我國個(gè)人所得稅收入實(shí)現(xiàn)的影響因素分析

劉海英

（中國海洋大學(xué) 法政學(xué)院，山東 青島266100）

一、引 言

自1994年稅制改革以來，我國個(gè)人所得稅總額增長迅速，由73億元增加到2012年的5820.1億元，其占國家稅收收入的比重由1.4%上升到6.6%，在調(diào)節(jié)收入分配，縮小收入差距，增加財(cái)政收入方面起到了積極的作用，但總體上個(gè)人所得稅所占比重較低，遠(yuǎn)低于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國家30%～40%的水平。與此同時(shí)，居民的收入差距也在不斷地?cái)U(kuò)大，顯著表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入差距、地區(qū)收入差距、行業(yè)收入差距。近年來，黨和政府高度重視社會(huì)公平問題，強(qiáng)調(diào)要加大調(diào)節(jié)收入分配的力度，努力扭轉(zhuǎn)收入差距擴(kuò)大趨勢(shì)，而推進(jìn)個(gè)稅改革無疑是調(diào)節(jié)收入分配差距的重要舉措。

國外學(xué)者關(guān)于個(gè)人所得稅制改革的文獻(xiàn)很多，主要涉及稅收負(fù)擔(dān)、稅收再分配效應(yīng)及稅收累進(jìn)性分析。在稅收負(fù)擔(dān)研究方面，Alberto等通過分析提高稅收負(fù)擔(dān)對(duì)資本存貨與勞動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)性稅收如果被資本性稅收代替，從長期來看會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)時(shí)間和資本存貨均減少［1］。關(guān)于再分配效應(yīng)的研究，Leigh通過稅前稅后基尼系數(shù)的差異定義稅收再分配指數(shù)，并基于1983與1989年美國人口調(diào)查與國家經(jīng)濟(jì)研究局的數(shù)據(jù)對(duì)稅收再分配指數(shù)進(jìn)行計(jì)算，結(jié)果顯示美國州稅收對(duì)改善稅前小時(shí)工資的不平等狀況沒有顯著的作用［2］。在累進(jìn)性研究方面，Keen等通過數(shù)理模型，研究費(fèi)用扣除、免征額、稅收抵免對(duì)個(gè)稅累進(jìn)程度的影響，結(jié)果表明提高這三項(xiàng)稅制要素對(duì)稅收累進(jìn)性的影響不確定［3］。

國內(nèi)有關(guān)個(gè)人所得稅的研究大體包括以下三個(gè)方面：一是關(guān)于個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)與累進(jìn)性研究。岳希明、徐靜通過應(yīng)稅額估計(jì)值計(jì)算MT指數(shù)，對(duì)個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)進(jìn)行評(píng)價(jià)［4］；劉鶴飛以選取的全國19個(gè)行業(yè)平均工資為數(shù)據(jù)，通過定義調(diào)節(jié)比和調(diào)節(jié)得分這兩個(gè)指標(biāo)建立模型，數(shù)量化個(gè)人所得稅征收標(biāo)準(zhǔn)對(duì)調(diào)節(jié)居民收入分配的效果［5］。二是關(guān)于個(gè)人所得稅稅制模式的研究。黃鳳羽分析了個(gè)人所得稅收入分配調(diào)節(jié)的局限性，指出應(yīng)以高收入群體作為其調(diào)控的重點(diǎn)，建立混合制的稅制［6］。三是關(guān)于個(gè)人所得稅公平性研究。劉小川、石琬如通過對(duì)我國2006～2011年個(gè)人所得稅改革成果進(jìn)行定量分析，指出必須在綜合所得稅制基礎(chǔ)上將基礎(chǔ)扣除與額外扣除相結(jié)合，以充分發(fā)揮我國個(gè)人所得稅公平收入分配的作用［7］；李宇、劉窮志通過構(gòu)建個(gè)人所得稅、轉(zhuǎn)移支付以及個(gè)人所得稅－轉(zhuǎn)移支付系統(tǒng)分析了居民收入的不平等性［8］；呂冰洋、臺(tái)航通過測(cè)算我國個(gè)人所得稅的要素結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)其對(duì)研究居民收入分配、要素收入分配和個(gè)人所得稅稅制改革均有重要意義［9］。

