個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入收斂影響的實(shí)證研究

林靜

(集美大學(xué)誠(chéng)毅學(xué)院，福建 廈門(mén)361021)

[摘要]地區(qū)間收入差距的擴(kuò)大加劇了我國(guó)居民間的收入分配不公平，也影響了整體資源的有效配置和社會(huì)的穩(wěn)定。從理論方面分析，個(gè)人所得稅在調(diào)節(jié)地區(qū)收入差距上的作用不容忽視；從實(shí)證方面，以1995-2012年我國(guó)29個(gè)省份的數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用新古典增長(zhǎng)理論的收斂模型進(jìn)一步研究了個(gè)人所得稅與地區(qū)收入差距間的相關(guān)性，結(jié)果顯示，我國(guó)個(gè)人所得稅在一定程度上促進(jìn)了地區(qū)收入差距的收斂。

[關(guān)鍵詞]地區(qū)收入差距；個(gè)人所得稅；收入分配效應(yīng)

[中圖分類號(hào)]F812.2

[收稿日期]2014-11-03

[作者簡(jiǎn)介]郭武軻(1984-)，女，鄭州人，講師，法學(xué)碩士，主要從事法律史、宗教史研究。

[文章編號(hào)]1004—5856(2015)10—0038—05

我國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家，由于個(gè)人的稟賦、能力及財(cái)產(chǎn)占有等方面存在差別，以及各地區(qū)所擁有的資源狀況、地理因素、勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)供求關(guān)系、競(jìng)爭(zhēng)和激勵(lì)機(jī)制的影響，地區(qū)間居民收入水平存在著較大差異。2013年，全國(guó)人均年收入最高的5省(市)的平均水平是人均年收入最低的5省(市)的1.92倍。①根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，我國(guó)全國(guó)的收入分配基尼系數(shù)從1982年的0.30上升到2012年的0.474，②三十年間上升了58%。地區(qū)收入差距擴(kuò)大是我國(guó)收入分配不公平的重要組成部分，也是居民收入差距擴(kuò)大在地區(qū)分布上的重要表現(xiàn)。稅收作為財(cái)政分配工具在促進(jìn)社會(huì)收入分配公平方面有著重要意義。其中，所得稅由于是直接對(duì)納稅者收入征稅，具有直接將收入水平“裁齊”(tailoring)的優(yōu)點(diǎn)，尤其是具有累進(jìn)性的個(gè)人所得稅，被公認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)收入分配公平化最有力的工具。為實(shí)現(xiàn)收入分配公平的目標(biāo)，我國(guó)政府在稅收制度調(diào)整和稅收政策的實(shí)施上作了很大的努力，如調(diào)高個(gè)人所得稅免征額、減少收入級(jí)距等。從理論上而言，在公民納稅意識(shí)強(qiáng)、稅收征管充分且有效、稅制設(shè)計(jì)完善的前提下，只要加強(qiáng)對(duì)具有收入分配效應(yīng)的個(gè)人所得稅的征收就能較大程度地趨向于公平目標(biāo)，但從實(shí)踐上而言，實(shí)施效果并不都是理想的。因此，本文引入新古典增長(zhǎng)理論中的收斂模型來(lái)考察個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)間收入收斂的影響，即重點(diǎn)考察征收個(gè)人所得稅是否縮小了我國(guó)地區(qū)間收入差距。

一、理論依據(jù)

(一)個(gè)人所得稅對(duì)收入的影響機(jī)制

本文分析個(gè)人所得稅對(duì)收入的影響機(jī)制，主要是通過(guò)分析征收個(gè)人所得稅的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)來(lái)說(shuō)明其再分配效應(yīng)的。一般而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的地區(qū)，人均收入水平較高。根據(jù)索洛的新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要取決于資本、勞動(dòng)和技術(shù)進(jìn)步三大因素。[1]征收個(gè)人所得稅從影響資本、勞動(dòng)和技術(shù)的路徑改變了納稅人承擔(dān)的稅負(fù)水平，促進(jìn)或抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

