個(gè)人所得稅縮減貧富差距的效應(yīng)有多大？1
——基于CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)和刀切法的動(dòng)態(tài)評估

連洪泉 高慶輝 周業(yè)安

0 引言

各國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不得不面對亟須迫切解決的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)難題：日益懸殊的貧富差距，以及由此引發(fā)的各種社會(huì)治安、階層沖突及社會(huì)矛盾等問題。如何采用合適的政策工具降低中低收入者的生活負(fù)擔(dān)，加大對高收入者的調(diào)節(jié)作用，避免貧富差距進(jìn)一步擴(kuò)大，是各國政府需要慎重權(quán)衡取舍的重要政策選擇問題，個(gè)人所得稅也由此成為調(diào)整居民收入再分配的首選政策工具。而我國自改革開改以來，短短三十多年時(shí)間里，個(gè)人所得稅從立法、開征到兩稅合并，工資所得稅免征額調(diào)整了三次，從800元、1600元(2006年)、2000元(2008年)調(diào)整到3500元(2011年)，個(gè)體工商戶生產(chǎn)、經(jīng)營所得稅免征額也在相應(yīng)改革年份中從19200元、24000元提高至42000元，稅率結(jié)構(gòu)從9級(jí)縮減為7級(jí)?？傮w來看，整個(gè)稅制改革進(jìn)程大刀闊斧，調(diào)整力度不可小覷。由此現(xiàn)實(shí)改革背景自然引發(fā)出兩個(gè)問題：我國個(gè)人所得稅政策所帶來的收入再分配效應(yīng)究竟有多大？它能否發(fā)揮政府意圖縮減貧富差距的政策效果？

為更好研究我國個(gè)人所得稅的收入再分配效應(yīng)，準(zhǔn)確得知個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)居民貧富差距的效果，亟須研究者充分利用居民微觀層面的調(diào)查數(shù)據(jù)而非城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的加總數(shù)據(jù)(岳希明等，2012)。國內(nèi)已有一些學(xué)者借助國家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶抽樣樣本或者CHIPS等微觀調(diào)查數(shù)據(jù)評估我國某個(gè)稅制改革階段的稅收免征額設(shè)定及其稅收累進(jìn)性、實(shí)際發(fā)生或模擬不同免征額情境的稅收再分配效應(yīng)(岳樹民等，2011；岳希明等，2012)，或者估算某個(gè)時(shí)間段的基尼系數(shù)(楊耀武和楊澄宇，2015；等)，這些研究為稅收實(shí)踐提供了非常寶貴的借鑒意見，也為這一領(lǐng)域的后續(xù)研究工作提供參照范本。然而，已有研究還明顯欠缺我國三次稅制改革的實(shí)際再分配效應(yīng)的綜合動(dòng)態(tài)評估工作，唯一例外的是徐建煒等(2013)，他們利用國家統(tǒng)計(jì)局的城市住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)綜合評估1997—2011年我國城鎮(zhèn)居民家庭的稅前和稅后基尼系數(shù)，分解、比較和評估我國個(gè)人所得稅的縱向公平、橫向公平、平均有效稅率和稅率累進(jìn)性問題，研究發(fā)現(xiàn)我國個(gè)人所得稅政策調(diào)整在提高稅制累進(jìn)性的同時(shí)也降低了平均有效稅率，總體上它惡化了稅收的收入再分配效應(yīng)。

不過，對于我國三次稅制改革的實(shí)際再配效應(yīng)綜合評估工作還是很有必要進(jìn)一步進(jìn)行深入的研討。主要理由如下：首先，徐建煒等(2013)一文把稅收的收入再分配效應(yīng)簡單分解為縱向公平效應(yīng)和橫向公平效應(yīng)，而其中的橫向公平效應(yīng)實(shí)際上是橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)的總和，他們并沒有嚴(yán)格依據(jù)其所參照的Aronson et al.(1994)分解公式把稅收再分配效應(yīng)分解為縱向累進(jìn)效應(yīng)(vertical progressivity effect，即徐建煒等(2013)論述的縱向公平效應(yīng))、橫向不公平效應(yīng)(horizontal inequity effect，即徐建煒等(2013)論述的橫向公平效應(yīng))和再排序效應(yīng)(reranking effect)，因而他們對于稅收的橫向不公平效應(yīng)的評估結(jié)果及判斷是有瑕疵的(連洪泉，2015)。其次，徐建煒等(2013)的綜合評估對象是以家庭而非個(gè)人作為核算單位，而個(gè)人所得稅的征稅對象是個(gè)人而非家庭，因而以家庭為核算單位并不能真正度量個(gè)人所得稅縮減個(gè)人貧富差距的實(shí)際效果。第三，徐建煒等(2013)的論文只針對城鎮(zhèn)居民估計(jì)而忽視了農(nóng)村居民，這會(huì)明顯低估我國的稅收再分配效應(yīng)。最后，徐建煒等(2013)采用的是國家統(tǒng)計(jì)局的城市住戶抽樣樣本框，而學(xué)界對于基于官方抽樣框和民間研究機(jī)構(gòu)抽樣框的基尼系數(shù)研究結(jié)果爭議頗多(如甘犁，2013；岳希明和李實(shí)，2013；等)。另外，楊耀武和楊澄宇(2015)的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2008—2013年我國基尼系數(shù)連續(xù)五年下降的基本結(jié)論在采用自助法(bootstrap)進(jìn)行區(qū)間估計(jì)之后并不能成立。這意味有關(guān)基尼系數(shù)的主要研究結(jié)論還需要經(jīng)得起來自民間其他研究機(jī)構(gòu)調(diào)查數(shù)據(jù)和其他統(tǒng)計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

有鑒于此，本文利用CHNS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)并運(yùn)用刀切法評估我國稅制改革的收入再分配效應(yīng)及其分配效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化。相對于已有研究，本文具有三個(gè)邊際貢獻(xiàn)：其一，本文嚴(yán)格按照Aronson et al.(1994)的稅收再分配效應(yīng)分解思路進(jìn)行分解和評估，相對國內(nèi)已有研究能夠更加合理地評估我國稅收再分配效應(yīng)。其二，不同于國內(nèi)評估稅收再分配效應(yīng)常用的直接樣本估計(jì)或自舉法(bootstrap)估計(jì)，本文提供了刀切法的估計(jì)結(jié)果及區(qū)間；這一估計(jì)方法可以在解決可能的有偏樣本無偏估計(jì)問題同時(shí)，也為國內(nèi)稅收再分配效應(yīng)究竟是改善還是惡化的爭議結(jié)論提供一份新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。最后，本文試圖通過與已有研究不同的微觀社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)方法綜合評估我國不同時(shí)段稅制改革的稅收再分配效應(yīng)，這一評估結(jié)果并不只局限于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，而是包含城鎮(zhèn)和農(nóng)村住戶，因而它可以為我國稅制改革縮減貧富差異的政策意圖提供一個(gè)全面的量化評估結(jié)果，并為如何進(jìn)一步完善稅制改革縮減貧富差距建言獻(xiàn)策。

本文其余部分安排如下：第1部分簡要概述有關(guān)稅收的收入再分配效應(yīng)及其分解效應(yīng)，第2部分簡要介紹CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)和刀切法，第3部分評估我國稅制改革實(shí)際的收入再分配效應(yīng)及其分解效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化，最后一部分為本文的結(jié)論和政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧

