主觀公平感對(duì)再分配稅制改革被接受程度的影響——一個(gè)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)視角

李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

主觀公平感對(duì)再分配稅制改革被接受程度的影響——一個(gè)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)視角

李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

個(gè)體并非標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中的自私的理性人，而是具有道德和情感的有限理性人，因此，主觀公平感對(duì)個(gè)體的決策具有重要影響。基于調(diào)查問(wèn)卷的PA-OV模型和定序Logit模型的分析表明，在當(dāng)前的中國(guó)，收入相對(duì)低于他人會(huì)導(dǎo)致不公平厭惡，從而降低個(gè)人效用，使得個(gè)體傾向于支持具有收入再分配功能的稅制改革，而收入相對(duì)高于他人則具有相反效應(yīng)；嫉妒心理強(qiáng)度和同情心理強(qiáng)度受很多主觀因素影響，但對(duì)二者構(gòu)成顯著影響的變量差異較大，后者更主要受價(jià)值觀念的影響，而前者則更多與個(gè)人對(duì)收入分配狀況及其成因的主觀判斷和感受相關(guān)。

公平感；不公平厭惡；再分配；稅制改革

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

近年來(lái)，我國(guó)的基尼系數(shù)一直處于高位，政府已經(jīng)將降低貧富收入差距提到了重要位置，包括改革個(gè)人所得稅和房地產(chǎn)稅、提高直接稅比重和直接稅再分配能力的稅制改革已經(jīng)箭在弦上。那么，對(duì)于普通大眾而言，其對(duì)再分配稅制改革的接受與否受哪些因素影響呢？是否如標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)所言，作為一個(gè)理性的、道德和情感中性的經(jīng)濟(jì)人，其對(duì)再分配稅制改革接受與否完全取決于稅制改革所導(dǎo)致的自身客觀收入的變化？與道德、情感、價(jià)值觀相關(guān)的因素對(duì)民眾的態(tài)度是否有影響？若有影響，是什么樣的影響？對(duì)于上述問(wèn)題，決策者均應(yīng)將其納入考量范疇，因?yàn)槊癖娮鳛槎愔聘母锏氖荏w，其態(tài)度與稅制改革的順利推行和實(shí)施效果息息相關(guān)。

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，個(gè)體的效用只與其自身的收入有關(guān)，因此，當(dāng)群體中所有其他個(gè)體的收入都不變，而某個(gè)體的收入提高時(shí)，就是一種帕累托改善。但是，行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，這種帕累托改善是不成立的，因?yàn)樗耸杖氲南鄬?duì)提高可能引致個(gè)體的不良主觀感受，即某個(gè)體效用的提高會(huì)自動(dòng)導(dǎo)致其他個(gè)體效用的降低。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，現(xiàn)實(shí)中的人與標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理性利己主義者假設(shè)不同，是具有道德和情感的有限理性(bounded rationality)個(gè)體。由于具有道德和情感，因此崇尚公平和互惠是大多數(shù)人的共同屬性，公平感在個(gè)體的決策中可能起到至關(guān)重要的作用，當(dāng)個(gè)人收入不變而他人收入提高時(shí)，雖然個(gè)體的客觀收入并未發(fā)生損失，但可能由此產(chǎn)生的不公平感會(huì)導(dǎo)致個(gè)體效用降低。

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的公平實(shí)際上是一種主觀公平，換言之，所謂公平并沒(méi)有一個(gè)明確的客觀標(biāo)準(zhǔn)。基尼系數(shù)能夠以較為精確的數(shù)值來(lái)度量收入在個(gè)體間的分布狀況，但是，基尼系數(shù)反映的公平是一種客觀公平，個(gè)體所感受到的主觀公平往往與這種客觀公平不一致。個(gè)體的主觀公平感受多重因素的影響，其中許多屬于主觀范疇。同時(shí)，由于個(gè)體的有限理性，其沒(méi)有足夠能力獲取完全信息，也只具備有限的計(jì)算和決策能力，所以在決策時(shí)往往采用直覺(jué)式推斷(heuristics)，這毫無(wú)疑問(wèn)會(huì)產(chǎn)生認(rèn)知偏差(cognitive biases)。主觀公平感就建立在這種客觀分配狀況與不完全信息、認(rèn)知偏差、個(gè)體感受相混合的主客觀相結(jié)合的基礎(chǔ)之上。

大量文獻(xiàn)分析和驗(yàn)證了主觀公平感對(duì)個(gè)體決策的影響。最后通牒博弈(ultimatum game)(Güth et al.，1982；Thaler，1988)、獨(dú)裁者博弈(dictator game)(Forsythe，1994)、公共品博弈(public goods game)(Fehr et al.，2002；Fischbacher et al.，2010)等實(shí)驗(yàn)以及其他一些相關(guān)研究(Camerer et al.，1995；Fehr et al.，1993；Fehr et al.，1999)均認(rèn)為，人是具有不公平厭惡(inequity aversion)的，這種不公平厭惡是指?jìng)€(gè)體對(duì)于其感覺(jué)不公平的結(jié)果具有抵觸心理，為了獲得更加公平的結(jié)果寧可放棄自身的一些物質(zhì)利益。不公平厭惡并非僅當(dāng)個(gè)體收入低于他人時(shí)存在，當(dāng)一些個(gè)體收入高于他人時(shí)，也可能會(huì)由于自身收入相對(duì)較高而產(chǎn)生某種“愧疚感”，從而致力于將自己的收入回報(bào)給社會(huì)。不公平厭惡使得主觀不公平感導(dǎo)致個(gè)人效用下降，鑒于此，人們會(huì)產(chǎn)生采取措施遏制不公平、促進(jìn)公平的內(nèi)在動(dòng)力。

