李蘭云 張亮 曹志鵬

【摘 要】 文章從我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的視角探析了個(gè)稅調(diào)節(jié)作用弱化的影響因素，通過對(duì)東、中、西部地區(qū)2016年平均稅前、稅后基尼系數(shù)的測(cè)算發(fā)現(xiàn)我國(guó)個(gè)人所得稅的調(diào)節(jié)作用十分微弱，甚至存在逆向調(diào)節(jié)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)個(gè)稅調(diào)節(jié)作用存在明顯的區(qū)域化差異，即個(gè)稅的調(diào)節(jié)效用由東部地區(qū)向中西部地區(qū)遞減。最后針對(duì)個(gè)稅調(diào)節(jié)作用區(qū)域化差異的現(xiàn)狀提出完善我國(guó)個(gè)人所得稅體系的設(shè)想。

【關(guān)鍵詞】 個(gè)人所得稅； 區(qū)域化差異； 基尼系數(shù)； MT指數(shù)

【中圖分類號(hào)】 F812.42 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1004-5937（2018）10-0140-05

一、引言

1980年，伴隨著改革開放的深入，我國(guó)的收入分配制度發(fā)生了深刻變化，因調(diào)節(jié)社會(huì)收入分配的需要，全國(guó)人大正式頒布了《中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法》，對(duì)來華取得收入的外籍人員開征個(gè)人所得稅。1986年至1987年又相繼頒布了《中華人民共和國(guó)個(gè)人收入調(diào)節(jié)稅暫行條例》和《中華人民共和國(guó)城鄉(xiāng)個(gè)體工商戶所得稅暫行條例》，進(jìn)一步將中國(guó)公民和個(gè)體工商戶納入個(gè)人所得稅的課稅主體，形成了三稅鼎立但成效不足的個(gè)人所得稅征收體系。1993年，全國(guó)人大頒布了三稅合并后的《中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法》，至此我國(guó)個(gè)人所得稅體系逐步走向完善。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，居民收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大，我國(guó)對(duì)個(gè)人所得稅免征額、稅率等進(jìn)行了多次改革優(yōu)化。

自1980年開征個(gè)人所得稅以來，我國(guó)個(gè)人所得稅的稅收規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)。2016年我國(guó)個(gè)人所得稅總收入達(dá)到10 089億元，占稅收總收入的8.7%，是1980年個(gè)人所得稅總收入的630萬倍，個(gè)人所得稅已經(jīng)成為我國(guó)第六大主體稅種。

（一）個(gè)人所得稅在我國(guó)的現(xiàn)狀

近年來，我國(guó)收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大，兩極分化問題日益凸顯。從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2005—2014年基尼系數(shù)來看（見表1），自2005年以來我國(guó)的基尼系數(shù)基本處于0.48左右，遠(yuǎn)高于國(guó)際警戒線水平0.4，表明我國(guó)收入分配嚴(yán)重不均。我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)收入的調(diào)節(jié)作用遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家，甚至可能存在逆向調(diào)節(jié)。因此，我國(guó)的個(gè)人所得稅體系有待完善。

縱觀歷次我國(guó)個(gè)人所得稅改革優(yōu)化方案，多著力于上調(diào)起征點(diǎn)，優(yōu)化累進(jìn)稅率，但改革成效差強(qiáng)人意。2016年兩會(huì)期間，財(cái)政部原部長(zhǎng)樓繼偉認(rèn)為，簡(jiǎn)單的提高個(gè)稅起征點(diǎn)是不公平的，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、居民收入持續(xù)增加的情況下，單純上調(diào)個(gè)人所得稅免征額不是稅收改革優(yōu)化的方向。