學(xué)界往往通過基尼系數(shù)來刻畫居民貧富差距，并以稅前與稅后收入的基尼系數(shù)比值或差額作為稅收的再分配效應(yīng)(redistribution effect，RE)度量指標(biāo)。這一做法最早可追溯至Musgrave and Thin(1948)，在他們看來，通過稅后收入分配的公平系數(shù)與稅前收入分配的公平系數(shù)的比值可判斷稅率類型，當(dāng)這一比值等于1時(shí)稅率為比例稅率，大于1則為累進(jìn)稅率，小于1則是累退稅率。Kakwani(1977)認(rèn)為，如果采用基尼系數(shù)測度不平等，那么稅前和稅后收入的基尼系數(shù)差額或者比值確實(shí)可以成為稅收累進(jìn)性的一個(gè)簡單指標(biāo)。[注]需要指出的是，國內(nèi)外學(xué)者普遍把稅前和稅后基尼系數(shù)差額稱之為MT指數(shù)，這一說法主要源自Kakwani(1977)的論述，但是該指標(biāo)并不存在Musgrave and Thin(1948)一文當(dāng)中。鑒于這一說法已得到國內(nèi)外已有研究的普遍認(rèn)可，本文也認(rèn)可這一說法。這一簡單指標(biāo)通用性強(qiáng)，可比性高，但是也存在兩個(gè)不足：其一是基尼系數(shù)在測度收入差距方面存在瑕疵。它一方面很難測度收入分布變化的影響效應(yīng)，另一方面卻對中等收入人群的收入變化比較敏感。其二是這一指標(biāo)很可能是稅收的橫向不公平和再排序效應(yīng)等綜合作用的結(jié)果。因?yàn)閺睦碚撋蟻碇v，如果兩人在稅前收入相當(dāng)，那么他們的稅后收入也理應(yīng)相當(dāng)，即他們的稅收待遇是一致的(Feldstein，1976)。但是在現(xiàn)實(shí)生活中由于偷稅漏稅、不同稅源或不同稅率等原因?qū)е孪嗤杖胂硎懿煌愂沾?，由此形成橫向不公平效應(yīng)。此外，不同等級(jí)的稅率結(jié)構(gòu)會(huì)使得那些收入處于同一稅率等級(jí)上下的人在征稅后的收入排序地位發(fā)生變化，形成所謂的再排序效應(yīng)。因而，如何改善估計(jì)方法，從稅收的再分配效應(yīng)中分離出橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)，成為后續(xù)研究研討的重點(diǎn)。

為此，Kakwani(1977)從理論和實(shí)證兩方面證實(shí)稅收再分配效應(yīng)可以分離出平均稅率和稅收累進(jìn)性的影響效應(yīng)。他利用稅收集中系數(shù)與稅前收入基尼系數(shù)的差構(gòu)造稅收累進(jìn)性K指數(shù)，并通過理論邏輯推導(dǎo)出再分配效應(yīng)與稅收累進(jìn)性指數(shù)、平均稅率的關(guān)系。通過對澳大利亞、加拿大、英國和美國1960和1970年代的稅收收入再分配效應(yīng)以及K指數(shù)和平均稅率t所占比重分析，作者證實(shí)了這樣一個(gè)核心結(jié)論：即稅收縮減貧富差距的收入再分配效應(yīng)不僅依賴普遍認(rèn)可的稅收累進(jìn)性程度，同時(shí)也取決于該國的平均稅率水平。

不同于Kakwani(1977)把稅收的再分配效應(yīng)精確分解為稅收累進(jìn)性和平均稅率的影響效應(yīng)，Aronson et al.(1994)則允許征稅過程中存在稅收評價(jià)誤差，因而稅后基尼系數(shù)將由三部分構(gòu)成：不同收入群體的組間基尼系數(shù)、各個(gè)收入群體的組內(nèi)基尼系數(shù)值和不同收入群組收入發(fā)生再排序的數(shù)值?；诖?，Aronson et al.(1994)把稅收的再分配效應(yīng)(RE)分解為三種效應(yīng)：垂直效應(yīng)(vertical effect)、橫向不公平效應(yīng)(horizontal inequity effect)和再排序效應(yīng)(reranking effect)。[注]公式表示為RE=V-H-R；RE為再分配效應(yīng)，V為垂直效應(yīng)，H為橫向不公平效應(yīng)，R為再排序效應(yīng)。依據(jù)Aronson et al.(1994)的定義，垂直效應(yīng)是指每個(gè)人均嚴(yán)格遵照稅制納稅，一視同仁并且不存在差異，它正好等同于Kakwani(1977)的再分配效應(yīng)。橫向不公平效應(yīng)完全來源于相同收入的人因接受不同稅收處理?xiàng)l件而產(chǎn)生的結(jié)果；再排序效應(yīng)則是由于不同收入群組接受不同稅收處理?xiàng)l件而產(chǎn)生稅后收入再排序，它可理解為是稅收再分配效應(yīng)分解為垂直效應(yīng)和橫向效應(yīng)之后的殘差項(xiàng)。

基于稅收再分配的這三種效應(yīng)分解公式，Aronson et al.(1994)研究了英國1978—1990年的稅收再分配效應(yīng)問題。他們的實(shí)證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，再排序效應(yīng)占稅收再分配效應(yīng)將近三分之一，這一效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了垂直效應(yīng)。而當(dāng)采用不同的模型或數(shù)據(jù)時(shí)，垂直效應(yīng)明顯上升，不平等稅收導(dǎo)致的處理效應(yīng)明顯下降，但是再排序效應(yīng)依然顯著存在。這一實(shí)證結(jié)果質(zhì)疑了英國個(gè)人所得稅在1978—1990年的公平性問題。Wagstaff et al.(1999)則綜合Aronson et al.(1994)和Kakwani(1977)的分解方法，把12個(gè)OECD國家的稅收再分配效應(yīng)分解為平均稅率、稅收累進(jìn)性、橫向公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，丹麥和英國大體上有著相類似的垂直效應(yīng)，差異性征稅造成的橫向不公平效應(yīng)占再分配效應(yīng)的比例，與垂直效應(yīng)所占比例要小得多；不同國家的橫向公平效應(yīng)存在差異，這一差異主要取決于當(dāng)?shù)厥杖攵愂账揭约爸T如抵押利息支出、保險(xiǎn)費(fèi)用等項(xiàng)目的稅收抵免差異。

在Aronson et al.(1994)的三種效應(yīng)分解公式中，蘊(yùn)含著這樣的一個(gè)前提，即稅收收入分布需要保證相同的稅前收入劃分為一組，而且在稅前收入轉(zhuǎn)換為稅后收入過程當(dāng)中，稅制不僅不會(huì)影響這些群組的收入排序，也不會(huì)明顯影響組內(nèi)成員的收入排序。然而，假如現(xiàn)實(shí)生活當(dāng)中的稅制不僅能夠改變稅前近似收入群組的組內(nèi)排序，而且也改變了全部收入群組的再排序時(shí)，此時(shí)Aronson et al.(1994)的分解方法就不能適用。為此，Urban and Lambert(2008)進(jìn)一步修正Aronson et al.(1994)的稅收再分配效應(yīng)分解公式，基于再分配效應(yīng)可分解為垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)及再排序效應(yīng)的理論基礎(chǔ)，他們進(jìn)一步把再排序效應(yīng)分解為Aronson et al.(1994)的再排序效應(yīng)、組內(nèi)的再排序效應(yīng)和全部群組的再排序效應(yīng)?？紤]到克羅地亞政府在2000—2002年期間推行18個(gè)新的個(gè)人收入稅收抵扣項(xiàng)目(PIT deductions)并且提高了家眷津貼，這些稅改政策可能會(huì)影響稅后的個(gè)人收入的再排序效應(yīng)，因而作者收集了克羅地亞1997、2001和2003年的個(gè)人收入稅收和社會(huì)保障繳納數(shù)據(jù)分析稅收的再分配效應(yīng)，分析結(jié)果表明：單獨(dú)由個(gè)人收入所得稅造成的橫向不公平和再排序效應(yīng)非常有限，它只使得2003年的稅收再分配能力下降不到3%。但是同時(shí)考慮個(gè)人收入所得稅和社會(huì)保障繳納，稅收的再分配效應(yīng)損失較大，2003年有12.4%的損失可歸因于三種再排序效應(yīng)。與此同時(shí)，實(shí)證分析結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，構(gòu)建相似收入群組所選用的區(qū)間組距會(huì)影響垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)以及再排序效應(yīng)占再分配效應(yīng)的比例值，由此引申出如何選擇最佳組距以構(gòu)建相似收入群組的進(jìn)一步研究話題。

