李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)

主觀公平感對再分配稅制改革被接受程度的影響——一個行為經(jīng)濟學(xué)視角

李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)

個體并非標準經(jīng)濟學(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，主觀公平感對個體的決策具有重要影響?；谡{(diào)查問卷的PA-OV模型和定序Logit模型的分析表明，在當前的中國，收入相對低于他人會導(dǎo)致不公平厭惡，從而降低個人效用，使得個體傾向于支持具有收入再分配功能的稅制改革，而收入相對高于他人則具有相反效應(yīng)；嫉妒心理強度和同情心理強度受很多主觀因素影響，但對二者構(gòu)成顯著影響的變量差異較大，后者更主要受價值觀念的影響，而前者則更多與個人對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)文獻回顧

近年來，我國的基尼系數(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，對于普通大眾而言，其對再分配稅制改革的接受與否受哪些因素影響呢？是否如標準經(jīng)濟學(xué)所言，作為一個理性的、道德和情感中性的經(jīng)濟人，其對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、價值觀相關(guān)的因素對民眾的態(tài)度是否有影響？若有影響，是什么樣的影響？對于上述問題，決策者均應(yīng)將其納入考量范疇，因為民眾作為稅制改革的受體，其態(tài)度與稅制改革的順利推行和實施效果息息相關(guān)。

新古典經(jīng)濟學(xué)認為，個體的效用只與其自身的收入有關(guān)，因此，當群體中所有其他個體的收入都不變，而某個體的收入提高時，就是一種帕累托改善。但是，行為經(jīng)濟學(xué)認為，這種帕累托改善是不成立的，因為他人收入的相對提高可能引致個體的不良主觀感受，即某個體效用的提高會自動導(dǎo)致其他個體效用的降低。行為經(jīng)濟學(xué)認為，現(xiàn)實中的人與標準經(jīng)濟學(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，公平感在個體的決策中可能起到至關(guān)重要的作用，當個人收入不變而他人收入提高時，雖然個體的客觀收入并未發(fā)生損失，但可能由此產(chǎn)生的不公平感會導(dǎo)致個體效用降低。

行為經(jīng)濟學(xué)中的公平實際上是一種主觀公平，換言之，所謂公平并沒有一個明確的客觀標準?；嵯禂?shù)能夠以較為精確的數(shù)值來度量收入在個體間的分布狀況，但是，基尼系數(shù)反映的公平是一種客觀公平，個體所感受到的主觀公平往往與這種客觀公平不一致。個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，由于個體的有限理性，其沒有足夠能力獲取完全信息，也只具備有限的計算和決策能力，所以在決策時往往采用直覺式推斷(heuristics)，這毫無疑問會產(chǎn)生認知偏差(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、認知偏差、個體感受相混合的主客觀相結(jié)合的基礎(chǔ)之上。

大量文獻分析和驗證了主觀公平感對個體決策的影響。最后通牒博弈(ultimatum game)(Güth et al.，1982；Thaler，1988)、獨裁者博弈(dictator game)(Forsythe，1994)、公共品博弈(public goods game)(Fehr et al.，2002；Fischbacher et al.，2010)等實驗以及其他一些相關(guān)研究(Camerer et al.，1995；Fehr et al.，1993；Fehr et al.，1999)均認為，人是具有不公平厭惡(inequity aversion)的，這種不公平厭惡是指個體對于其感覺不公平的結(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個體收入低于他人時存在，當一些個體收入高于他人時，也可能會由于自身收入相對較高而產(chǎn)生某種“愧疚感”，從而致力于將自己的收入回報給社會。不公平厭惡使得主觀不公平感導(dǎo)致個人效用下降，鑒于此，人們會產(chǎn)生采取措施遏制不公平、促進公平的內(nèi)在動力。