（二）文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從稅收累進(jìn)性與平均稅率、起征點(diǎn)兩個(gè)視角對(duì)稅收調(diào)節(jié)作用弱化的因素進(jìn)行分析。Kakwani（1977）通過測(cè)算稅前基尼系數(shù)和稅后基尼系數(shù)差額（即MT指數(shù)），研究稅收累進(jìn)性與平均稅率的設(shè)計(jì)對(duì)調(diào)節(jié)社會(huì)收入分配差異的作用。萬瑩[ 1 ]通過實(shí)證分析認(rèn)為稅收累進(jìn)性與平均稅率是影響稅收調(diào)節(jié)的重要因素，目前我國(guó)個(gè)人所得稅累進(jìn)稅率接近發(fā)達(dá)國(guó)家，而平均稅率較低，平均稅率低是導(dǎo)致我國(guó)個(gè)稅調(diào)節(jié)作用弱化的主要因素。Creedy等[ 2 ]通過稅收轉(zhuǎn)移模擬認(rèn)為起征點(diǎn)不是實(shí)現(xiàn)社會(huì)收入再分配的必要條件，只要起征點(diǎn)能夠保證接受稅收轉(zhuǎn)移支付的低收入群體不再繳納稅款，就能夠提高個(gè)人所得稅的整體再分配效應(yīng)。岳希明、郝朝艷等通過數(shù)值模擬來分析個(gè)稅起征點(diǎn)與社會(huì)公平的關(guān)系，認(rèn)為我國(guó)個(gè)人所得稅整體累進(jìn)性指數(shù)隨免征額與扣除項(xiàng)的提高呈倒U型，并且測(cè)算出稅收累進(jìn)指數(shù)最大時(shí)起征點(diǎn)的值為3 500元，為了保持個(gè)稅整體的累進(jìn)性，起征點(diǎn)不宜超過3 500元[ 3-4 ]。

筆者認(rèn)為，現(xiàn)有文獻(xiàn)研究主要從優(yōu)化稅收結(jié)構(gòu)角度來強(qiáng)化我國(guó)個(gè)人所得稅的收入調(diào)節(jié)作用，忽略了影響稅收調(diào)節(jié)作用的區(qū)域因素。當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不平衡，東部、中部、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在很大的差異，全國(guó)統(tǒng)一的稅收體系必然會(huì)導(dǎo)致個(gè)稅調(diào)節(jié)作用的區(qū)域化差異。因此，從區(qū)域差異的角度進(jìn)行稅收調(diào)節(jié)作用弱化影響因素分析是一個(gè)全新的研究視角，能為進(jìn)一步完善我國(guó)個(gè)稅體制提出新思路、新方法。

二、個(gè)稅調(diào)節(jié)的區(qū)域化差異

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2003年公布的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將我國(guó)劃分為東部、中部、西部三個(gè)地區(qū)。東部是我國(guó)改革開放的前沿，區(qū)域內(nèi)有長(zhǎng)江三角洲城市群、珠江三角洲城市群、京津冀城市群、長(zhǎng)江中游城市群等國(guó)家級(jí)城市群，2016年區(qū)域GDP總和為432 433.3億元，占全國(guó)總產(chǎn)值的55%，區(qū)域平均GDP增長(zhǎng)率為7.66%，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的地區(qū)。中部地區(qū)有雄厚的工業(yè)基礎(chǔ)，憑借毗鄰東部地區(qū)的優(yōu)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，2016年區(qū)域GDP總和為227 254.2億元，占全國(guó)總產(chǎn)值的29%，區(qū)域平均GDP增長(zhǎng)率為7.84%，雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r弱于東部，但卻是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第二梯隊(duì)。西部地區(qū)地處我國(guó)內(nèi)陸地區(qū)，自然資源豐富，但基礎(chǔ)設(shè)施落后，2016年區(qū)域平均GDP增長(zhǎng)率為9.06%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平高于東中部地區(qū)，但同年區(qū)域GDP總和為120 382.4億元，僅占全國(guó)生產(chǎn)總值的16%。

根據(jù)以上分析不難發(fā)現(xiàn)，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，東部、中部、西部這三個(gè)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度方面存在顯著的地域差異。為了進(jìn)一步分析我國(guó)統(tǒng)一的個(gè)人所得稅稅收體系對(duì)不同區(qū)域的調(diào)節(jié)作用是否相同，本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)計(jì)算公式，測(cè)算了2016年我國(guó)各?。ㄊ校┑亩惽?、稅后基尼系數(shù)與MT指數(shù)。