以上研究表明，國內(nèi)外研究人員更多地從公平與效率的視角關(guān)注于個(gè)人所得稅收入再分配、累進(jìn)性、公平性及稅制模式的選擇，并沒有涉及最優(yōu)所得稅如何確定的問題，亦即沒有回答經(jīng)濟(jì)體系中的個(gè)人所得稅由哪些因素決定的問題。即使有少數(shù)研究人員涉及個(gè)人所得稅收入影響因素的研究，但也缺乏系統(tǒng)性。有鑒于此，本研究將在大量調(diào)查研究和統(tǒng)計(jì)工作的基礎(chǔ)上，立足于我國現(xiàn)實(shí)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景、勞動(dòng)供給彈性及公平與效率的權(quán)衡原則構(gòu)建指標(biāo)體系，以2011年全國31個(gè)省（直轄市）的個(gè)人所得稅收入作為研究對(duì)象，通過計(jì)量模型對(duì)我國復(fù)雜的所得稅理論和實(shí)踐問題進(jìn)行梳理，探索影響個(gè)人所得稅收入的因素，以求為推進(jìn)我國個(gè)人所得稅制改革提供理論依據(jù)和技術(shù)支持。

二、指標(biāo)甄選與模型確定

影響稅收收入的因素有很多，有經(jīng)濟(jì)性的因素，也有非經(jīng)濟(jì)性因素。根據(jù)李衛(wèi)剛和孫玉棟的研究，影響稅收增長的因素是多元的，主要有經(jīng)濟(jì)增長、價(jià)格、稅收政策、稅制結(jié)構(gòu)、稅收征管水平等［10］［11］；而安體富則認(rèn)為稅收收入主要受價(jià)格、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的變動(dòng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)、財(cái)稅制度、稅收政策、稅收征管等方面的影響［12］。此外，郭慶旺通過分析經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)稅收收入增長的影響，認(rèn)為這二者對(duì)稅收收入影響顯著［13］。同時(shí)，國家稅務(wù)總局科研所的研究結(jié)論也表明：經(jīng)濟(jì)長和物價(jià)水平對(duì)稅收收入有顯著的影響，并且物價(jià)水平相對(duì)于GDP對(duì)稅收收入增長的影響更為強(qiáng)烈［14］。綜上所述，影響稅收收入增長的因素大致由經(jīng)濟(jì)性因素、管理性因素、政策性因素等造成，這些因素能較好地解釋稅收增長與各因素之間一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系，但不容易界定稅收的增長對(duì)收入差距的影響。本文立足于我國現(xiàn)實(shí)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景、勞動(dòng)供給彈性及公平與效率的權(quán)衡原則，參考孫秀峰等的模型框架［15］，對(duì)個(gè)人所得稅收入（Y）與地區(qū)生產(chǎn)總值（X1）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值（X2）、行業(yè)收入差（X3）、不同所有制單位職工收入差（X4）、進(jìn)出口總額（X5）、商品零售價(jià)格指數(shù)（X6）、城鎮(zhèn)居民總收入（X7）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（X8）、農(nóng)村居民純收入（X9）、城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出（X10）、城鎮(zhèn)人口百分比（X11）、全國城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄存款年末余額（X12）、政府財(cái)政收入總額（X13）、政府財(cái)政支出總額（X14）、政府其他稅收收入及非稅收入（X15）15個(gè)經(jīng)濟(jì)影響因素之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，找出對(duì)個(gè)人所得稅有顯著性影響的變量。

建立多元線性回歸模型如下：

其中，X＝（1，X1，X2，…，X15），β＝（β0，β1，β2，…，β15）T為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差。

各變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為上述模型中的觀測(cè)值，第i年的個(gè)人所得稅收入的觀測(cè)可表示為

其中，yi為因變量Y的第i年的觀測(cè)值，xij為自變量Xj（j＝1，2，…，15）的第i年的觀測(cè)值，εi為隨機(jī)誤差。此處假定ε1，ε2，…，εn相互獨(dú)立，且服從期望值為0，方差為σ2的正態(tài)分布。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的預(yù)處理

