□ 曹錦陽

（中南財經(jīng)政法大學武漢學院工商管理系，湖北 武漢 430079）

基于SVAR模型的個人所得稅再分配效應的實證分析與研究

□ 曹錦陽

（中南財經(jīng)政法大學武漢學院工商管理系，湖北 武漢 430079）

利用結構向量自回歸模型（SVAR），對個人所得稅再分配效應和其稅制因素進行實證分析。其結果反映我國個人所得稅稅負整體水平較低，但稅負分布較合理，其調節(jié)效果是在持續(xù)改善、但絕對量趨小。長期內(nèi)提高稅收規(guī)模和降低平均稅率，均有利于強化個人所得稅再分配效應，而征管效率問題會對個人所得稅再分配效應產(chǎn)生較為明顯的影響。但短期內(nèi)提高累進性水平，反而會弱化個人所得稅再分配效應。

個人所得稅；SVAR模型；再分配效應；居民收入分配

一 文獻綜述

居民收入分配主要是指所有參與分配的社會成員都是以勞動者或生產(chǎn)要素所有者的身份出現(xiàn)，以其向社會提供的勞動和所擁有的生產(chǎn)要素的數(shù)量及各種生產(chǎn)要素的貢獻取得相應的報酬。通常表現(xiàn)為利息、利潤、地租或租金及工資或薪金。而在建設和發(fā)展社會主義市場經(jīng)濟的過程中，全體公民應公平享有經(jīng)濟發(fā)展的成果，那么居民收入分配差距也就不能過于明顯。但是，當前我國居民收入分配格局不僅產(chǎn)生了明顯的貧富差距，而且縮小差距的效果甚微。①然而稅收作為政府調節(jié)市場失靈的關鍵工具之一，一直以來都具備調節(jié)經(jīng)濟發(fā)展和改善居民收入分配狀態(tài)的功能。這反映出我國當前稅制結構缺乏調節(jié)當前收入分配格局的效力。而個人所得稅作為能夠直接作用于居民收入的稅種，其調節(jié)效果不佳，也必定成為其重要的原因之一。

傳統(tǒng)研究方法是基于稅制因素對個人所得稅調節(jié)居民收入分配的再分配效應進行分解。R．A．Musgrave和T．Thin（1948）最初用“稅前收入基尼系數(shù)與稅后收入基尼系數(shù)之差”表達稅收的累進程度，后來學者更多將其看作收入再分配效應，即MT指數(shù)。Kakwani（1984）提出了一種K指數(shù)，即稅收集中度與稅前收入基尼系數(shù)之差，來體現(xiàn)個人所得稅稅制的累進性，且證明了MT指數(shù)與K指數(shù)的轉換關系。Pfahler（1990）按照稅制設計邏輯，將K指數(shù)做了進一步分解。國內(nèi)學者沿用這個思路取得的研究成果十分豐碩。彭海艷（2007、2008b、2011）建立了個人所得稅收入分配效應因素分解的規(guī)范模型，利用修正的AJL分解法分解了個稅的再分配效應，并對K指數(shù)所分解的稅率結構、扣除項目、稅收抵免和偷逃稅額四個方面進行了研究。岳樹民等（2011）通過分解MT指數(shù)和K指數(shù)，基于UHS2007微觀數(shù)據(jù)的研究結論認為僅提高免征額并不能保證個稅累進性。岳希明（2012）通過對MT指數(shù)的分解研究，認為平均稅率的高低是個稅收入分配效應大小的決定因素，累進性是次要的。劉榮、劉遠（2012）利用K指數(shù)的協(xié)整檢驗，研究了可支配收入的基尼系數(shù)、個稅收入和城鎮(zhèn)居民的轉移性收入之間的關系，結論顯示個稅與轉移收入不是影響地區(qū)間收入差距的主要因素。徐建煒、馬光榮和李實（2013）基于1997－2011年的微觀數(shù)據(jù)，對個稅的分配效應進行了動態(tài)評估，認為我國個稅累進性較高，但平均有效稅率較低，導致分配作用有限。

隨著計量工具的不斷發(fā)展，測算個人所得稅調節(jié)效果的工具和模型日益豐富。歐陽華生（2011）等通過Tobit模型實證分析認為行業(yè)對稅負率的影響主要由收入水平?jīng)Q定，具有逆調節(jié)作用；提高免征額的減稅效應總體并不顯著。萬相昱，（2011）通過建立微觀模擬模型，對個人所得稅扣除標準改革的靈敏度進行了分析。劉曉強（2011）基于所構建的4部門中國稅收CGE模型，對免征額、稅率累進性等改革的效應進行了分析。王鑫、白重恩等（2012），黃恒君等人（2013）分別利用收入分布函數(shù)的統(tǒng)計分析技術進行了個人所得稅收入分配效應的研究。

