楊昭

內(nèi)容提要：文章結(jié)合微觀層面的家庭收入數(shù)據(jù)和宏觀層面的各地個人所得稅數(shù)據(jù)，采用回歸分析方法，考察我國個人所得稅的收入再分配效應(yīng)。OLS和2SLS結(jié)果表明，我國個人所得稅通過縮小高收入家庭與當(dāng)?shù)仄骄杖氲牟罹?，呈現(xiàn)出正向的收入再分配效應(yīng)，而在低收入家庭中這一效應(yīng)不明顯。這一結(jié)論通過了一系列穩(wěn)健性檢驗。進一步分析表明，個人所得稅降低了中高收入組和高收入組家庭因不平等機會獲得的收入，縮小了中高收入組家庭工資收入與當(dāng)?shù)仄骄べY收入的差距，縮小了高收入組家庭資本收入與當(dāng)?shù)仄骄Y本收入的差距。

關(guān)鍵詞：個人所得稅；收入再分配；累進性；高收入

中圖分類號：F812.422? 文獻標識碼：A? 文章編號：2095-1280（2023）03-0020-10

一、引言

改革開放以來，在我國經(jīng)濟高速發(fā)展的同時，居民收入差距也逐漸拉大。Piketty et al.（2019）研究發(fā)現(xiàn)，改革開放初期我國的收入不平等程度與北歐接近，但現(xiàn)在正接近美國的水平。國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，2021年我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)仍然高達0.466①。有效縮小收入差距進而改善收入分配格局的基本主線是“提低、擴中、調(diào)高”。其中，作為突破口的“提低、擴中”是我國近年來有關(guān)宏觀政策的重點發(fā)力方向。與之相比，在尊重私人產(chǎn)權(quán)的市場經(jīng)濟總基調(diào)下，通過“調(diào)高”縮小收入差距可使用的手段較為受限。個人所得稅是我國為數(shù)不多的可天然調(diào)節(jié)過高收入的政策工具。除了積極“調(diào)高”外，個人所得稅還可通過充分關(guān)照中低收入者生活成本而從消極意義上“提低、擴中”。當(dāng)然，除稅制設(shè)計本身外，個人所得稅是否可縮小收入差距還受到多種因素影響，其再分配的效果如何有待實證檢驗。

已經(jīng)有不少學(xué)者檢驗了我國個人所得稅對縮小收入差距的作用，多數(shù)研究通過對比征稅前后的收入基尼系數(shù)后認為，現(xiàn)階段我國個人所得稅再分配效應(yīng)較為有限，且歷次稅改又弱化了這一效應(yīng)。但是，個人所得稅與收入分配狀態(tài)是否有顯著相關(guān)性，個人所得稅是否切實通過“調(diào)高”縮小收入差距，個人所得稅調(diào)節(jié)的是納稅人的哪一部分收入等，這些問題尚未受到學(xué)界足夠關(guān)注，目前基于測算的主流方法亦未能就這些問題展開充分研究。本文嘗試結(jié)合宏微觀數(shù)據(jù)，采用回歸分析的方法剖析上述問題。

二、文獻綜述

（一）基于測算的比較分析

考察個人所得稅收入再分配效應(yīng)最直接的思路是分別測算征稅前后納稅人的收入差距，若稅后收入差距低于稅前，說明其對收入差距產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。該視角的研究重點是收入差距指標的選取及相關(guān)分解，其中主流做法是以基尼系數(shù)為基礎(chǔ)構(gòu)建“馬斯格雷夫——西恩指數(shù)”①（簡稱MT指數(shù)）。MT大于0說明征稅改善了收入分配不平等，MT越大說明改善程度越高（徐建煒等，2013）。2018年我國第七次修訂個人所得稅法，使用MT指數(shù)測算的研究結(jié)果多表明，受提高免征額以及引入專項附加扣除的影響，個人所得稅的再分配效應(yīng)有所弱化（張玄和岳希明，2021）。