其一，資本的積累來(lái)源于投資，投資的規(guī)模與水平取決于儲(chǔ)蓄。由凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)可知，儲(chǔ)蓄水平的高低取決于納稅人的稅后可支配收入多少。因此，課征具有累進(jìn)性的個(gè)人所得稅使得納稅人的可支配收入減少，納稅人為保持原有的消費(fèi)水平，就會(huì)減少儲(chǔ)蓄，影響資本積累量，間接地制約了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率緩慢或下降時(shí)，就會(huì)影響該地區(qū)人均收入水平的提高。同時(shí)，在征收個(gè)人所得稅后，使得納稅人的可支配收入減少，如果邊際儲(chǔ)蓄傾向不變，就會(huì)降低納稅人的當(dāng)期實(shí)際消費(fèi)水平，導(dǎo)致了商品市場(chǎng)的供過(guò)于求，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)調(diào)整，最終投資會(huì)減少，資本積累的增速減緩。

其二，勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用可以從勞動(dòng)力供給方面分析。當(dāng)征收個(gè)人所得稅時(shí)，就會(huì)減少勞動(dòng)者付出勞動(dòng)所獲得的實(shí)際收益，勞動(dòng)者就會(huì)在勞動(dòng)和閑暇中進(jìn)行選擇。為了彌補(bǔ)征稅帶來(lái)的勞動(dòng)收入減少部分，勞動(dòng)者會(huì)增加勞動(dòng)的投入，導(dǎo)致勞動(dòng)力供給增加，愿意就業(yè)的人數(shù)增加有利于為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出貢獻(xiàn)。但是，勞動(dòng)力供給不可能無(wú)限增加，如果勞動(dòng)付出使得增加的勞動(dòng)收入面臨更高的收入級(jí)距和邊際稅率，勞動(dòng)者反而會(huì)減少勞動(dòng)選擇閑暇，失業(yè)率的提高不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也就抑制了該地區(qū)人均收入水平的提高。

其三，個(gè)人所得稅在促進(jìn)科技進(jìn)步與創(chuàng)新方面的作用有限，而且在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中科技的因素已經(jīng)內(nèi)化為資本和勞動(dòng)要素的作用，如上文所述。[2]

綜上而言，具有累進(jìn)性質(zhì)的個(gè)人所得稅，借由稅負(fù)水平的影響，改變?nèi)藗兊耐顿Y、消費(fèi)、儲(chǔ)蓄等經(jīng)濟(jì)行為和勞動(dòng)的供給，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的要素投入發(fā)生變化，最終影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和人均收入水平。

(二)個(gè)人所得稅的收入分配效應(yīng)

Atkinson和Stiglitz(1980)在《公共經(jīng)濟(jì)學(xué)》一書(shū)第九章“稅收和公共支出的分配效應(yīng)”中建立了一個(gè)理論模型，這個(gè)理論模型通過(guò)比較征稅前后收入分配的變化，分析和研究了稅收的收入分配效應(yīng)。[3]本文借此模型進(jìn)一步分析征收個(gè)人所得稅前后對(duì)收入分配的影響。

1.征稅前的收入分配狀態(tài)

在沒(méi)有稅收的情況下，收入分配差異主要取決于個(gè)人所擁有資本和勞動(dòng)稟賦的不同，③因此，Atkinson和Stiglitz的理論模型首先從稟賦差異方面描述了征稅前的收入分配狀態(tài)。個(gè)人生命期收入分為資本收益和勞動(dòng)收益兩部分，而從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度而言，個(gè)人生命期收入不同是市場(chǎng)對(duì)于不同邊際產(chǎn)出的一種正?；貓?bào)。因此，資本和勞動(dòng)稟賦的收益能力不同，個(gè)人邊際產(chǎn)出也就不同，必然導(dǎo)致個(gè)人生命期收入的不同。需要考慮的是，個(gè)人生命期收入不僅取決于稟賦的不公平，還取決于各種稟賦之間的相關(guān)性、勞動(dòng)收益(即工資)與資本收益占總收入的比例等因素。因此，在稟賦和要素報(bào)酬固定的情形下，征收不同的稅收對(duì)收入分配的效應(yīng)主要取決于高資本稟賦和高收益能力之間的相關(guān)程度、資本收益和勞動(dòng)收益的相對(duì)比例。