盡管已有研究呈現(xiàn)三種不同的稅收再分配效應(yīng)分解方法，不過Aronson et al.(1994)和Urban and Lambert(2008)的分解方法相對復(fù)雜，并且還存在相應(yīng)適用前提，因而后續(xù)不少研究更多是運(yùn)用稅前和稅后收入的基尼系數(shù)差額，或者采用Kakwani(1977)的計(jì)算方法測度不同國家或地區(qū)的稅收再分配效應(yīng)。例如，Caminada et al.(2012)運(yùn)用稅前和稅后收入的基尼系數(shù)差額方法評估了歐洲20個(gè)國家1985—2005年的13個(gè)不同的社會(huì)轉(zhuǎn)移項(xiàng)目和稅收的再分配效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，稅收使得再分配效應(yīng)下降17%， 而老年人退休和幸存者計(jì)劃可以解釋再分配效應(yīng)60%的上升效應(yīng)。Bird and Zolt(2014)通過對比北美、拉美、西歐、亞洲和非洲從1975—2002年3個(gè)不同時(shí)區(qū)段的稅收結(jié)構(gòu)和比例情形，發(fā)現(xiàn)個(gè)人收入稅在發(fā)展中國家的稅制當(dāng)中發(fā)揮著非常小的作用。Verbist and Figari(2014)則研究歐盟15個(gè)國家1998—2008年的稅收再分配效應(yīng)，經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，稅制對于再分配結(jié)果呈現(xiàn)復(fù)雜影響效應(yīng)，一方面，邊際稅率的變化與稅收再分配效應(yīng)并不存在清楚趨勢；另一方面，邊際稅率下降的國家，其個(gè)人收入所得稅的累進(jìn)性會(huì)隨之增加；稅收累進(jìn)性和稅率存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明兩者在影響再分配效應(yīng)方面并非互補(bǔ)而是替代關(guān)系。更高收入不平等往往伴隨著更低稅率，這說明社會(huì)不平等程度越高的社會(huì)，對再分配的需求越小。

從國內(nèi)研究來看，有關(guān)個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)研究主要集中于比較城鄉(xiāng)、農(nóng)村或城鎮(zhèn)的稅前和稅后基尼系數(shù)(如李實(shí)和趙人偉，1999；岳希明等，2012)，評估免征額變動(dòng)的稅收累進(jìn)性或者稅收的再分配效應(yīng)(如彭海艷，2011；岳樹民等，2011；岳希明等，2012；曹桂全和任國強(qiáng)，2014)，而動(dòng)態(tài)評估個(gè)人所得稅的垂直效應(yīng)和橫向不公平效應(yīng)的只有徐建煒等(2013)?？紤]到我國個(gè)人收入所得稅對于工薪所得和經(jīng)營性所得實(shí)行兩種截然不同的稅率，它可能會(huì)使得稅前收入相同的個(gè)體在征稅后的個(gè)人收入排位發(fā)生變化，從而產(chǎn)生稅收的再排序效應(yīng)。因而，這一情形吻合Aronson et al.(1994)和Urban and Lambert(2008)有關(guān)稅收再分配效應(yīng)的分解要求，本文試圖在綜合借鑒Aronson et al.(1994)、Urban and Lambert(2008)和徐建煒等(2013)的基礎(chǔ)上，在解決Urban and Lambert(2008)有關(guān)近似收入群組的劃分難題的同時(shí)，運(yùn)用刀切法動(dòng)態(tài)評估我國的個(gè)人收入所得稅的垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)。

2 個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的核算方法

2.1 稅收再分配效應(yīng)的核算方法

如前所述，現(xiàn)有研究主要通過計(jì)算稅前收入和稅后收入基尼系數(shù)，以二者之差來度量稅收的再分配效應(yīng)的指標(biāo)，即：

RE=Gx-GN

(1)

其中，Gx表示稅前收入的基尼系數(shù)，GN表示稅后收入的基尼系數(shù)。Kakwani(1977)定義了稅收累進(jìn)性K指數(shù)，它是稅收集中度系數(shù)CT與稅前收入基尼系數(shù)Gx差額，公式表示為：

K=CT-Gx

(2)

稅收集中度系數(shù)CT越高，說明收入增加導(dǎo)致納稅的份額越高，因此，當(dāng)CT>Gx時(shí)，意味著稅收增長速度快于收入增長速度，它表明稅收關(guān)于收入的彈性大于1，因此稅制是累進(jìn)的。換句話說，當(dāng)K>0，此時(shí)稅制是累進(jìn)的；并且K值越大，說明稅制的累進(jìn)性越強(qiáng)。與此相反，當(dāng)K<0，說明稅制是累退的。

在此基礎(chǔ)上，Kakwani(1977)通過理論推導(dǎo)證明，再分配效應(yīng)RE可以表示為平均稅率t和稅收累進(jìn)性K指數(shù)的乘積，具體如下：

(3)

式(3)說明再分配效應(yīng)取決于兩個(gè)因素：平均稅率t和稅收累進(jìn)性K。當(dāng)稅收累進(jìn)性不變的時(shí)候，平均稅率越高則稅收的再分配效應(yīng)越強(qiáng)；當(dāng)平均稅率不變的時(shí)候，稅收累進(jìn)性越強(qiáng)則稅收的再分配效應(yīng)越強(qiáng)。

當(dāng)存在兩種或多種稅率時(shí)，此時(shí)征稅會(huì)產(chǎn)生再排序效應(yīng)。為此，Aronson et al.(1994)和Urban and Lambert(2008)把稅收的再分配效應(yīng)進(jìn)一步進(jìn)行分解。由于Urban and Lambert(2008)的分解更加詳細(xì)，思路可以涵蓋Aronson et al.(1994)的分解內(nèi)容，其分解過程可以概括過以下三個(gè)步驟：

第一步，計(jì)算稅前和稅后基尼系數(shù)。對稅前收入進(jìn)行排序，該收入向量記為N1，按照N1計(jì)算得到基尼系數(shù)記為Gx，對應(yīng)N1的稅前收入集中度曲線的系數(shù)值為C1。按稅后收入排序得到的向量記為N2，相應(yīng)基尼系數(shù)記為GN，對應(yīng)稅后收入集中度曲線的系數(shù)值記為C2。

第二步，選擇近似稅前相等組(closepre-taxequalsgroups)并計(jì)算稅收集中度系數(shù)。具體來說，按照固定的組距對稅前收入進(jìn)行劃分，可以劃分出不同收入人群，每個(gè)組將成為近似稅前相等組。對每個(gè)近似稅前相等組按照每個(gè)群組內(nèi)的稅后收入進(jìn)行排序，該收入向量記為N3，該稅后收入的集中度曲線系數(shù)值記為C3。對每個(gè)近似稅前相等組按照它們的稅后均值進(jìn)行排序，而在每個(gè)群組內(nèi)部則按照它們的稅后收入進(jìn)行排序，該收入向量記為N4，該稅后收入的集中度曲線系數(shù)值記為C4。

第三步，構(gòu)造平滑的稅收份額并計(jì)算集中度系數(shù)。對于每個(gè)近似稅前相等組，計(jì)算每個(gè)群組的稅收占每個(gè)群組稅前收入的份額g，然后用稅前收入乘以(1-g)，按稅前收入排序由此構(gòu)造出收入向量N5，該稅后收入的集中度曲線系數(shù)值記為C5。對于收入向量N5的每個(gè)群組按照稅后均值進(jìn)行排序，而群組內(nèi)則采用與N5一樣的收入數(shù)值和排序，由此得到收入向量N6，該稅后收入的集中度曲線系數(shù)值記為C6。

基于此，整個(gè)稅收再分配效應(yīng)的分解過程可以用公式表示如下。首先，如前所述，再分配效應(yīng)分解為垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)和APK再排序效應(yīng)，具體公式表示如下：

RE=V-H-RAPK

(4)

其中V為垂直效應(yīng)，H為橫向不公平效應(yīng)，RAPK為APK再排序效應(yīng)，三者計(jì)算分別如下：

另外，再排序效應(yīng)RAPK可以進(jìn)一步分解為AJL再排序效應(yīng)RAJL，組內(nèi)再排序效應(yīng)RWG和組間再排序效應(yīng)REG三者之和。