一些文獻研究了個體的道德、情感和有限理性對其涉稅行為的影響，但這些文獻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，公平感在納稅申報中很有意義，公共轉(zhuǎn)移支付對納稅申報的作用取決于納稅人在申報收入時在何種程度上運用公平感，將公平感置于重要位置的個體在獲得公共轉(zhuǎn)移支付時會申報更高的收入。Hofmann et al.(2015)認為，與稅率、收入、稅收審計概率、罰款力度等外部變量相似，公民的“內(nèi)部變量”，如個人價值觀、其所觀察到的社會規(guī)范和公平等同樣會對稅收遵從構(gòu)成顯著影響。Bobek et al.(2003)、Alm et al.(2011)等認為，個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。還有一些文獻認為有限理性所導(dǎo)致的認知偏差等會影響稅收遵從行為(Alm et al.，1992；Yaniv，1999；Dhami et al.，2007)。國內(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民眾效用影響的角度切入，分析民眾對再分配稅制改革的接受。本文的驗證內(nèi)容包括兩個層面：其一，在民眾對再分配稅制改革的接受過程中，不公平厭惡是否真實存在，其狀況如何；其二，若不公平厭惡存在，對不公平的厭惡程度，換言之，對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)來源于2016年在山東濟南、濰坊、臨沂三市的598份調(diào)查問卷，采用SEM模型中的PA-OV模型和定序Logit模型進行分析。

本文的創(chuàng)新之處和貢獻在于將主觀公平感和不公平厭惡引入民眾對當前再分配稅制改革的接受程度分析中，并對相關(guān)已有理論模型進行修正，同時基于調(diào)查問卷采用PA-OV模型和定序Logit模型對理論假設(shè)進行實證，得出：在我國再分配稅制改革過程中，總體而言，基于收入低于他人而產(chǎn)生的不公平厭惡確實會提高民眾對稅制改革的接受程度，但收入高于他人并不會產(chǎn)生不公平厭惡，也不會因此促進民眾對稅制改革的接受；同時，收入低于他人對個人效用影響的敏感度(即嫉妒心理強度)主要受個人對收入分配狀況及其成因的主觀判斷和感受的影響，而收入高于他人對個人效用影響的敏感度(即同情心理強度)則主要與價值觀念有關(guān)。

二、主觀公平感對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)標準經(jīng)濟學(xué)模型，當一個集體中存在n個個體時，每個個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個個體的效用(i∈{1,…,n})，xi為第i個個體的收入。Fehr et al.(1999)則認為，某個個體效用的大小，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個體i效用影響的敏感度(即嫉妒心理強度)，βi則表示收入高于他人對個體i效用影響的敏感度(即同情心理強度)。

Fehr et al.(1999)設(shè)定上述函數(shù)的前提假設(shè)包括兩個：其一，除純粹自私的個體之外，也存在一些不喜歡非公平結(jié)果的個體，當這些個體的收入低于或高于其他人時，他們都會感到不公平；其二，一般而言，個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烈。因此，在上式中，βi≤αi,且0≤βi≤1。

這個效用函數(shù)納入了由于個體的收入低于或高于他人而產(chǎn)生的不公平感，是對傳統(tǒng)效用函數(shù)的一個修正，也更加接近現(xiàn)實，但此函數(shù)仍然沒有完全打破理性假設(shè)，因其使用的是個體的客觀收入差距，這意味著其默認所有個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作為衡量不公平感的基準。但筆者認為，在現(xiàn)實世界中，由于人是有限理性的，因此，個體i是無法準確知曉他人(個體j，j≠i)的客觀收入的，而只能依據(jù)其具有的有限信息實施猜測，猜測結(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。即個體i所猜測的個體j的收入(即個體j的主觀收入)yj=f(xj)會與個體j的客觀收入xj相關(guān)，但由于信息不完全和認知偏差，其與客觀收入xj相比會存在偏高或偏低。

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}。

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

將模型(1)應(yīng)用到對再分配稅制改革被接受程度的分析方面，當個體i的收入高于或低于其他人時，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體間的收入差距，從而改善個體i的主觀感受，提高其效用水平，進而就會獲得個體i的支持。換言之，民眾的不公平厭惡會提高其對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，即收入相對較低所導(dǎo)致的主觀不公平感會降低個體效用，從而導(dǎo)致個體更加贊同再分配稅制改革。

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

三、主觀公平感對再分配稅制改革被接受程度的影響——進一步的分析

(一)社會觀念的影響

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

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

就我國而言，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”這個詞的廣泛使用，更是隱隱流露著對富人高收入的不平；另一方面，建國后實行多年的計劃經(jīng)濟體制打在社會觀念上的平均主義烙印目前仍然存在，許多人對收入差距的包容程度較低。鑒于此，個體i的αi水平應(yīng)當相對較高，對收入相對較高者的嫉妒心理可能會促使民眾贊同對比自身收入高的個體課征更多的稅收。