2.征收個(gè)人所得稅后的收入分配變化

基于上述稅前收入分配狀態(tài)的分析，本文重點(diǎn)在于研究征收個(gè)人所得稅后對(duì)收入分配狀態(tài)產(chǎn)生的影響。如果對(duì)個(gè)人生命期全部收入(即不論是資本收益還是勞動(dòng)收益)征純粹再分配性質(zhì)的個(gè)人所得稅，且資本收益與勞動(dòng)收益所面臨的個(gè)人所得稅率相同時(shí)，那么，通過(guò)征稅會(huì)使得個(gè)人資本收益和勞動(dòng)收益的差異都減小，收入分配更為公平。換言之，實(shí)行綜合所得稅制模式的個(gè)人所得稅更有利于發(fā)揮收入再分配效應(yīng)。

二、實(shí)證研究

綜上可知，個(gè)人所得稅的收入分配效應(yīng)較強(qiáng)，即個(gè)人所得稅的征收在調(diào)節(jié)收入差距方面具有較大的作用。那么，這種作用在我國(guó)的稅收實(shí)踐中是否也被驗(yàn)證存在且有效呢？下文將以我國(guó)省(市)為樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

根據(jù)新古典增長(zhǎng)理論，國(guó)家或地區(qū)間的初始稟賦和技術(shù)水平不同所引起的收入差距均只是暫時(shí)的，窮國(guó)(地區(qū))將比富國(guó)(地區(qū))增長(zhǎng)更快，在無(wú)限期界的變化過(guò)程中人均收入水平或是人均產(chǎn)出水平上的一般均衡最終收斂，即人均收入差距或人均產(chǎn)出差距會(huì)不斷縮小。由此，Barro和Sala-I-Martin定義了兩個(gè)收斂概念：α收斂和β收斂。σ收斂是指不同國(guó)家或地區(qū)間人均收入的差異隨時(shí)間的推移而趨于下降，著重收入分配差距的動(dòng)態(tài)變化。β收斂是指人均收入的增長(zhǎng)率與其初始收入水平具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，初始收入水平越低增長(zhǎng)就越快，因此窮國(guó)(地區(qū))比富國(guó)(地區(qū))增長(zhǎng)更快。β收斂系數(shù)用以衡量這種收斂的速度，β值大于零，就存在著β收斂，并且β值越大，表示收斂性越強(qiáng)，它又分為絕對(duì)β收斂和條件收斂。絕對(duì)收斂假定國(guó)家或地區(qū)間只有初始收入水平不同，其他條件都相同；如果國(guó)家或地區(qū)間存在著偏好、技術(shù)和制度等方面的差異，又假定要素自由流動(dòng)時(shí)，就是條件β收斂。[3-4]

(一)基于σ檢驗(yàn)的我國(guó)地區(qū)收入差距的統(tǒng)計(jì)描述

為了反映征稅前我國(guó)地區(qū)間收入差距的變動(dòng)，根據(jù)Barro和Sala-I-Martin對(duì)σ檢驗(yàn)的定義，選擇我國(guó)31個(gè)省(市)的人均總收入數(shù)據(jù)，為使得各年度的收入數(shù)據(jù)具有可比性，需要剔除通貨膨脹因素，因此以1995年為基期將各地的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)設(shè)為100，計(jì)算報(bào)告期為1996-2013年的價(jià)格指數(shù)；個(gè)別地區(qū)，如西藏，在1995-1997年份里缺失的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，作特殊處理，用全國(guó)的價(jià)格指數(shù)替代進(jìn)行補(bǔ)充調(diào)整。在此基礎(chǔ)上，將各地的人均總收入數(shù)據(jù)調(diào)整為當(dāng)年的實(shí)際值，再計(jì)算得出1995-2013年各年度的收入均值、總體標(biāo)準(zhǔn)差和最大最小值倍數(shù)(亦稱為“極值比”)，見(jiàn)表1。通過(guò)σ檢驗(yàn)有助于觀察我國(guó)1995-2013年間各省(市)居民收入的分布狀況和變動(dòng)趨勢(shì)。

表1　全國(guó)各省(市)間的收入差距(單位：元)

資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)“分省年度數(shù)據(jù)”中的“城鎮(zhèn)居民人均總收入”和“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”兩個(gè)指標(biāo)，經(jīng)筆者計(jì)算整理繪制。