一些文獻(xiàn)研究了個(gè)體的道德、情感和有限理性對(duì)其涉稅行為的影響，但這些文獻(xiàn)往往聚焦于稅收遵從行為。Bordignon(1993)指出，納稅人是否希望逃稅取決于其財(cái)政公平感，這種公平感與政府的公共品供給和其他納稅人的行為相關(guān)。Kim(2002)指出，公平感在納稅申報(bào)中很有意義，公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)納稅申報(bào)的作用取決于納稅人在申報(bào)收入時(shí)在何種程度上運(yùn)用公平感，將公平感置于重要位置的個(gè)體在獲得公共轉(zhuǎn)移支付時(shí)會(huì)申報(bào)更高的收入。Hofmann et al.(2015)認(rèn)為，與稅率、收入、稅收審計(jì)概率、罰款力度等外部變量相似，公民的“內(nèi)部變量”，如個(gè)人價(jià)值觀、其所觀察到的社會(huì)規(guī)范和公平等同樣會(huì)對(duì)稅收遵從構(gòu)成顯著影響。Bobek et al.(2003)、Alm et al.(2011)等認(rèn)為，個(gè)體并非新古典范式中的自私的理性人，道德在稅收遵從決策中作用巨大。還有一些文獻(xiàn)認(rèn)為有限理性所導(dǎo)致的認(rèn)知偏差等會(huì)影響稅收遵從行為(Alm et al.，1992；Yaniv，1999；Dhami et al.，2007)。國(guó)內(nèi)也有類似研究，如李林木等(2011)基于前景理論分析了公共品供給效率對(duì)高收入者納稅遵從決策的影響。

鑒于此，本文擬從主觀公平感對(duì)民眾效用影響的角度切入，分析民眾對(duì)再分配稅制改革的接受。本文的驗(yàn)證內(nèi)容包括兩個(gè)層面：其一，在民眾對(duì)再分配稅制改革的接受過(guò)程中，不公平厭惡是否真實(shí)存在，其狀況如何；其二，若不公平厭惡存在，對(duì)不公平的厭惡程度，換言之，對(duì)再分配稅制改革的接受程度受哪些因素影響。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年在山東濟(jì)南、濰坊、臨沂三市的598份調(diào)查問(wèn)卷，采用SEM模型中的PA-OV模型和定序Logit模型進(jìn)行分析。

本文的創(chuàng)新之處和貢獻(xiàn)在于將主觀公平感和不公平厭惡引入民眾對(duì)當(dāng)前再分配稅制改革的接受程度分析中，并對(duì)相關(guān)已有理論模型進(jìn)行修正，同時(shí)基于調(diào)查問(wèn)卷采用PA-OV模型和定序Logit模型對(duì)理論假設(shè)進(jìn)行實(shí)證，得出：在我國(guó)再分配稅制改革過(guò)程中，總體而言，基于收入低于他人而產(chǎn)生的不公平厭惡確實(shí)會(huì)提高民眾對(duì)稅制改革的接受程度，但收入高于他人并不會(huì)產(chǎn)生不公平厭惡，也不會(huì)因此促進(jìn)民眾對(duì)稅制改革的接受；同時(shí)，收入低于他人對(duì)個(gè)人效用影響的敏感度(即嫉妒心理強(qiáng)度)主要受個(gè)人對(duì)收入分配狀況及其成因的主觀判斷和感受的影響，而收入高于他人對(duì)個(gè)人效用影響的敏感度(即同情心理強(qiáng)度)則主要與價(jià)值觀念有關(guān)。

二、主觀公平感對(duì)再分配稅制改革被接受程度的影響——基本理論模型設(shè)定

依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，當(dāng)一個(gè)集體中存在n個(gè)個(gè)體時(shí)，每個(gè)個(gè)體的效用只與其本人的收入相關(guān)，即Ui(x)=xi，其中，Ui(x)為第i個(gè)個(gè)體的效用(i∈{1,…,n})，xi為第i個(gè)個(gè)體的收入。Fehr et al.(1999)則認(rèn)為，某個(gè)個(gè)體效用的大小，不僅是其本人收入的函數(shù)，也是其本人收入與集體中其他成員收入差距的函數(shù)，其效用函數(shù)為：

其中，i,j∈{1,…,n}，αi表示收入低于他人對(duì)個(gè)體i效用影響的敏感度(即嫉妒心理強(qiáng)度)，βi則表示收入高于他人對(duì)個(gè)體i效用影響的敏感度(即同情心理強(qiáng)度)。

Fehr et al.(1999)設(shè)定上述函數(shù)的前提假設(shè)包括兩個(gè)：其一，除純粹自私的個(gè)體之外，也存在一些不喜歡非公平結(jié)果的個(gè)體，當(dāng)這些個(gè)體的收入低于或高于其他人時(shí)，他們都會(huì)感到不公平；其二，一般而言，個(gè)體的收入低于他人較其收入高于他人所感受到的不公平程度更強(qiáng)烈。因此，在上式中，βi≤αi,且0≤βi≤1。