盡管新的計量模型一定程度上能夠克服收入數(shù)據(jù)方面存在的缺陷，但也存在假設過多等問題，尤其是將個人所得稅制簡化后考察調節(jié)效果，其結論仍有待討論。利用結構向量自回歸模型（SVAR）探討個人所得稅再分配效應與其分解的稅制因素之間的影響關系，對改善個人所得稅調節(jié)居民收入分配效果提出建議。

二 指標測算方法與模型建立

由于稅前收入的基尼系數(shù)衡量了居民取得總收入時的分配平等程度，而稅后收入的基尼系數(shù)反映了居民在經(jīng)過個人所得稅再分配機制調節(jié)后的收入分配狀況，因此，將稅前收入與稅后收入的基尼系數(shù)相減，便可以得出個人所得稅調節(jié)的再分配效應的絕對量，即MT指數(shù)，計算公式如下:

其中，GINI表示稅前收入的基尼系數(shù)，gini表示稅后收入的基尼系數(shù)。②

為了進一步簡便計算基尼系數(shù)，本文采用了習明、洪興建（2007）提出的一種利用Excel軟件計算的協(xié)方差公式，具體如下:

其中，yit和qjt分別表示在第t年，第i組的人均收入和人數(shù)所占比重，μt為第t年的城鎮(zhèn)居民的平均可支配收入。

根據(jù)統(tǒng)計年鑒中相關指標的解釋，其公布的家庭總收入是以戶為單位統(tǒng)計得到，而公布的可支配收入已經(jīng)被換算為人均可支配收入，因此為了計算基尼系數(shù)，需要將戶數(shù)分組比重換算為人口份額，并計算出累計人口份額，計算方法如下:

第i組人口份額＝

根據(jù)Kakwani（1984）證明的等式（4）:

其中，t為平均稅率，K為累進性水平，MT為個人所得稅再分配效應。即:個人所得稅再分配效應與累進性水平和平均稅率水平密不可分，本文計算了累進性水平指標和平均稅率指標。

由Kakwani（1984）對累進性的定義可得個人所得稅累進性水平指標:

其中，GT的計算公式依舊采用式（2），將人均可支配收入換成人均應稅收入即可。由于CT反映了應納稅額按照收入水平排序所形成的曲線，因此也可以采用基尼系數(shù)的原理來計算，具體如下所示:

根據(jù)平均稅率的定義，將居民的平均納稅額除以平均應納稅收入，即可得到平均稅率的指標。需要指出的是，由于計算過程中使用的是收入數(shù)據(jù)，因而實際上得到的是個人所得稅的有效累進性水平和有效平均稅率，而不是由稅制設計而產(chǎn)生的標準累進性和標準平均稅率。③

另外，作為直接稅，個人所得稅參與居民收入的再分配過程，其稅收規(guī)模的大小也應是影響再分配調節(jié)效果的因素之一。因此，本文模型將個人所得稅稅收收入規(guī)模也作為影響個人所得稅再分配效應的因素之一。涉及基尼系數(shù)的測算均以城鎮(zhèn)居民為主要對象。

綜上，本文以個人所得稅再分配效應（MT）、累進性水平（R）、平均稅率（T）和個人所得稅收入的對數(shù)，（I）為變量，建立四元變量的SVAR模型，如下所示:

對各指標變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，各變量序列水平均不平穩(wěn)，而一階是平穩(wěn)的。對模型進行最優(yōu)滯后階數(shù)的測定發(fā)現(xiàn)，由于受制于時間序列數(shù)據(jù)的長度，模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。對所建立的VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，所有特征根都在單位圓以內(nèi)，說明VAR模型是穩(wěn)定的。由于各序列均為一階單整序列，因此，可以對模型各變量進行協(xié)整檢驗。采用Johanson協(xié)整檢驗以驗證模型的協(xié)整關系是否存在，其兩種檢驗方式的結論較為一致地認為至少有一個協(xié)整關系。最后，對模型進行了格蘭杰因果檢驗，盡管三個因素對個人所得稅再分配效應并沒有分別構成格蘭杰因果關系，但是在10%置信度下，三個因素共同對個人所得稅再分配效應形成了格蘭杰因果關系。