注：1995-2001年因人均總收入數(shù)據(jù)缺失，未包括西藏、重慶，樣本個(gè)數(shù)僅為29個(gè)。

分析表1可以明顯地看出，我國(guó)各省區(qū)人均總收入均值從1995年的4 278.08元到2013年的18 242.86元，反映了我國(guó)人民生活水平的提高。但從標(biāo)準(zhǔn)差σ的值來(lái)看，省際之間的σ值從1995年的1 161.33元增加到2013年的5 033.27元，反映出我國(guó)在人民生活質(zhì)量改善和收入水平提高的過(guò)程中出現(xiàn)了比較嚴(yán)重的地區(qū)間發(fā)展的不平衡，收入差距在不斷拉大。

鑒于變異系數(shù)是無(wú)量綱的散布特征參數(shù)，可以消除單位，更為直觀地反映一個(gè)整體內(nèi)部的收入差距分布的變異程度，并且能夠?qū)山M或多組數(shù)據(jù)資料的變異程度進(jìn)行比較。因此，為使得分析地區(qū)收入差距的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)更具有合理性和有效性，本文在σ檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上選擇變異系數(shù)作為衡量我國(guó)地區(qū)收入差距的測(cè)度指標(biāo)，定義變異系數(shù)為：

圖1　全國(guó)各省(市)間的收入差距變動(dòng)趨勢(shì)

資料來(lái)源：根據(jù)表1相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算并繪制。

結(jié)合變異系數(shù)來(lái)看，1995-2013年各省(市)間收入差距的變異系數(shù)呈不規(guī)則的變動(dòng)趨勢(shì)，這表明我國(guó)各省(市)間居民收入差距的波動(dòng)較大。所謂“不規(guī)則”是指各期間居民收入差距的平均變異程度各不相同，可以分為以下四個(gè)期間來(lái)考察：第一期間，1995-1997年間變異系數(shù)有略微減小的趨勢(shì)，表明這個(gè)期間各省(市)間居民收入差距緩慢縮小，存在著σ收斂。第二期間，考察1998-2002年間的變異系數(shù)，在“擴(kuò)大—縮小”間隔反復(fù)，可以發(fā)現(xiàn)這個(gè)期間變異程度最大值為2001年的27.62%，變化不是很大。第三期間，從2003年開(kāi)始至2009年各省(市)間收入差距逐漸拉大，其中2007年地區(qū)間居民收入差距的變異系數(shù)比2006年稍有降低，之后極值比和變異系數(shù)都在不斷擴(kuò)大。這個(gè)期間變異程度最大值達(dá)到29.13%，極值比最高為2.71。這說(shuō)明，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民生活水平的提高，我國(guó)各省(市)之間的人均收入差距也在逐漸拉開(kāi)距離，即不存在著σ收斂。第四期間，在2010年后變異系數(shù)略有下降，但到了2013年變異系數(shù)又趨于上升，而此期間的極值比一直都是在2.70以上，高于之前的三個(gè)期間。

整體而言，從σ檢驗(yàn)、變異系數(shù)和極值比這三個(gè)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)反映出我國(guó)省際間收入分配存在著差距，大體呈波動(dòng)的拉大趨勢(shì)。應(yīng)當(dāng)明確的是，適當(dāng)?shù)牡貐^(qū)收入差距在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中是對(duì)過(guò)去絕對(duì)平均主義的反彈，具有一定的合理性，但過(guò)大的地區(qū)收入差距不符合社會(huì)公平原則，如果長(zhǎng)期得不到糾正，尤其是作為收入分配調(diào)節(jié)手段的稅收不能有效地糾正這種地區(qū)間收入差距擴(kuò)大的現(xiàn)象，就不利于整個(gè)社會(huì)的和諧和總體經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

(二)基于β檢驗(yàn)的我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入收斂的影響

關(guān)于地區(qū)收入差距的定量研究，影響最大的是Barro和Sala-I-Martin，他們從新古典增長(zhǎng)理論出發(fā)考察了美國(guó)各州之間人均收入的收斂狀況，在加入一些如教育、財(cái)政支出等沖擊變量后，各州之間的人均收入差距仍然存在著收斂。[4]Barro和Sala-I-Martin倡導(dǎo)把諸多理論上可能影響地區(qū)差距的因素放入一個(gè)方程，以觀察條件收斂過(guò)程中的各種變量效果。條件β收斂的關(guān)鍵之處就在于可加入一些新變量來(lái)研究外在沖擊對(duì)收斂的作用，因此，本文的研究主要是在條件β收斂下加入個(gè)人所得稅的制度因素作為沖擊變量，來(lái)探討我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入收斂的影響。