這個(gè)效用函數(shù)納入了由于個(gè)體的收入低于或高于他人而產(chǎn)生的不公平感，是對(duì)傳統(tǒng)效用函數(shù)的一個(gè)修正，也更加接近現(xiàn)實(shí)，但此函數(shù)仍然沒(méi)有完全打破理性假設(shè)，因其使用的是個(gè)體的客觀收入差距，這意味著其默認(rèn)所有個(gè)體都能夠確知他人的客觀收入，而依據(jù)自身與他人的客觀收入差距來(lái)作為衡量不公平感的基準(zhǔn)。但筆者認(rèn)為，在現(xiàn)實(shí)世界中，由于人是有限理性的，因此，個(gè)體i是無(wú)法準(zhǔn)確知曉他人(個(gè)體j，j≠i)的客觀收入的，而只能依據(jù)其具有的有限信息實(shí)施猜測(cè)，猜測(cè)結(jié)果是他人客觀收入的函數(shù)，但往往不等于他人的客觀收入。即個(gè)體i所猜測(cè)的個(gè)體j的收入(即個(gè)體j的主觀收入)yj=f(xj)會(huì)與個(gè)體j的客觀收入xj相關(guān)，但由于信息不完全和認(rèn)知偏差，其與客觀收入xj相比會(huì)存在偏高或偏低。

綜上所述，筆者將前述理論模型修訂為：

(1)

其中：yj=f(xj)；i,j∈{1,…,n}。

這個(gè)模型的含義為：個(gè)體i的效用ui(x)不僅僅是其個(gè)人收入xi的函數(shù)，也是xi與其他個(gè)體主觀收入(yj)差距的函數(shù)，當(dāng)yj>xi時(shí)，個(gè)體i認(rèn)為自身收入較個(gè)體j低，由此產(chǎn)生的主觀不公平感會(huì)降低其效用；反之，當(dāng)yj

將模型(1)應(yīng)用到對(duì)再分配稅制改革被接受程度的分析方面，當(dāng)個(gè)體i的收入高于或低于其他人時(shí)，基于不公平厭惡，其效用下降，而再分配稅收政策改革能夠縮小個(gè)體間的收入差距，從而改善個(gè)體i的主觀感受，提高其效用水平，進(jìn)而就會(huì)獲得個(gè)體i的支持。換言之，民眾的不公平厭惡會(huì)提高其對(duì)再分配稅制改革的接受程度。

基于上述分析，可設(shè)定：

假設(shè)1：αi>0，即收入相對(duì)較低所導(dǎo)致的主觀不公平感會(huì)降低個(gè)體效用，從而導(dǎo)致個(gè)體更加贊同再分配稅制改革。

假設(shè)2：βi>0，即收入相對(duì)較高所導(dǎo)致的主觀不公平感會(huì)降低個(gè)體效用，從而導(dǎo)致個(gè)體更加贊同再分配稅制改革。

三、主觀公平感對(duì)再分配稅制改革被接受程度的影響——進(jìn)一步的分析

(一)社會(huì)觀念的影響

主觀公平感本身隱含著價(jià)值判斷，而這種價(jià)值判斷的依據(jù)是風(fēng)俗、社會(huì)規(guī)范及社會(huì)的主流價(jià)值觀。在一個(gè)社會(huì)中，如果多數(shù)人普遍傾向于均貧富，那么，收入差距對(duì)收入相對(duì)較低者而言，就會(huì)造成較嚴(yán)重的不良主觀感受，從而導(dǎo)致其效用度下降，αi>0，均貧富的觀念越強(qiáng)烈，αi的水平越高。反之，若社會(huì)主流觀念對(duì)收入差距較為包容，則收入相對(duì)較低者對(duì)收入差距就不會(huì)太敏感，αi的水平就會(huì)較低。

對(duì)于βi而言，在一個(gè)主流觀念傾向于均貧富的社會(huì)，具有一定利他主義傾向和同情心的收入相對(duì)較高者可能會(huì)產(chǎn)生一定的愧疚感，從而可能βi>0，且水平相對(duì)較高。

就我國(guó)而言，一方面，歷史上就有“不患寡而患不均”的觀念，歷次的農(nóng)民起義大多起因于此，而“為富不仁”這個(gè)詞的廣泛使用，更是隱隱流露著對(duì)富人高收入的不平；另一方面，建國(guó)后實(shí)行多年的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制打在社會(huì)觀念上的平均主義烙印目前仍然存在，許多人對(duì)收入差距的包容程度較低。鑒于此，個(gè)體i的αi水平應(yīng)當(dāng)相對(duì)較高，對(duì)收入相對(duì)較高者的嫉妒心理可能會(huì)促使民眾贊同對(duì)比自身收入高的個(gè)體課征更多的稅收。

(二)收入分配狀況的影響

主觀公平感并不完全取決于客觀分配狀況，但是，客觀的收入差距確實(shí)會(huì)反射到主觀公平感上。許多文獻(xiàn)對(duì)社會(huì)比較過(guò)程進(jìn)行了研究，認(rèn)為人們之間的相對(duì)收入會(huì)影響個(gè)體福利和行為，個(gè)體會(huì)將自身收入與相關(guān)參照群體的收入進(jìn)行比較，若其覺(jué)得自身獲得的相對(duì)利益過(guò)少，即使其收入絕對(duì)額較高，也會(huì)產(chǎn)生相對(duì)剝奪感(relative deprivation)(Homans，1961；Adams，1963； Davis，1959； Pollis，1968；Klugel，1988；Kreidl，2000，史耀疆 等，2006)。因此，當(dāng)一個(gè)社會(huì)貧富差距過(guò)大時(shí)，收入相對(duì)較低的個(gè)體更容易產(chǎn)生相對(duì)剝奪感，從而使得αi大于零，其個(gè)人效用降低。收入差距越大，上述相對(duì)剝奪感越強(qiáng)烈，αi水平越高。