三 實證結果與分析

（一）對個人所得稅再分配效應的測算和分析

表1列示了個人所得稅再分配效應的測算結果，盡管稅后收入的基尼系數(shù)低于應納稅收入的基尼系數(shù)，但是在2000年之前，兩者的差別很小，也就意味著個人所得稅在此期間所發(fā)揮的調節(jié)作用十分微弱。而2000到2004年間，MT指數(shù)存在一個急劇上升的過程，這很可能與個人所得稅對儲蓄存款利息所得征稅的政策調整有關。2005年后，個人所得稅歷經(jīng)了幾次大的修正，從時間表來看⑥，2006年11月個稅調整了免征額由800提升至1600元，2008年3月再次調整了免征額，由1600元提升至2000元，但是2006當年的MT指數(shù)較前一年有所下降，而2008年調整后的MT指數(shù)出現(xiàn)了一個較為明顯的上升趨勢，并在2010年達到觀察期內(nèi)的最高值0．006。這說明，免征額的水平對促進個稅發(fā)揮調節(jié)作用可能存在一個適配區(qū)間。觀察期內(nèi)，MT指數(shù)呈波動上升趨勢，其平均增長率約為27．6%。不過受制于年鑒數(shù)據(jù)，本文未能觀測到2011年9月個稅重大修正后全國范圍的MT指數(shù)變化，下面將以六省區(qū)市數(shù)據(jù)作為補充參考。

表1 1995－2011年全國個人所得稅再分配效應MT指數(shù)變動表

表2列示了六省區(qū)市的MT指數(shù)變動情況，單就2011年個人所得稅法修正后的情況來看，六省區(qū)市的MT指數(shù)較個人所得稅法修正前均出現(xiàn)了下降。除北京外，其他六省區(qū)市的MT指數(shù)在2010年就已經(jīng)表現(xiàn)出下降趨勢，盡管尚不明確下降趨勢產(chǎn)生的原因，但2011年個人所得稅法修正后，江西、河南和寧夏三省區(qū)的MT指數(shù)下降得更為迅速，浙江和安徽兩省的MT指數(shù)下降趨勢有所緩和。因此，不難看出具有“減稅負”政策導向的2011年個人所得稅修正，對不同區(qū)域的作用效果是顯著差異的，這也就印證了在個人所得稅現(xiàn)有稅制下進行全局調節(jié)的復雜性。從整個觀察期內(nèi)來看，北京、浙江省的個稅再分配效應較其他省份明顯，平均MT指數(shù)分別為: 0．00512和0．0046從數(shù)值上也較中西部地區(qū)更接近全國范圍個人所得稅MT指數(shù)的同期平均水平0．00464。在中西部地區(qū)，安徽省的平均MT指數(shù)最高，為0．00219，而寧夏自治區(qū)的平均MT指數(shù)最低，只有0．00148。但是，從MT指數(shù)的平均增長率來看，寧夏自治區(qū)是最高的，達到了31．26%，而江西和河南兩省的MT指數(shù)平均增長率較低，分別只有4．05%和4．06%，表明個人所得稅在中西部地區(qū)的調節(jié)效果，遠不及全國平均水平，且調節(jié)效果的改善十分緩慢。

表2 2002－2012年部分地區(qū)個人所得稅MT指數(shù)變動對比表

（二）對個人所得稅累進性水平指標的測算和分析

表3列示了個人所得稅累進性水平指標的測算結果，從全國范圍來看，觀察期內(nèi)累進性表現(xiàn)出先下降后振蕩上升的趨勢，至2011年達到0．6057，尚未恢復1996年的水平。盡管2006年和2008年個稅修正對累進性都產(chǎn)生了明顯的刺激，但兩次修正所帶來的再分配效應是差異明顯的，且沒有明顯的滯后效果，這說明累進性對稅基的調整十分敏感，但收入分布的變化會抵消累進性的調節(jié)效果。從不同地區(qū)來看，北京、浙江和河南三省市的個人所得稅累進性波動整體表現(xiàn)為穩(wěn)步提升，而寧夏、江西和安徽三省的個人所得稅累進性波動較為劇烈。這充分說明，歷次稅改所產(chǎn)生的結構累進性，面對不同省市的居民收入分布格局，會產(chǎn)生不同的有效累進性，反映居民收入的改善效果，關鍵在于稅制結構與收入結構的匹配程度，而稅基調整所帶來的效果很可能是短期的。