1.模型設(shè)定和描述

本文的模型基于Barro和Sala-I-Martin的收入收斂模型，其基準(zhǔn)方程表示為：

(Ⅰ)

其中，i表示某個(gè)經(jīng)濟(jì)單元，YiT和Yio分別表示報(bào)告期和基期的各地區(qū)人均收入，β是指人均收入收斂的速度，β值越大，表示收斂的速度越快，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在(Ⅰ)方程中代入各地區(qū)不同時(shí)期人均收入進(jìn)行回歸分析，就可以測(cè)算出β收斂系數(shù)，β系數(shù)為正值時(shí)表示各地區(qū)的收入差距趨于收斂，為負(fù)值時(shí)表示發(fā)散，這是絕對(duì)β收斂。本文涉及29(i=1，2，…，29)個(gè)省(市)，主要研究地區(qū)間的收入差距。

當(dāng)然，地區(qū)人均收入的增長(zhǎng)不僅取決于該地區(qū)基期的人均收入水平，也受到其他因素的影響。對(duì)于這種影響，我們可以設(shè)計(jì)一些新的變量加入到方程(Ⅰ)式中。當(dāng)加入這些新變量后，β系數(shù)衡量的就是條件收斂，即收斂的速度將同時(shí)取決于新變量。各地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，不同地區(qū)甚至不同行業(yè)之間個(gè)人的相對(duì)收入水平也有差異，課以稅收能夠促進(jìn)勞動(dòng)力(L)和資本(K)在地區(qū)間的流動(dòng)。如課征個(gè)人所得稅，比較富裕的階層收入來(lái)源渠道較為多樣化，有工資薪金、勞務(wù)報(bào)酬、資本利得、轉(zhuǎn)讓房地產(chǎn)所得等，在人均收入水平較高的地區(qū)獲得的所得額相對(duì)較多，那么征收個(gè)人所得稅有效的話，應(yīng)該就能縮小地區(qū)收入差距。我們引入個(gè)人所得稅稅收變量TAX來(lái)考察稅收對(duì)地區(qū)間收入差距的收斂效應(yīng)。雖然人力資本、技術(shù)能力、財(cái)產(chǎn)繼承等稟賦都會(huì)在一定程度上影響地區(qū)間收入差距，但這些變量統(tǒng)計(jì)上難以測(cè)算，故此處在引入沖擊變量時(shí)暫不作考慮。于是，新方程可以由下式給出：

(Ⅱ)

其中：

α、β和φ——待估參數(shù)；

logYio——自變量1，以對(duì)數(shù)形式表示的基期人均收入水平；

TAX——自變量2，表示個(gè)人所得稅稅收負(fù)擔(dān)率。

本文的研究思路是先測(cè)算方程(Ⅰ)式中的收斂系數(shù)，加入個(gè)人所得稅的沖擊變量后測(cè)算方程(Ⅱ)式的β系數(shù)變動(dòng)情況，從而比較加入稅收因素前后，地區(qū)間收入差距的變化，考察個(gè)人所得稅是否達(dá)到縮小各省(市)收入差距的效果。

2.變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

按照前述，本文的研究主要在于考察個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入收斂的影響。取29個(gè)地區(qū)的樣本空間?？紤]到1994年稅制改革因素，為保證政策實(shí)施效果的一致性，我們的數(shù)據(jù)從1995年開(kāi)始，觀察期為1995-2012年，即我們選擇的收入變量是各省(市)城鎮(zhèn)居民的人均總收入，④稅收變量采用個(gè)人所得稅的稅收負(fù)擔(dān)率TAX。⑤TAX是由1995-2012年各地區(qū)各年城鎮(zhèn)居民個(gè)人所得稅額相對(duì)于1994年該地區(qū)GDP的比例得出。

表2　1995-2013年各年度GDP減縮指數(shù)