（一）基尼系數(shù)與MT指數(shù)的測(cè)度

基尼系數(shù)是衡量社會(huì)財(cái)富分配公平程度的重要指標(biāo)，源于洛倫茨曲線。洛倫茨曲線是將一個(gè)國(guó)家人口按收入由低到高排列后，考慮從收入最低到收入最高的累計(jì)人口百分比所對(duì)應(yīng)的收入累計(jì)百分比，并將其描繪在坐標(biāo)軸內(nèi)。洛倫茨曲線是描述社會(huì)財(cái)富分配公平程度的曲線，基尼系數(shù)（Gi）就是對(duì)洛倫茨曲線的量化。

（1）

當(dāng)Gi小于0.2時(shí)，社會(huì)收入分配公平，但缺乏激勵(lì)因素；當(dāng)Gi大于0.2小于0.4時(shí)，社會(huì)收入分配較為合理；Gi等于0.4是社會(huì)收入分配不均的警戒線；當(dāng)Gi大于0.6時(shí)，社會(huì)可能因收入分配不均發(fā)生動(dòng)蕩。

目前關(guān)于基尼系數(shù)的計(jì)算有很多方法，每種計(jì)算方法的側(cè)重點(diǎn)不同。綜合考量我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中城鎮(zhèn)居民家庭收入分組數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)辦法，為了使計(jì)算得出的數(shù)值更加切合官方數(shù)據(jù)，本文采用了國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的基尼系數(shù)計(jì)算公式。即假定將一國(guó)人口由低到高進(jìn)行排列后分為i組，Wi表示計(jì)算第i戶代表的人口收入占總收入的比重，Xi表示第i戶代表的人口占總?cè)丝诘谋戎?，基尼系?shù)計(jì)算公式可用下式表達(dá)。

MT指數(shù)是由Musgrave與Thin在1949年提出的，通過描述稅收調(diào)節(jié)對(duì)基尼系數(shù)的改變來度量稅收的收入再分配效應(yīng)，是稅前基尼系數(shù)與稅后基尼系數(shù)的差額，即：

MT=Gix-Giy （2）

其中Gix表示稅前基尼系數(shù)，Giy表示稅后基尼系數(shù)。當(dāng)MT大于0時(shí)，稅收發(fā)揮了收入再分配效應(yīng)，相反則稅收不僅沒有發(fā)揮收入再分配效應(yīng)且出現(xiàn)逆向調(diào)節(jié)。由于MT指數(shù)計(jì)算較為簡(jiǎn)便，因此經(jīng)常被用來衡量稅收的調(diào)節(jié)作用。本文根據(jù)我國(guó)2016年各?。ㄊ校┒惽?、稅后基尼系數(shù)的計(jì)算結(jié)果測(cè)算各省（市）MT指數(shù)，之后根據(jù)我國(guó)各區(qū)域MT指數(shù)的分布狀況，分析我國(guó)個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)作用的區(qū)域化差異。

（二）我國(guó)各地區(qū)MT指數(shù)計(jì)算及對(duì)比分析

由于2003年全面取消了農(nóng)業(yè)稅，當(dāng)前我國(guó)個(gè)人所得稅的課稅主體主要是城鎮(zhèn)居民，因此本文以城鎮(zhèn)居民家庭收入分組數(shù)據(jù)來測(cè)算基尼系數(shù)。通過對(duì)2017年各省（市）統(tǒng)計(jì)年鑒的整理發(fā)現(xiàn)各地統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的口徑存在差異，城鎮(zhèn)居民家庭收入分組數(shù)據(jù)分為五分組和七分組。為統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑，本文借鑒趙陽陽等[ 5 ]的方法，將七分組數(shù)據(jù)中的前兩組和后兩組數(shù)據(jù)分別合并為一組數(shù)據(jù)，合并后各組的人口比重均為20%，第一組與最后一組的收入分別取被合并兩組收入的平均值。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒知，可支配收入=家庭總收入-交納的個(gè)人所得稅-個(gè)人交納的社會(huì)保障支出-記賬補(bǔ)貼。由于我國(guó)社會(huì)保障體系尚不健全，個(gè)人交納的社會(huì)保障支出與記賬補(bǔ)貼數(shù)額較小，本文將家庭總收入作為稅前收入，將可支配收入近似等價(jià)于稅后收入。由于統(tǒng)計(jì)年鑒發(fā)生變化，部分?。ㄊ校┪唇y(tǒng)計(jì)2016年家庭總收入，本文對(duì)這些缺失值?。ㄊ校?016年之前的家庭總收入與時(shí)間進(jìn)行擬合，將擬合的預(yù)測(cè)值作為2016年家庭總收入的替代值。