若一個(gè)社會(huì)的收入差距較大，個(gè)體或許會(huì)因此對(duì)比自己收入低的其他個(gè)體產(chǎn)生同情心理，而導(dǎo)致βi提高，但個(gè)體也可能會(huì)因還有很多人比自己收入高得多而認(rèn)為收入差距較大是正常現(xiàn)象，因此，不會(huì)因自身收入相對(duì)較高而產(chǎn)生愧疚感，從而使得βi較低。

改革開(kāi)放初期，基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的迫切需要，在公平與效率的權(quán)衡中，我國(guó)政府是將效率放在公平之上的，即“效率優(yōu)先，兼顧公平”，而主要基于市場(chǎng)的收入分配結(jié)果毫無(wú)懸念地會(huì)導(dǎo)致較高的收入差距。同時(shí)，我國(guó)目前仍屬于發(fā)展中國(guó)家，2013年人均國(guó)民總收入為6560美元，為世界平均水平10683美元的61.41%，*數(shù)據(jù)來(lái)源于World Development Indicators 2015。根據(jù)庫(kù)茲涅茨曲線的倒U型形狀，人均收入處于中間階段的國(guó)家收入差距會(huì)較大。因此，我國(guó)當(dāng)前的基尼系數(shù)較高，客觀收入差距相當(dāng)大。這會(huì)使許多個(gè)體在與其他人比較的過(guò)程中，產(chǎn)生更強(qiáng)烈的相對(duì)剝奪感，進(jìn)而導(dǎo)致αi水平提高，更傾向于贊同對(duì)比自己收入高的人征收更多的稅收；但是，在這樣的背景下，個(gè)體是否愿意將自己的部分收入以稅收的形式轉(zhuǎn)移給相對(duì)收入較低者，即βi的水平如何，則較難確定。

(三)收入來(lái)源狀況的影響

Kahneman et al.(1986)提出了雙邊賦權(quán)(dual entitlement)模型，認(rèn)為，在交易中，如果一方用于牟利的市場(chǎng)力量是基于不當(dāng)手段獲取的，是不公平的。雖然這個(gè)理論被用于研究公平約束對(duì)價(jià)格及工資的影響，但其原理在其他領(lǐng)域也是共通的，即人們判斷是否公平，依據(jù)的并非僅僅是結(jié)果，手段也很重要。在個(gè)人收入領(lǐng)域，如果個(gè)體i認(rèn)為比其收入高的個(gè)體j的收入更多是基于不正當(dāng)?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境而獲得，其αi的水平就會(huì)較高；反之，如果其認(rèn)為個(gè)體j的收入來(lái)源較為正當(dāng)，則其αi的水平就會(huì)相對(duì)較低。另外，如果個(gè)體i認(rèn)為社會(huì)中個(gè)體較高收入的獲得是基于不正當(dāng)?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境，則面對(duì)收入較其更低的其他個(gè)體時(shí)，可能會(huì)更容易產(chǎn)生負(fù)疚感，進(jìn)而提高βi的水平。

此外，如果收入較低者j的低收入是基于殘疾、疾病等客觀原因，則較高收入者i就可能對(duì)其產(chǎn)生更多的同情，βi就可能較高；反之，若較低收入者j之所以收入低是基于懶惰等不正當(dāng)因素，則較高收入者i的βi就會(huì)較低，較高收入者通過(guò)稅收轉(zhuǎn)移收入給個(gè)體j的意愿就會(huì)較小。

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自改革開(kāi)放以來(lái)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)秩序和法律框架不斷完善，但是，目前經(jīng)濟(jì)環(huán)境仍存在一定問(wèn)題，導(dǎo)致一些人通過(guò)不正當(dāng)?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境聚斂財(cái)富，從而使其他人尤其是低收入者在比較中感受到更加強(qiáng)烈的不公平，從而提高收入相對(duì)較低者的αi，產(chǎn)生支持政府對(duì)這些較高收入者課稅的動(dòng)機(jī)；而如前所述，較高收入者是否愿意以繳納更多稅收的方式向較低收入者轉(zhuǎn)移收入，則取決于較低收入者收入較低的原因，因此，βi的高低取決于不同的情況。

(四)認(rèn)知偏差的影響

個(gè)體i對(duì)其他個(gè)體收入的認(rèn)知偏差也會(huì)影響αi的水平。這種認(rèn)識(shí)偏差包括對(duì)其他個(gè)體收入數(shù)量的認(rèn)知偏差和對(duì)其他個(gè)體收入來(lái)源狀況的認(rèn)知偏差。如果收入相對(duì)較低的個(gè)體i所猜測(cè)的個(gè)體j的主觀收入yj=f(xj)高于其實(shí)際收入xj，則可能會(huì)強(qiáng)化個(gè)體i對(duì)收入分配差距過(guò)大的認(rèn)知；如果個(gè)體i對(duì)個(gè)體j的收入來(lái)源存在錯(cuò)誤猜測(cè)，則可能會(huì)強(qiáng)化個(gè)體i對(duì)個(gè)體j收入來(lái)源不正當(dāng)?shù)恼J(rèn)知。上述兩種狀況都會(huì)加重個(gè)體i的收入分配不公平感，從而提高αi的水平。而收入相對(duì)較高者，由于認(rèn)知偏差也可能會(huì)產(chǎn)生相對(duì)剝奪感，從而可能不愿意將自己的收入轉(zhuǎn)移給較低收入者，即βi降低。