資料來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)，“國(guó)家數(shù)據(jù)”中的“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”和“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)”兩個(gè)指標(biāo)，經(jīng)筆者整理計(jì)算得出。

3.NLS估計(jì)結(jié)果分析

對(duì)全國(guó)范圍各省(市)的人均收入就方程(Ⅰ)式和(Ⅱ)式分別進(jìn)行回歸分析，比較回歸結(jié)果值的變化情況，從而可以考察個(gè)人所得稅對(duì)各省(市)之間收入差距的收斂效應(yīng)。這里我們選取了29個(gè)地區(qū)的樣本，以全國(guó)范圍內(nèi)各省(市)的人均收入作為考察對(duì)象，測(cè)算和估計(jì)收斂系數(shù)見(jiàn)表3。

表3　1995-2012年我國(guó)稅收的收入收斂方程N(yùn)LS估計(jì)

注：*和**分別表示在10%和1%水平上顯著。

從表3的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，我們具體分析如下：

不考慮稅收因素的情況下，用收斂模型研究我國(guó)各省(市)之間居民收入差距的趨勢(shì)，根據(jù)NLS估計(jì)結(jié)果，收斂系數(shù)β為正值，并且統(tǒng)計(jì)在10%的水平上顯著，這說(shuō)明我國(guó)各省(市)之間居民收入差距存在收斂，換言之，我國(guó)1995-2012年各省(市)之間居民收入差距正以平均每年1.4326%的速度縮小。

方程(Ⅱ)估計(jì)了個(gè)人所得稅對(duì)各省(市)之間收入差距的收斂效應(yīng)。稅收因素的系數(shù)為正值且統(tǒng)計(jì)在1%的水平上顯著，說(shuō)明個(gè)人所得稅與各省(市)之間收入差距是正相關(guān)關(guān)系，與理論上一致，即個(gè)人所得稅是具有收入分配效應(yīng)的稅種。估計(jì)的收斂系數(shù)β為正值0.034064，比方程(Ⅰ)中的β值高出1.97個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明個(gè)人所得稅對(duì)各省(市)之間的居民收入差距起到了一定的收斂效應(yīng)。

三、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文利用現(xiàn)有的數(shù)據(jù)，通過(guò)計(jì)量分析檢驗(yàn)了我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)間收入差距的收斂效應(yīng)，得出了兩個(gè)基本結(jié)論：

第一，個(gè)人所得稅是影響地區(qū)收入差距的重要因素，對(duì)調(diào)節(jié)地區(qū)收入差距的總體作用是積極的。從全國(guó)各省(市)的數(shù)據(jù)分析來(lái)看，個(gè)人所得稅收與地區(qū)間收入分配差距有著正相關(guān)關(guān)系，這可以從稅收變量的正系數(shù)(見(jiàn)表3)反映得出。

第二，我國(guó)個(gè)人所得稅在調(diào)節(jié)地區(qū)間收入差距上起到了一定的作用，這可以從收入差距的收斂系數(shù)值β(見(jiàn)表3)反映出來(lái)。值得注意的是，稅前稅后β系數(shù)值的變化幅度較小，這說(shuō)明了1995-2012年我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入收斂的影響較弱。當(dāng)然，這個(gè)結(jié)論仍然需要客觀地分析和對(duì)待，鑒于數(shù)據(jù)的有限和我國(guó)的稅收實(shí)踐，理論模型沒(méi)有考慮到地區(qū)間收入分配差距中的財(cái)富分配、隱性收入以及個(gè)體的稟賦等因素，因此有可能夸大了個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)間收入差距的調(diào)節(jié)效果。

雖然我們?cè)跀?shù)據(jù)選取、數(shù)據(jù)處理與理論模型之間的適應(yīng)性可能有些差距，同時(shí)考察稅收的地區(qū)收入分配效應(yīng)不可避免地要受到制度、歷史等因素的影響，這些因素都無(wú)法在我們的理論模型中體現(xiàn)，就會(huì)使得評(píng)價(jià)個(gè)人所得稅對(duì)縮小地區(qū)收入差距的效果呈現(xiàn)出復(fù)雜性，但是客觀地說(shuō)，上述兩個(gè)結(jié)論對(duì)于我國(guó)構(gòu)建和諧社會(huì)、公平收入分配的稅制改革還是有一定的政策含義的。