（1）數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化，消除異方差

為了找出影響個(gè)人所得稅收入實(shí)現(xiàn)的全國性的共同的影響因素，即影響個(gè)人所得稅收入的共性因素，本文以2011年全國31個(gè)?。ㄖ陛犑校┑膫€(gè)人所得稅收入及相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，對(duì)個(gè)人所得稅收入與15個(gè)經(jīng)濟(jì)影響因素之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析，以解釋稅收增長與各因素之間一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系。這相對(duì)于研究某個(gè)省或部分省的個(gè)人所得稅影響因素，在宏觀上更具有研究價(jià)值和實(shí)際意義。此外，由于31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距比較大，把這樣的數(shù)據(jù)集合在一起來進(jìn)行回歸分析很可能會(huì)產(chǎn)生異方差問題。為了消除異方差現(xiàn)象，本文采用Weisberg方法處理［16］，將最大數(shù)據(jù)與最小數(shù)據(jù)之比大于10的變量（即：Y、X1、X3、X4、X5、X12、X13、X15）數(shù)據(jù)做對(duì)數(shù)化處理，其余變量保持不變（即：X2、X6、X7、X8、X9、X10、X11、X14）。將對(duì)數(shù)化后的變量及原來不變的變量記為新的變量，記為Y′，X′1，X′2，…，X′15，其中：

通過以上處理后，可以實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定方差，殘差更接近于來自相同正態(tài)總體的樣本。

（2）數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，消除量綱差異

由于各變量的量綱不同，不能直接比較回歸系數(shù)，這不利于分析各變量的作用大小。因此需要對(duì)所有變量Y′，X′1，X′2，…，X′15的數(shù)據(jù)作中心標(biāo)準(zhǔn)化處理，即，其中xj為第j個(gè)變量的樣本均值，sj為其樣本標(biāo)準(zhǔn)差。變換后，變量Zj的樣本均值為0，樣本標(biāo)準(zhǔn)差為1。

經(jīng)過以上的兩步數(shù)據(jù)預(yù)處理，本文后續(xù)研究均使用經(jīng)過處理后的變量進(jìn)行模型構(gòu)建。

2.參數(shù)估計(jì)

使用前文經(jīng)過預(yù)處理的各變量的最終數(shù)據(jù)，我們采用Eviews6.0對(duì)所有的變量進(jìn)行多元線性回歸，并對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到結(jié)果如表1所示。

表1 各變量回歸系數(shù)的估計(jì)值和t檢驗(yàn)值

上述模型（1）的R2＝0.9744，說明個(gè)人所得稅收入的全部變量中有97.4%的部分可以被自變量所解釋。所以，文中選取的15個(gè)影響個(gè)人所得稅收入的指標(biāo)是合適的。

3.VIF法判定自變量間的多重共線性

根據(jù)吝嗇原則（parsimony principle），在回歸預(yù)測(cè)模型中，剔除掉對(duì)模型沒有顯著影響的變量，使模型結(jié)構(gòu)更為清晰。在多元線性回歸模型中，如果存在多重共線性，則參數(shù)的最小二乘估計(jì)量是不確定的，無法估計(jì)回歸方程中單個(gè)變量獨(dú)自的效應(yīng)，造成很重要的變量t檢驗(yàn)值偏低，這不利于問題的討論。有鑒于此，本文首先檢驗(yàn)自變量間是否存在多重共線性，以及多重共線性的處理。采用VIF法（方差膨脹因子，variance inflation factor）檢驗(yàn)自變量的多重共線性。

自變量Xj的方差膨脹因子定義：

若變量間出現(xiàn)多重共線性的情況，本文采用以下的步驟對(duì)多重共線性進(jìn)行處理：

步驟1 計(jì)算出全部的方差膨脹因子VIF；

步驟2 比較全部的方差膨脹因子VIF，從中選出最大的因子，刪除掉對(duì)應(yīng)的自變量；

步驟3 將剩下的自變量重新做回歸，重復(fù)上述步驟；

步驟4 直到所有的自變量的VIF值都小于15為止。

依上述處理方法，本文在此處刪除掉自變量：X1，X7，X8，X9，X12，X13，最后剩下的所有自變量的VIF值都小于15。此時(shí)，個(gè)人所得稅收入與其它自變量的多元線性回歸模型的R2＝0.946，這說明，雖然刪除掉6個(gè)變量后，但回歸模型的解釋能力并沒有大大降低。

