劉成龍

(內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、文獻(xiàn)綜述

稅收既可能縮小收入分配的不平等，也可能擴(kuò)大收入分配的不平等，通常把稅收對居民收入分配的影響稱為稅收的分配效應(yīng)。人們通常利用反映稅前收入與稅后收入某一綜合指標(biāo)的相對差異或絕對差異來衡量稅收的分配效應(yīng)，基尼系數(shù)是衡量收入分配時最常用的綜合性指標(biāo)，Musgrave＆Thin(1949)、Pechman和 Okner(1974)等均采用上述方法，其中Musgrave＆Thin(1949)提出利用稅前收入基尼系數(shù)與稅后收入基尼系數(shù)的差值來衡量稅收的分配效應(yīng)，稱為MT指數(shù)。稅收累進(jìn)性是影響稅收分配效應(yīng)的重要因素。從已有的文獻(xiàn)資料看，對稅收累進(jìn)性的測算有兩類方法:一是古典累進(jìn)性測量方法，包括平均稅率累進(jìn)性、邊際稅率累進(jìn)性、應(yīng)納稅額累進(jìn)性、剩余收入累進(jìn)性等衡量指標(biāo)①，該類方法可以分析不同收入群體或收入個體的稅收累進(jìn)性，平均稅率累進(jìn)性是最常用的衡量標(biāo)準(zhǔn)。二是現(xiàn)代累進(jìn)性測量方法，該方法提供了測量稅制累進(jìn)性的單一綜合指標(biāo)，常用的指標(biāo)有Kakwani指數(shù)、Suits指數(shù)，二者衡量累進(jìn)性的基本原理相同。其中Kakwani(1977)提出用稅收集中指數(shù)與稅前收入基尼系數(shù)的差值(Kakwani指數(shù)，簡稱為K指數(shù))來衡量稅制的累進(jìn)性，整體稅制的累進(jìn)性也可以通過整個稅收體系中單個稅種累進(jìn)性的加權(quán)之和來測量，權(quán)重等于各單個稅種的平均稅率占整體稅制的平均稅率的比重。Kakwani(1977)進(jìn)一步證明，如果不存在再排序效應(yīng)，稅收分配效應(yīng)(MT指數(shù))與稅收累進(jìn)性(K指數(shù))間可以相互轉(zhuǎn)換，即MT指數(shù)是平均稅率與K指數(shù)的函數(shù)，稅收分配效應(yīng)同時受平均稅率與稅收累進(jìn)性的影響。

國外學(xué)者對稅收分配效應(yīng)進(jìn)行了大量實證研究。Kakwani(1977)通過對澳大利亞、加拿大、美國和英國稅制的實證研究表明，所得稅具有較強(qiáng)的累進(jìn)性，能夠較好的實現(xiàn)收入調(diào)節(jié)功能，商品稅對收入分配具有逆向調(diào)節(jié)作用。Wagstaff et al.(1999)測量了12個OECD國家個人所得稅的收入分配效應(yīng)，研究表明個人所得稅不同程度地降低了這些國家居民收入分配的不平等程度，相關(guān)研究結(jié)果在這些國家間具有可比性。Richard和Zolt(2005)以發(fā)展中國家為研究對象，通過測量個人所得稅的收入分配效應(yīng)，結(jié)果顯示，個人所得稅對降低發(fā)展中國家收入分配不平等程度的貢獻(xiàn)很小，個人所得稅的累進(jìn)程度也不高，受稅收征管條件等因素的制約，個人所得稅法在這些國家并沒有被有效地貫徹和實施。