(二)政策建議

鑒于上述結(jié)論，本文提出要充分、切實(shí)有效地發(fā)揮個(gè)人所得稅對(duì)地區(qū)收入差距的調(diào)節(jié)作用。我國(guó)當(dāng)前的稅制結(jié)構(gòu)仍然是以流轉(zhuǎn)稅為主體，所得稅所占比重非常低。據(jù)財(cái)政部公布的《2013年全國(guó)公共財(cái)政收入決算表》的相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2013年作為我國(guó)第一大稅的增值稅占所有稅收收入的比重為26%，個(gè)人所得稅所占比重僅為5.9%。而發(fā)達(dá)國(guó)家多是以所得稅為主體稅種，如美國(guó)的個(gè)人所得稅2000-2012年占總稅收收入的比重平均為49.99%，[5]因此，要適當(dāng)提高我國(guó)個(gè)人所得稅在整個(gè)稅制體系中的份額，同時(shí)著眼于縮小地區(qū)收入差距的目標(biāo)，具體建議如下：

一是在應(yīng)稅項(xiàng)目中盡可能多地實(shí)行累進(jìn)稅率。我國(guó)的個(gè)人所得稅包括十一類應(yīng)稅項(xiàng)目，有七類采用的是比例稅率，而股息紅利收入、財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)讓收入、財(cái)產(chǎn)租賃收入主要流向高收入群體，[6]這就削弱了個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)收入差距的力度。譬如，不少富裕地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，相應(yīng)地推動(dòng)了當(dāng)?shù)氐姆績(jī)r(jià)上漲，使得房產(chǎn)所有者在轉(zhuǎn)讓房產(chǎn)時(shí)由此獲得了較高收入。而按照我國(guó)當(dāng)前的個(gè)人所得稅征管規(guī)定，轉(zhuǎn)讓房產(chǎn)所得僅按20%征收比例稅率，無(wú)法很好地體現(xiàn)公平。又如，我國(guó)當(dāng)前對(duì)利息收入是暫免征收個(gè)人所得稅，富裕地區(qū)的人均收入水平高，銀行儲(chǔ)蓄存款規(guī)模的基數(shù)水平高，利息收入頗為豐厚，這也進(jìn)一步拉大了收入差距。而有學(xué)者實(shí)證研究結(jié)果體現(xiàn)，對(duì)利息收入課征個(gè)人所得稅，具有較強(qiáng)的收入再分配效應(yīng)。[7]為了強(qiáng)化個(gè)人所得稅的收入分配效應(yīng)，要對(duì)這七類別的所得酌情、適時(shí)課征累進(jìn)稅率。值得注意的是，在考慮個(gè)人所得稅應(yīng)稅項(xiàng)目的累進(jìn)問(wèn)題時(shí)，還必須關(guān)注不同地區(qū)的累進(jìn)性，亦即累進(jìn)稅率的水平要與各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人均總收入水平、價(jià)格指數(shù)等因素相掛鉤，因地制宜地課征，才能真正實(shí)現(xiàn)個(gè)人所得稅在縮小地區(qū)間收入差距的作用。

二是在我國(guó)當(dāng)前的個(gè)人所得稅制中引入“稅收抵免”的稅制要素，即在應(yīng)納稅額中直接扣除稅收抵免額度。稅收抵免的具體額度可參照各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、通貨膨脹水平和人均收入水平等指標(biāo)因地制宜地設(shè)計(jì)?；驹瓌t是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人均收入水平較高的地區(qū)，稅收抵免額度可以低些，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人均收入水平較低的地區(qū)，稅收抵免額度可以高些。同一地區(qū)而言，高收入居民不享受稅收抵免額度，中低收入居民享受稅收抵免額度。此外，還要考慮到通貨膨脹的因素，稅收抵免額度不是固定不變的，在當(dāng)年物價(jià)水平與上一年同比上漲超過(guò)一定幅度時(shí)，可適當(dāng)調(diào)高稅收抵免額度。

