得稅的兩類累進(jìn)性:內(nèi)涵與測(cè)度［J］．涉外稅務(wù)，2013（2）:32－39．

④繆慧星，柳銳．增值稅、消費(fèi)稅和個(gè)人所得稅對(duì)社會(huì)消費(fèi)叢集的動(dòng)態(tài)效應(yīng)［J］．稅務(wù)研究，2012（8）:53－57．

⑤本文參考李曉芳（2005）的估計(jì)方法，運(yùn)用如下方程簡(jiǎn)化估計(jì)得到平均稅率的收入效應(yīng)為0．003161:T＝0．003161I－0．017614，R2＝0．94，DW＝1．51，方程各參數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，序列相關(guān)性通過(guò)添加AR項(xiàng)得以修正．

⑥2006年修正后的個(gè)稅實(shí)施日期為2006年1月1日。2008年修正后的實(shí)施日期為2008年3月1日。2011年修正后的實(shí)施日期為2011年9月1日．

⑦考慮到2006年工薪收入對(duì)家庭總收入貢獻(xiàn)率由2005年的54．07%上升到69．32%，而2006年工薪收入增長(zhǎng)率也由2005年的9．01%上升到12．43%（數(shù)據(jù)均由統(tǒng)計(jì)年鑒計(jì)算所得），因此在工薪收入水平增加的前提下，對(duì)應(yīng)納稅額貢獻(xiàn)率的降低，可以合理推斷相應(yīng)稅負(fù)的降低．

⑧財(cái)政部新聞辦公室．全國(guó)財(cái)政廳（局）長(zhǎng)座談會(huì)在京召開［EB／OL］．http:／／www．mof．gov．cn／zhengwuxinxi／caizhengxinwen／201407／t20140731＿1121030．html．

［1］彭海艷．個(gè)人所得稅收入分配效應(yīng)的因素分解［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2007，（23）:48－50．

［2］習(xí)明，洪興建．基尼系數(shù)的一種簡(jiǎn)便計(jì)算方法——協(xié)方差公式［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2007，（21）:161－162．

［3］彭海艷．我國(guó)個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)分解分析——以我國(guó)中部某地區(qū)為樣本［J］．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2008，（3）:125－128．

［4］龐鳳喜．論當(dāng)前我國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)的形成與個(gè)人所得稅的地位［J］．稅務(wù)研究，2010，（9）:18－24．

［5］彭海艷．我國(guó)個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)及累進(jìn)性的實(shí)證分析［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011，（3）:11－17．

［6］Musgrave，R．A．a(chǎn)nd Tun Thin，Income Tax Progression，1929－48，Journal of Political Economy［J］．Vol．56，No．6，（Dec．，1948），pp．498－514．

［7］Kakwani，N．C．．Measurement of Tax Progressivity:An International Comparison［J］．The Economic Journal，Vol．87，No．345，（Mar．，1977），p．71－80．

［8］高培勇．個(gè)人所得稅改革的內(nèi)容、進(jìn)程與前瞻［J］．理論前沿，2009，（6）:5－7．

［9］曹樹武．稅制改革與防止稅收流失的對(duì)策探討［J］．當(dāng)代財(cái)經(jīng)，1997，（4）:30－34．

F810．422

A

1008－4614－（2015）03－0014－07

2015－5－26

曹錦陽(yáng)（1994—），男，河南信陽(yáng)人，企業(yè)人力資源管理師，現(xiàn)就讀于中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)武漢學(xué)院工商管理系。