近年來，國內(nèi)學(xué)者對我國稅收的收入分配效應(yīng)也進(jìn)行了大量的研究。王劍鋒(2004)通過對我國各階層城鎮(zhèn)居民消費支出數(shù)據(jù)的分析，認(rèn)為我國當(dāng)前的流轉(zhuǎn)稅具有較強(qiáng)的累退性，低收入群體的流轉(zhuǎn)稅負(fù)擔(dān)明顯高于高收入群體，這在一定程度上抵消了稅收對收入分配的調(diào)節(jié)作用。劉怡、聶海峰(2004，2009)考察了城鎮(zhèn)居民不同收入階層對增值稅、消費稅、營業(yè)稅的負(fù)擔(dān)情況，結(jié)果顯示，增值稅和消費稅是累退的，營業(yè)稅是累進(jìn)的，三稅合計整體上具有很強(qiáng)的累退性，即低收入家庭比高收入家庭負(fù)擔(dān)了更多的稅收，流轉(zhuǎn)稅擴(kuò)大了居民收入分配的差距，但近年來的影響有所下降。李林木、湯群群(2010)的實證研究顯示，我國現(xiàn)行的個人所得稅、財產(chǎn)稅等直接稅的收入分配效果并不明顯，甚至表現(xiàn)出一定的逆向調(diào)節(jié)，拉大了居民間的稅后收入差距。王亞芬(2007)、岳樹民、盧藝、岳希明(2011)、白彥鋒、許嫚嫚(2011)、萬瑩(2011)、岳希明、徐靜(2012)等研究表明，我國的個人所得稅雖然縮小了居民收入分配的不均等程度，但效果很小，影響有限，甚至可以忽略不計，個人所得稅的平均有效稅率過低是影響個人所得稅收入分配效應(yīng)的主要因素。

上述研究方法和成果為本文的研究提供了堅實的研究基礎(chǔ)。本文以我國城鎮(zhèn)居民為研究對象，通過構(gòu)建數(shù)學(xué)模型，利用居民收入、消費支出數(shù)據(jù)，通過對我國稅收分配效應(yīng)、累進(jìn)性、平均稅率等指標(biāo)的測算、分解與分析，對我國整體稅制及主要稅種的收入分配效應(yīng)進(jìn)行計量和評價，為我國今后的稅制改革提供科學(xué)、量化的參考依據(jù)。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

(一)稅收分配效應(yīng)計算模型

本文采用Musgrave＆Thin(1949)提出的MT指數(shù)來衡量稅收分配效應(yīng)，MT指數(shù)的計算公式為:

公式(1)中，G為稅前收入基尼系數(shù)，G*為稅后收入基尼系數(shù)。如果G大于G*，即MT指數(shù)大于0，說明稅收降低了居民收入分配的不平等程度，MT指數(shù)數(shù)值越大，稅收降低收入分配不平等的效果也就越顯著;相反，如果G*大于G，即MT指數(shù)小于0，說明稅收擴(kuò)大了居民收入分配的不平等程度;如果G等于G*，即MT指數(shù)等于0，說明稅收對居民收入分配狀況的改善無影響。

(二)稅收累進(jìn)性計算模型

稅收累進(jìn)性是影響稅收再分配效應(yīng)的重要因素。本文采用Kakwani(1977)提出的K指數(shù)衡量稅收的累進(jìn)性，K指數(shù)的計算公式為:

公式(2)中，G為稅前收入基尼系數(shù)，T為稅負(fù)集中率。稅負(fù)集中率是衡量稅收負(fù)擔(dān)在不同收入群體間分布的指標(biāo)。顯然，K指數(shù)反映了稅收負(fù)擔(dān)偏離比例稅率的程度。如果K指數(shù)大于0，說明高收入群體負(fù)擔(dān)的稅收在稅收總額中的比重高于其收入在收入總額中的比重，即稅收是累進(jìn)的;同理，如果K指數(shù)小于0，則說明稅收是累退的;如果K指數(shù)等于0，即如果稅負(fù)集中率與稅前基尼系數(shù)相等，說明個人負(fù)擔(dān)的稅收在稅收總額中的比重正好等于其所擁有的收入在收入總額的比重，即稅收表現(xiàn)為比例稅，稅收對收入公平分配無影響。

(三)稅收累進(jìn)性分解模型

Kakwani(1977)在提出K指數(shù)的基礎(chǔ)上，還提出了對K指數(shù)進(jìn)行分解的方法。整體稅制的累進(jìn)性可以通過稅收體系中單個稅種累進(jìn)指數(shù)的加權(quán)之和來測量，計算公式為:

公式(3)中，K代表整體稅制的累進(jìn)性指數(shù)，t為整體稅制的平均稅率，ti是第i個稅種的平均稅率，Ki是第i個稅種的累進(jìn)性指數(shù)。如果我們把整個稅制分為兩類:直接稅和間接稅，tdirect代表直接稅的平均稅率，tindirect代表間接稅的平均稅率，Kdirect代表直接稅的K指數(shù)，Kindirect代表間接稅的K指數(shù)，則:

同理，假設(shè)間接稅僅包括增值稅、消費稅、營業(yè)稅三個稅種，我們還可以將Kindirect進(jìn)一步表示為增值稅、消費稅、營業(yè)稅的K指數(shù)的加權(quán)平均之和。

(四)MT指數(shù)與K指數(shù)的關(guān)系模型

Kakwani(1977)還證明了MT指數(shù)是平均稅率與K指數(shù)的函數(shù)，即MT指數(shù)可以用K指數(shù)進(jìn)行表示，計算公式為②:

公式(5)表明，稅收分配效應(yīng)同時受平均稅率(t)與稅收累進(jìn)性(K)的影響，且與平均稅率、稅收累進(jìn)性成正比，提高平均稅率或稅收的累進(jìn)性都能夠增強(qiáng)稅收的收入分配效應(yīng)。由于平均稅率大于或等于0，稅收分配效應(yīng)的方向主要由稅收累進(jìn)性決定。K大于0、小于0或等于0，分別決定了稅收發(fā)揮了對居民收入分配的正效應(yīng)、負(fù)效應(yīng)或無影響。

(五)稅收分配效應(yīng)分解模型

整理五公式(3)與公式(5)，可以將整體稅制的收入分配效應(yīng)進(jìn)一步分解為各個稅種對整體稅制收入分配效應(yīng)的影響，即:

根據(jù)公式(6)，既能夠分析單個稅種對整體稅制收入再分配效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性影響，也可以分析每個稅種的累進(jìn)性與平均稅率對各稅種本身收入分配效應(yīng)的影響。如果我們把整個稅制分為直接稅和間接稅兩類，則MT指數(shù)可以表示為:

根據(jù)公式(1)－(7)，不但可以利用K指數(shù)、MT指數(shù)評價稅收的累進(jìn)性和稅收分配效應(yīng)，還可以通過對MT指數(shù)、K指數(shù)的分解，計算各個稅種(稅系)對整體稅制的收入分配效應(yīng)、累進(jìn)性的影響程度。本文將從稅收累進(jìn)性和平均稅率兩方面對我國稅收的收入分配效應(yīng)進(jìn)行計量與評價。

(六)數(shù)據(jù)來源及說明

表1 我國居民八大類消費性支出適用稅率

本文計算需要的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來自《中國價格及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒》，選取了2001～2012年12年間城鎮(zhèn)居民按家庭收入、支出、個人所得稅等方面的數(shù)據(jù)③。《年鑒》中按城鎮(zhèn)居民家庭人均收入水平的高低將城鎮(zhèn)居民家庭分為最高收入戶(10%)、高收入戶(10%)、中等偏上收入戶(20%)、中等收入戶(20%)、中等偏下收入戶(20%)、低收入戶(10%)和最低收入戶(10%)共7組，分別各組和總平均統(tǒng)計了各收入組居民的人均收入、支出情況。本文選用胡祖光(2004)④提出的收入五分法計算基尼系數(shù)，關(guān)于本方法計算基尼系數(shù)精確性的問題詳見胡祖光(2004)的證明。