（二）基于模型的模擬推演

還有一批文獻綜合考慮微觀個體及家庭特征，構(gòu)建系統(tǒng)的微觀模擬模型或宏觀均衡模型評價稅收的政策效果。如Jacobs et al.（2010）采用MIMIC模型研究了荷蘭采用單一所得稅制的效應(yīng)，Avram（2018）采用EUROMOD模型研究了歐洲各國個人所得稅的收入再分配效應(yīng)。Apps和Rees（2018）構(gòu)建異質(zhì)性勞動力的分段線性所得稅模型，證明由于家庭主要收入者的工資分配明顯不平等，從夫妻共同征稅向個人征稅的轉(zhuǎn)變將使總體稅收負擔(dān)分配更公平。劉元生等（2013）構(gòu)建兩階段世代交替模型研究個人所得稅免征額和稅率對收入再分配的影響，發(fā)現(xiàn)免征額與基尼系數(shù)呈U型曲線關(guān)系。萬相昱（2018）構(gòu)建微觀模擬模型，研究表明我國個人所得稅的扣除標準具有局部優(yōu)化解，過高的扣除標準將加大收入差距并破壞稅收公平性原則。

（三）基于回歸的關(guān)系挖掘

有個別文獻采用回歸分析的方法挖掘個人所得稅和收入再分配的關(guān)系。如有學(xué)者采用OLS回歸構(gòu)造個人所得稅累進性指數(shù)，使用165個國家宏觀數(shù)據(jù)考察了個人所得稅累進性對收入再分配的影響。何宗樾和徐滇慶（2014）使用36個國家2010年的截面數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)個人所得稅占財政收入的比重越高，收入基尼系數(shù)越低。胡文駿（2017）采用面板向量自回歸模型研究了2001—2012年間我國個人所得稅的收入再分配效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)個人所得稅擴大了總收入差距、城市內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)之間收入差距。

總體看，國內(nèi)研究個人所得稅再分配效應(yīng)的文獻縱然豐富，但仍存在改進空間。從研究方法看，國內(nèi)研究多采用MT指數(shù)進行靜態(tài)比較分析，方法較為單一，研究豐富度不夠。從研究視角看，國內(nèi)文獻重在考察我國歷次個人所得稅改革，尤其是2011年和2018年個人所得稅改革的收入再分配效應(yīng)，缺乏對其收入再分配效應(yīng)的常態(tài)分析。從使用數(shù)據(jù)看，由于缺乏微觀層面?zhèn)€人或家庭繳稅真實數(shù)據(jù)，采用測算方法展開的研究多以全國層面微觀調(diào)研的稅后收入數(shù)據(jù)倒算出個人應(yīng)該繳納的所得稅，這種處理方式一方面與實際情況脫節(jié)，另一方面忽略了個人所得稅影響微觀行為進而作用于收入的可能性，研究結(jié)論的現(xiàn)實適配性有待提升。針對上述問題，本文擬結(jié)合宏微觀數(shù)據(jù)，采用回歸分析方法，充分考慮內(nèi)生性問題并針對不同收入群體考察我國個人所得稅對居民稅后收入差距的影響。

三、理論分析

理論上，個人所得稅以微觀個體憑借生產(chǎn)要素參與市場的初次分配結(jié)果為課稅對象，天然具有調(diào)節(jié)收入差距的作用。但是征收個人所得稅并不必然指向收入差距的縮小。個人所得稅正向收入再分配效應(yīng)的實現(xiàn)有賴于三大因素：稅制設(shè)計的累進性，居民收入特點以及稅制執(zhí)行。