Urban and Lambert(2008)對于稅收再分配效應(yīng)的分解能夠很好分離垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)，從公式當(dāng)中可看出，橫向不公平和再排序效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致收入再分配效應(yīng)的損失。整個(gè)分解過程當(dāng)中，最為核心的步驟在于如何選擇近似稅前相等組。Urban and Lambert(2008)的建議是先選擇一個(gè)帶寬(組距)后依據(jù)式(4)分解再分配效應(yīng)，然后再依據(jù)式(8)評價(jià)每個(gè)再分配效應(yīng)所占比重，不斷重復(fù)計(jì)算不同帶寬(組距)，直至垂直效應(yīng)V達(dá)到最大值，或者是畫出所選擇的不同帶寬(組距)的各種再分配效應(yīng)所占比重。盡管Urban and Lambert(2008)更傾向于推薦最后一種直觀的畫圖方法，但是實(shí)際計(jì)算過程當(dāng)中這一做法卻不是最優(yōu)方法，主要原因有二：其一是帶寬(組距)選擇量特別大，要畫出每個(gè)帶寬(組距)對應(yīng)三種不同的再排序效應(yīng)占比的工作量巨大，占用版面篇幅太多；二是Urban and Lambert(2008)是通過一個(gè)虛擬數(shù)據(jù)集來闡述再排序效應(yīng)的三種可能性，實(shí)際中要畫出這三種效應(yīng)占比還要求實(shí)際數(shù)據(jù)確實(shí)能夠發(fā)生組內(nèi)再排序效應(yīng)RWG和組間再排序效應(yīng)REG。換句話說，任何一種稅制要能夠在近似相等組的組內(nèi)和組間誘導(dǎo)出三種不同的再排序效應(yīng)，然而理想的帶寬(組距)選擇是要使得垂直效應(yīng)V達(dá)到最大值，此時(shí)再排序效應(yīng)最小，實(shí)際數(shù)據(jù)很可能出現(xiàn)的情形是只有一種再排序效應(yīng)。因而，我們退而求其次，通過選擇不同帶寬(組距)使垂直效應(yīng)V達(dá)到最大值做法，同時(shí)呈現(xiàn)不同帶寬選擇對應(yīng)的V值。

2.2 各參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤的估計(jì)方法——刀切法

無論是稅前基尼系數(shù)、稅后基尼系數(shù)還是再分配效應(yīng)，它們實(shí)際上都是樣本參數(shù)，在計(jì)算過程中，都應(yīng)該匯報(bào)標(biāo)準(zhǔn)誤差。然而標(biāo)準(zhǔn)誤差計(jì)算相對復(fù)雜，這使得基尼系數(shù)或再分配效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)誤差鮮有人匯報(bào)?？紤]到標(biāo)準(zhǔn)誤差計(jì)算的復(fù)雜性，我們嘗試用非參方法估計(jì)我們計(jì)算參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差。常用估計(jì)方法有刀切法(jackknife)和自舉法(bootstrap)，其中刀切法是由Quenouille(1949)提出，它建立在再抽樣理論基礎(chǔ)上，應(yīng)用范圍廣泛，主要用于估計(jì)未知總體分布的各種參數(shù)，適用于任何一種抽樣方式進(jìn)行抽樣的樣本，特別是容量較小的樣本。Lenski and Service(1982)推導(dǎo)的數(shù)學(xué)證明表明，使用刀切法計(jì)算的方差將近似等于重復(fù)抽樣的總體方差。Meyer et al.(1986)采用自舉法和刀切法兩種估計(jì)方法的對比研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)抽樣分布近似于正態(tài)分布時(shí)，這兩種估計(jì)結(jié)果幾乎一樣；但是當(dāng)抽樣分布是負(fù)向有偏時(shí)，自舉法和完全樣本估計(jì)會(huì)產(chǎn)生明顯有偏的估計(jì)結(jié)果，而刀切法的估計(jì)則是一致的。統(tǒng)計(jì)學(xué)界也有不少學(xué)者使用刀切法研究基尼系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差和一致性問題。例如， Sandstrom et al.(1988) 就建議使用刀切法估計(jì)基尼系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，Yitzhaki(1991)則改進(jìn)刀切法對基尼系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計(jì)，減少了電腦的計(jì)算量；Berger(2008)則證明了刀切法估計(jì)基尼系數(shù)的一致性。為此，我們主要采用刀切法估計(jì)基尼系數(shù)和稅收再分配效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差，通過R程序軟件實(shí)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果。

刀切法原理是：對于未知分布的總體，從中抽取樣本容量為n的樣本，以樣本統(tǒng)計(jì)量θn來估計(jì)總體參數(shù)θ會(huì)產(chǎn)生一定誤差，尤其在小樣本的情況下。為解決這樣一個(gè)問題，可以將從原樣本切去第i個(gè)個(gè)體后的計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量記為θ-i。一般而言，估計(jì)值與實(shí)際值之間會(huì)相差一個(gè)常量(偏差)和一個(gè)無窮小量：

(14)

(15)

虛擬值的期望值等于總體參數(shù)減去一個(gè)無窮小量，由此表明它對總體參數(shù)的估計(jì)相對于θn更為精確。因此可用虛擬值的均值作為總體參數(shù)的一個(gè)無偏估計(jì)：

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(17)

3 我國個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的核算結(jié)果

3.1 總樣本抽樣和評估結(jié)果

本文使用中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與食品安全所(原中國預(yù)防醫(yī)學(xué)科學(xué)院營養(yǎng)與食品衛(wèi)生研究所)與美國北卡羅來納大學(xué)人口中心合作的中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey, CHNS)數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目1989年得到美國國立衛(wèi)生研究所(NIH)的資助，在遼寧、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、黑龍江省疾病預(yù)防控制中心(防疫站、衛(wèi)生監(jiān)督所)的積極協(xié)作下合作展開，1989—2011年共進(jìn)行了9次追蹤調(diào)查。調(diào)查采用多階段分層隨機(jī)抽樣方法；第一步是在中國東、中、西部地區(qū)隨機(jī)抽取9個(gè)省(區(qū))(1989—1997只有8個(gè)省份)；第二步是按照收入的低、中、高等級(jí)將9個(gè)省(區(qū))各縣進(jìn)行分層，依據(jù)權(quán)重樣本表從各省(區(qū))隨機(jī)抽取4個(gè)縣(1個(gè)高收入、2個(gè)中等收入和1個(gè)低收入)作為農(nóng)村樣本，各縣除縣城鎮(zhèn)外再隨機(jī)抽取3個(gè)村落分別代表高中低3個(gè)收入層次。對于城市樣本，則抽取各省省會(huì)城市和1個(gè)低收入城市，并隨機(jī)抽取各個(gè)城市的市區(qū)和郊區(qū)。第三步，對抽取到的農(nóng)村和城市樣本再按隨機(jī)抽樣法抽取社區(qū)樣本，每個(gè)社區(qū)抽取大約20個(gè)家庭住戶開展入戶調(diào)查。不同年份的初級(jí)抽樣單位(primary sampling units,以下簡稱PSU)有所變化。1989—1991年只有190個(gè)PSU，其中32個(gè)城市市區(qū)(urban neighborhoods)、30個(gè)低收入城市郊區(qū)(suburban neighorhoods)、32個(gè)鎮(zhèn)(縣城鎮(zhèn))和96個(gè)農(nóng)村村落。1997年黑龍江省替代退出調(diào)查的遼寧省，2000年原先退出調(diào)查的遼寧省回歸調(diào)查，PSU增加至216個(gè)，其中36個(gè)城市、36個(gè)低收入城市郊區(qū)、36個(gè)鎮(zhèn)和108個(gè)農(nóng)村村落。[注]數(shù)據(jù)源自官方網(wǎng)站 http://www.cpc.unc.edu/projects/china/about/design/survey。實(shí)際上每年的PSU都有稍微變化，具體可看官網(wǎng)每年P(guān)SU數(shù)據(jù)情況。