隨著網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展和自媒體的興起，我國(guó)公眾獲得信息的渠道更加多樣，但這些信息有許多是存在偏誤甚至是完全錯(cuò)誤的，這就加重了有限理性個(gè)體的認(rèn)知偏差。當(dāng)前的一些信息似乎存在系統(tǒng)性偏差，即一方面夸大某些群體的收入數(shù)量，另一方面夸大某些群體收入的非正當(dāng)性，因此就會(huì)強(qiáng)化公眾的相對(duì)剝奪感，從而提高較低收入者對(duì)政府向較高收入者收取更多稅收的支持力度。而較高收入者，由于相對(duì)剝奪感，可能因此降低對(duì)再分配稅制改革的支持力度。

基于上述分析，可以設(shè)定：

假設(shè)3：αi和βi受社會(huì)觀念、收入分配狀況、收入來(lái)源狀況、偏好誤識(shí)等因素的影響。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源及實(shí)證檢驗(yàn)

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自于2016年實(shí)施的問(wèn)卷調(diào)查，調(diào)查地點(diǎn)為山東省濟(jì)南市、臨沂市和濰坊市，每個(gè)城市分別收回了200份問(wèn)卷，剔除無(wú)效問(wèn)卷2份后，共獲得有效問(wèn)卷598份。這三個(gè)城市類型不同，其中，濟(jì)南市是山東省省會(huì)，屬于俗稱的二線城市，2015年人均地區(qū)生產(chǎn)總值85919元；濰坊市，是位于山東半島中部的地級(jí)市，2015年人均GDP為55824元；臨沂市是位于山東省東南部的地級(jí)市，屬于老區(qū)，為較為典型的內(nèi)陸城市，2015年人均GDP為33480元。*數(shù)據(jù)分別來(lái)源于《2015年濟(jì)南市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《2015年濰坊市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》及臨沂市政府網(wǎng)站。三個(gè)城市在地理位置、歷史沿革、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面均有所不同，具有一定的代表性。

(一)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

本文擬設(shè)定四個(gè)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，其中模型一、模型二檢驗(yàn)假設(shè)1、假設(shè)2，即αi和βi均大于零，換言之，個(gè)體由于收入強(qiáng)勢(shì)或收入弱勢(shì)而產(chǎn)生的主觀不公平感均會(huì)導(dǎo)致個(gè)體效用下降，進(jìn)而會(huì)使其傾向于接受調(diào)控力度增加的再分配稅制改革；模型三和模型四檢驗(yàn)假設(shè)3，即檢驗(yàn)αi和βi的影響因素。

1.模型一和模型二

由于數(shù)據(jù)條件以及其他限制，以前述方程(1)直接作為實(shí)證模型進(jìn)行分析顯然無(wú)法實(shí)施。因此，為了檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2，擬設(shè)定兩個(gè)結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)的觀察變量路徑分析模型(PA-OV模型)，分別驗(yàn)證αi和βi的取值。之所以采用SEM模型，是因?yàn)橄鄬?duì)傳統(tǒng)回歸分析，其能夠同時(shí)進(jìn)行多層次的路徑分析，允許設(shè)定中間變量，且允許不同變量之間存在一定相關(guān)，以確定變量之間的相互影響以及自變量對(duì)因變量的直接和間接影響，而在本文的模型一和模型二中，一些自變量之間具有一定的因果關(guān)系，SEM模型的PA-OV模型較為適合這種變量關(guān)系。同時(shí)，SEM模型較為適合定序變量分析，而模型一和模型二中的因變量和一些自變量均為定序變量。模型一和模型二的設(shè)定見(jiàn)圖1、圖2。

圖1模型一

圖2模型二

模型一和模型二中各變量的說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 模型一和模型二的變量說(shuō)明

變量inf和變量sup分別表示個(gè)體i自認(rèn)為的收入低于他人程度和高于他人程度。如何在實(shí)證中衡量個(gè)體對(duì)其他個(gè)體收入的主觀認(rèn)定是個(gè)難點(diǎn)，為了解決這個(gè)問(wèn)題，筆者將所有個(gè)體的收入由低到高平均分為5個(gè)級(jí)別，然后在調(diào)查問(wèn)卷中讓被調(diào)查者確定自身所屬的級(jí)別。這種自身級(jí)別的確定實(shí)際上是個(gè)體對(duì)自身收入在人群中的主觀定位，既包含了個(gè)體對(duì)自身收入的認(rèn)定，也包含了其對(duì)他人收入的猜測(cè)。個(gè)體i自認(rèn)為的收入級(jí)別以Gi表示，其猜測(cè)的其他個(gè)體j的收入級(jí)別以Gj表示，Gi、Gj的數(shù)值依據(jù)收入由低到高分別為1～5。如當(dāng)某個(gè)體i認(rèn)為自身收入處于級(jí)別2時(shí)，其即默認(rèn)有20%的其他個(gè)體處于級(jí)別1(較其收入低)，各有20%的其他個(gè)體分別處于級(jí)別3、級(jí)別4和級(jí)別5(均較其收入高)，其inf和sup即可分別按照以下公式計(jì)算得出：