實行累進個人所得稅的理論基礎(chǔ)是稅收量能賦稅原則。由于富人的經(jīng)濟能力增長更快，對其多征稅可以改善自由競爭市場所形成的收入與財富分配狀況。要實現(xiàn)對富人多征稅，既可以設(shè)置比例稅率要求富人在絕對額上繳納更多的稅，也可以設(shè)置累進稅率要求富人將其收入中更多的比例用于繳稅。由于收入邊際效用遞減，對富人征收更高比例的稅款可在較少損失社會總福利的前提下增加財政收入和縮小貧富差距。個人所得稅在誕生之初就以累進稅率的形式呈現(xiàn)，時至今日累進稅率也是多國個人所得稅的基本特點。在我國，工資薪金所得實行多級累進稅率，2018年稅改后，具有勞動性質(zhì)的所得統(tǒng)一歸集為綜合所得，實行3%至45%的累進稅率。在個人所得稅的稅目中，綜合所得貢獻的稅收收入最多。由此，基于累進的綜合所得稅率設(shè)計，我國個人所得稅對縮小收入差距應(yīng)有所助益。

在居民收入特征方面，主要涉及兩個要點，一是收入結(jié)構(gòu)，二是收入水平。要讓個人所得稅縮小收入差距，就需要向富人征收更多的稅。除了采用累進稅率外，針對特定收入的比例稅率也可能引致個人所得稅事實上的累進性進而達到縮小收入差距的效果。從居民收入結(jié)構(gòu)特點看，越是高收入者其收入中來源于勞動性質(zhì)的收入越少，來源于資本性質(zhì)的收入越多（Atkinson，2000）。在這種情形下，即便對資本性收入征收比例稅，也會顯著增加高收入者稅收負擔(dān)，進而達到縮小收入差距的效果。我國當(dāng)下的個人所得稅制設(shè)計對資本收益和資本利得均實行20%的比例稅率，對經(jīng)營所得實行5級累進稅率。結(jié)合我國城鎮(zhèn)居民收入特點，這種設(shè)計應(yīng)該對收入差距起到正向調(diào)節(jié)作用。另外，個人所得稅累進性的發(fā)揮還有賴于居民收入水平的整體提升。若居民收入水平普遍偏低，即便稅制累進性很強，收入再分配效應(yīng)的發(fā)揮也會受限。2021年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入4.74萬元①，而個人所得稅綜合所得免征額為6萬元/年，再加上專項附加扣除以及其他減免項目，多數(shù)納稅人并不承擔(dān)或者承擔(dān)極少量個人所得稅，這壓縮了個人所得稅調(diào)節(jié)收入再分配的空間。我國個人所得稅對收入再分配的總體調(diào)節(jié)作用，極有可能僅通過降低高收入群體的收入加以呈現(xiàn)。

基于上述分析，提出本文的核心假設(shè)：個人所得稅可縮小我國居民收入差距，且該效應(yīng)的實現(xiàn)主要得益于高收入群體承擔(dān)主要稅收負擔(dān)。

任何稅收政策都要經(jīng)由具體程序落于實際才能展現(xiàn)最終效果。若稅制執(zhí)行與稅制設(shè)計脫節(jié)，部分納稅人未如實如期繳納稅款，不僅造成稅款流失，還會破壞稅收公平。個人所得稅征管難度大，納稅人主動繳稅意愿低，稅款流失較之于間接稅更為普遍。分群體看，高收入者憑借其信息優(yōu)勢更容易規(guī)避納稅義務(wù)。分收入項目看，資本性收入的高流動性和隱蔽性加大了此類收入的稅收征管難度（Alstadsaeter et al.，2019）。這些現(xiàn)實中的稅制扭曲有可能破壞累進稅率設(shè)計本應(yīng)產(chǎn)生的正向收入再分配效應(yīng)（Freire et al.，2008）。有學(xué)者已注意到我國個人所得稅征管中存在的稅款流失現(xiàn)象（李國鋒和劉黎明，2015；馬念誼和靳友雯，2019）。綜上，個人所得稅在我國的運行效果是否可以如實反映稅制設(shè)計的初衷？是否可以切實縮小收入差距？尚有待實證檢驗。

四、實證策略、數(shù)據(jù)來源和變量說明

（一）實證策略

本文采用OLS設(shè)定基準回歸模型如下：

（1）

式（1）中i代表城鎮(zhèn)家庭，c代表城市，income-gap為居民家庭收入差距，在回歸時取對數(shù)。pit為城市層面?zhèn)€人所得稅收入，回歸時取對數(shù)。control為家庭層面的控制變量，region為地區(qū)層面控制變量。

