我國個人所得稅征收對城鄉收入分配的調節

摘要：目前，我國收入分配差距仍然呈擴大的趨勢，但是還沒有達到兩級分化的程度，個人所得稅對收入分配差距起到了一定的調節作用。通過征收個人所得稅，對高收入者課以重稅，同時增加低收入者的可支配收入，是改善目前收入分配不平等狀況行之有效的措施，有利于縮小收入分配差距，有利于建立社會主義和諧社會。

關鍵詞：收入分配差距；基尼系數；個人所得稅；個人所得稅率

中圖分類號：F812.42文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2012）20-0144-03

一、 文獻綜述

近幾年來，中國經濟體制的變革激勵著中國經濟高速增長，但不可否認也引起了利益分配機制的改變。我們在追求與滿足國民經濟高速增長的同時，不應忽視經濟增長的成果是如何分配的。

筆者認為，稅收對于收入分配能夠起到一定的效果。國內外已經有很多學者從稅收的角度對收入分配問題進行研究。RichardM 1Bird&EricM 1Zolt（2005） 研究發現，在多數發展中國家中，個人所得稅對于減輕不平等作用很小。

ZeljkoBogetit&FareedHassan（1995）利用近年來保加利亞家庭收入、支出以及稅收的調查數據，分析了所得稅對家庭收入的影響。他們發現，城鎮負擔稅收比例要高于農村，所得稅使農村和城鎮以及全國的收入不平等程度有顯著的下降，窮人支付的稅收比例要小于他們占有的國家收入的比例。

研究個人所得稅的征收會對城鄉收入分配產生一定的影響，前提是我國的稅收政策被嚴格的執行下來，且將偷稅、漏稅等違法犯罪行為忽略不計。采用計量經濟學模型，以收入分配為被解釋變量，城鄉居民的可支配收入，以及城鄉居民的人均稅率為解釋變量進行回歸，根據得出的結果經檢驗過后得出結論個人所得稅的征收影響城鄉居民間的收入分配。

二、我國居民的收入狀況

（一）我國城鄉居民收入分配差距越來越大

改革開放以來，隨著我國經濟體制的改革和我國國民經濟的持續快速發展，促進了城鄉居民的收入狀況的多樣化，帶來了經濟利益在不同利益群體間的重新調整和分配及社會收入分層的加劇，居民收入差距在城鄉、行業、地區之間的存在并繼續拉大的趨勢，成為市場經濟體制建設階段收入分配領域的焦點問題。

在居民收入差距之中，我國城鄉差距在世界上是最高的，并且農村可支配收入占城鎮可支配收入比越來越小（見表1）。

從表中可以明顯的看出，我國城鄉之間的可支配收入隨著我國經濟的增長逐漸擴大，到了2007年農村居民的可支配收入還不到城鎮居民30%，可以看出，在我國城鄉居民間收入差距的幅度之大。

為了很好地量化城鄉之間的收入差距，本文采用了國際通用的基尼系數指標來衡量城鄉居民的收入差距，也為了后文用計量經濟學模型檢驗做鋪墊。

（二）基尼系數

基尼系數是目前最為常用的用來衡量相對收入分配差距的指標，它是根據洛倫茲曲線計算出來的。根據國際一般標準，基尼系數在0.2 以下為收入分配絕對平均;0.2～0.3 為收入分配比較平均;0.3～0.4 為收入差距較大;0.4～0.5 為收入差距很大;0.5 以上則為收入差距懸殊。本文也采用基尼系數來作為衡量我國城鄉居民收入差距的指標。

由此可見，我國收入分配差距擴大是不爭的事實，我們要重視我國的收入差距懸殊，以防達到兩極分化，引發社會危機。因為我國收入差距主要體現為城鄉居民收入分配差距，所以目前學界普遍認為我國基尼系數拉大主要是由城鄉居民收入差距拉大引起的。因此，本文選用基尼系數作為衡量城鄉居民收入差距的指標。

