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(gè)人所得稅數(shù)據(jù)，采用回歸分析方法，考察我國(guó)個(gè)人所得稅的收入再分配效應(yīng)。OLS和2SLS結(jié)果表明，我國(guó)個(gè)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(yàn)。進(jìn)一步分析表明，個(gè)人所得稅降低了中高收入組和高收入組家庭因不平等機(jī)會(huì)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(gè)人所得稅；收入再分配；累進(jìn)性；高收入

中圖分類號(hào)：F812.422? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：2095-1280（2023）03-0020-10

一、引言

改革開放以來，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，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(guó)的收入不平等程度與北歐接近，但現(xiàn)在正接近美國(guó)的水平。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，2021年我國(guó)城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的基尼系數(shù)仍然高達(dá)0.466①。有效縮小收入差距進(jìn)而改善收入分配格局的基本主線是“提低、擴(kuò)中、調(diào)高”。其中，作為突破口的“提低、擴(kuò)中”是我國(guó)近年來有關(guān)宏觀政策的重點(diǎn)發(fā)力方向。與之相比，在尊重私人產(chǎn)權(quán)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(gè)人所得稅是我國(guó)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(gè)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(kuò)中”。當(dāng)然，除稅制設(shè)計(jì)本身外，個(gè)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(shí)證檢驗(yàn)。

已經(jīng)有不少學(xué)者檢驗(yàn)了我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)縮小收入差距的作用，多數(shù)研究通過對(duì)比征稅前后的收入基尼系數(shù)后認(rèn)為，現(xiàn)階段我國(guó)個(gè)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(gè)人所得稅與收入分配狀態(tài)是否有顯著相關(guān)性，個(gè)人所得稅是否切實(shí)通過“調(diào)高”縮小收入差距，個(gè)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(cè)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(xiàn)綜述

（一）基于測(cè)算的比較分析

考察個(gè)人所得稅收入再分配效應(yīng)最直接的思路是分別測(cè)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(duì)收入差距產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用。該視角的研究重點(diǎn)是收入差距指標(biāo)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(jiǎn)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(guó)第七次修訂個(gè)人所得稅法，使用MT指數(shù)測(cè)算的研究結(jié)果多表明，受提高免征額以及引入專項(xiàng)附加扣除的影響，個(gè)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(xiàn)綜合考慮微觀個(gè)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(píng)價(jià)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(guó)個(gè)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(dòng)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(gè)人征稅的轉(zhuǎn)變將使總體稅收負(fù)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(gè)人所得稅免征額和稅率對(duì)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(guó)個(gè)人所得稅的扣除標(biāo)準(zhǔn)具有局部?jī)?yōu)化解，過高的扣除標(biāo)準(zhǔn)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(gè)別文獻(xiàn)采用回歸分析的方法挖掘個(gè)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(gè)人所得稅累進(jìn)性指數(shù)，使用165個(gè)國(guó)家宏觀數(shù)據(jù)考察了個(gè)人所得稅累進(jìn)性對(duì)收入再分配的影響。何宗樾和徐滇慶（2014）使用36個(gè)國(guó)家2010年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)個(gè)人所得稅占財(cái)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(guó)個(gè)人所得稅的收入再分配效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)個(gè)人所得稅擴(kuò)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(guó)內(nèi)研究個(gè)人所得稅再分配效應(yīng)的文獻(xiàn)縱然豐富，但仍存在改進(jìn)空間。從研究方法看，國(guó)內(nèi)研究多采用MT指數(shù)進(jìn)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(guó)內(nèi)文獻(xiàn)重在考察我國(guó)歷次個(gè)人所得稅改革，尤其是2011年和2018年個(gè)人所得稅改革的收入再分配效應(yīng)，缺乏對(duì)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(shí)數(shù)據(jù)，采用測(cè)算方法展開的研究多以全國(guó)層面微觀調(diào)研的稅后收入數(shù)據(jù)倒算出個(gè)人應(yīng)該繳納的所得稅，這種處理方式一方面與實(shí)際情況脫節(jié)，另一方面忽略了個(gè)人所得稅影響微觀行為進(jìn)而作用于收入的可能性，研究結(jié)論的現(xiàn)實(shí)適配性有待提升。針對(duì)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(duì)不同收入群體考察我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)居民稅后收入差距的影響。