理論上，由于個人所得稅制設(shè)計具有較強累進性，其縮小收入差距的邏輯鏈條非常直觀，但僅依靠式（1）的全樣本基準回歸存在兩個問題。一是異質(zhì)性問題?；诙愔铺攸c，個人所得稅縮小收入差距可能依據(jù)家庭收入的多寡而呈現(xiàn)出異質(zhì)性。在我國，個人所得稅較高的免征額以及普遍存在的核定征稅、減免稅等政策使得廣大中低收入者事實上并不承擔(dān)稅收負擔(dān)，而式（1）的全樣本回歸無法捕捉這一點。二是內(nèi)生性問題。個人所得稅的稅基是稅前收入，稅前收入直接影響個人所得稅，進而影響納稅人稅后收入差距，而稅后收入差距又依據(jù)稅后收入測算而來且與稅前收入分布高度相關(guān)，因而式（1）的回歸結(jié)果有較嚴重的內(nèi)生性問題。其他一些遺漏的、同時影響個人所得稅和家庭收入差距的因素也會造成式（1）回歸結(jié)果的內(nèi)生性。為此，本文進行如下處理：在家庭收入50、90和95分位點進行分組，分別構(gòu)造低收入組、中收入組、中高收入組和高收入組，按照收入組從低到高分別賦值1到4，進而構(gòu)造個人所得稅和家庭收入排序的交互項，進行式（2）的回歸。式（2）中，系數(shù)β2集中反映了個人所得稅影響收入差距的異質(zhì)性。另外，本文還以分組的方式進行式（1）的基準回歸，直觀考察各組中個人所得稅和收入差距的關(guān)系。

（2）

為處理內(nèi)生性問題，本文為個人所得稅選取同時滿足相關(guān)性和外生性的工具變量，將在下文予以說明。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文家庭層面的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查與研究中心2019年的城鎮(zhèn)微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，并進行如下處理。一是刪除家庭總收入小于0的樣本，并在家庭收入前后1%處截尾。二是刪除戶主年齡超過65歲的樣本。三是刪除家庭總?cè)丝诔^7人的樣本。四是刪除樣本量少于20個的地級市。五是刪除缺漏值以及記錄有基本邏輯錯誤的樣本。經(jīng)處理后，共剩余8543個樣本家庭，對應(yīng)88個城市（含直轄市）。另外，本文城市層面的數(shù)據(jù)主要來源于各市2019年統(tǒng)計年鑒。

（三）變量說明

被解釋變量：居民收入差距?？紤]到回歸分析對樣本量的要求以及現(xiàn)實中人們更傾向與有相似背景的家庭進行對比來判斷自身的“相對剝奪感”，本文采用家庭收入與本市城鎮(zhèn)家庭平均收入均值之差的絕對值來衡量城鎮(zhèn)家庭收入差距。該值越高，說明居民收入越偏離當(dāng)?shù)厥杖刖?，代表該地區(qū)收入差距越大。

關(guān)鍵解釋變量：個人所得稅。本文的關(guān)鍵解釋變量是2018年各地級市以及直轄市的個人所得稅收入。總體看，由于雄厚的經(jīng)濟實力帶來較高居民收入，東部地區(qū)的個人所得稅收入和人均個人所得稅負擔(dān)都要明顯高于中西部地區(qū)。

工具變量：個人所得稅收入分成。本文將各市可獲得的個人所得稅分成份額作為個人所得稅的工具變量。從相關(guān)性來看，個人所得稅分成會影響稅務(wù)機關(guān)征收努力程度，進而直接影響本地個人所得稅收入。從外生性來看，直轄市和計劃單列市分成份額由中央統(tǒng)一規(guī)定，地級市分成份額由省級政府統(tǒng)一安排，并不會受到本地收入差距的影響，具有較強的外生性。直轄市和計劃單列市稅收分成份額為0.4，地級市層面稅收分成數(shù)據(jù)來源于各省在網(wǎng)絡(luò)上公開的相關(guān)文件。①