表3 全國及部分省區(qū)市個人所得稅累進性變動對比表

（三）對平均稅率的測算和分析

表4和圖1分別展示了對不同收入水平戶組和不同地區(qū)的平均稅率的測算結果:2001年以后，除了最低收入戶組以外，各組的平均稅率都出現(xiàn)了大幅度上揚，隨后進入振蕩上漲的過程，而平均稅率的均值與高收入戶組的平均稅率水平基本相當。值得注意的是，2006年的個稅修正只是大幅度降低了中等收入戶組、中等偏上收入戶組、高收入戶組以及全國平均的平均稅率水平，然而2008年的個稅修正對中、低收入群體的平均稅率水平?jīng)]有明顯的改善，對最高收入群體和全國平均的平均稅率產(chǎn)生了小幅度上揚刺激?？傮w來看，個人所得稅的平均稅率水平在觀察期內(nèi)得到了提高，低、中、高收入群體分別平均提高了18．2倍、33．47倍和23．27倍?？梢?，盡管高收入群體的稅率水平整體較高，但是中等收入群體稅負增長是最快的。

表4 1995－2011年全國各收入水平戶組個人所得稅平均稅率變動對比表

（四）個人所得稅收入規(guī)模的測算和分析

我國個人所得稅收入從1995年的145．91億元增長至2011年的6054．08億元，而在稅收總收入中的占比卻一直沒有明顯提高，平均占比只有5．64%。收入增長率變動在振蕩中下降，但是受歷次個人所得稅法修正的影響較為明顯（如圖1）:1999年11月開始對居民儲蓄存款利息所得征稅，2000年的個人所得稅收入增長率明顯提升；而2006年、2008年和2011年的個人所得稅法修正，都是以提高免征額為主，主要體現(xiàn)了減稅負的政策取向，因而各時點附近的增長率均出現(xiàn)了下滑，2012年甚至出現(xiàn)了負增長。

圖1 1995－2012年個人所得稅收入、增長率和稅收總收入占比變動趨勢圖

從個人所得稅收入的結構來看，由于個人所得稅實行分類征收模式，因此，本文將12個分類合并為4個分類，測算了4類個人所得稅收入來源對個人所得稅收入規(guī)模變動的貢獻率，如表5，勞動所得與財產(chǎn)性所得的納稅額變動對稅收規(guī)?？傮w變動的貢獻最為關鍵，在2012年以前兩者貢獻率合計基本維持在80%以上，但與財產(chǎn)性所得納稅額變動不同的是，勞動所得納稅額變動與個人所得稅收入規(guī)模變動的貢獻始終是同向的。結合圖1中個人所得稅稅收規(guī)模增長率變動對比來看，不難發(fā)現(xiàn)，盡管歷次個人所得稅法修正均帶來稅收規(guī)模增長率下降，但勞動所得和財產(chǎn)性所得兩者納稅額貢獻作用是不同的:2006年稅改后，勞動所得納稅額貢獻率從2005年的64．74%降至37．06%，而財產(chǎn)性所得納稅額貢獻率增加至51．56%，說明2006年稅改對免征額的調整，的確減輕了勞動所得，尤其是工資薪金所得的稅負水平⑦。2008年稅改后，勞動所得納稅額貢獻率增加到95．21%，而財產(chǎn)性所得納稅額貢獻率則降低至－12．47%，說明2008年勞動所得納稅額的增加貢獻了當年個稅收入規(guī)模增量的絕大部分，而財產(chǎn)性收入納稅額相比于上一年度是下降的，因而也就在當年個稅收入規(guī)模增量中起到負的貢獻作用，由此2006、2008年個稅的免征額調整效果是有明顯差別的，2008年個稅免征額的調整并沒有降低勞動所得的稅負水平。2011年稅改后，個人所得稅收入規(guī)模下降較為明顯，其主要原因正是勞動所得納稅額的銳減。這充分說明，目前不論是存量結構還是增量結構，我國個人所得稅以工薪收入為主要課稅來源的格局沒有改變。