在模型一中，內(nèi)生變量是稅改意愿opi和收入低于他人程度inf，外生變量是收入的對(duì)數(shù)ln inc、學(xué)歷edu、性別gen和年齡age，這是一個(gè)復(fù)回歸，一方面被解釋變量是opi，解釋變量為inf和ln inc，同時(shí)控制了age、gen和edu等變量；另一方面inf是被解釋變量，而edu和ln inc為解釋變量。首先，根據(jù)假設(shè)1，inf越大，基于不公平厭惡，個(gè)體的效用下降越多，其越贊同具有收入再分配作用的稅制改革，因此，inf的回歸系數(shù)(α的相反數(shù))應(yīng)當(dāng)為負(fù)；其次，收入越高，個(gè)體的效用越高，而再分配稅制改革可能會(huì)降低其收入，從而降低其效用，因此，ln inc的回歸系數(shù)也應(yīng)當(dāng)為負(fù)；再次，edu、gen、age對(duì)稅改意愿的影響較難準(zhǔn)確確定；最后，ln inc和edu影響inf，ln inc越高，個(gè)體i越可能認(rèn)為自身處于較高的收入水平，因此inf可能越低，ln inc對(duì)inf的回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)為負(fù)，而學(xué)歷edu一方面可能會(huì)對(duì)收入提高有利，另一方面則可能提高個(gè)體對(duì)收入級(jí)別的判斷能力，從而使個(gè)體對(duì)自身收入水平具有更正確的判斷，但其對(duì)inf 的影響方向難以確定。

與模型一的不同在于，模型二以收入高于他人程度sup替代了收入低于他人程度inf，而且模型二中的變量和回歸性質(zhì)、變量之間的關(guān)系與模型一類似，區(qū)別在于：根據(jù)假設(shè)2，基于不公平厭惡，sup越高，個(gè)體的效用下降越多，其越贊同收入再分配稅制改革，因此，sup的回歸系數(shù)(β的相反數(shù))應(yīng)當(dāng)為負(fù)；ln inc越高，個(gè)體越可能認(rèn)為自身處于較高的收入水平，進(jìn)而sup越高，因此，ln inc對(duì)sup的回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)為正。

模型二是以變量收入高于他人程度sup替代了變量收入低于他人程度inf，其他變量和模型形式相同，因此，這兩個(gè)模型可以互為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 模型三及模型四

模型三和模型四分別分析αi和βi的影響因素?？紤]到變量的特點(diǎn)，本文采用定序Logit模型，依據(jù)前文分析選擇解釋變量。模型變量的說(shuō)明見(jiàn)表2，在模型三中，被解釋變量為αi，在模型四中，被解釋變量為βi，兩個(gè)模型的解釋變量和控制變量相同。解釋變量和控制變量的預(yù)期系數(shù)符號(hào)也列在了表2中，其中，解釋變量的符號(hào)設(shè)定依據(jù)前文的分析；對(duì)于控制變量而言，收入較高者的相對(duì)剝奪感可能較低，因此，收入水平與αi可能負(fù)相關(guān)，ln inc系數(shù)為負(fù)；收入水平與βi的符號(hào)則較難確定，一方面收入較高可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生更大的負(fù)疚感，但另一方面收入較高也可能會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生較高的自豪感，從而不但不降低自身效用，反而導(dǎo)致自身效用的提高，因此，ln inc與βi的符號(hào)不定。學(xué)歷(edu)較高的個(gè)體，對(duì)真實(shí)信息的掌握程度和對(duì)信息的處理能力較高，因此，其可能對(duì)相對(duì)剝奪感的感知更加理性，從而edu可能與αi負(fù)相關(guān)；同時(shí)，學(xué)歷較高者可能更加注重公平和人文關(guān)懷，從而使得βi與學(xué)歷正相關(guān)。而年齡(age)和性別(gen)對(duì)αi和βi的影響方向則難以確定。

表2 模型三和模型四的變量說(shuō)明

注：括號(hào)中的+、-分別表示變量系數(shù)在模型三和模型四中的預(yù)期符號(hào)。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

1.模型一和模型二的估計(jì)結(jié)果

模型一和模型二變量的特征描述見(jiàn)表3。

表3 模型一和模型二的變量描述

這里使用AMOS 22.0軟件進(jìn)行分析。首先，對(duì)模型一和模型二實(shí)施“違犯估計(jì)”(offending estimates)檢驗(yàn)，可發(fā)現(xiàn)二者的誤差方差均大于0，模型一的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)絕對(duì)值介于0.035和0.324之間，模型二的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)絕對(duì)值介于0.034和0.292之間，均未超過(guò)0.95，說(shuō)明這兩個(gè)模型都未發(fā)生違犯估計(jì)現(xiàn)象，能夠?qū)嵤┱w模型擬合度的檢驗(yàn)。整體模型擬合度檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可見(jiàn)，模型一和模型二的整體擬合度良好。

表4 模型一和模型二整體模型擬合度檢驗(yàn)指標(biāo)

模型一和模型二的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(回歸系數(shù))見(jiàn)表5。