控制變量。本文參照現(xiàn)有文獻，同時考慮了家庭層面以及城市層面的控制變量，如戶主年齡、性別、受教育程度等，詳見表1。另外，在回歸中還控制了省級層面的虛擬變量。

五、實證結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

（一）基準回歸

表2匯報了全樣本基準回歸結(jié)果。前三列顯示，個人所得稅收入越高，居民收入差距越大。但該結(jié)果混雜了收入分布分別影響個人所得稅以及收入差距水平而呈現(xiàn)出的復(fù)雜關(guān)系。為在一定程度上規(guī)避該問題，表2（4）和（5）列匯報了個人所得稅與家庭收入排序的交互項回歸結(jié)果，可知個人所得稅縮小收入差距的效應(yīng)隨著家庭收入排序的提高而顯現(xiàn)，初步表明個人所得稅主要通過降低高收入者的收入來縮小收入差距，但交互項效用的系數(shù)值只有0.069，遠低于主效應(yīng)。

表3以分組回歸的方式進一步檢驗了個人所得稅的收入再分配效應(yīng)。結(jié)果表明，在中高收入組，個人所得稅對收入差距開始呈現(xiàn)負影響。而在高收入組，個人所得稅顯著降低收入差距，個人所得稅每增加1%，高收入組家庭總收入和當(dāng)?shù)仄骄杖氲牟罹嗫s小0.498%。

（二）工具變量回歸

表4匯報了使用工具變量的2SLS回歸結(jié)果。第一階段F值均大于10，較好排除了弱工具變量問題。第（1）列全樣本回歸結(jié)果表明，表2所展示的個人所得稅與收入差距的正相關(guān)關(guān)系不復(fù)存在。第（2）列表明個人所得稅仍隨著家庭收入的提高而顯著降低收入差距。第（3）至第（6）列表明個人所得稅對收入差距的顯著影響僅存在于高收入組，且回歸系數(shù)為-0.858，明顯高于高收入組OLS回歸結(jié)果，說明若不考慮內(nèi)生性問題，可能會低估個人所得稅的再分配效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.控制企業(yè)所得稅和增值稅

除個人所得稅外，企業(yè)所得稅和增值稅在我國也屬于中央地方共享稅，各地在設(shè)置稅收分級分成份額時可能會綜合各共享稅的收入情況。另外，各稅種的直接稅源均為微觀主體的收入，除了個人所得稅外，其他稅種也可能對居民收入差距產(chǎn)生或直接或間接的影響。而若各稅種之間由于地方部署、經(jīng)濟趨勢以及納稅人稅收籌劃等原因產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，那么個人所得稅對收入差距的回歸結(jié)果就會受到這些混雜因素影響。為排除其他稅種影響，在控制變量中加入企業(yè)所得稅和增值稅，回歸結(jié)果見表5，可知個人所得稅主要作用于高收入組的結(jié)論仍然穩(wěn)健。

2.更換被解釋變量

基準回歸中本文的被解釋變量為家庭收入和當(dāng)?shù)仄骄杖胫?，均值容易受到極端值的干擾從而造成收入差距的誤判。為此，另外采用中位數(shù)收入替代平均收入，將家庭收入和當(dāng)?shù)刂形粩?shù)收入之差作為被解釋變量進行回歸，結(jié)果見表6，可知個人所得稅仍然通過降低高收入者的收入縮小收入差距。與基準回歸相比，不僅最高收入組，在中高收入組個人所得稅對收入差距的影響也變得顯著。

3.更換解釋變量

各地經(jīng)濟體量差異巨大，總量層面的個人所得稅收入并不能完全反映納稅人負擔(dān)的強弱。為此，用人均個人所得稅負擔(dān)替換總量層面的個稅總收入。表7的回歸結(jié)果顯示，人均個人所得稅負擔(dān)縮小收入差距的作用仍在高收入組中顯著。