表5 2001－2012年各類所得納稅額對稅收規(guī)模變動貢獻率對比表

（五）SVAR模型的脈沖響應分析和方差分解分析

對所建立的SVAR模型進行脈沖響應分析，得到如圖1所示的結果。從圖中不難發(fā)現(xiàn)，在期初，稅收規(guī)模、累進性和平均稅率對個人所得稅再分配效應的響應并不一致，但反應迅速，沒有明顯時滯。首先，個稅再分配效應在第2期對稅收規(guī)模產(chǎn)生正的響應，而在大約第4期以后，沖擊響應趨于長期平穩(wěn)，也即稅收規(guī)模對個稅再分配效應存在長期效果，使其大約提高了0．001個百分點。其次，累進性在約第6期以后給個稅再分配效應帶來的沖擊響應才轉為正向，也就意味著短期內(nèi)累進性的提高反而會弱化個稅的再分配效應。最后，平均稅率在期初對個稅再分配效應的影響達到最大，約0．005個百分點，隨著滯后期的延長，沖擊響應趨于衰減，甚至在第6期以后，其沖擊響應為負，也就意味著用提高平均稅率來增強個稅再分配效應的效果是短期的，長期內(nèi)降低平均稅率水平反而有助于改善個稅的再分配效應。

對所建立的SVAR模型進行方差分解分析，得到如表6所示的結果:平均稅率對個稅再分配效應的作用始終要大于稅收規(guī)模和累進性的作用。盡管稅收規(guī)模對個稅再分配效應的作用逐步增加到約1／4，但是在滯后期內(nèi)，仍有約10%的個稅再分配效應預測方差，稅收規(guī)模、累進性和平均稅率的變動是無法解釋的。上述三個因素對個稅再分配效應的改善是有限的，而模型以外因素，如稅收收入流失率等也會對個稅再分配效應產(chǎn)生一定影響。

表6 個人所得稅再分配效應方差分解結果一覽表

四 結論與建議

基于上述實證分析，認為我國個人所得稅稅負整體水平較低，但在不同收入水平間的分布較合理，其調節(jié)效果是持續(xù)改善的，但絕對量很小。運用個人所得稅調節(jié)居民收入分配，關鍵在于稅制結構與收入結構的匹配程度，而稅基調整所帶來的效果很可能是短期的，且全局性的政策調整用于調節(jié)不同地區(qū)復雜的居民收入分配問題，其效果并不可觀。SVAR模型分析結果顯示稅收規(guī)模對個人所得稅再分配效應存在長期效應；短期內(nèi)累進性水平的提高反而會弱化個人所得稅的再分配效應；長期內(nèi)降低平均稅率水平有助于強化個人所得稅的再分配效應；稅收收入流失等征管效率問題會對個人所得稅再分配效應產(chǎn)生較為明顯的影響。

圖2 脈沖響應結果對比圖

因此，在按照“逐步建立綜合與分類相結合的個人所得稅制度”⑧的指導方向，在個人所得稅改革的過程中，有三個方面應予以關注:

（一）完善個人所得稅稅制的設計思路

免征額的不斷提高，其實是無助于低收入群體收入改善的。通過“寬稅基、有效寬免稅負”的調節(jié)思路，即將不同收入群體統(tǒng)一納入調節(jié)范圍，在合理負擔稅負的前提下，甚至可對低收入群體實施負所得稅機制下的退稅等方案，以整合和強化個人所得稅“抽肥補瘦”的功能。

（二）科學選擇中國個稅法治改革的取向

制訂出一套合理、高效、公平的個人所得稅法規(guī)，首先要選擇和確立合理的個人所得稅制模式。一般認為，推行綜合個人所得稅模式至少必須具備三個條件:一是個人收入完全貨幣化；二是有效的個人收入?yún)R總工具；三是便利的個人收入核查手段。而現(xiàn)階段執(zhí)行的分類所得課稅模式既缺乏彈性，又加大了征稅成本，效率不高。但就中國目前的實際情況看，完全放棄分類所得課稅直接過渡到綜合模式又是不現(xiàn)實的，這樣會加劇稅源失控、稅收收入流失。目前比較現(xiàn)實的選擇應該是采用綜合所得稅為主，分類所得稅為輔的混合所得稅模式。

（三）挖掘現(xiàn)有稅制條件下的征管潛力

在綜合與分類方案尚未出臺之前，提高稅務機關對居民各種收入所得的征管能力，不僅有利于后續(xù)改革方案的順利實施，而且能夠規(guī)范個人所得稅征收秩序，堵塞稅收流失漏洞，維持一定的稅收規(guī)模，從而保證個人所得稅調節(jié)效果。