在計算稅收負(fù)擔(dān)時，我們以個人所得稅代表直接稅，以增值稅、消費稅、營業(yè)稅代表間接稅，并假設(shè)稅收負(fù)擔(dān)全部由消費者負(fù)擔(dān)，以四個稅的稅收負(fù)擔(dān)合計表示城鎮(zhèn)居民的整體稅收負(fù)擔(dān)。個人所得稅是已知數(shù)據(jù)，增值稅、消費稅、營業(yè)稅是根據(jù)居民人均分類消費支出數(shù)據(jù)和各類商品的法定稅率計算得到的。在確定每項消費支出的稅率時，考慮了稅率調(diào)整情況，并根據(jù)需要對個別項目進(jìn)行了拆分和估算(表1)。用各收入組居民的人均稅前收入減去該組居民所承擔(dān)的個人所得稅、增值稅、消費稅和營業(yè)稅，就各組居民人均稅后收入，并據(jù)此計算稅前、稅后基尼系數(shù)。根據(jù)各組居民的人均收入、家庭人口、家庭數(shù)量，很容易計算出居民總收入。根據(jù)上述計算得出的直接稅、間接稅、居民收入數(shù)據(jù)就可以計算直接稅、間接稅和整體稅制的平均稅率。

三、我國現(xiàn)行稅制收入分配效應(yīng)及分解的實證分析

(一)整體稅制的分配效應(yīng)分析

利用前述研究方法，我們計算了2001～2012年我國城鎮(zhèn)居民的稅前基尼系數(shù)(G)、稅后基尼系數(shù)(G*)、稅負(fù)集中率(T)、MT指數(shù)、K 指數(shù)(表2)。從表2可以看出，2001～2012年，我國城鎮(zhèn)居民的稅前基尼系數(shù)總體上呈“先升后降”的趨勢，個別年份有所波動。2001～2005年，基尼系數(shù)逐年上升，從0.2632提高到0.3445，2005后年總體呈下降趨勢，2012年為0.3137。這說明2001～2005年，我國城鎮(zhèn)居民的稅前收入差距逐年擴(kuò)大，2005年以后，稅前收入差距開始縮小。稅后基尼系數(shù)的變化趨勢與稅前基尼系數(shù)基本相同，也基本上呈現(xiàn)“先升后降”的特征。但在2001～2012年，各年度的稅后基尼系數(shù)均大于稅前基尼系數(shù)，據(jù)此計算的MT指數(shù)為負(fù)，MT指數(shù)的絕對值總體上逐年變?、?。MT指數(shù)變化趨勢表明:2001～2012年，MT指數(shù)小于0，即我國整體稅制的收入分配效應(yīng)為負(fù)，這說明我國整體稅制對城鎮(zhèn)居民收入差距一直發(fā)揮著逆向調(diào)節(jié)作用，國家征稅后，居民間的收入差距沒有縮小，而是比稅前更大了，但MT指數(shù)的絕對值逐年降低，表明稅收的收入分配負(fù)效應(yīng)在逐年減弱。值得注意的是，2009～2012年，MT指數(shù)從 －0.0001變?yōu)?－0.0008，這說明2009年以后稅收的收入分配負(fù)效應(yīng)又有所反彈。

根據(jù)前文的分析，稅收的收入分配效應(yīng)同時受平均稅率和稅收累進(jìn)性的影響，且與二者變化方向相同。下面將從平均稅率和稅收累進(jìn)性兩方面對稅收分配效應(yīng)進(jìn)行分析。從平均稅率來看(表3)，2001～2012年，我國城鎮(zhèn)居民各年度的稅收負(fù)擔(dān)大體穩(wěn)定，平均稅率在8.50% ～9.98%之間波動，各年度間波動變化不大。由此可見，平均稅率的變化對我國整體稅制收入分配效應(yīng)的影響有限，稅收累進(jìn)性應(yīng)該是影響我國整體稅制收入分配效應(yīng)變化的主要因素。表2中K指數(shù)的計算結(jié)果也充分證明了這個判斷。2001～2012年，K指數(shù)均小于0，表明這期間我國稅收整體上是累退的，即高收入群體繳納的稅收占全部稅收的比例小于其擁有的收入占全部收入的比例;但K指數(shù)的絕對值總體上逐年變小，表明我國稅收的累退性在逐步減弱。2009以后，K指數(shù)的絕對值也略有增加，這說明近年來的稅制改革，使得我國稅收的累進(jìn)性有所減弱。比較各年度的K指數(shù)與MT指數(shù)，二者的符號相同且變化趨勢一致，這充分說明了我國整體稅制的收入分配效應(yīng)主要受稅收累進(jìn)性影響。