4.更換工具變量

本文還以同省份其他地區(qū)（剔除直轄市）2018年個人所得稅收入均值作為本地區(qū)個人所得稅收入的工具變量。選用這一工具變量的邏輯在于從稅收征管角度看，省內(nèi)各地稅收收入之間有較明顯的關(guān)聯(lián)，尤其是長期以來個人所得稅由地方稅務(wù)部門征收，更容易受到上級政府部門以及其他地區(qū)的影響。而同省份其他地區(qū)個人所得稅收入并不會直接影響本地收入差距。表8匯報了回歸結(jié)果?？梢姡瑹o論是采用均值還是中位數(shù)構(gòu)造的收入差距，無論觀察個人所得稅總收入還是人均負擔(dān)，個人所得稅通過降低高收入者收入進而縮小收入差距的基本結(jié)論仍然穩(wěn)健。

六、進一步分析：個人所得稅影響了哪部分收入差距

從收入來源看，家庭收入既來自于成員的主觀努力，也與家庭所處的客觀環(huán)境密切相關(guān)。努力因素可由家庭成員自主決定，由此引發(fā)的收入差距反映了微觀個體發(fā)揮主觀能動性參與市場競爭結(jié)果的差異。環(huán)境因素對個體來說是不可控的，由此引發(fā)的收入差距反映了機會不公平，需重點矯正（Roemer，2016）。如果說高收入家庭的收入中超過平均收入的部分更多是由于其所處的優(yōu)勢環(huán)境所致，那么采用累進個人所得稅加大對這部分收入的稅收負擔(dān)可視為對機會不平等的一種事后矯正。為驗證這一點，本文參照Alm?s et al.（2011）的思路，通過回歸分析擬合出收入中歸屬于環(huán)境的比例，再計算出歸屬于環(huán)境的收入。簡便起見，選取戶主的年齡和性別、地區(qū)層面的宏觀變量作為環(huán)境變量，這些變量明顯是家庭不可控變量，再結(jié)合戶主受教育程度以及家庭層面的其他變量，以家庭總收入為被解釋變量進行回歸。然后測算出家庭收入中歸屬環(huán)境的部分，再計算這部分收入差距，即為機會不平等導(dǎo)致的收入差距。以此收入差距對個人所得稅回歸，最終結(jié)果見表9的第（1）和第（2）列?？芍谥懈呤杖虢M和高收入組家庭中，個人所得稅顯著降低了不平等機會引發(fā)的收入差距。此外，本文將家庭收入簡單劃分為工資收入和資本收入兩大類（資本收入包含經(jīng)營凈收入和財產(chǎn)凈收入），分別計算兩類收入差距，再對個人所得稅回歸，結(jié)果見表9的第（3）至第（6）列?？芍獋€人所得稅縮小了中高收入家庭工資與當(dāng)?shù)仄骄べY的差距，縮小了高收入家庭資本收入與當(dāng)?shù)仄骄Y本收入的差距。

七、結(jié)論

本文結(jié)合微觀層面的家庭收入數(shù)據(jù)和宏觀層面的各地個人所得稅數(shù)據(jù)，采用回歸分析考察了我國個人所得稅的收入再分配效應(yīng)，OLS和2SLS結(jié)果均表明個人所得稅通過降低高收入家庭與當(dāng)?shù)仄骄杖氲牟罹喑尸F(xiàn)出正向的收入再分配效應(yīng)，而在低收入家庭中這一效應(yīng)并不明顯。進一步分析表明，個人所得稅降低了中高收入組和高收入組家庭因不平等機會獲得的收入，縮小了中高收入組家庭工資收入與當(dāng)?shù)仄骄べY收入的差距，縮小了高收入組家庭資本收入與當(dāng)?shù)仄骄Y本收入的差距。