（四）優(yōu)化居民收入分配調節(jié)工具間的銜接

不僅要盡快推進房產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅、資源稅等稅法的立法或法案修正工作，以適應居民收入分布變化的新形勢，強化稅收工具對居民財富存量或者生產(chǎn)資源存量的調節(jié)功能；而且要利用個人所得稅的稅負寬免機制，與社會保障機制、轉移支付制度等建立基于居民個人的“抽肥補瘦”鏈條。

（五）強化個人所得稅的再分配效應

實行綜合所得稅制，將費用的扣除額度進行統(tǒng)一標準的規(guī)定，從而提高其公平性。降低稅率檔次和最高邊際稅率，規(guī)范稅收的優(yōu)惠政策。在未來稅制改革中應將稅收的優(yōu)惠政策進行統(tǒng)一，以改善個人所得稅的再分配效應。

注釋

①根據(jù)國家統(tǒng)計局在2013年和2014年新聞發(fā)布會公布的數(shù)據(jù):2003－2013年基尼系數(shù)分別為0．479，0．473，0．485，0．487，0．484，0．491，0．490，1．481，0．477，0．474，0．473。具體參見:http:／／www．stats．gov．cn／tjgz／tjdt／201301／t20130118＿17719．html http:／／www．stats．gov．cn／tjgz／tjdt／201401／t20140120＿502414．html．

②由于統(tǒng)計年鑒中，并沒有明確的稅前收入和稅后收入的定義，但是關于家庭總收入和可支配收入的統(tǒng)計口徑存在以下等式:家庭總收入＝可支配收入＋個人所得稅＋社會保障支出＋記賬補貼。由此可見，稅前收入和稅后收入的定義并不能直接等同于家庭總收入和可支配收入。本文采取的調整是:將工薪收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入合并口徑作為個人所得稅應稅收入，視為稅前收入；而將應稅收入減去個人所得稅后的收入，視為稅后收入．

③更多討論可參見:石子印等．個人所得稅的兩類累進性:內(nèi)涵與測度［J］．涉外稅務，2013（2）:32－39．

④繆慧星，柳銳．增值稅、消費稅和個人所得稅對社會消費叢集的動態(tài)效應［J］．稅務研究，2012（8）:53－57．

⑤本文參考李曉芳（2005）的估計方法，運用如下方程簡化估計得到平均稅率的收入效應為0．003161:T＝0．003161I－0．017614，R2＝0．94，DW＝1．51，方程各參數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，序列相關性通過添加AR項得以修正．

⑥2006年修正后的個稅實施日期為2006年1月1日。2008年修正后的實施日期為2008年3月1日。2011年修正后的實施日期為2011年9月1日．

⑦考慮到2006年工薪收入對家庭總收入貢獻率由2005年的54．07%上升到69．32%，而2006年工薪收入增長率也由2005年的9．01%上升到12．43%（數(shù)據(jù)均由統(tǒng)計年鑒計算所得），因此在工薪收入水平增加的前提下，對應納稅額貢獻率的降低，可以合理推斷相應稅負的降低．

⑧財政部新聞辦公室．全國財政廳（局）長座談會在京召開［EB／OL］．http:／／www．mof．gov．cn／zhengwuxinxi／caizhengxinwen／201407／t20140731＿1121030．html．

［1］彭海艷．個人所得稅收入分配效應的因素分解［J］．統(tǒng)計與決策，2007，（23）:48－50．

［2］習明，洪興建．基尼系數(shù)的一種簡便計算方法——協(xié)方差公式［J］．統(tǒng)計與決策，2007，（21）:161－162．

［3］彭海艷．我國個人所得稅的再分配效應分解分析——以我國中部某地區(qū)為樣本［J］．經(jīng)濟經(jīng)緯，2008，（3）:125－128．

［4］龐鳳喜．論當前我國社會結構的形成與個人所得稅的地位［J］．稅務研究，2010，（9）:18－24．

［5］彭海艷．我國個人所得稅再分配效應及累進性的實證分析［J］．財貿(mào)經(jīng)濟，2011，（3）:11－17．

［6］Musgrave，R．A．a(chǎn)nd Tun Thin，Income Tax Progression，1929－48，Journal of Political Economy［J］．Vol．56，No．6，（Dec．，1948），pp．498－514．

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F810．422

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1008－4614－（2015）03－0014－07

2015－5－26

曹錦陽（1994—），男，河南信陽人，企業(yè)人力資源管理師，現(xiàn)就讀于中南財經(jīng)政法大學武漢學院工商管理系。