三、理論分析

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

實(shí)行累進(jìn)個(gè)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(jì)能力增長(zhǎng)更快，對(duì)其多征稅可以改善自由競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)所形成的收入與財(cái)富分配狀況。要實(shí)現(xiàn)對(duì)富人多征稅，既可以設(shè)置比例稅率要求富人在絕對(duì)額上繳納更多的稅，也可以設(shè)置累進(jìn)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(duì)富人征收更高比例的稅款可在較少損失社會(huì)總福利的前提下增加財(cái)政收入和縮小貧富差距。個(gè)人所得稅在誕生之初就以累進(jìn)稅率的形式呈現(xiàn)，時(shí)至今日累進(jìn)稅率也是多國(guó)個(gè)人所得稅的基本特點(diǎn)。在我國(guó)，工資薪金所得實(shí)行多級(jí)累進(jìn)稅率，2018年稅改后，具有勞動(dòng)性質(zhì)的所得統(tǒng)一歸集為綜合所得，實(shí)行3%至45%的累進(jìn)稅率。在個(gè)人所得稅的稅目中，綜合所得貢獻(xiàn)的稅收收入最多。由此，基于累進(jìn)的綜合所得稅率設(shè)計(jì)，我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)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(gè)要點(diǎn)，一是收入結(jié)構(gòu)，二是收入水平。要讓個(gè)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(jìn)稅率外，針對(duì)特定收入的比例稅率也可能引致個(gè)人所得稅事實(shí)上的累進(jìn)性進(jìn)而達(dá)到縮小收入差距的效果。從居民收入結(jié)構(gòu)特點(diǎn)看，越是高收入者其收入中來源于勞動(dòng)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(duì)資本性收入征收比例稅，也會(huì)顯著增加高收入者稅收負(fù)擔(dān)，進(jìn)而達(dá)到縮小收入差距的效果。我國(guó)當(dāng)下的個(gè)人所得稅制設(shè)計(jì)對(duì)資本收益和資本利得均實(shí)行20%的比例稅率，對(duì)經(jīng)營(yíng)所得實(shí)行5級(jí)累進(jìn)稅率。結(jié)合我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入特點(diǎn)，這種設(shè)計(jì)應(yīng)該對(duì)收入差距起到正向調(diào)節(jié)作用。另外，個(gè)人所得稅累進(jìn)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(jìn)性很強(qiáng)，收入再分配效應(yīng)的發(fā)揮也會(huì)受限。2021年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入4.74萬元①，而個(gè)人所得稅綜合所得免征額為6萬元/年，再加上專項(xiàng)附加扣除以及其他減免項(xiàng)目，多數(shù)納稅人并不承擔(dān)或者承擔(dān)極少量個(gè)人所得稅，這壓縮了個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)收入再分配的空間。我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)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(gè)人所得稅可縮小我國(guó)居民收入差距，且該效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)主要得益于高收入群體承擔(dān)主要稅收負(fù)擔(dān)。

任何稅收政策都要經(jīng)由具體程序落于實(shí)際才能展現(xiàn)最終效果。若稅制執(zhí)行與稅制設(shè)計(jì)脫節(jié)，部分納稅人未如實(shí)如期繳納稅款，不僅造成稅款流失，還會(huì)破壞稅收公平。個(gè)人所得稅征管難度大，納稅人主動(dòng)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(shì)更容易規(guī)避納稅義務(wù)。分收入項(xiàng)目看，資本性收入的高流動(dòng)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(shí)中的稅制扭曲有可能破壞累進(jìn)稅率設(shè)計(jì)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(guó)個(gè)人所得稅征管中存在的稅款流失現(xiàn)象（李國(guó)鋒和劉黎明，2015；馬念誼和靳友雯，2019）。綜上，個(gè)人所得稅在我國(guó)的運(yùn)行效果是否可以如實(shí)反映稅制設(shè)計(jì)的初衷？是否可以切實(shí)縮小收入差距？尚有待實(shí)證檢驗(yàn)。