本文結(jié)果證實了個人所得稅對我國居民家庭收入差距具有正向調(diào)節(jié)作用，并且這一效應(yīng)主要是通過對高收入者征稅實現(xiàn)的。從稅制設(shè)計看，這主要得益于個人所得稅中有關(guān)工資薪金所得的高累進性。從居民收入特點看，高收入者家庭中來源于資本性質(zhì)的所得更多，因而對資本性所得征收20%的比例稅在一定程度上縮小了居民收入差距。事實上，不止我國，高收入者承擔(dān)主要的個人所得稅負擔(dān)是普遍情況。例如美國國稅局（IRS）發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2019年收入最高的1%納稅人繳納的個人所得稅占比達38.8%，而收入最低的90%納稅人繳納的個人所得稅總和占比為29.2%。

為更好發(fā)揮我國個人所得稅對收入差距的正向調(diào)節(jié)作用，一是要進一步擴大綜合所得的范圍，強化個人所得稅的累進性。二是要探索差異化的專項附加扣除制度和指數(shù)化的免征額調(diào)整制度，充分考慮中低收入家庭的基本生存負擔(dān)，更好關(guān)照機會公平。三是要逐步縮小資本性質(zhì)所得核定征收的范圍，適度取消針對資本性質(zhì)所得的稅收優(yōu)惠。四是要清理各地不合理的個人所得稅優(yōu)惠政策，減少高收入者避稅空間。五是要加強稅收征管，提高納稅人稅收遵從度，增強個人所得稅的籌資能力和收入調(diào)控能力。

參考文獻：

[1]何宗樾，徐滇慶.個人所得稅與基尼系數(shù)的動態(tài)關(guān)系及其政策啟示[J].經(jīng)濟學(xué)家，2014，（10）.

[2]胡文駿.中國個人所得稅逆向調(diào)節(jié)收入分配的PVAR分析[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2017，（1）.

[3]李國鋒，劉黎明.個稅起征點改革對納稅能力的影響：基于居民收入分布的估算[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2015，（8）.

[4]劉元生，楊澄宇，袁? 強.個人所得稅的收入分配效應(yīng)[J].經(jīng)濟研究，2013，（1）.

[5]馬念誼，靳友雯.個人所得稅流失估算研究——基于發(fā)現(xiàn)-控制模型的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2019，（4）.

[6]萬相昱.中國現(xiàn)行個人所得稅制度完善改進的微觀模擬研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2018，（8）.

[7]徐建煒，馬光榮，李? 實.個人所得稅改善中國收入分配了嗎——基于對1997—2011年微觀數(shù)據(jù)的動態(tài)評估[J].中國社會科學(xué)，2013，（6）.

[8]張? 玄，岳希明.新一輪個人所得稅改革的收入再分配效應(yīng)研究——基于CHIP2018的測算分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2021，（11）.

[9]Alm?s I.，Cappelen A.W.，Lind J.T.，S?rensen E.?.，Tungodden B.Measuring Unfair（in） Equality[J].Journal of Public Economics，2011，（7）.

[10]Alstadsaeter A.，Johannesen N.，Zucman G.Tax Evasion and Inequality[J].American Economic Review，2019，（6）.

[11]Apps P.，Rees R.Optimal Family Taxation and Income Inequality[J].International Tax and Public Finance，2018，（5）.

[12]Atkinson A.B.The Changing Distribution of Income：Evidence and Explanations[J].German Economic Review，2000，（1）.

[13]Avram S.Who Benefits from the‘Hidden Welfare State？ The Distributional Effects of Personal Income Tax Expenditure in Six Countries[J].Journal of European Social Policy，2018，（3）.

[14]Freire Serén M.J.，Panades J.Does Tax Evasion Modify the Redistributive Effect of Tax Progressivity？[J].Economic Record，2008，（12）.

[15]Jacobs B.，de Mooij R.A.，F(xiàn)olmer K.Flat Income Taxation，Redistribution and Labour Market Performance[J].Applied Economics，2010，（25）.

[16]Piketty T.，Yang L.，Zucman G.Capital Accumulation，Private Property，and Rising Inequality in China，1978—2015[J].American Economic Review，2019，（7）.

[17]Roemer J.E.，Trannoy A.Equality of Opportunity：Theory and Measurement[J].Journal of Economic Literature，2016，（4）.

（責(zé)任編輯：問舍）