4.向后刪除法篩選影響變量

在確定了沒有明顯多重共線性的變量子集后，我們就可以用普通的方法進(jìn)行變量的選擇了。我們的目的是刪除解釋能力較弱的變量而保留解釋能力較強(qiáng)的變量，為此，使用向后刪除法選擇變量。選擇向后刪除法而不用向前選擇法或者逐步法的原因在于，向后刪除法能更有效地抵御多重共線性帶來的危害，用向后刪除法刪除變量需要考察各變量的t檢驗(yàn)值，每次刪除t檢驗(yàn)值絕對(duì)值最小的一個(gè)變量，直到所有變量的t檢驗(yàn)值絕對(duì)值的最小值大于1時(shí)停止。采用SPSS19.0進(jìn)行多元回歸分析，選擇變量，最后的結(jié)果見表2所示。

表2 向后刪除法每一次刪除的變量和對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)值

刪除掉X2、X15、X5、X4之后，對(duì)剩余變量X3、X6、X10、X11，X14運(yùn)用Eviews6.0進(jìn)行多元回歸，回歸結(jié)果見表3。

表3 用向后刪除法刪除變量后的回歸結(jié)果

向后刪除的過程終止后，剩余的自變量只有5個(gè)。對(duì)這些變量作回歸，最終得到回歸方程（3），相關(guān)的回歸系數(shù)及估計(jì)值結(jié)果見表3。此時(shí)的回歸方程，每個(gè)自變量都有較強(qiáng)的解釋能力（R2＝0.9114），且沒有明顯的多重共線性。

通過多重共線性處理和向后刪除法對(duì)影響變量進(jìn)行篩選，依次刪除掉自變量X1、X7、X8、X9、X12、X13和X2、X15、X5、X4，再對(duì)剩余變量X3、X6、X10、X11、X14進(jìn)行多元回歸分析，最終得到回歸方程（3），其相關(guān)的回歸系數(shù)及估計(jì)值結(jié)果見表3。此時(shí)的回歸方程，每個(gè)自變量都有較強(qiáng)的解釋能力（R2＝0.9114），且沒有明顯的多重共線性。

R2＝0.9114，其中為表3中的回歸系數(shù)。至此，我們得到了對(duì)個(gè)人所得稅有顯著性影響的變量，它們是X3：行業(yè)收入差；X6：商品零售價(jià)格指數(shù)；X10：城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出；X11：城鎮(zhèn)人口百分比；X14：政府財(cái)政支出總額。

其中，yi為第i年的個(gè)人所得稅收入的觀測(cè)值，xi3、xi6、xi10、xi11、xi14為自變量第i年的觀測(cè)值，εi為隨機(jī)誤差。這里R2＝0.9114，說明自變量xi3、xi6、xi10、xi11、xi14對(duì)個(gè)人所得稅收入有顯著性影響，它們是xi3：第i年行業(yè)收入差；xi6：第i年商品零售價(jià)格指數(shù)；xi10：第i年城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出；xi11：第i年城鎮(zhèn)人口百分比，xi14：第i年政府財(cái)政支出總額?；貧w方程（4）表明，行業(yè)收入差、商品零售價(jià)格指數(shù)兩項(xiàng)因素與個(gè)人所得稅收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人口百分比及政府支出這三項(xiàng)因素與個(gè)人所得稅收入呈正向相關(guān)關(guān)系。

5.模型的解釋

通過對(duì)變量的合理刪除，我們得到了t檢驗(yàn)值顯著的5個(gè)變量，它們是與個(gè)人所得稅關(guān)系緊密的5個(gè)變量。以下分別對(duì)它們的作用進(jìn)行解釋：