(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會反射到主觀公平感上。許多文獻對社會比較過程進行了研究，認為人們之間的相對收入會影響個體福利和行為，個體會將自身收入與相關(guān)參照群體的收入進行比較，若其覺得自身獲得的相對利益過少，即使其收入絕對額較高，也會產(chǎn)生相對剝奪感(relative deprivation)(Homans，1961；Adams，1963； Davis，1959； Pollis，1968；Klugel，1988；Kreidl，2000，史耀疆 等，2006)。因此，當一個社會貧富差距過大時，收入相對較低的個體更容易產(chǎn)生相對剝奪感，從而使得αi大于零，其個人效用降低。收入差距越大，上述相對剝奪感越強烈，αi水平越高。

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

改革開放初期，基于經(jīng)濟增長的迫切需要，在公平與效率的權(quán)衡中，我國政府是將效率放在公平之上的，即“效率優(yōu)先，兼顧公平”，而主要基于市場的收入分配結(jié)果毫無懸念地會導(dǎo)致較高的收入差距。同時，我國目前仍屬于發(fā)展中國家，2013年人均國民總收入為6560美元，為世界平均水平10683美元的61.41%，*數(shù)據(jù)來源于World Development Indicators 2015。根據(jù)庫茲涅茨曲線的倒U型形狀，人均收入處于中間階段的國家收入差距會較大。因此，我國當前的基尼系數(shù)較高，客觀收入差距相當大。這會使許多個體在與其他人比較的過程中，產(chǎn)生更強烈的相對剝奪感，進而導(dǎo)致αi水平提高，更傾向于贊同對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)移給相對收入較低者，即βi的水平如何，則較難確定。

(三)收入來源狀況的影響

Kahneman et al.(1986)提出了雙邊賦權(quán)(dual entitlement)模型，認為，在交易中，如果一方用于牟利的市場力量是基于不當手段獲取的，是不公平的。雖然這個理論被用于研究公平約束對價格及工資的影響，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。在個人收入領(lǐng)域，如果個體i認為比其收入高的個體j的收入更多是基于不正當?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境而獲得，其αi的水平就會較高；反之，如果其認為個體j的收入來源較為正當，則其αi的水平就會相對較低。另外，如果個體i認為社會中個體較高收入的獲得是基于不正當?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境，則面對收入較其更低的其他個體時，可能會更容易產(chǎn)生負疚感，進而提高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因素，則較高收入者i的βi就會較低，較高收入者通過稅收轉(zhuǎn)移收入給個體j的意愿就會較小。

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自改革開放以來，國內(nèi)經(jīng)濟秩序和法律框架不斷完善，但是，目前經(jīng)濟環(huán)境仍存在一定問題，導(dǎo)致一些人通過不正當?shù)氖侄位虿还降沫h(huán)境聚斂財富，從而使其他人尤其是低收入者在比較中感受到更加強烈的不公平，從而提高收入相對較低者的αi，產(chǎn)生支持政府對這些較高收入者課稅的動機；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)認知偏差的影響

個體i對其他個體收入的認知偏差也會影響αi的水平。這種認識偏差包括對其他個體收入數(shù)量的認知偏差和對其他個體收入來源狀況的認知偏差。如果收入相對較低的個體i所猜測的個體j的主觀收入yj=f(xj)高于其實際收入xj，則可能會強化個體i對收入分配差距過大的認知；如果個體i對個體j的收入來源存在錯誤猜測，則可能會強化個體i對個體j收入來源不正當?shù)恼J知。上述兩種狀況都會加重個體i的收入分配不公平感，從而提高αi的水平。而收入相對較高者，由于認知偏差也可能會產(chǎn)生相對剝奪感，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誤的，這就加重了有限理性個體的認知偏差。當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性，因此就會強化公眾的相對剝奪感，從而提高較低收入者對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，由于相對剝奪感，可能因此降低對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受社會觀念、收入分配狀況、收入來源狀況、偏好誤識等因素的影響。