我們采用CHNS的個(gè)人收入調(diào)查數(shù)據(jù)展開分析。1989年CHNS調(diào)查了15917人，1991年只調(diào)查1989年調(diào)查樣本住戶，最終有14778人。1993年所有在抽樣樣本中的新住戶構(gòu)成抽樣住戶加入樣本，最終13893人參與調(diào)查。1997年所有居住在抽樣樣本中的新住戶也加入樣本，新增住戶替換不再參加調(diào)查的住戶，增加新社區(qū)替換不再參與的社區(qū)，黑龍江省替換遼寧省，最終調(diào)查14426人。在2000年再次增加新住戶、替換新社區(qū)、遼寧省再次回到調(diào)查樣本，最終15648人參與調(diào)查。后續(xù)2004年、2006年、2009年和2011年大抵采用類似方法進(jìn)行[注]截至2017年8月，CHNS官網(wǎng)公布的最新數(shù)據(jù)也只到2011年。。1997年是整個(gè)調(diào)查變化最大年份，基本上定型后續(xù)各年調(diào)查樣本，為此我們采用自1997—2011年各年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。我們分析樣本集中于18歲以上的所有成人調(diào)查問卷的收入情況?？紤]到各年調(diào)查對于收入數(shù)據(jù)均是詢問被試前一年的收入狀況，因而個(gè)人收入數(shù)據(jù)對應(yīng)的年份分別對應(yīng)為1996年、1999年、2003年、2005年、2008年和2010年。

在CHNS的收入調(diào)查數(shù)據(jù)中，包含了城市樣本和農(nóng)村樣本。其中城市居民收入主要包括了工薪收入、商業(yè)經(jīng)營收入和其他收入；而農(nóng)村居民收入則可能由工薪收入、商業(yè)經(jīng)營收入、家庭菜園和果園、集體和家庭農(nóng)業(yè)、漁業(yè)、家畜和家禽和其他收入構(gòu)成。由于工資所得稅和個(gè)體工商戶生產(chǎn)經(jīng)營所得稅不一樣，我們把城市和農(nóng)村居民的工薪收入歸為一類，把商業(yè)經(jīng)營和其他收入歸為另一類，由此得到表1分析城市和農(nóng)村樣本以年計(jì)算單位的人均收入和工薪基本信息。從表1容易看到，城市樣本中的人均收入和人均工薪普遍高于農(nóng)村樣本，具體來看，城市的每年人均收入從1996年的5437元變動(dòng)到2010年的28543元，每年人均工資從3682元變動(dòng)到17088元；與此相反，農(nóng)村的每年人均收入則相應(yīng)從3767元變動(dòng)到20663元，每年人均工資從1354元變動(dòng)16221元。

表1 分析樣本信息

注： 人均收入是各項(xiàng)收入加總的人均值。增長率是人均收入的名義增長率。工薪占比是當(dāng)年所有工薪收入除以當(dāng)年所有總收入的比值。人均收入和人均工薪的單位為每年，人均只是針對所有就業(yè)人員的算術(shù)平均值。

由于樣本數(shù)據(jù)中缺少繳納的個(gè)人所得稅數(shù)額這一變量，因此本文借鑒徐建煒等(2013)研究方法，根據(jù)居民報(bào)告的不同類型稅后收入，按照對應(yīng)稅率表，反推出每個(gè)人的應(yīng)納個(gè)人所得稅額，由此反推得到應(yīng)納稅額和相應(yīng)的稅前收入。基于此，我們可以利用樣本計(jì)算相應(yīng)的基尼系數(shù)和再分配效應(yīng)，并且使用刀切法得到總體基尼系數(shù)以及再分配效應(yīng)和標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)結(jié)果和區(qū)間，具體如表2所示。

表2 稅收再分配效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

從表2可看出，我國稅前和稅后收入基尼系數(shù)在1996—2005年總體上呈現(xiàn)上升狀態(tài)，從收入差距過大區(qū)間(基尼系數(shù)處于0.4～0.5之間)進(jìn)入到收入差距懸殊區(qū)間(基尼系數(shù)大于0.5)，連續(xù)多年位居收入分配差距“警戒線”(基尼系數(shù)大于0.4)之上。在2006年和2008年稅改之后，稅前和稅后收入基尼系數(shù)開始緩慢下降。而從稅收再分配效應(yīng)來看，再分配效應(yīng)從稅改之前最高的0.015，增加至2008年和2010年的0.021，這說明兩次稅政政策的再分配效應(yīng)有所提高，可以起到縮減收入分配差距的效果。

我們根據(jù)Urban and Lambert(2008)分解方法對每年稅收再分配效應(yīng)進(jìn)行分解，具體見表3。由表3可知，垂直效應(yīng)占再分配效應(yīng)比例從1996—2005年均呈現(xiàn)上升狀態(tài)，2006年和2008年的稅改政策，使得垂直效應(yīng)上升了，不過從垂直效應(yīng)占比來看，它在2008和2010年總體下降了；與此相反，橫向不公平效應(yīng)在2003年達(dá)到最高占比0.051%，隨后開始下降，稅改之后下降至0.019%。再排序效應(yīng)占比從1996—2005年一直處于上升狀態(tài)，2005年達(dá)到最高值0.211%，并且它都超過了橫向不公平效應(yīng)，稅改之后開始下降然后有所回升，至2010年回升至0.134%，但已小于2005年的高峰值?？傮w上來看，在稅改的再分配效應(yīng)中，垂直效應(yīng)起主導(dǎo)作用，其次是再排序效應(yīng)，最后是橫向不公平效應(yīng)。兩次稅改提高了垂直效應(yīng)數(shù)值的同時(shí)，也降低了橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)。

依據(jù)Kakwani(1977)對稅收再分配效應(yīng)的分解公式，我們可以得到表4的分解結(jié)果。由表4可知，1996年至2008年的平均稅率一直呈現(xiàn)上升狀態(tài)，2008年的個(gè)稅改革使得2010年的平均稅率t下降0.001。與此相反，稅收累進(jìn)性K指數(shù)從1996—2005年一直則呈現(xiàn)下降狀態(tài)，2006年和2008年的個(gè)稅改革則使得稅收累進(jìn)性K指數(shù)上升。換句話說，2006年和2008年的稅收再分配效應(yīng)，主要是以提高稅收累進(jìn)性和平均稅率的方式實(shí)現(xiàn)。

表3 再分配效應(yīng)估計(jì)： 三種效應(yīng)分解結(jié)果

注： 表3中對收入分配效應(yīng)分解的計(jì)算，采用以每一年使得垂直效應(yīng)V最大的組距。[注]表3報(bào)告的是采用的使垂直效應(yīng)V最大的組距，各年份之間的組距可能會(huì)有所不同。筆者也嘗試不同年份采取相同的組距來分解稅收再分配效應(yīng)，多次嘗試的結(jié)果與表3基本一致(因?yàn)楸?中的V已經(jīng)是所有組中最大的V)，因此這個(gè)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 再分配效應(yīng)估計(jì)： 兩種效應(yīng)分解結(jié)果

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

我們按照稅率表以確定的稅后收入反推稅前收入，假設(shè)只存在單一的稅種(工薪稅或經(jīng)營稅)，那么在不存在偷稅漏稅的前提下，不會(huì)產(chǎn)生任何橫向不公平或者再排序效應(yīng)。因?yàn)楦呤杖氲膫€(gè)體盡管在累進(jìn)稅制下需要繳納更高的稅負(fù)，但是邊際稅率小于1將會(huì)導(dǎo)致其增加的稅收絕對不會(huì)超過其增加的收入；此外，單一稅種也不會(huì)出現(xiàn)同一收入遭遇不同稅收待遇的情況。因而，若實(shí)行單一稅種，那么橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)都應(yīng)當(dāng)?shù)扔诹?，個(gè)稅的收入再分配效應(yīng)將與垂直效應(yīng)相等。換言之，表3所呈現(xiàn)的橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)，實(shí)際上是由于工薪稅和經(jīng)營稅兩類稅率導(dǎo)致的結(jié)果，并且由于這兩種不同稅率及其累進(jìn)性形成了如表4所示的平均稅率t和稅收累進(jìn)性K指數(shù)。那么，工薪稅和經(jīng)營稅各自的有效稅率和稅收累進(jìn)性究竟如何呢？表5呈現(xiàn)了工新稅和經(jīng)營稅各自的稅率和稅收累進(jìn)性結(jié)果。