（1）行業(yè)收入差。它反映了收入最高行業(yè)與收入最低行業(yè)的收入差距水平。從表3中我們可以發(fā)現(xiàn)：行業(yè)收入差與個(gè)人所得稅收入額負(fù)相關(guān)，行業(yè)收入差每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，個(gè)人所得稅收入額將減少0.1104個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。結(jié)果表明，我國產(chǎn)業(yè)間及行業(yè)間收入差距對(duì)個(gè)稅收入有重要影響，其中行業(yè)間收入差距決定了行業(yè)個(gè)稅貢獻(xiàn)的基本態(tài)勢(shì)，對(duì)個(gè)稅收入有較大的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。因?yàn)?，我國個(gè)人的征稅對(duì)象主要是工薪階層，且其累進(jìn)效應(yīng)不是很明顯，加上對(duì)高收入群體的相關(guān)征稅管理不完善，由于行業(yè)收入差距加大導(dǎo)致高收入群體的稅收流失，不利于個(gè)人所得稅的增長。

（2）商品零售價(jià)格指數(shù)。它反映一定時(shí)期內(nèi)商品零售價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度的相對(duì)數(shù)。模型分析結(jié)果顯示，它與個(gè)人所得稅收入額負(fù)相關(guān)，商品零售價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，個(gè)稅收入額會(huì)減少0.1084個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。結(jié)果表明，價(jià)格變動(dòng)是個(gè)稅收入增長的重要影響因素，且隨著商品零售價(jià)格指數(shù)的上漲個(gè)人所得稅收入有所下降。因?yàn)樯唐妨闶蹆r(jià)格指數(shù)的上漲意味著物價(jià)的上漲，CPI不斷攀升，儲(chǔ)蓄的實(shí)際利率已經(jīng)是負(fù)數(shù)，按照所得稅的稅收精神，不但不應(yīng)該征稅，還應(yīng)該對(duì)虧損進(jìn)行彌補(bǔ)，在負(fù)利率的時(shí)候，至少對(duì)存款利息課稅的依據(jù)將不存在。

（3）城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出。它反映城鎮(zhèn)居民的生活消費(fèi)水平。表3數(shù)據(jù)顯示，它與個(gè)人所得稅收入額正相關(guān)，城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金支出每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，個(gè)稅收入額會(huì)增加0.3762個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出與個(gè)稅水平有著密切的關(guān)系，個(gè)人所得稅收入隨著居民消費(fèi)水平的提高而提高。因?yàn)槌擎?zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出的增多，意味著居民實(shí)際收入水平提高，由于個(gè)人所得稅的累進(jìn)作用，其適用稅率相對(duì)提高，有利于個(gè)稅收入的增長。

（4）城鎮(zhèn)人口百分比。它反映了各省的城鎮(zhèn)人口占比。從表3可以看出，城鎮(zhèn)人口百分比與個(gè)人所得稅收入正相關(guān)，其每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，個(gè)人所得稅收入會(huì)增加0.0950個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。結(jié)果表明，城鎮(zhèn)人口所占比重的提高，有利于個(gè)人所得稅收入的增長。因?yàn)閭€(gè)人所得稅采取的是累進(jìn)稅率制度，而城鎮(zhèn)居民相對(duì)收入水平高，隨著城鎮(zhèn)居民的增多，適用稅率隨之“升檔”，稅收收入也呈跳躍式增長，高收入者繳納稅收增長較多。

（5）政府財(cái)政支出總額。它反映了政府參與社會(huì)產(chǎn)品和國民收入分配的狀況。表3的結(jié)果顯示，政府財(cái)政支出總額與個(gè)人所得稅正相關(guān)，即每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的政府財(cái)政支出總額，個(gè)人所得稅會(huì)增加0.6117個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。與城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人口百分比相比，其每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，對(duì)個(gè)人所得稅收入增加的貢獻(xiàn)最大。結(jié)果表明，政府財(cái)政轉(zhuǎn)移支出的增加有利于個(gè)人所得稅收入的提高。因?yàn)?，政府轉(zhuǎn)移支付水平提高，意味著居民實(shí)際可支配收入增加，有利于居民現(xiàn)金消費(fèi)支出水平的提高，進(jìn)一步促進(jìn)個(gè)稅收入增長。