我國稅收的累進(jìn)(退)性還表現(xiàn)在各收入階層的平均稅率變化方面。表3列示2001～2012年我國各收入群體平均稅率的變化情況。以2001年和2012年為例，2001年我國最低收入戶(10%)、低收入戶(10%)、中等偏下收入戶(20%)、中等收入戶(20%)、中等偏上收入戶(20%)、高收入戶(10%)、最高收入戶(10%)的平均稅率分別為11.31%、10.62%、10.10%、9.59%、9.08%、8.67%、7.85%，收入越高平均稅率越低，10%最高收入戶的平均稅率僅為10%最低收入戶平均稅率的69.40%，整體稅制表現(xiàn)出明顯的平均稅率累退性;2012年，收入由低到高各收入戶的平均稅率分別為12.10%、11.20%、10.36%、10.55%、11.58%、9.83%、9.72%，10%最高收入戶的平均稅率相當(dāng)于10%最低收入戶平均稅率的80.33%，累退性明顯減弱。

表2 基尼系數(shù)、稅負(fù)集中率、MT指數(shù)與K 指數(shù)計算結(jié)果

表3 城鎮(zhèn)居民總體及各收入組平均稅率

(二)直接稅的收入分配效應(yīng)分析

本文的直接稅僅包括個人所得稅一個稅種，因此直接稅的收入分配效應(yīng)就為個人所得稅的收入分配效應(yīng)。從表4可知，2001～2012年，我國各年度個人所得稅的收入再分配效應(yīng)均為正，并總體上呈逐年增大趨勢，直接稅的收入分配效應(yīng)指數(shù)從2001年的0.0008上升到2012年的0.0031，這說明我國的個人所得稅一直對居民收入分配差距發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用，而且這種正向調(diào)節(jié)作用在逐年增強(qiáng)。根據(jù)公式(1)，MT指數(shù)等于稅前基尼系數(shù)與稅后基尼系數(shù)的差，MT指數(shù)與稅前基尼系數(shù)的比值代表了稅收調(diào)節(jié)對稅前收入分配狀況的改善程度，其數(shù)值越大，稅收調(diào)節(jié)收入公平分配的效果就越顯著。根據(jù)上述原理，本文計算了我國個人所得稅分配效應(yīng)指數(shù)與基尼系數(shù)的比值(見表5)，從表5可知，2001～2012年，盡管個人所得稅收入分配效應(yīng)指數(shù)占基尼系數(shù)的比率逐年增大，但最高也僅為0.97%，這充分說明了雖然我國的個人所得稅具有公平收入分配的作用，但其效果不顯著，個人所得稅縮小收入差距的作用有限。

表4 直接稅的累進(jìn)性及收入分配效應(yīng)

表5 個人所得稅對縮小居民收入分配差距的貢獻(xiàn)

如前所述，整體稅制的收入分配效應(yīng)是由各個稅系、稅種的收入分配效應(yīng)決定的，而各個稅系、稅種的收入分配效應(yīng)主要取決于它們各自的平均稅率和累進(jìn)性。下面，我們將從累進(jìn)性和平均稅率兩方面分析我國個人所得稅公平收入分配效果較弱的原因。

1.稅收累進(jìn)性對個人所得稅收入分配效應(yīng)的影響。從表4的計算結(jié)果分析，首先，從2001～2012年，各年度的個人所得稅K指數(shù)均為正，這充分說明我國的個人所得稅具有累進(jìn)性，個人所得稅發(fā)揮了公平收入分配的作用;其次，我國各年度個人所得稅的K指數(shù)大體在0.3720～0.4450之間，各年度間的波動不大，K指數(shù)的平均值為0.4105。根據(jù)Wagstaff(1999)對12個OECD國家個人所得稅收入再分配效應(yīng)的分析，這些國家個人所得稅K指數(shù)的均值為0.1963⑥，還不足我國的一半。據(jù)此分析，我國個人所得稅的累進(jìn)性已經(jīng)超過了發(fā)達(dá)國家的水平，個人所得稅的累進(jìn)性已經(jīng)很強(qiáng)了。