表5 模型一和模型二的路徑分析結(jié)果

注：***表示在1%水平顯著，**表示在5%水平顯著，*表示在10%水平顯著。下同。

模型一和模型二的路徑分析結(jié)果顯示：

(1)收入低于他人程度(inf)越高，個(gè)體越支持再分配稅制改革，即αi>0(inf的系數(shù)為-αi)，且在5%水平顯著，從而驗(yàn)證了假設(shè)1，說(shuō)明個(gè)體自認(rèn)為收入低于他人確實(shí)會(huì)導(dǎo)致主觀不公平感，并進(jìn)而作用于其對(duì)再分配稅制改革的態(tài)度。

(2)收入高于他人程度(sup)越高，個(gè)體對(duì)待再分配稅制改革的態(tài)度越消極，即βi<0(sup的系數(shù)為-βi)，且在5%水平顯著，從而否定了假設(shè)2，說(shuō)明個(gè)體并未因收入相對(duì)較高而產(chǎn)生主觀不公平感，相反，收入相對(duì)較高反而使個(gè)體反對(duì)再分配稅制改革。

(3)學(xué)歷(edu)對(duì)個(gè)體稅改意愿(opi)的直接影響不顯著，但是，學(xué)歷對(duì)個(gè)體收入低于他人程度(inf)有著顯著的負(fù)向影響，并通過(guò)inf對(duì)稅改意愿(opi)構(gòu)成間接影響，即學(xué)歷越高，個(gè)人自認(rèn)為的收入低于他人程度越低，稅改意愿越弱。

(4)收入(ln inc)對(duì)稅改意愿(opi)的影響較為復(fù)雜，一方面，其對(duì)稅改意愿有直接影響，收入越高，越不支持稅制改革；另一方面，其還通過(guò)對(duì)inf和sup的影響對(duì)opi構(gòu)成間接影響，仍然是收入越高，越不支持稅制改革。此外，個(gè)體年齡(age)越大，越支持稅制改革。收入和年齡的影響均在統(tǒng)計(jì)上顯著。但是，性別(gen)對(duì)稅改意愿(opi)的影響不顯著。

在模型一和模型二中，ln inc、edu、gen及age等變量對(duì)opi的系數(shù)及臨界比值非常相近，說(shuō)明不論納入變量inf還是變量sup，模型的檢驗(yàn)結(jié)果都是類似的，較為穩(wěn)健。

2. 模型三和模型四的估計(jì)結(jié)果

這里使用Stata14軟件進(jìn)行分析。鑒于篇幅所限，模型三和模型四解釋變量和控制變量的描述從略。

對(duì)模型三和模型四的解釋變量和控制變量進(jìn)行方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在多重共線性。采用定序Logit模型實(shí)施分析，并使用AIC準(zhǔn)則通過(guò)逐步回歸對(duì)變量進(jìn)行篩選，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 模型三和模型四的估計(jì)結(jié)果

注：表中數(shù)據(jù)為OR值，括號(hào)中數(shù)據(jù)為z值。

可以看出：

(1)嫉妒心理強(qiáng)度(αi)受多種因素的影響，其中，收入差距狀況(igap)、高收入者來(lái)源正當(dāng)性(isou)、是否應(yīng)當(dāng)補(bǔ)貼因個(gè)人能力低致貧者(aabi)、是否應(yīng)當(dāng)補(bǔ)貼因環(huán)境不公平致貧者(aenv)、環(huán)境不公平是否為收入差距首要成因(ievn)、年齡(age)均對(duì)其具有顯著正向影響，收入(ln inc)則對(duì)其具有顯著負(fù)向影響。換言之，個(gè)體認(rèn)為當(dāng)前收入差距越不適當(dāng)、高收入者的收入來(lái)源越不正當(dāng)，αi水平越高；當(dāng)個(gè)體認(rèn)為應(yīng)當(dāng)對(duì)因個(gè)人能力低或因環(huán)境不公致貧者進(jìn)行補(bǔ)貼、環(huán)境不公是收入差距首要成因時(shí)，其水平越高；個(gè)體年齡越大，其越高；個(gè)體收入越高，其越低。而社會(huì)觀念(soc)、是否應(yīng)當(dāng)對(duì)因殘疾疾病致貧者進(jìn)行補(bǔ)貼(adis)、學(xué)歷(edu)和性別(gen)對(duì)αi的影響不顯著。

(2)同情心理強(qiáng)度()主要受社會(huì)觀念(soc)、是否應(yīng)補(bǔ)貼因殘疾疾病致貧者(adis)、是否應(yīng)補(bǔ)貼因環(huán)境不公平致貧者(aenv)、年齡(age)的顯著影響，且全部是正向影響，其中社會(huì)觀念的影響最大，且非常顯著，說(shuō)明當(dāng)個(gè)體認(rèn)為歷史傳統(tǒng)和社會(huì)觀念較為崇尚公平時(shí)，其收入相對(duì)較高更容易產(chǎn)生“負(fù)疚感”。但是，對(duì)αi有顯著影響的許多變量，如igap、isou、aabi、ievn、ln inc等，對(duì)βi的影響并不顯著；與αi相同，學(xué)歷和性別對(duì)βi的影響也不顯著。