綜上，對(duì)于城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人口百分比及政府支出總額，它們都與個(gè)人所得稅收入額呈正相關(guān)，意味著居民生活消費(fèi)水平越高的地區(qū)，或是城鎮(zhèn)人口比例越高的地區(qū)，或者政府參與國民收入分配越多的地區(qū)，個(gè)人所得稅收入額有增長的趨勢(shì)；而對(duì)于行業(yè)收入差和商品零售價(jià)格指數(shù)，它們都與個(gè)人所得稅收入額呈負(fù)相關(guān)，意味著行業(yè)收入差距越大的地區(qū)或是商品零售價(jià)格指數(shù)越高的地區(qū)，個(gè)人所得稅收入額有下降的趨勢(shì)。

四、結(jié)論及政策建議

根據(jù)前文分析結(jié)果，行業(yè)收入差、商品零售價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)居民現(xiàn)金消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人口百分比、政府財(cái)政支出總額對(duì)個(gè)人所得稅有重要影響?；诠绞杖敕峙湟暯牵疚奶岢鋈缦抡呓ㄗh：

第一，目前我國個(gè)人所得稅收入來源主要來自工資薪金所得稅，自2008年以來工資薪金所得占個(gè)人所得稅收入比重都在60%以上，伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長，我國各行業(yè)的工資薪金收入水平不斷提高，與此同時(shí)，行業(yè)間工資薪金收入差距也在不斷擴(kuò)大，而行業(yè)間收入不平等對(duì)城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距的貢獻(xiàn)也越來越大。因此，必須充分發(fā)揮個(gè)人所得稅對(duì)行業(yè)收入差距的調(diào)節(jié)作用。

第二，目前我國的個(gè)人所得稅費(fèi)用扣除制度主要存在著分類稅制模式下各類所得項(xiàng)目扣除范圍過窄、扣除標(biāo)準(zhǔn)未考慮量能負(fù)擔(dān)和通脹因素。但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，居民收入與商品零售價(jià)格指數(shù)也會(huì)不斷變化，商品零售價(jià)格指數(shù)上漲相當(dāng)于隱性稅收，個(gè)人所得稅的調(diào)節(jié)必須彌補(bǔ)隱性稅收收入的增長才得以滿足就業(yè)者基本生活需要。因此，個(gè)稅的征收應(yīng)考慮與CPI聯(lián)動(dòng)，實(shí)現(xiàn)個(gè)人所得稅的累進(jìn)級(jí)別、扣除標(biāo)準(zhǔn)和起征點(diǎn)與商品零售價(jià)格指數(shù)掛鉤，建立個(gè)稅起征點(diǎn)浮動(dòng)機(jī)制，實(shí)現(xiàn)個(gè)稅起征點(diǎn)動(dòng)態(tài)化管理，同時(shí)允許扣除的生計(jì)費(fèi)用金額每年隨物價(jià)指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，以減少物價(jià)上漲對(duì)個(gè)稅收入的扭曲性影響。

第三，居民的個(gè)人所得稅與居民收入呈正相關(guān)，這也從側(cè)面反映了居民所繳個(gè)人所得稅多少依賴于其生活水平高低，即個(gè)人所得稅的收入高低某種程度上受居民消費(fèi)支出水平影響較大。而個(gè)人所得稅可以通過調(diào)節(jié)收入分配以促進(jìn)消費(fèi)，進(jìn)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而增加居民的可支配收入，提高居民生活水平，擴(kuò)大居民消費(fèi)支出。因此，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，個(gè)人所得稅改革的目標(biāo)應(yīng)該定位為降低中低收入階層稅收負(fù)擔(dān)，通過減稅改善稅收的收入效應(yīng)與替代效應(yīng)，從而促進(jìn)消費(fèi)；同時(shí)，應(yīng)合理進(jìn)行稅收征收，制定適當(dāng)?shù)?、相?duì)較高的個(gè)人所得稅起征點(diǎn)，均分稅負(fù)，從而增加人們的可支配收入，提高居民生活水平，擴(kuò)大居民消費(fèi)支出，拉動(dòng)內(nèi)需，進(jìn)而促進(jìn)國民收入的增加，增強(qiáng)國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力，逐步進(jìn)入良性循環(huán)的軌道。