另外，通過對我國個人所得稅的平均稅率和邊際稅率變化情況進(jìn)行分析，也可以證明我國個人所得稅累進(jìn)性較強(qiáng)的事實。表6列示了2001～2012年我國城鎮(zhèn)居民各收入組個人所得稅的平均稅率變化情況。表中數(shù)據(jù)顯示，隨著收入的增加各收入組的平均稅負(fù)也顯著提高，個人所得稅顯示出較強(qiáng)的累進(jìn)性，而且累進(jìn)性逐年提高。2001年，10%最高收入戶的稅收負(fù)擔(dān)是10%最低收入戶稅收負(fù)擔(dān)的19.5 倍，2011 年提高到34.6 倍。

表6 城鎮(zhèn)居民各收入組個人所得稅平均稅率

從邊際稅率角度分析，表7列示了我國工資薪金所得個人所得稅稅率調(diào)整前、調(diào)整后用邊際稅率指標(biāo)表示的稅收累進(jìn)水平。⑦邊際稅率累進(jìn)性的計算公式為:

公式中，T0、T1分別表示收入變化前、后的稅收負(fù)擔(dān)，I0、I1分別表示初始收入和調(diào)整后的收入，這里的I0、I1特指我國工資薪金所得稅率表各級距的最低、最高收入。從表7可知，不論是稅率調(diào)整前還是調(diào)整后，我國個人所得稅的邊際稅率累進(jìn)水平都呈前高后低的變化，而且由于稅率表前幾檔的級距較小，稅率隨著收入的增加迅速提高，使得稅率表前幾級的累進(jìn)程度明顯高于后面的高稅率級次部分，2011年9月稅率調(diào)整后，個人所得稅邊際稅率的累進(jìn)程度更強(qiáng)了。

表7 我國個人所得稅邊際稅率累進(jìn)性情況

(2)平均稅率對個人所得稅收入再分配效應(yīng)的影響。由表4可知，2001～2012年，我國個人所得稅的平均稅率總體上逐年增加，從2001年的0.18%提高到2011年的0.71%(2012年下降到0.64%)，這表明我國個人所得稅的收入分配效應(yīng)日益增強(qiáng)。但問題在于，我國個人所得稅的平均稅率水平太低，2011年也僅為0.71%，個人所得稅還不足居民收入的1%。從國際比較看，我國個人所得稅的平均稅率也較低。美國2004年個人所得稅的平均稅率為12.24%，歐盟15國1998年個人所得稅的平均稅率為11.44%，相比之下，我國個人所得稅的平均稅率較低，不足以發(fā)揮其調(diào)控收入公平分配的作用。⑧

綜上所述，盡管我國的個人所得稅制的累進(jìn)性較強(qiáng)，但受平均稅率水平過低的影響，我國個人所得稅的收入分配效應(yīng)總體較弱，對公平收入分配的調(diào)節(jié)能力有限。在保持稅制累進(jìn)性的前提下，通過擴(kuò)大征稅范圍、加強(qiáng)稅收征管、改變征稅模式等手段，提高個人所得稅的平均稅率，是增強(qiáng)我國個人所得稅收入分配效應(yīng)的必然選擇。

(三)間接稅的收入分配效應(yīng)分析

從表8可知，2001～2012年，各年間接稅的收入分配效應(yīng)指數(shù)均為負(fù)，但其絕對值逐年變小，間接稅的收入分配效應(yīng)指數(shù)的絕對值已經(jīng)從2001年的0.0065下降到2019年的0.0035，這說明我國的間接稅一直對居民收入分配差距發(fā)揮著逆向調(diào)節(jié)作用，但這種逆向調(diào)節(jié)作用在逐年減弱。2011年和2012年，間接稅的收入分配逆向調(diào)節(jié)作用有所增強(qiáng)，值得我們注意。