上述結(jié)果顯示，大量的主觀因素會(huì)對(duì)αi、βi產(chǎn)生顯著影響，這些因素中的大多數(shù)要么幾乎完全取決于主觀感受，如aabi、aenv、adis，要么取決于客觀狀況和主觀想象的結(jié)合，如igap、isou、ievn、soc，這證實(shí)現(xiàn)實(shí)中的個(gè)體并非標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中的理性人，有限理性對(duì)其決策構(gòu)成重大影響。同時(shí)，對(duì)αi構(gòu)成顯著影響的變量與對(duì)βi構(gòu)成顯著影響的變量存在較大差異，其中，收入差距狀況(igap)、高收入者來(lái)源正當(dāng)性(isou)、環(huán)境不公平是否為收入差距首要成因(ievn)等對(duì)αi構(gòu)成顯著影響，但對(duì)βi的影響不顯著，而社會(huì)觀念(soc)對(duì)βi的影響顯著，對(duì)αi則不顯著，這說(shuō)明同情心理強(qiáng)度βi更主要還是受個(gè)人價(jià)值觀念的影響，而嫉妒心理強(qiáng)度αi則更多與個(gè)人對(duì)收入分配狀況及其成因的主觀判斷和感受相關(guān)。

五、結(jié)論及啟示

本文的研究表明，個(gè)體并非沒(méi)有道德和情感的理性人，其決策除了受客觀因素的影響外，主觀感受也至關(guān)重要。在對(duì)再分配稅制改革的支持與否方面，個(gè)體的主觀公平感是一個(gè)重要影響因素。本文的主要研究結(jié)論如下：

第一，收入相對(duì)低于他人會(huì)導(dǎo)致不公平厭惡，從而降低個(gè)人效用，使得個(gè)體傾向于支持具有收入再分配功能的稅制改革。

第二，收入相對(duì)高于他人并不會(huì)導(dǎo)致不公平厭惡，相反，這種狀況反而提高了個(gè)人效用，進(jìn)而使得個(gè)體反對(duì)具有收入再分配功能的稅制改革。

第三，嫉妒心理強(qiáng)度(αi)和同情心理強(qiáng)度(βi)也受多種因素的影響，其中一些因素帶有主觀色彩，如soc、igap、isou、adis、aabi、aenv、ienv等，即個(gè)體的主觀因素對(duì)這兩個(gè)心理強(qiáng)度的影響非常嚴(yán)重，但是，對(duì)αi構(gòu)成顯著影響的變量與對(duì)βi構(gòu)成顯著影響的變量存在較大差異，同情心理強(qiáng)度(βi)主要受價(jià)值觀念的影響，而嫉妒心理強(qiáng)度(αi)則更多與個(gè)人對(duì)收入分配狀況及其成因的主觀判斷和感受相關(guān)。

第四，客觀因素的影響不盡相同。首先，收入(ln inc)對(duì)稅改意愿的影響通過(guò)直接和間接兩個(gè)路徑實(shí)現(xiàn)，其直接影響及通過(guò)inf和sup的中介作用對(duì)稅改意愿構(gòu)成的間接影響均為收入越高，越不支持再分配稅制改革。收入對(duì)αi具有顯著的負(fù)向影響，即收入越高，嫉妒心理強(qiáng)度越低，但收入對(duì)同情心理強(qiáng)度(βi)的影響不顯著。其次，學(xué)歷(edu)通過(guò)對(duì)inf的中介作用對(duì)稅改意愿構(gòu)成間接影響，學(xué)歷越高，稅改意愿越弱。再次，年齡(age)越大，越支持稅制改革；同時(shí)，年齡越大，αi、βi越高，其越容易產(chǎn)生不公平厭惡。而性別(gen)對(duì)稅改意愿和αi、βi的影響都不顯著，說(shuō)明在這些方面，不同性別的個(gè)體沒(méi)有明顯差異。

據(jù)此，在實(shí)施再分配稅制改革時(shí)，決策者需要重視主觀因素的影響，進(jìn)行適當(dāng)引導(dǎo)，盡量強(qiáng)化民眾基于主觀感受而產(chǎn)生的對(duì)稅制改革的支持，降低其基于主觀感受而產(chǎn)生的非理性因素對(duì)稅制改革的抵觸，以降低改革成本，提高改革成效。

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(責(zé)任編輯 劉志煒)

ImpactofSubjectiveSenseofEquityonAcceptanceofRedistributiveTaxationReform:PerspectiveofBehavioralEconomics

LI Wen

(School of Economics, Shandong University, Jinan 250100)

Individuals are not selfish rational people as the standard economic models describe, but rather bounded rational ones with morality and emotion, hence subjective sense of equity plays an important role in decision making. PA-OV model and ordered logit model based on questionnaire indicate that, nowadays in China, relatively lower income may result in inequity aversion, and consequently lead to decrease of personal utility, making an individual inclined to back up redistributional taxation reform, whereas relatively higher income has an opposite effect. The intensity of jealousy and the intensity of sympathy are affected by many subjective factors, but variables imposing significant effects on them are quite different. The latter is impacted mostly by values while the former is more concerned with personal subjective judgments and feelings on status of income distribution and the causes of it.

sense of equity; inequity aversion; redistribution; taxation reform

2016-12-19

李 文(1969--)，女，山東濟(jì)南人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

國(guó)家社科基金一般項(xiàng)目“公平、效率、國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力原則博弈下的個(gè)人所得稅改革研究”(14BJY164)。

F812.42

：A

：1001-6260(2017)07-0077-11

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.008