四、實(shí)證策略、數(shù)據(jù)來源和變量說明

（一）實(shí)證策略

本文采用OLS設(shè)定基準(zhǔn)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(shí)取對(duì)數(shù)。pit為城市層面?zhèn)€人所得稅收入，回歸時(shí)取對(duì)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(gè)人所得稅制設(shè)計(jì)具有較強(qiáng)累進(jìn)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(zhǔn)回歸存在兩個(gè)問題。一是異質(zhì)性問題?；诙愔铺攸c(diǎn)，個(gè)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(guó)，個(gè)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(shí)上并不承擔(dān)稅收負(fù)擔(dān)，而式（1）的全樣本回歸無法捕捉這一點(diǎn)。二是內(nèi)生性問題。個(gè)人所得稅的稅基是稅前收入，稅前收入直接影響個(gè)人所得稅，進(jìn)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(cè)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(yán)重的內(nèi)生性問題。其他一些遺漏的、同時(shí)影響個(gè)人所得稅和家庭收入差距的因素也會(huì)造成式（1）回歸結(jié)果的內(nèi)生性。為此，本文進(jìn)行如下處理：在家庭收入50、90和95分位點(diǎn)進(jìn)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(jìn)而構(gòu)造個(gè)人所得稅和家庭收入排序的交互項(xiàng)，進(jìn)行式（2）的回歸。式（2）中，系數(shù)β2集中反映了個(gè)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(jìn)行式（1）的基準(zhǔn)回歸，直觀考察各組中個(gè)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(gè)人所得稅選取同時(shí)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(guó)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(jìn)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(gè)的地級(jí)市。五是刪除缺漏值以及記錄有基本邏輯錯(cuò)誤的樣本。經(jīng)處理后，共剩余8543個(gè)樣本家庭，對(duì)應(yīng)88個(gè)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(jì)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(duì)樣本量的要求以及現(xiàn)實(shí)中人們更傾向與有相似背景的家庭進(jìn)行對(duì)比來判斷自身的“相對(duì)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(duì)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担碓摰貐^(qū)收入差距越大。

關(guān)鍵解釋變量：個(gè)人所得稅。本文的關(guān)鍵解釋變量是2018年各地級(jí)市以及直轄市的個(gè)人所得稅收入?？傮w看，由于雄厚的經(jīng)濟(jì)實(shí)力帶來較高居民收入，東部地區(qū)的個(gè)人所得稅收入和人均個(gè)人所得稅負(fù)擔(dān)都要明顯高于中西部地區(qū)。

工具變量：個(gè)人所得稅收入分成。本文將各市可獲得的個(gè)人所得稅分成份額作為個(gè)人所得稅的工具變量。從相關(guān)性來看，個(gè)人所得稅分成會(huì)影響稅務(wù)機(jī)關(guān)征收努力程度，進(jìn)而直接影響本地個(gè)人所得稅收入。從外生性來看，直轄市和計(jì)劃單列市分成份額由中央統(tǒng)一規(guī)定，地級(jí)市分成份額由省級(jí)政府統(tǒng)一安排，并不會(huì)受到本地收入差距的影響，具有較強(qiáng)的外生性。直轄市和計(jì)劃單列市稅收分成份額為0.4，地級(jí)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(xiàn)，同時(shí)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(jí)層面的虛擬變量。

五、實(shí)證結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸

表2匯報(bào)了全樣本基準(zhǔn)回歸結(jié)果。前三列顯示，個(gè)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(gè)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(bào)了個(gè)人所得稅與家庭收入排序的交互項(xiàng)回歸結(jié)果，可知個(gè)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(gè)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(xiàng)效用的系數(shù)值只有0.069，遠(yuǎn)低于主效應(yīng)。

表3以分組回歸的方式進(jìn)一步檢驗(yàn)了個(gè)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(gè)人所得稅對(duì)收入差距開始呈現(xiàn)負(fù)影響。而在高收入組，個(gè)人所得稅顯著降低收入差距，個(gè)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(bào)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(gè)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(gè)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(gè)人所得稅對(duì)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(huì)低估個(gè)人所得稅的再分配效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制企業(yè)所得稅和增值稅

除個(gè)人所得稅外，企業(yè)所得稅和增值稅在我國(guó)也屬于中央地方共享稅，各地在設(shè)置稅收分級(jí)分成份額時(shí)可能會(huì)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(gè)人所得稅外，其他稅種也可能對(duì)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(jì)趨勢(shì)以及納稅人稅收籌劃等原因產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，那么個(gè)人所得稅對(duì)收入差距的回歸結(jié)果就會(huì)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(gè)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(zhǔn)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(jìn)行回歸，結(jié)果見表6，可知個(gè)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(zhǔn)回歸相比，不僅最高收入組，在中高收入組個(gè)人所得稅對(duì)收入差距的影響也變得顯著。