從稅收累進(jìn)(退)性方面分析，由表8可知，2001～2012年，我國間接稅的K指數(shù)一直為負(fù)，這說明我國間接稅稅制總體上是累退的。K指數(shù)的絕對值呈逐年下降趨勢，已經(jīng)從2001年的0.0649下降到2012年的0.0423(2009年為0.0399)，這說明盡管我國間接稅總體上是累退的，但其累退性在逐年轉(zhuǎn)弱。

表8 間接稅的累進(jìn)性及收入分配效應(yīng)

間接稅的累退性還可以通過城鎮(zhèn)居民各收入群體間接稅平均稅率的變化來說明。由表9可知，2001～2012年，我國間接稅在平均稅率方面整體上表現(xiàn)出累退性，低收入階層的間接稅負(fù)擔(dān)大于高收入階層的間接稅負(fù)擔(dān)，間接稅的整體累退性影響了其公平收入分配效應(yīng)的發(fā)揮，使得間接稅一直表現(xiàn)為對居民收入分配的逆向調(diào)節(jié)作用。但間接稅的累退性在逐漸減弱。2001年和2012年，10%最低收入戶的間接稅平均稅率是10%最高收入戶的1.51和1.49倍，以后各年二者間的差距總體上逐年縮小，到了2011年和2012年，前者是后者的1.45和1.44倍，這充分說明了間接稅的累退性在逐年降低。

表9 城鎮(zhèn)居民各收入階層個人所得稅平均稅率

我國的間接稅主要由增值稅、消費稅和營業(yè)稅構(gòu)成。利用公式(7)提供的方法，本文計算了間接稅的收入分配效應(yīng)并將其進(jìn)一步分解為增值稅的收入分配效應(yīng)、營業(yè)稅的收入分配效應(yīng)和消費稅的收入分配效應(yīng)，相關(guān)計算結(jié)果列示在表10中。我們可以看到，2001～2012年，營業(yè)稅的收入分配效應(yīng)為正(2001年除外)，且營業(yè)稅對收入分配的正效應(yīng)比較穩(wěn)定，除2001年外，其他各年間變化不大，收入分配效應(yīng)指數(shù)在0.0007至0.0010間波動，這說明營業(yè)稅一直在穩(wěn)定地發(fā)揮著縮小居民收入分配差距的作用;各年消費稅的收入分配效應(yīng)指數(shù)均為負(fù)，這說明我國的消費稅并未如理論上表述的那樣發(fā)揮調(diào)節(jié)居民收入分配差距的正向效應(yīng)。2001～2012年，消費稅收入分配效應(yīng)指數(shù)已經(jīng)從－0.0009下降到－0.0001，消費稅的收入分配負(fù)效應(yīng)在逐年減弱。2001～2012年，增值稅的收入分配效應(yīng)一直是負(fù)的，且2009年以后，增值稅的收入分配效應(yīng)指數(shù)呈增加趨勢，增值稅的逆向調(diào)節(jié)作用正在增加。由于增值稅是我國的第一大稅種，其收入大約占全部稅收收入的三分之一，因此增值稅的收入分配效應(yīng)對我國間接稅以及整體稅制的收入分配效應(yīng)性具有重大影響。