根據(jù)處理后的城鎮(zhèn)居民收入五分組數(shù)據(jù)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)公布的基尼系數(shù)計(jì)算公式，本文應(yīng)用MATLAB等軟件對(duì)20個(gè)數(shù)據(jù)完整省（市）的基尼系數(shù)進(jìn)行了測(cè)算，測(cè)算結(jié)果見表2。

為了更加直觀地描述個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)的區(qū)域化差異，根據(jù)表2計(jì)算結(jié)果與MT指數(shù)計(jì)算公式（2），繪制了我國(guó)各?。ㄊ校?016年MT指數(shù)，如表3所示。

根據(jù)表3可知，80%?。ㄊ校┑腗T指數(shù)小于0，僅有20%的MT指數(shù)大于0，表明當(dāng)前我國(guó)個(gè)人所得稅對(duì)社會(huì)收入分配的再調(diào)節(jié)作用十分微弱，甚至在很多地區(qū)個(gè)人所得稅存在逆向調(diào)節(jié)。在我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分組數(shù)據(jù)完整的20個(gè)省（市）中，僅在北京、海南、福建、江西4?。ㄊ校┲邪l(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用。從區(qū)域來看，東部地區(qū)的平均MT指數(shù)為0.0007，個(gè)人所得稅在東部地區(qū)發(fā)揮微弱的調(diào)節(jié)作用，中西部地區(qū)的平均MT指數(shù)分別為-0.0083、-0.0088，個(gè)人所得稅在中西部地區(qū)大都存在逆向調(diào)節(jié)，并且在西部地區(qū)尤為明顯。

三、理論分析與研究假設(shè)

個(gè)人所得稅的主要功能在于通過政府轉(zhuǎn)移支付調(diào)節(jié)居民收入差異，保障低收入群體的基本生活。何宗樾等[ 6 ]對(duì)全球36個(gè)國(guó)家社會(huì)收入再分配效果差異因素分析認(rèn)為區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量會(huì)影響稅收的調(diào)節(jié)作用。我國(guó)自1978年在東部地區(qū)率先實(shí)施改革開放以來，東、中、西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平、社會(huì)就業(yè)、政府財(cái)政實(shí)力、經(jīng)濟(jì)開放程度等方面的差距逐步擴(kuò)大，個(gè)稅調(diào)節(jié)的基礎(chǔ)不平衡，這無疑會(huì)導(dǎo)致稅收調(diào)節(jié)作用的差異化。

首先，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增長(zhǎng)和社會(huì)財(cái)富的積累，其帶來的居民收入增加有助于擴(kuò)大稅基，增加政府的財(cái)政收入，增強(qiáng)社會(huì)收入的再分配效應(yīng)。其次，失業(yè)率上升會(huì)減少社會(huì)個(gè)體的收入水平，不利于政府通過稅收籌集轉(zhuǎn)移支付資金，反而會(huì)增加政府的財(cái)政負(fù)擔(dān)，最終導(dǎo)致稅收的調(diào)節(jié)作用進(jìn)一步減弱，尤其是在經(jīng)濟(jì)落后的省份，就業(yè)機(jī)會(huì)少，政府的轉(zhuǎn)移支付能力受到限制，稅收的調(diào)節(jié)作用很難有效發(fā)揮。再次，政府在社會(huì)收入再分配中發(fā)揮主導(dǎo)作用，其再分配效應(yīng)主要取決于政府的財(cái)政支出水平，充足的政府轉(zhuǎn)移支付能夠有效增強(qiáng)社會(huì)收入再分配效應(yīng)，縮小社會(huì)收入差距。最后，地區(qū)對(duì)外開放會(huì)加快社會(huì)收入分配制度的變革，加劇兩極分化，增加稅收的調(diào)節(jié)難度。因此，個(gè)稅的調(diào)節(jié)作用會(huì)受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)因素的影響。