從表5可知，1996—2005年的工薪稅和經(jīng)營稅的稅收累進(jìn)性K指數(shù)大體呈現(xiàn)下降狀態(tài)，與此相反，工薪稅和經(jīng)營稅的平均稅率t大體上呈現(xiàn)上升情形。而2006年和2008年的個(gè)稅改革對于工薪稅和經(jīng)營稅產(chǎn)生差異影響效應(yīng)。工薪稅的稅收累進(jìn)性K指數(shù)先升后降，平均稅率先降后升；而經(jīng)營稅的稅收累進(jìn)性K指數(shù)先降后升，平均稅率先升后降。由此我們可以看出，稅改對于工薪和經(jīng)營兩類收入的差異調(diào)整的方向，主要體現(xiàn)為平均稅率和稅收累進(jìn)性此升彼降的權(quán)衡取舍。

表5 工資稅與工商稅各自的稅收再分配效應(yīng)： 兩種效應(yīng)分解結(jié)果

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

3.2 進(jìn)一步的研究和討論

首先，我們對于組距選擇是否影響本文的再分配效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Urban and Lambert(2008)對克羅地亞個(gè)人所得稅收入再分配效應(yīng)的分解研究發(fā)現(xiàn)，隨著組距增加，個(gè)人所得稅的垂直效應(yīng)會(huì)呈現(xiàn)先增加后下降的過程。為此，我們在實(shí)證中也進(jìn)行類似的嘗試，對每一年份的個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)分解時(shí)采取不同的組距，由此觀察所得到的垂直效應(yīng)變化情況，具體如圖1所示。

圖1 不同組距對應(yīng)的垂直效應(yīng)

圖1結(jié)果印證了Urban and Lambert(2008)關(guān)于垂直效應(yīng)會(huì)隨組距的不同而變化的結(jié)論。具體來說，當(dāng)組距較小時(shí)，擴(kuò)大組距使得每組包含的個(gè)體數(shù)增加，將會(huì)增加更多的組內(nèi)再排序效應(yīng)，因此會(huì)有產(chǎn)生更大的再排序效應(yīng)，進(jìn)而形成更小的垂直效應(yīng)；但是隨著組距的不斷增加，一方面組內(nèi)再分配效應(yīng)無法持續(xù)擴(kuò)大，另一方面組距增加使得組數(shù)變小導(dǎo)致組間的再排序效應(yīng)下降，因而總體的再排序效應(yīng)呈現(xiàn)下降結(jié)果，這會(huì)使得分解出來的垂直效應(yīng)相應(yīng)增加。換句話說，組距使得組內(nèi)和組間再排序效應(yīng)存在此增彼減關(guān)系，最終可以形成一個(gè)最小的再排序效應(yīng)，由稅收再分配效應(yīng)分解公式可知此時(shí)的垂直效應(yīng)最大。

上文當(dāng)中我們對于各年收入再分配效應(yīng)的分解是采取了使得每年的垂直效應(yīng)能夠達(dá)到最大的組距，因而每年組距取決于各年的收入分布狀況，每年最優(yōu)組距可能是不同的。基于圖1結(jié)果是否意味著上文核算結(jié)果存在瑕疵呢？為此，我們進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性估計(jì)。我們嘗試選取可以使得各年垂直效應(yīng)較大的各年相同的組距，結(jié)果發(fā)現(xiàn)估算結(jié)果與上文表3的估算結(jié)果并無太大差異。[注]由于與表3沒有明顯差別，為節(jié)省篇幅表格在此省略。對此感興趣的讀者可向作者索取。

考慮到CHNS每年追蹤調(diào)查的抽樣樣本會(huì)發(fā)生變化，基尼系數(shù)和稅收再分配效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果變化也可能源于抽樣問題，而不單單是稅改導(dǎo)致的結(jié)果。[注]這一穩(wěn)健性檢驗(yàn)想法源自于匿名審稿人的建議，在此也對審稿人提供這一寶貴的修改建議表示由衷感謝。為此，我們以1997年的抽樣家庭作為固定抽樣單位，從后續(xù)各年當(dāng)中篩選出一直參與調(diào)查的抽樣家庭，并對子樣本進(jìn)行估計(jì)，由此得到表6的估計(jì)結(jié)果。對比表2和表6估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)兩者數(shù)值差異不大，而變動(dòng)規(guī)律大體一致。具體來說，在2005年稅改政策之前，稅前和稅后基尼系數(shù)一直在增加，稅改政策之后，稅前和稅后基尼系數(shù)一直下降。而再分配效應(yīng)一直在增加，直至2010年才有所減少，這是唯一一點(diǎn)與表6不一樣的地方。

表7同樣進(jìn)行子樣本的再分配效應(yīng)分解結(jié)果。與表3對比來看，可以發(fā)現(xiàn)稅改政策再分配效應(yīng)的三種效應(yīng)的影響規(guī)律基本一致。具體來說，垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)在稅改政策之前一直呈現(xiàn)遞增趨勢，2006和2008年稅改政策之后，三種效應(yīng)明顯下降，2010年有小幅回升，但沒有超過稅改政策前的峰值。

表6 固定家庭抽樣的子樣本再分配效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表7 固定家庭抽樣的子樣本再分配效應(yīng)分解結(jié)果

表8和表9同樣進(jìn)行子樣本的再分配效應(yīng)的稅率和稅收累進(jìn)性K指數(shù)分解結(jié)果。對比表4和表8，可以發(fā)現(xiàn)稅改對于稅率和稅收累進(jìn)性的影響效應(yīng)也是一致的。具體表現(xiàn)為，平均稅率和稅收累進(jìn)性在稅改前一直下降；稅改之后，2008年稅率上升，2010年稅率又下調(diào)，而稅收累進(jìn)性在這兩年則上升。對比表9和表5，也可發(fā)現(xiàn)工薪稅和經(jīng)營稅的平均稅率和稅收累進(jìn)性同樣存在著此增彼減的一致變動(dòng)規(guī)律。

表8 固定家庭抽樣的子樣本再分配效應(yīng)之稅率和稅收累進(jìn)性分解結(jié)果

總的來看，固定家庭抽樣的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，抽樣樣本的隨機(jī)變化只是稍微影響了數(shù)值大小，但是不會(huì)影響整個(gè)稅改制度對稅收再分配效應(yīng)及其分解結(jié)果的影響結(jié)果。本文主要分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 固定家庭抽樣的子樣本工薪稅和經(jīng)營稅分解結(jié)果

最后，我們對于我國個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)進(jìn)行跨國比較。表10呈現(xiàn)了本文和發(fā)達(dá)國家的再分配效應(yīng)、兩種效應(yīng)及三種效應(yīng)的分解結(jié)果。從表10可以明顯看出，我國稅改前2005年的稅收再分配效應(yīng)跟法國相一致，均為0.015；而稅改后2010年的稅收再分配效應(yīng)為0.021，它明顯高于法國和瑞士，介于意大利和瑞士之間。其他發(fā)達(dá)國家的稅收再分配效應(yīng)均顯著高于我國2010年的稅收再分配效應(yīng)。從平均有效稅率和稅收累進(jìn)性的分解結(jié)果來看，不管是稅改前還是稅改后，我國的平均有效稅率明顯低于各發(fā)達(dá)國家，稅收累進(jìn)性則明顯高于各發(fā)達(dá)國家。從三種效應(yīng)分解所占的比重來看，我國個(gè)人所得稅的垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)以及再排序效應(yīng)的占比均明顯低于各發(fā)達(dá)國家。這說明，我國個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)相對于發(fā)達(dá)國家還有一定差距，這一差距主要體現(xiàn)在平均有效稅率較低而稅收累進(jìn)性較高；它導(dǎo)致稅收的稅收再分配效應(yīng)較低。但是我國的稅收再分配效應(yīng)最大程度地降低了稅收的不公平性問題。一言以蔽之，我國個(gè)人所得稅側(cè)重于稅收公平性的考量，而縮減貧富差距的效應(yīng)相對發(fā)達(dá)國家來說還有很大的作為空間。