3.更換解釋變量

各地經(jīng)濟(jì)體量差異巨大，總量層面的個(gè)人所得稅收入并不能完全反映納稅人負(fù)擔(dān)的強(qiáng)弱。為此，用人均個(gè)人所得稅負(fù)擔(dān)替換總量層面的個(gè)稅總收入。表7的回歸結(jié)果顯示，人均個(gè)人所得稅負(fù)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(gè)人所得稅收入均值作為本地區(qū)個(gè)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(zhǎng)期以來個(gè)人所得稅由地方稅務(wù)部門征收，更容易受到上級(jí)政府部門以及其他地區(qū)的影響。而同省份其他地區(qū)個(gè)人所得稅收入并不會(huì)直接影響本地收入差距。表8匯報(bào)了回歸結(jié)果?？梢?，無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(gè)人所得稅總收入還是人均負(fù)擔(dān)，個(gè)人所得稅通過降低高收入者收入進(jìn)而縮小收入差距的基本結(jié)論仍然穩(wěn)健。

六、進(jìn)一步分析：個(gè)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(gè)體發(fā)揮主觀能動(dòng)性參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)果的差異。環(huán)境因素對(duì)個(gè)體來說是不可控的，由此引發(fā)的收入差距反映了機(jī)會(huì)不公平，需重點(diǎn)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(shì)環(huán)境所致，那么采用累進(jìn)個(gè)人所得稅加大對(duì)這部分收入的稅收負(fù)擔(dān)可視為對(duì)機(jī)會(huì)不平等的一種事后矯正。為驗(yàn)證這一點(diǎn)，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(jì)算出歸屬于環(huán)境的收入。簡(jiǎn)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(jìn)行回歸。然后測(cè)算出家庭收入中歸屬環(huán)境的部分，再計(jì)算這部分收入差距，即為機(jī)會(huì)不平等導(dǎo)致的收入差距。以此收入差距對(duì)個(gè)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(gè)人所得稅顯著降低了不平等機(jī)會(huì)引發(fā)的收入差距。此外，本文將家庭收入簡(jiǎn)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(yíng)凈收入和財(cái)產(chǎn)凈收入），分別計(jì)算兩類收入差距，再對(duì)個(gè)人所得稅回歸，結(jié)果見表9的第（3）至第（6）列?？芍獋€(gè)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(gè)人所得稅數(shù)據(jù)，采用回歸分析考察了我國(guó)個(gè)人所得稅的收入再分配效應(yīng)，OLS和2SLS結(jié)果均表明個(gè)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(jìn)一步分析表明，個(gè)人所得稅降低了中高收入組和高收入組家庭因不平等機(jī)會(huì)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(shí)了個(gè)人所得稅對(duì)我國(guó)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(duì)高收入者征稅實(shí)現(xiàn)的。從稅制設(shè)計(jì)看，這主要得益于個(gè)人所得稅中有關(guān)工資薪金所得的高累進(jìn)性。從居民收入特點(diǎn)看，高收入者家庭中來源于資本性質(zhì)的所得更多，因而對(duì)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(shí)上，不止我國(guó)，高收入者承擔(dān)主要的個(gè)人所得稅負(fù)擔(dān)是普遍情況。例如美國(guó)國(guó)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(gè)人所得稅占比達(dá)38.8%，而收入最低的90%納稅人繳納的個(gè)人所得稅總和占比為29.2%。

為更好發(fā)揮我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)收入差距的正向調(diào)節(jié)作用，一是要進(jìn)一步擴(kuò)大綜合所得的范圍，強(qiáng)化個(gè)人所得稅的累進(jìn)性。二是要探索差異化的專項(xiàng)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(fù)擔(dān)，更好關(guān)照機(jī)會(huì)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(duì)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(gè)人所得稅優(yōu)惠政策，減少高收入者避稅空間。五是要加強(qiáng)稅收征管，提高納稅人稅收遵從度，增強(qiáng)個(gè)人所得稅的籌資能力和收入調(diào)控能力。

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