王慶,楊移

(蘭州財經(jīng)大學甘肅經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量分析研究中心,蘭州730020)

我國稅制結構與修正基尼系數(shù)關系的實證分析

王慶,楊移

(蘭州財經(jīng)大學甘肅經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量分析研究中心,蘭州730020)

文章根據(jù)Sundrum提出的基尼系數(shù)分解公式計算我國1994—2014年的基尼系數(shù)并加以修正,從而以此為基礎分析了我國稅制結構與修正基尼系數(shù)間存在的實證關系。結果表明兩者存在長期均衡關系,稅制結構的優(yōu)劣直接關系收入分配的公平性,應從個人所得稅改革、完善企業(yè)所得稅、調(diào)整消費稅、開征遺產(chǎn)稅與贈與稅入手,發(fā)揮稅制結構調(diào)節(jié)收入分配公平性的作用。

基尼系數(shù);修正基尼系數(shù);稅制結構;收入分配

0 引言

自新中國成立以來,我國收入分配政策從最初的絕對平均分配至改革開放后的“效率優(yōu)先,兼顧公平”,再發(fā)展到十八大提出的“初次分配和再分配都要兼顧效率與公平,再分配更加注重公平”,幾次政策調(diào)整都是與我國不同階段的總體經(jīng)濟發(fā)展狀況和居民收入差距狀況相適應。最近幾年之所以頻繁提出要改革收入分配制度,亦是依據(jù)我國居民收入差距過大適時而為的。本文根據(jù)稅制結構在再分配中調(diào)節(jié)收入分配公平性的重要作用,通過分析稅制結構與反映收入差距的修正基尼系數(shù)間的實證關系,為政府設計更為合理的稅制結構提供參考。

1 1994一2014年間我國修正基尼系數(shù)的計算

1.1 我國基尼系數(shù)計算

計算基尼系數(shù)主要有兩種途徑:一是利用分組數(shù)據(jù)先擬合求出收入分配的概率密度函數(shù),再根據(jù)概率密度函數(shù)導出洛倫茲曲線,進而計算基尼系數(shù)。此種方法所導出的群組分解公式并不依賴“城鄉(xiāng)收入分布不重疊”的假定,但該法需要采用合適的函數(shù)對收入分配曲線擬合,計算步驟繁瑣,且各個年度存在擬合差異;二是利用分組數(shù)據(jù)選擇適當?shù)那€直接擬合洛倫茲曲線,然后再計算基尼系數(shù)。此種方法計算基尼系數(shù)主要采用的分解公式為Sundrum(1990)提出的“分組加權法”,但該法的假設條件為“城鄉(xiāng)收入分布不重疊”,不過,考慮到隨著我國城鄉(xiāng)收入差距的不斷拉大,我國存在的城鄉(xiāng)收入重疊現(xiàn)象正在弱化,故本文采用Sundrum分解公式對我國基尼系數(shù)進行計算。

Sundrum提出的基尼系數(shù)分解公式為:

其中,Gr、Gu分別是農(nóng)村居民收入差別的基尼系數(shù)與城鎮(zhèn)居民的收入差別的基尼系數(shù),Pr、Pu分別是農(nóng)村、城鎮(zhèn)人口比重,Ir、Iu是農(nóng)村、城鎮(zhèn)人均收入,I代表全國居民人均收入?，F(xiàn)根據(jù)這一分解公式,以1994年為例,計算我國農(nóng)村、城鎮(zhèn)和總體基尼系數(shù)。

(1)1994年農(nóng)村基尼系數(shù)計算

參照我國宏觀數(shù)據(jù)統(tǒng)計情況,2001年之前的農(nóng)村居民收入是按一定的收入?yún)^(qū)間進行分組,2001年之后則是按收入等級分為5等份。因此,可借鑒徐映梅和張學新(2011)計算組距數(shù)列開口組的組中值公式來解決1994年收入?yún)^(qū)間分組的組中值問題,再采用多項式通過MATLAB進行擬合洛倫茲曲線,結果如表1所示。

表1 1994年我國農(nóng)村洛倫茲曲線擬合結果及擬合優(yōu)度

從而利用MATLAB計算積分可得農(nóng)村基尼系數(shù):

(2)1994年城鎮(zhèn)基尼系數(shù)計算

根據(jù)我國統(tǒng)計年鑒1994年城鎮(zhèn)居民按收入等級分為非等份的7組數(shù)據(jù)并進行計算,再采用多項式通過MATLAB進行擬合洛倫茲曲線,結果如表2所示:

表2 1994年我國城鎮(zhèn)洛倫茲曲線擬合結果及擬合優(yōu)度

采用與農(nóng)村基尼系數(shù)同樣的計算方法,可得城鎮(zhèn)基尼系數(shù):