表10 再分配效應(yīng)的跨國比較： 中國VS發(fā)達(dá)國家

續(xù)表

我們也把本文估計(jì)得到的稅前和稅后基尼系數(shù)和再分配效應(yīng)跟其他國家進(jìn)行對比，具體結(jié)果如表11所示。從表11可以看出，不管是歐洲各國如英國、德國和意大利，還是諸如南北美洲國家如巴西、哥倫比亞、秘魯、加拿大以及澳大利亞等國，稅前基尼系數(shù)均處于0.4～0.6之間，這說明貧富差距懸殊成為各國共同特征，然而由于采取了截然不同的再分配政策，稅后基尼系數(shù)呈現(xiàn)截然不同特征。其中一類如巴西、哥倫比亞、秘魯和危地馬拉等美洲國，再分配效應(yīng)有限，這使得稅后基尼系數(shù)依然處于高位。與此相反，另外一些歐洲和北美洲國家，諸如加拿大、美國、德國和意大利等，它們所實(shí)行的稅收或收入轉(zhuǎn)移等再分配政策效應(yīng)明顯，這極大地降低了稅后基尼系數(shù)結(jié)果。對比來看，中國2010年前的稅前基尼系數(shù)跟這些國家相接近，但是稅改的再分配效應(yīng)非常有限，這使得稅后的貧富差距問題依然很嚴(yán)峻。表11的結(jié)果也表明，稅前基尼系數(shù)高并不可怕，最重要的是如何通過合法、合理和長效的稅收或轉(zhuǎn)移支付手段降低居民可支配收入的貧富差距。

表11 稅收再分配效應(yīng)的跨國比較： 中國VS世界各國

續(xù)表

注： 表中的中國數(shù)據(jù)來自于本文前文估計(jì)結(jié)果，并四舍五入保留三位小數(shù)點(diǎn)。其他數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自Wang and Caminada(2011)的表2和表3部分?jǐn)?shù)據(jù)。

3.3 城市和農(nóng)村的稅收再分配效應(yīng)比較

考慮到CHNS可以識(shí)別出城市和農(nóng)村兩個(gè)子樣本，為此我們進(jìn)一步對城市和農(nóng)村兩個(gè)子樣本進(jìn)行稅收再分配效應(yīng)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表12所示。由表12可以看出，農(nóng)村的稅前和稅后基尼系數(shù)分別高于城市的稅前和稅后基尼系數(shù)，而稅收再分配效應(yīng)的效果在農(nóng)村明顯低于城市。換句話說，農(nóng)村貧富差距的程度明顯高于城市，而個(gè)人所得稅收對于這種貧富差距的改善效果在農(nóng)村明顯低于城市。而從稅改政策前后對比來看，在2006和2008年稅改政策之前，農(nóng)村和城市的稅收再分配效應(yīng)差距很大，后者幾乎是前者的兩倍；而在2008年稅改政策之后，農(nóng)村和城市的稅收再分配效應(yīng)效果差距在明顯縮小。這意味著稅改政策明顯提高了縮減農(nóng)村貧富差距的效果。

表12 稅收再分配效應(yīng)： 城市VS農(nóng)村

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

表13和表14提供了城市和農(nóng)村稅收再分配效應(yīng)的分解結(jié)果。由表13容易得知，城市和農(nóng)村的垂直效應(yīng)、橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)均呈現(xiàn)先升后降再回升的狀態(tài)，兩者共同點(diǎn)在于稅改使得2008年的三種效應(yīng)在城市和農(nóng)村均呈現(xiàn)明顯下降趨勢，盡管2010年后有所回升，但具體數(shù)值分別低于稅改前的峰值。從表14的平均稅率和稅收累進(jìn)性K指數(shù)來看，城市平均稅率呈現(xiàn)倒U型狀態(tài)，2008年達(dá)到最高值，隨后下降；而稅收累進(jìn)性K指數(shù)則先降后升，稅改前達(dá)到最低值，稅改后稅收累進(jìn)性增加。從農(nóng)村來看，平均稅率一直在增加，稅收累進(jìn)性大體上先降后升，稅改前稅收累進(jìn)性達(dá)到最低值，稅改后有所提高。換句話說，城市和農(nóng)村的平均稅率在稅改前后呈現(xiàn)明顯不同變化方向，而稅收累進(jìn)性變化是相同的。

表13 稅收再分配效應(yīng)之三種效應(yīng)分解： 城市VS農(nóng)村

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。%V表示垂直效應(yīng)占再分配效應(yīng)的比重，%H表示橫向不公平效應(yīng)占再分配效應(yīng)的比重，%R表示再排序效應(yīng)占再分配效應(yīng)的比重。

表14 稅收再分配效應(yīng)之兩種效應(yīng)分解： 城市VS農(nóng)村

續(xù)表

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

表15則呈現(xiàn)出城市和農(nóng)村工薪稅和經(jīng)營稅的平均稅率和稅收累進(jìn)性K指數(shù)分解情況。由表15可知，城市和農(nóng)村的工薪稅稅收累進(jìn)性K指數(shù)在稅改前呈現(xiàn)一直下降趨勢，稅改之后有所上升，而工薪稅平均稅率稅改前一直在增加，稅改后則先降后升。經(jīng)營稅平均稅率在城市和農(nóng)村也同樣呈現(xiàn)相同的變動(dòng)狀態(tài)，一直上升至2008年達(dá)到最高值，2010年后開始下降，而經(jīng)營稅的稅收累進(jìn)性則正好相反，一直下降至2008年，然后2010年上升。對比來看，在稅收累進(jìn)性方面，經(jīng)營稅K指數(shù)在農(nóng)村大體上高于城市，工薪稅K指數(shù)則是農(nóng)村大體上低于城市。在平均稅率方面，工薪稅和經(jīng)營稅平均稅率在農(nóng)村普遍低于城市。

注： 括號(hào)內(nèi)為刀切法估計(jì)的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差，參數(shù)的估計(jì)區(qū)間是95%的置信區(qū)間。

最后，表16對比了我國基尼系數(shù)估計(jì)的不同結(jié)果。首先可以看到，國家統(tǒng)計(jì)局所提供的2003—2011年基尼系數(shù)一直位于0.4～0.5之間，徐建煒等(2013)利用國家統(tǒng)計(jì)局的城市住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)得到城鎮(zhèn)的稅前和稅后基尼系數(shù)則在0.3～0.4之間，本文基于CHNS的城市樣本估計(jì)結(jié)果則表明，不管是稅前還是稅后基尼系數(shù)均明顯大于徐建煒等(2013)的估計(jì)結(jié)果，而小于國家統(tǒng)計(jì)局披露的全國基尼系數(shù)結(jié)果。與此相反，本文所得到的農(nóng)村樣本基尼系數(shù)估計(jì)結(jié)果明顯高于國家統(tǒng)計(jì)局披露的全國結(jié)果，也明顯高于本文的城市樣本。另外，從稅收再分配效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果來看，本文所得到的稅收再分配效應(yīng)是徐建煒等(2013)估計(jì)結(jié)果的1.5倍至2倍。因而，與徐建煒等(2013)的結(jié)論所不同的是，我們基于CHNS和刀切法的估計(jì)結(jié)果表明，2006年和2008年的稅制改革確實(shí)有縮減貧富差距的效果。但是，相對于發(fā)達(dá)國家來說，我國稅制改革縮減貧富差距的效應(yīng)還有很大作為空間。

表16 我國基尼系數(shù)不同結(jié)果對比

注： 為與國家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)做對比，對基尼系數(shù)的估計(jì)結(jié)果均四舍五入保留三位小數(shù)點(diǎn)。