目前我國(guó)個(gè)稅體制的改革優(yōu)化主要是考慮東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速、物價(jià)水平大幅上升的狀況，并且東部地區(qū)對(duì)于稅收改革的呼聲較高，很可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的中西部地區(qū)不適用多次改革優(yōu)化后的稅收體系，甚至出現(xiàn)逆向調(diào)節(jié)作用。綜合上述分析，提出如下假設(shè)：

H0：我國(guó)個(gè)人所得稅的調(diào)節(jié)作用由東部地區(qū)向中西部地區(qū)逐步弱化。

四、實(shí)證分析

（一）變量的選取與描述

根據(jù)研究假設(shè)，本文將地理位置作為主要的解釋變量，東部?。ㄊ校┤?，中西部省（市）取0。同時(shí)從對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放程度、社會(huì)就業(yè)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平、政府財(cái)政支出這幾個(gè)維度分別選取了數(shù)據(jù)完整的20個(gè)?。ㄊ校┑倪M(jìn)出口貿(mào)易總額、失業(yè)率、GDP增長(zhǎng)率、社會(huì)保障與就業(yè)支出占政府財(cái)政總支出比例這幾個(gè)變量（如表4所示）作為其他解釋變量對(duì)MT指數(shù)進(jìn)行回歸分析，各變量數(shù)據(jù)來源于2017年各?。ㄊ校┑慕y(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）數(shù)據(jù)的預(yù)處理

本文選取我國(guó)20個(gè)?。ㄊ校┒鄠€(gè)維度的經(jīng)濟(jì)特征變量進(jìn)行回歸分析，來解釋我國(guó)個(gè)人所得稅調(diào)節(jié)出現(xiàn)區(qū)域化差異的影響因素，但這20個(gè)?。ㄊ校┙?jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，將各?。ㄊ校└骶S度的經(jīng)濟(jì)變量放在一起進(jìn)行回歸很可能出現(xiàn)異方差性，從而導(dǎo)致回歸模型不具有實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義。因此，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除變量間的量綱關(guān)系，從而使數(shù)據(jù)具有可比性。

（三）多元回歸分析

1.參數(shù)估計(jì)

本文應(yīng)用EViews軟件對(duì)數(shù)據(jù)預(yù)處理結(jié)果進(jìn)行多元回歸分析，回歸分析得到各變量的參數(shù)值、T檢驗(yàn)值以及顯著性水平P，結(jié)果如表5所示。

該模型的R2=0.48，Prob（F-statistic）=0.02，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的置信水平下通過了檢驗(yàn)，模型的擬合效果較好，表明本文選取的區(qū)域經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)被解釋變量MT指數(shù)有較好的解釋能力。解釋變量REG的系數(shù)為正，通過了1%置信水平下的T檢驗(yàn)，其他解釋變量系數(shù)符號(hào)均與預(yù)期相同，解釋變量TRAD、UNEM分別通過了5%與10%置信水平下的T檢驗(yàn)。此外，VIF檢驗(yàn)結(jié)果表明，各解釋變量的VIF值均遠(yuǎn)小于10，自變量間不存在多重共線性。因此，回歸模型的最終結(jié)果如下（括號(hào)內(nèi)為變量參數(shù)的顯著性水平）：

MT=1.575REG - 0.4818TRAD - 0.322UNEM +

（0.003） （0.045） （0.067）

0.097PDGP+0.104EXP-0.555

（0.838） （0.821） （0.035）

2.穩(wěn)定性檢驗(yàn)

對(duì)于截面數(shù)據(jù)，如果回歸模型中的隨機(jī)誤差不能滿足經(jīng)典回歸模型假設(shè)中的同方差性，就很有可能出現(xiàn)異方差，模型也不具有解釋能力。本文利用EViews軟件對(duì)回歸模型進(jìn)行了White檢驗(yàn)和BP檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果接受了原假設(shè)H0，不存在異方差性。因此，模型具有一定的穩(wěn)定性和解釋能力。