(3)1994—2014年我國基尼系數(shù)計算

根據(jù)公式(1)可計算出1994年我國基尼系數(shù)為0.3698,利用同樣方法還可計算出1995—2014年的我國農(nóng)村、城鎮(zhèn)和總體基尼系數(shù),具體結果見表3所示。

表3 1994一2014年我國農(nóng)村、城鎮(zhèn)和總體基尼系數(shù)

從結果上看,2003—2012年計算的結果較2013年國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)要低,這是由于計算基尼系數(shù)的方法不同造成的,但二者在變化趨勢上是一致的,因而不影響后續(xù)實證分析,但該基尼系數(shù)需要進行修正。

1.2 對計算出的我國基尼系數(shù)的修正

至于對計算出的我國總體基尼系數(shù)需要修正的原因,是未經(jīng)修正的基尼系數(shù)沒有考慮到非現(xiàn)金福利支出在縮小收入差距方面的作用,若考慮到非現(xiàn)金福利支出,則原有的基尼系數(shù)會有所減小?，F(xiàn)對基尼系數(shù)進行修正:

其中αk=k/N表示家庭人均收入少于k的家庭數(shù)所占全部家庭數(shù)的比例,N代表總的家庭數(shù)。考慮非現(xiàn)金福利支出時,假定Ii'=Ii+(G/N),其中G為政府部門提供的全部非現(xiàn)金福利支出,在這種情況下yk將變?yōu)閥k':

其中SG=G/I'表示非現(xiàn)金福利支出占國內(nèi)凈收入的份額,假定政府提供的非現(xiàn)金福利支出平均分配給所有的家庭,從而:

通過MGINI與GINI比較可知,MGINI在數(shù)值上比GINI小,且政府的非現(xiàn)金福利支出比重越大,MGINI越小。通過對SG的內(nèi)涵分析,可以近似用表示,GDP(1-T)代表國內(nèi)凈收入,G代表政府的非現(xiàn)金福利支出,T代表稅收總額占GDP的比重,但是GDP(1-T)不是真正意義上的國內(nèi)凈收入,因為GDP包含了折舊的部分。所以SG在某種程度上低估了政府的非現(xiàn)金福利支出在縮小收入差距方面的作用。由于我國沒有專門關于非現(xiàn)金福利支出列支的統(tǒng)計資料,故本文選擇我國科教文衛(wèi)支出、城市維護建設支出以及支農(nóng)支出三項合計進行簡化替代,經(jīng)過修正后的我國總體基尼系數(shù)如表4所示。

表4 1994一2014年我國修正基尼系數(shù)

2 稅制結構與修正基尼系數(shù)間的實證分析

按照傳統(tǒng)的稅收理論,由于邊際消費遞減規(guī)律,高收入者的消費支出占其可支配收入的比例小于低收入者,使間接稅具有累退性,加之其稅負較易轉嫁,從而在一定程度上拉大了居民收入差距;相比直接稅則是以居民收入或財產(chǎn)作為征稅對象且采用累進稅率,能較好體現(xiàn)縱向公平,且稅負難以轉嫁,從而具有縮小居民收入差距的作用。

表5 1994一2014年我國直接稅與間接稅變化(單位:億元)

從表5可以看出,自1994年以來我國稅制結構是以間接稅為主體,為詳盡探討稅制結構與修正基尼系數(shù)間的實證關系,現(xiàn)假設我國修正基尼系數(shù)與直接稅、間接稅之間的經(jīng)濟計量模型形式為:

其中,MGINIt表示各年修正基尼系數(shù),DTAXt表示各年直接稅絕對數(shù),IDTAXt表示各年間接稅絕對數(shù)。

本文采用EVIEWS中ADF方法對MGINIt、DTAXt及IDTAX進行單位根檢驗,其檢驗結果如表6所示。

表6 各序列水平序列單位根檢驗結果

表7 各序列一階差分后單位根檢驗結果

從表6可看出修正基尼系數(shù)、直接稅以及間接稅三個時間序列都為非平穩(wěn)序列,為進一步考察三個序列的協(xié)整關系,必須確定其單整階數(shù)。通過對三個時間序列的一階差分進行單位根檢驗,見表7,發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下都拒絕存在單位根的原假設,因此,三個時間序列均為一階單整I(1)過程,即滿足各序列協(xié)整的基本前提。為進一步確定協(xié)整關系,本文采用多變量協(xié)整Johansan檢驗方法對模型進行協(xié)整檢驗,由跡檢驗和最大特征根檢驗的估計結果可以判斷模型中的變量存在協(xié)整關系,協(xié)整方程個數(shù)為1個。