四、數(shù)據(jù)來源及實證檢驗

本文采用的數(shù)據(jù)來自于2016年實施的問卷調(diào)查，調(diào)查地點為山東省濟南市、臨沂市和濰坊市，每個城市分別收回了200份問卷，剔除無效問卷2份后，共獲得有效問卷598份。這三個城市類型不同，其中，濟南市是山東省省會，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市，2015年人均GDP為55824元；臨沂市是位于山東省東南部的地級市，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)分別來源于《2015年濟南市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《2015年濰坊市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》及臨沂市政府網(wǎng)站。三個城市在地理位置、歷史沿革、經(jīng)濟發(fā)展水平等方面均有所不同，具有一定的代表性。

(一)實證檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定

本文擬設(shè)定四個實證檢驗?zāi)Ｐ?，其中模型一、模型二檢驗假設(shè)1、假設(shè)2，即αi和βi均大于零，換言之，個體由于收入強勢或收入弱勢而產(chǎn)生的主觀不公平感均會導(dǎo)致個體效用下降，進而會使其傾向于接受調(diào)控力度增加的再分配稅制改革；模型三和模型四檢驗假設(shè)3，即檢驗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)直接作為實證模型進行分析顯然無法實施。因此，為了檢驗假設(shè)1和假設(shè)2，擬設(shè)定兩個結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)的觀察變量路徑分析模型(PA-OV模型)，分別驗證αi和βi的取值。之所以采用SEM模型，是因為相對傳統(tǒng)回歸分析，其能夠同時進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，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明見表1。

表1 模型一和模型二的變量說明

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

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數(shù)ln inc、學(xué)歷edu、性別gen和年齡age，這是一個復(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)當為負；其次，收入越高，個體的效用越高，而再分配稅制改革可能會降低其收入，從而降低其效用，因此，ln inc的回歸系數(shù)也應(yīng)當為負；再次，edu、gen、age對稅改意愿的影響較難準確確定；最后，ln inc和edu影響inf，ln inc越高，個體i越可能認為自身處于較高的收入水平，因此inf可能越低，ln inc對inf的回歸系數(shù)應(yīng)當為負，而學(xué)歷edu一方面可能會對收入提高有利，另一方面則可能提高個體對收入級別的判斷能力，從而使個體對自身收入水平具有更正確的判斷，但其對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)當為負；ln inc越高，個體越可能認為自身處于較高的收入水平，進而sup越高，因此，ln inc對sup的回歸系數(shù)應(yīng)當為正。

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，這兩個模型可以互為穩(wěn)健性檢驗。

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，本文采用定序Logit模型，依據(jù)前文分析選擇解釋變量。模型變量的說明見表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)符號也列在了表2中，其中，解釋變量的符號設(shè)定依據(jù)前文的分析；對于控制變量而言，收入較高者的相對剝奪感可能較低，因此，收入水平與αi可能負相關(guān)，ln inc系數(shù)為負；收入水平與βi的符號則較難確定，一方面收入較高可能會導(dǎo)致個體產(chǎn)生更大的負疚感，但另一方面收入較高也可能會使個體產(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的符號不定。學(xué)歷(edu)較高的個體，對真實信息的掌握程度和對信息的處理能力較高，因此，其可能對相對剝奪感的感知更加理性，從而edu可能與αi負相關(guān)；同時，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明

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

(二)實證檢驗結(jié)果

1.模型一和模型二的估計結(jié)果

模型一和模型二變量的特征描述見表3。

表3 模型一和模型二的變量描述

這里使用AMOS 22.0軟件進行分析。首先，對模型一和模型二實施“違犯估計”(offending estimates)檢驗，可發(fā)現(xiàn)二者的誤差方差均大于0，模型一的標準化系數(shù)絕對值介于0.035和0.324之間，模型二的標準化系數(shù)絕對值介于0.034和0.292之間，均未超過0.95，說明這兩個模型都未發(fā)生違犯估計現(xiàn)象，能夠?qū)嵤┱w模型擬合度的檢驗。整體模型擬合度檢驗結(jié)果見表4。由表4可見，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指標

模型一和模型二的非標準化系數(shù)(回歸系數(shù))見表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，從而驗證了假設(shè)1，說明個體自認為收入低于他人確實會導(dǎo)致主觀不公平感，并進而作用于其對再分配稅制改革的態(tài)度。

(2)收入高于他人程度(sup)越高，個體對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，說明個體并未因收入相對較高而產(chǎn)生主觀不公平感，相反，收入相對較高反而使個體反對再分配稅制改革。