三是稅務(wù)機(jī)關(guān)在監(jiān)控個(gè)人的財(cái)產(chǎn)和收入方面要達(dá)到有效且充分的目標(biāo)。我國(guó)公民的主動(dòng)納稅、自行申報(bào)的意識(shí)較為薄弱，逃稅、避稅、偷稅的現(xiàn)象仍然大量存在，這在一定程度上降低了個(gè)人所得稅的調(diào)節(jié)作用。此外，在我國(guó)的收入分配領(lǐng)域中，除了工資、薪金等規(guī)范性收入外，還有大量的實(shí)物交易、現(xiàn)金交易等灰色收入，這些都游離在個(gè)人所得稅的征管之外。因此，要完善財(cái)產(chǎn)登記制度、推進(jìn)銀行卡和支票結(jié)算制度等，以監(jiān)控個(gè)人所得稅的征收。

四是適時(shí)轉(zhuǎn)變個(gè)人所得稅的稅制模式。根據(jù)上文Atkinson和Stiglitz的模型分析，綜合所得稅制模式更有利于發(fā)揮個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)。因此，我國(guó)應(yīng)當(dāng)循序漸進(jìn)地轉(zhuǎn)變當(dāng)前分類的個(gè)人所得稅制模式為混合的稅制模式，如可考慮將工資薪金所得、經(jīng)營(yíng)所得、勞務(wù)報(bào)酬所得、財(cái)產(chǎn)租賃所得等經(jīng)常性收入類別先合并采用綜合課征，財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)讓所得、偶然所得等其他非經(jīng)常性收入類別仍然采用分類課征，在征管能力和技術(shù)提高、納稅意識(shí)增強(qiáng)等條件成熟時(shí)，再逐步過(guò)渡到綜合所得稅制。

注釋：

①數(shù)據(jù)是根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)“分省年度數(shù)據(jù)”中的“人均總收入”指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)計(jì)算得出?？紤]到我國(guó)城鄉(xiāng)分割的實(shí)際國(guó)情，同時(shí)大多數(shù)的統(tǒng)計(jì)資料都是以城鄉(xiāng)劃分，這里的人均收入只指城鎮(zhèn)居民不包括農(nóng)村居民(下文同)。2013年人均年收入最高的5省(市)為：上海(48 879.3元)、北京(45 273.8元)、浙江(41 241元)、廣東(36 503.9元)和天津(35 655.5元)，平均人均收入水平為41 510.7元；人均年收入最低的5省(市)為：甘肅(20 149元)、黑龍江(21 149.2元)、貴州(21 413元)、青海(22 131元)和西藏(22 560.7元)，平均人均收入水平為21 631.8元。

②資料來(lái)源于聯(lián)合國(guó)開(kāi)發(fā)計(jì)劃署和中國(guó)社會(huì)科學(xué)院共同撰寫(xiě)的《2013中國(guó)人類發(fā)展報(bào)告》第2章，第31頁(yè)。

③如人力資本、天賦能力、財(cái)產(chǎn)等，Atkinson和Stiglitz定義為“機(jī)會(huì)集”(opportunity set)。

④這里采用人均收入，未剔除稅收因素，可以較好地反映出基準(zhǔn)模型未加入稅收變量前，收入差距的收斂情況。由于人均收入包含了未扣除的稅收部分，這樣，在下文計(jì)量模型檢驗(yàn)中，加入稅收變量后，就可以更好地反映出稅收因素對(duì)收入差距的收斂作用。

⑤在數(shù)據(jù)選擇上，為消除各地區(qū)的產(chǎn)量水平、人口規(guī)模不相等的影響，通常采用稅收的相對(duì)指標(biāo)：稅收負(fù)擔(dān)率。

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責(zé)任編輯：谷曉紅

An Empirical Study of the Influence of the Regional Income

Convergence From Personal Income Tax in China

LING Jing

(Jimei University，Xiamen 361021，China)

Abstract：The income gap due to region differences makes a worse inequality of income distribution，which also has negative influence on efficient resource distribution and social stability. Theoretically，the individual income tax plays an important role in balancing the income gap. This empirical study，taking the samples from 29 provinces from 1995 to 2012，makes a correlation computation of the individual income tax and regional income gap with the convergence modal (Neoclassical Growth Theory). The result shows that the individual income tax contributes，at certain degree，to narrow the gap.

Key words：the income gap due to region differences；the individual income tax；the effect of income distribution