依據(jù)協(xié)整檢驗結果,我們得出假設模型中變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,這樣就可以對模型進行回歸分析,具體結果,見表8所示。

表8 修正基尼系數(shù)與稅制結構回歸檢驗

回歸結果顯示直接稅的參數(shù)估計量為-4.233977,即直接稅每增加一個百分點,修正基尼系數(shù)就減少4.233977個百分點。這說明直接稅對收入分配公平性具有顯著效應,直接稅比重越大越有利于縮小收入差距。同理,間接稅每增加一個百分點,修正基尼系數(shù)就增加4.758785個百分點。由于當前我國稅制結構中間接稅比重遠大于直接稅比重,故收入差距存在進一步拉大的趨勢。

3 結論與政策建議

根據(jù)上述實證結果,我們可以得出以下兩點結論:一是稅制結構與我國居民收入差距之間存在長期均衡關系,稅制結構的優(yōu)劣直接關系我國收入分配的公平性問題;二是我國自1994年分稅制改革以來,稅制結構發(fā)生了變化,直接稅比重有所上升,間接稅比重有所下降,但間接稅為主體的稅制結構并未發(fā)生根本性改變,這不利于發(fā)揮稅制結構調(diào)節(jié)收入分配公平性的作用,故優(yōu)化稅制結構仍是當前我國稅制改革的重點。就目前而言,可從以下幾方面著手進行:

(1)全面推進個人所得稅改革

個人所得稅改革除變綜合征收外,還應解決家庭收入監(jiān)控和家庭生計費用扣除問題。對家庭收入的監(jiān)控,關鍵是要實現(xiàn)企業(yè)、銀行、公安機關及稅務機構等單位的信息共享,鼓勵信用卡等金融工具使用,減少現(xiàn)金支付的可能性,實現(xiàn)對家庭為單位的收入進行全面監(jiān)控,實現(xiàn)灰色收入全部納入個人所得稅征收范圍;對家庭生計費用的扣除,也需要各部門的信息共享,同時,各個家庭的生計費用應根據(jù)家庭贍養(yǎng)人口數(shù)、子女教育費用、房貸費用以及保險費用等項目并在考慮通貨膨脹因素情況下進行動態(tài)指數(shù)化扣除。

(2)完善企業(yè)所得稅

企業(yè)所得稅改革關鍵是要減輕企業(yè)稅收負擔,防止企業(yè)將稅負轉嫁給消費者。而要減輕企業(yè)稅收負擔,一方面就要加快推進“營改增”的步伐,減少對企業(yè)的重復征稅;另一方面則要給予小微企業(yè)更多的稅收優(yōu)惠,促進小微企業(yè)發(fā)展。

(3)加快房產(chǎn)稅改革

首先,應將涉及房產(chǎn)的稅收征收從原來的銷售轉讓環(huán)節(jié)推廣到持有環(huán)節(jié),并對房產(chǎn)的價值評估做到動態(tài)評估;其次,房產(chǎn)稅要體現(xiàn)對不同收入群體的差別政策,如對低收入群體進行減免稅政策,對畸高收入者可適當提高適用稅率,使房產(chǎn)稅體現(xiàn)縱向公平;再次,房產(chǎn)稅的開征要考慮地區(qū)差異性,對西部欠發(fā)達地區(qū)可采取暫緩征收或減少征收等政策。

(4)盡早開征遺產(chǎn)稅和贈與稅

當前開征遺產(chǎn)稅與贈與稅的關鍵是要具備健全的財產(chǎn)登記制度、財產(chǎn)評估制度、財產(chǎn)轉移制度和徹底的儲蓄存款實名制等與財產(chǎn)稅收管理密切相關的制度和個人收入、財產(chǎn)監(jiān)控體系。應加快這些方面的制度建設,以盡早開征遺產(chǎn)稅和贈與稅。

(5)對消費稅征稅范圍適時調(diào)整

可通過征稅范圍的調(diào)整來增強收入分配的結果公平。而這一調(diào)整的關鍵就是要適時修訂消費稅稅目,把時下出現(xiàn)的更多高檔消費品及時納入征收范圍內(nèi),以實現(xiàn)消費稅調(diào)節(jié)收入分配的實時性與有效性。

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(責任編輯/浩天)

F812.4

A

1002-6487(2016)20-0164-03

蘭州財經(jīng)大學甘肅經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量分析研究中心課題(Jy y y201502)

王慶(1977—),男,甘肅山丹人,教授,研究方向:財政理論與政策。楊移(1991—),女,甘肅慶陽人,碩士研究生,研究方向:財政理論與政策。