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

(4)收入(ln inc)對稅改意愿(opi)的影響較為復(fù)雜，一方面，其對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，其還通過對inf和sup的影響對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)計上顯著。但是，性別(gen)對稅改意愿(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opi的系數(shù)及臨界比值非常相近，說明不論納入變量inf還是變量sup，模型的檢驗結(jié)果都是類似的，較為穩(wěn)健。

2. 模型三和模型四的估計結(jié)果

這里使用Stata14軟件進行分析。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。

對模型三和模型四的解釋變量和控制變量進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，發(fā)現(xiàn)不存在多重共線性。采用定序Logit模型實施分析，并使用AIC準則通過逐步回歸對變量進行篩選，估計結(jié)果見表6。

表6 模型三和模型四的估計結(jié)果

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

可以看出：

(1)嫉妒心理強度(αi)受多種因素的影響，其中，收入差距狀況(igap)、高收入者來源正當性(isou)、是否應(yīng)當補貼因個人能力低致貧者(aabi)、是否應(yīng)當補貼因環(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)均對其具有顯著正向影響，收入(ln inc)則對其具有顯著負向影響。換言之，個體認為當前收入差距越不適當、高收入者的收入來源越不正當，αi水平越高；當個體認為應(yīng)當對因個人能力低或因環(huán)境不公致貧者進行補貼、環(huán)境不公是收入差距首要成因時，其水平越高；個體年齡越大，其越高；個體收入越高，其越低。而社會觀念(soc)、是否應(yīng)當對因殘疾疾病致貧者進行補貼(adis)、學(xué)歷(edu)和性別(gen)對αi的影響不顯著。

(2)同情心理強度()主要受社會觀念(soc)、是否應(yīng)補貼因殘疾疾病致貧者(adis)、是否應(yīng)補貼因環(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，其中社會觀念的影響最大，且非常顯著，說明當個體認為歷史傳統(tǒng)和社會觀念較為崇尚公平時，其收入相對較高更容易產(chǎn)生“負疚感”。但是，對αi有顯著影響的許多變量，如igap、isou、aabi、ievn、ln inc等，對βi的影響并不顯著；與αi相同，學(xué)歷和性別對βi的影響也不顯著。

上述結(jié)果顯示，大量的主觀因素會對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，這證實現(xiàn)實中的個體并非標準經(jīng)濟學(xué)模型中的理性人，有限理性對其決策構(gòu)成重大影響。同時，對αi構(gòu)成顯著影響的變量與對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)、高收入者來源正當性(isou)、環(huán)境不公平是否為收入差距首要成因(ievn)等對αi構(gòu)成顯著影響，但對βi的影響不顯著，而社會觀念(soc)對βi的影響顯著，對αi則不顯著，這說明同情心理強度βi更主要還是受個人價值觀念的影響，而嫉妒心理強度αi則更多與個人對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，個體并非沒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。在對再分配稅制改革的支持與否方面，個體的主觀公平感是一個重要影響因素。本文的主要研究結(jié)論如下：

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

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

第三，嫉妒心理強度(αi)和同情心理強度(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，即個體的主觀因素對這兩個心理強度的影響非常嚴重，但是，對αi構(gòu)成顯著影響的變量與對βi構(gòu)成顯著影響的變量存在較大差異，同情心理強度(βi)主要受價值觀念的影響，而嫉妒心理強度(αi)則更多與個人對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)對稅改意愿的影響通過直接和間接兩個路徑實現(xiàn)，其直接影響及通過inf和sup的中介作用對稅改意愿構(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αi具有顯著的負向影響，即收入越高，嫉妒心理強度越低，但收入對同情心理強度(βi)的影響不顯著。其次，學(xué)歷(edu)通過對inf的中介作用對稅改意愿構(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，年齡越大，αi、βi越高，其越容易產(chǎn)生不公平厭惡。而性別(gen)對稅改意愿和αi、βi的影響都不顯著，說明在這些方面，不同性別的個體沒有明顯差異。

據(jù)此，在實施再分配稅制改革時，決策者需要重視主觀因素的影響，進行適當引導(dǎo)，盡量強化民眾基于主觀感受而產(chǎn)生的對稅制改革的支持，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，山東濟南人，經(jīng)濟學(xué)博士，山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

國家社科基金一般項目“公平、效率、國際競爭力原則博弈下的個人所得稅改革研究”(14BJY164)。

F812.42

：A

：1001-6260(2017)07-0077-11

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