第四，由于人口、資源、政策、地理環(huán)境的影響，我國各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的差異，從而各地區(qū)居民的收入水平和消費(fèi)水平也存在很大的差距，特別是城鄉(xiāng)之間收入差距水平在逐年擴(kuò)大。因此，應(yīng)該改革我國現(xiàn)行的費(fèi)用扣除標(biāo)準(zhǔn)，充分考慮到不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入水平和消費(fèi)水平對(duì)納稅人的納稅能力的影響，同時(shí)，應(yīng)把享受城市保障和福利的資格與戶口脫鉤，逐步解除戶口的限制條件，真正實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。

第五，優(yōu)化政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。我國財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不合理，行政管理經(jīng)費(fèi)所占比例較高，而在社會(huì)保障、醫(yī)療、教育、環(huán)境保護(hù)等方面的支出比較低，導(dǎo)致民眾實(shí)際享受的公共財(cái)政支出效益沒有得到突顯。這會(huì)削弱政府征稅合法性基礎(chǔ)，同時(shí)也不利于加大征管力度、保證稅收的正常增長。

［1］ALBERTO R P，EMUND S P.Two－sector perspectives on the effects of payroll tax cuts and their financing［J］.Journal of Public Economics，2009，（93）：176－190.

［2］LEIGH A.Do redistributive state taxes reduce inequality［J］.National Tax Journal，2008，（3）：81－104.

［3］KEEN M，PAPAPANAGOS H，SHORROCKS A.Tax reform and progressivity［J］.The Economic Journal，2000，（1）：50－68.

［4］岳希明，徐靜.我國個(gè)人所得稅的居民收入分配效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2012，（6）：18－27.

［5］劉鶴飛.工薪類個(gè)稅征收標(biāo)準(zhǔn)對(duì)調(diào)節(jié)居民收入分配作用的統(tǒng)計(jì)分析［J］.數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2013，（3）：5－14.

［6］黃鳳羽.對(duì)個(gè)人所得稅再分配職能的思考［J］.稅務(wù)研究，2010，（9）：16－20.

［7］劉小川，石琬如.我國個(gè)人所得稅工薪扣除標(biāo)準(zhǔn)的公平性分析與思考［J］.華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2011，（5）：137－142.

［8］李宇，劉窮志.收入不平等與最優(yōu)個(gè)人所得稅轉(zhuǎn)移支付再分配系統(tǒng)［J］.財(cái)經(jīng)論叢，2012，（3）：46－52.

［9］呂冰洋，臺(tái)航.我國個(gè)人所得稅的要素結(jié)構(gòu)分析［J］.稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2013，（2）：90－93.

［10］李衛(wèi)剛.稅收增長影響因素的可持續(xù)性分析——基于江蘇、安徽、四川情況的比較［J］.地方財(cái)政研究，2007，（3）：36－39.

［11］孫玉棟.影響我國稅收收入快速增長的因素及其數(shù)量分析［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2008，（6）：33－37.

［12］安體富.對(duì)稅收若干重要問題的思考［J］.稅務(wù)研究，2009，（1）：9－13.

［13］郭慶旺，呂冰洋.經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)稅收增長的影響［J］.涉外稅務(wù)，2004，（9）：10－15.

［14］中國稅收?qǐng)?bào)告編委會(huì).中國稅務(wù)報(bào)告2002－2003［R］.北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版，2003.40－45.

［15］孫秀峰，叢金萍.中國商業(yè)銀行非利息業(yè)務(wù)發(fā)展的影響因素研究——基于金融危機(jī)前后13家上市銀行面板數(shù)據(jù)［J］.大 連 理 工 大 學(xué) 學(xué) 報(bào)（社 會(huì) 科 學(xué) 版），2013，34（4）：36－41.

［16］WEISBERG S.Applied Linear Regression［M］.Hoboken NJ：John Wiley ＆Sons，2005.35.