（四）模型的解釋

從實(shí)證回歸結(jié)果來看，區(qū)域位置與MT指數(shù)呈正相關(guān)，即我國(guó)的稅收調(diào)節(jié)效應(yīng)由東部向中西部遞減，這與假設(shè)一致，表明我國(guó)個(gè)人所得稅的調(diào)節(jié)作用存在著區(qū)域差異。進(jìn)出口貿(mào)易總額與MT指數(shù)呈負(fù)相關(guān)，表明經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度越高，越會(huì)加劇社會(huì)收入的不平等性，增加稅收的調(diào)節(jié)難度；失業(yè)率的上升會(huì)導(dǎo)致稅收調(diào)節(jié)作用的弱化，在回歸模型中失業(yè)率每上升一個(gè)單位，就會(huì)導(dǎo)致MT指數(shù)下降0.32個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差；變量PGDP與EXP的系數(shù)為正數(shù)，表明政府社會(huì)保障支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有利于增強(qiáng)稅收的調(diào)節(jié)作用。

五、完善我國(guó)個(gè)人所得稅體制的對(duì)策建議

目前我國(guó)個(gè)人所得稅由中央政府建立統(tǒng)一的稅收體系，地方政府負(fù)責(zé)征收，這樣簡(jiǎn)化征收的效果并不理想。雖然2003年以后，我國(guó)對(duì)個(gè)稅起征點(diǎn)進(jìn)行了多次上調(diào)，但稅收調(diào)節(jié)作用仍舊很微弱，甚至在大部分?。ㄊ校┐嬖谀嫦蛘{(diào)節(jié)的作用，因此迫切需要再次進(jìn)行個(gè)稅體制的優(yōu)化。本文研究結(jié)論表明，我國(guó)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異導(dǎo)致了個(gè)稅調(diào)節(jié)作用的弱化甚至是逆向調(diào)節(jié)。因此，為了縮小社會(huì)貧富差距，尤其是區(qū)域貧富差距，增強(qiáng)個(gè)稅的調(diào)節(jié)作用，必須正視當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，不能單純依賴上調(diào)免征額來增強(qiáng)稅收的調(diào)節(jié)作用。

國(guó)外較為完善的稅收體制為我國(guó)個(gè)稅改革提供了借鑒，如美國(guó)、瑞典等國(guó)家構(gòu)建的聯(lián)邦所得稅與地方所得稅體系，其稅收設(shè)計(jì)考慮了不同區(qū)域納稅人之間的差異，從聯(lián)邦與地方兩個(gè)層面共同增強(qiáng)稅收對(duì)收入的再分配效應(yīng)，消除了因區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同造成的實(shí)際稅負(fù)的不平等性，更好地體現(xiàn)了社會(huì)公平。因此，我國(guó)可以嘗試構(gòu)建中央與地方個(gè)稅體系。首先，中央政府在全國(guó)范圍內(nèi)制定統(tǒng)一的中央個(gè)稅體系，調(diào)節(jié)東部與中西部地區(qū)之間的收入分配差異。其次，各地方政府“因地制宜”地建立地方個(gè)稅體系，根據(jù)地方社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平制定分地域的稅前費(fèi)用扣除及稅率標(biāo)準(zhǔn)，精準(zhǔn)調(diào)節(jié)區(qū)域內(nèi)的收入分配差異。在加強(qiáng)中央個(gè)稅改革的同時(shí)，兼顧地方政府稅收自主權(quán)，充分考慮各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、社會(huì)就業(yè)、經(jīng)濟(jì)開放程度、政府財(cái)政實(shí)力等區(qū)域差異，通過稅收微觀與宏觀的同步改革來增強(qiáng)我國(guó)個(gè)稅的調(diào)節(jié)作用，恰當(dāng)處理因“一刀切”稅制模式導(dǎo)致個(gè)稅調(diào)節(jié)作用的區(qū)域化差異，切實(shí)增強(qiáng)稅收的再分配效應(yīng)，縮小區(qū)域收入差距，促進(jìn)共同富裕。

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