4 結(jié)論

眾所周知，在個(gè)稅稅制保持不變而居民收入快速增長時(shí)期，一部分人會(huì)從低稅率層級(jí)向高稅率層級(jí)遞進(jìn)。此時(shí)稅制會(huì)產(chǎn)生 “雙刃劍”效應(yīng)：一方面稅收累進(jìn)性可能由于不同稅收收入層級(jí)的變化而下降，另一方面平均稅率會(huì)上升。稅收累進(jìn)性和平均稅率的權(quán)衡取舍，最終目的是為了縮減不同收入人群的貧富差距，但是卻容易產(chǎn)生相似收入人群因?yàn)椴煌愂栈蚨惵识a(chǎn)生縱向不公平、橫向不公平或者再排序效應(yīng)等稅收公平性問題。縮減貧富差距和稅收公平性的權(quán)衡取舍由此成為稅制改革亟須著重考量的重要問題。我國在1996—2010年間所實(shí)施兩次稅改政策效果如何，是否能夠起到縮減貧富差距并且兼顧公平目的？本文基于CHNS的1997—2011年的微觀社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用刀切法實(shí)證評估了我國1996—2010年間的個(gè)人所得稅稅收再分配效應(yīng)。評估結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國1996—2010年的稅前基尼系數(shù)處于收入差距過大甚至是收入懸殊區(qū)間，而2006年和2008年兩次稅改政策主要通過提高稅率和稅收累進(jìn)性方式提高了稅收再分配效應(yīng)。兩次稅改對于工薪稅和經(jīng)營稅直接體現(xiàn)了平均稅率和稅收累進(jìn)性的權(quán)衡取舍問題。具體來說，工薪稅的稅收累進(jìn)性是先升后降，平均稅率先降后升；而經(jīng)營稅的稅收累進(jìn)性是先降后升，平均稅率先升后降。從稅收公平性來看，稅改政策提高稅收垂直效應(yīng)數(shù)值的同時(shí)，也降低了稅收的橫向不公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)。固定家庭抽樣的子樣本分析結(jié)果表明，總樣本分析所得到的主要結(jié)論具有穩(wěn)健性特征。而與世界各國的稅收再分配效應(yīng)對比分析結(jié)果則發(fā)現(xiàn)，我國稅收體制帶來的再排序效應(yīng)和橫向不公平效應(yīng)最低，稅收體制最大限度地兼顧了公平性問題，但是由于稅收的平均稅率較低，稅收累進(jìn)性較高，導(dǎo)致我國稅收再分配效應(yīng)縮減貧富差距的功能較弱，稅改政策還依然存在很大的作為空間。

我們也進(jìn)一步細(xì)分了我國城市和農(nóng)村的稅收再分配效應(yīng)差異。評估結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村稅前和稅后基尼系數(shù)明顯高于農(nóng)村，而稅收再分配效應(yīng)在農(nóng)村明顯低于城市，兩次稅改政策則縮減了這一再分配效應(yīng)的差距。城市和農(nóng)村的平均稅率在稅改前后呈現(xiàn)明顯不同的變化方向，而稅改則同樣提高了城市和農(nóng)村的稅收累進(jìn)性。在工薪稅和經(jīng)營稅方面，經(jīng)營稅的稅收累進(jìn)性在農(nóng)村大體上高于城市，工薪稅稅收累進(jìn)性則是農(nóng)村大體上低于城市；與此相反工薪稅和經(jīng)營稅的平均稅率在農(nóng)村普遍低于城市。稅改對于農(nóng)村和城市工薪稅和經(jīng)營稅的變動(dòng)影響與總樣本的變動(dòng)影響具有相類似特征。從稅收公平性來看，稅改同樣降低了農(nóng)村和城市的再排序效應(yīng)和橫向不公平效應(yīng)，提高了稅收的垂直效應(yīng)?？偟膩砜?，兩次稅改確實(shí)可以起到緩解城市和農(nóng)村的貧富懸殊問題，但是其再分配效果還有很大的作為空間。

由于我國當(dāng)前的稅收征管主要是以單位代扣代繳的源泉扣繳為主、納稅人的自行申報(bào)為輔，現(xiàn)有個(gè)人所得稅征管方式和已有調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)使我們很難針對性地分析納稅人對于個(gè)人所得稅免征額調(diào)整而產(chǎn)生群聚(bunching)問題(Kleven，2016)。所謂群聚問題，通俗來講，就是由于政府調(diào)整個(gè)人所得稅免征額，導(dǎo)致相當(dāng)一部分納稅人將自己的應(yīng)納稅所得控制在某一個(gè)或某幾個(gè)邊際稅率對應(yīng)收入上限的下方，以減少由于收入的微小增長帶來的邊際稅負(fù)的跳躍性上升[注]這一建設(shè)性意見來源于本文匿名審稿人的修改意見，本文作者對審稿人提供這一個(gè)富有重要?jiǎng)?chuàng)新意義和啟迪價(jià)值的修改意見及其文獻(xiàn)來源由衷表示感謝。。正如匿名審稿人指出來的，如果存在群聚(bunching)問題，勢必會(huì)作用于個(gè)人所得稅免征額調(diào)整對于收入差距的真實(shí)影響。我們認(rèn)可這一看法，但是受限于已有技術(shù)、能力和條件，對于在實(shí)證評估中如何構(gòu)建反事實(shí)分布進(jìn)行平滑并識(shí)別潛在的群聚問題表示束手無策。不過，我們認(rèn)為，對于企業(yè)所得稅來說，企業(yè)或單位作為納稅主體有進(jìn)行避稅和盈余管理的動(dòng)機(jī)和激勵(lì)，群聚問題會(huì)非常重要。但是對于我國個(gè)人所得稅來說，單位或組織為個(gè)人進(jìn)行避稅的動(dòng)機(jī)和激勵(lì)較弱，群聚問題的產(chǎn)生主體很難發(fā)生于源泉扣繳的單位或組織，更有可能發(fā)生于具有自行申報(bào)資格的納稅人身上。而對于那些具有自行申報(bào)資格的納稅人來說，在我國當(dāng)前個(gè)人所得累進(jìn)納稅的制度框架下，想要合法而不違法地控制自己應(yīng)納稅所得實(shí)際上也意味著讓自己稅后可支配收入減少，這會(huì)減少這類人采取這類行為的具體激勵(lì)，或者說增加了這一行為的操作成本。實(shí)際上，我們很難通過已有微觀社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)甄別出什么樣的被試屬于這類控制應(yīng)納稅所得或者可能隱匿或隱瞞某類收入的納稅人，這一識(shí)別工作即便是稅務(wù)機(jī)關(guān)也無能為力。

然而，毋庸置疑的是，群聚問題確實(shí)會(huì)使得我們可能低估現(xiàn)實(shí)貧富差距的懸殊水平和稅收再分配效應(yīng)。這對于個(gè)稅制度改革提出了更高程度的要求。在我們忽視了群聚問題依然得到居高難下的稅前基尼系數(shù)條件下，如何發(fā)揮個(gè)人所得稅縮減社會(huì)貧富差距的重要功能，這成為后續(xù)個(gè)稅改革無法回避的重要問題。我們認(rèn)為，現(xiàn)階段我國的個(gè)稅改革新舉措，應(yīng)該堅(jiān)持以縮減貧富差距為主，兼顧稅收公平性為輔，加大對高收入者的調(diào)節(jié)作用，降低中等收入者的生活負(fù)擔(dān)，扶助低收入甚至負(fù)收入者，與此同時(shí)，強(qiáng)化農(nóng)村稅收再分配功能。另外，新個(gè)稅改革不能老是停留在平均稅率和稅收累進(jìn)性此增彼減的權(quán)衡取舍問題上，而應(yīng)該大刀闊斧地改變現(xiàn)行的分類計(jì)征個(gè)人所得稅的稅制結(jié)構(gòu)，借鑒和推行發(fā)達(dá)國家的綜合所得個(gè)稅制度。此外，新個(gè)稅改革方案可以考慮增加稅前抵扣項(xiàng)目，諸如贍養(yǎng)老人、重大疾病醫(yī)療支出、子女教育、租房房租和購房按揭貸款利息等家庭支出可考慮列為稅前抵扣項(xiàng)目，以兼顧稅收公平性原則適當(dāng)改變中低收入人群的收入排序。最后，新個(gè)稅改革方案可以逐步試點(diǎn)、推進(jìn)和完善個(gè)人納稅信用和自主申報(bào)制度，通過納稅信用積分和配套激勵(lì)制度引導(dǎo)我國公民的納稅信用意識(shí)，強(qiáng)化我國公民納稅義務(wù)，減少自行申報(bào)納稅人控制應(yīng)納稅所得的激勵(lì)，增加自行申報(bào)納稅人隱匿或者瞞報(bào)收入的違法成本，進(jìn)一步完善我國個(gè)稅的申報(bào)、監(jiān)督和征稅制度。