表10 間接稅收入分配效應(yīng)分解

四、結(jié)論及政策建議

本文依照層層遞進(jìn)的邏輯，在建立數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)上，實證分析了我國稅收的收入分配效應(yīng)，研究結(jié)果表明:(1)稅收的收入分配效應(yīng)主要受稅收累進(jìn)(退)性和平均稅率的影響。我國稅收總體上表現(xiàn)為對收入分配的逆向調(diào)節(jié)，這主要受稅收累進(jìn)(退)性的影響;(2)我國直接稅的累進(jìn)性很強(qiáng)，但總體稅制依然是累退的，其主要原因在于間接稅的累退性，間接稅的收入分配負(fù)效應(yīng)抵消了直接稅的正效應(yīng)，使得我國制度總體上表現(xiàn)出對收入分配的負(fù)效應(yīng);(3)在我國的稅收負(fù)擔(dān)結(jié)構(gòu)中，間接稅的平均稅率較高，直接稅的平均稅率較低，前者是后者的十多倍。正是由于直接稅在整體稅收中所占的比重較小，其較強(qiáng)的稅收累進(jìn)性被較小的平均稅率所抵消，最終對整體稅制收入分配效應(yīng)的貢獻(xiàn)不明顯。相反，由于間接稅的平均稅率較高，在全部稅收中占的比例較大，對整體稅制收入分配效應(yīng)的影響也較大，其較高的平均稅率與間接稅的累退性相結(jié)合，使得我國稅收整體上表現(xiàn)為收入分配的逆向調(diào)節(jié);(4)在間接稅中，增值稅、消費稅是累退的，營業(yè)稅是累進(jìn)的，由于增值稅、消費稅在稅制結(jié)構(gòu)中的比例較大，影響到間接稅整體上是累退的。

綜上所述，為了提高我國稅制的收入分配效應(yīng)，進(jìn)一步發(fā)揮稅收公平收入分配的功能，應(yīng)該在穩(wěn)定宏觀稅負(fù)的前提下，優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)，完善稅收體系，逐步構(gòu)建“雙主體”的稅制模式。主要采取以下措施:(1)逐步提高直接稅、適當(dāng)降低間接稅比重，優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu);(2)完善個人所得稅，適時推行綜合或混合所得稅制;(3)完善財產(chǎn)稅體系，擴(kuò)大財產(chǎn)稅稅基，調(diào)整現(xiàn)行房產(chǎn)稅的征稅范圍、稅率，適時開征遺產(chǎn)稅。(4)結(jié)合“營改增”改革，合理設(shè)計增值稅稅率結(jié)構(gòu)，降低增值稅的累退性。

[注釋]

① 彭海燕，伍曉榕.稅收累進(jìn)性測量方法之比較[J].統(tǒng)計與決策，2008，(20).

② Kakwani(1984)提出了更為精確的MT指數(shù)分解方法，該方法用公式表示為“MT=(Y－G)+K×t/(1－t)”，其中Y為稅前收入排序的稅后收入集中率。等式右邊第一項衡量稅負(fù)的橫向(不)公平，第二項衡量稅負(fù)的縱向(不)公平，由于第一項的取值幾乎為0，所以本文計算分析中直接用第二項指標(biāo)的取值衡量稅收的分配效應(yīng).

③ 2012年的居民收入、支出數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2013)》，并根據(jù)《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒》的數(shù)據(jù)格式對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分類整理，2012年人均個人所得稅的數(shù)據(jù)是根據(jù)“居民可支配收入=居民總收入－社會保障支出－記賬補貼－個人所得稅”倒算出來的，其中人均居民總收入、可支配收入數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(2013)》，2012年社會保障支出=2011年社會保障支出×2011年社會保障支出增長率，2012年記賬補貼=2012年人均居民總收入×2011年記賬補貼占居民總收入的比例.

④ 胡祖光.基尼系數(shù)理論最佳值及其簡易計算公式研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004，(9).

⑤ 根據(jù)分組數(shù)據(jù)計算的2010年基尼系數(shù)、MT指數(shù)、K指數(shù)等數(shù)據(jù)異常，不符合一般的變化趨勢，故本文在分析時將2010年的數(shù)據(jù)剔除，下同.

⑥ 轉(zhuǎn)引自岳希明，徐靜.我國個人所得稅的居民收入分配效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2012，(6).

⑦ 由于工薪階層是我國個人所得稅的負(fù)擔(dān)主體，工資薪金所得個人所得稅的累進(jìn)程度能夠大體代表我國個人所得稅的累進(jìn)水平.

⑧ 萬瑩.個人所得稅對收入分配的影響:由稅率累進(jìn)性和平均稅率觀察[J].改革，2011，(3).

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[7]彭海燕，伍曉榕.稅收累進(jìn)性測量方法之比較[J].統(tǒng)計與決策，2008，(20).

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