三、個人所得稅對收入分配調節的效果分析

由于市場不是萬能的，收入分配差距屬于市場失效的領域，這時政府作為“看得見的手”，必須彌補由于市場失效造成的缺位，加強對收入分配問題的宏觀調控。

（一）城鄉居民年均個人所得稅稅率的不同對收入分配的調節

本文利用城鎮居民收入和農村居民收入計算城鎮和農村人均稅率，計算公式如下：

平均稅率=（平均每人全部年收入- 平均每人可支配收入）/平均每人全部年收入

從上面的數據可以知道，城鎮居民稅率比農村居民稅率高，說明我國征收個人所得稅在一定程度上對城鄉之間的差距起到一定的作用。

（二）個人所得稅對縮小收入分配差距調節作用的計量分析

要充分利用好個人所得稅來調節我國收入分配差距過大，抑制收入差距進一步擴大。個人所得稅的征收有利于收入分配的調節，現運用計量經濟學模型來驗證個人所得稅對收入分配的調節作用。

假設：y：我國居民收入分配基尼系數

X1：我國城鎮居民年人均可支配收入

X2：我國農村居民年人均可支配收入

X3:我國城鎮居民年人均個人所得稅率

X4:我國農村居民年人均個人所得稅率

采用經典回歸模型是建立在平穩數據變量基礎上的，對于非平穩變量，不能使用經典回歸模型，否則會出現虛假回歸等諸多問題。為了避免這樣的問題出現，必須要對變量之間的穩定關系進行確定。只有具有長期穩定的關系，才可以適應經典回歸模型方法建立回歸模型。因此，在建立計量模型之前要對所用的時間序列進行單位根檢驗，以確定各序列的平穩性，對y 、log（x1）、log（x2）、x3、x4序列的一階差分和二階差分進行檢驗，判斷其穩定性。檢驗結果如下：

所以，對這5個變量的一階自變量不穩定，但是對2階自回歸穩定，所以本文所探討的五個變量是符合穩定性的，y 、log（x1） 、log（x2）、 x3、 x4 是滿足平穩性的，所以本文現在可以進行設立計量經濟模型進行回歸分析。

1.建立我國基尼系數與收入、稅收的計量分析模型

如果直接讓x1、x2、x3、x4對y回歸，得出的結果如下：

從結果可以看出，x1和x3的系數為負，也就是說當城鎮居民的可支配收入越高，基尼系數就越小，貧富差距就越小，城鎮居民人均稅率越高基尼系數越小，這兩者結果顯然是矛盾的。所以x1的系數與實際是不符合的，而x3的系數與實際符合。

農村居民的可支配收入越高基尼系數越小，提高低收入者的收入當然可以縮小貧富差距。所以，x2的系數符號是符合現實的，x4的系數符號為正，當對農村居民征收較高的稅率會導致基尼系數增大，這在現實中也是符合的。

因此對于這樣的回歸，有兩個解釋變量的系數是不符合要求的，是不恰當的，必須得對這個模型進行修正。

所以本文將對x1、x2都進行取對數后來回歸所以本文采用的計量經濟模型為：

根據已經得到的數據利用eviews計算所得如下：

y=0.880525+0.118260log（x1）-0.200701log（x2）-0.66729x3+12.62905x4

（1.970198） （1.132314） （-2.816334） （-2.738025）（2.670715）

R2=0.989723DW=1.834072F=144.4541

從這個方程中可以看出，從t值、擬合優度和DW值都通過了檢驗。基尼系數與城鎮居民可支配收入正向關系，與農村居民可支配收入成反向關系。農村居民的稅率彈性符號為正，而城鎮居民的稅率彈性符號為負，說明基尼系數與城鎮居民個人所得稅稅率成反向關系，農村居民個人所得稅的稅率成正比。

近幾年來，隨著經濟的發展和個人所得稅制度的完善，無論從總量上還是結構上個人所得稅的發展都為其實現以稅收收入職能和調節收入分配職能為主的各項職能提供了越來越好的條件。

四、結論

本文通過計算城鎮居民和農村居民的平均稅率及建立計量經濟模型分析了我國居民的收入分配差距及個人所得稅的調節作用。

基尼系數與城鎮居民可支配收入和農村居民的人均稅率成正比，與農村居民的可支配收入和城鎮居民的人均稅率成反比，而基尼系數是用來量化城鄉居民之間的收入差距的，所以，為了減小我們收入分配不均的現狀，我們需要充分發揮稅收的調節作用。

參考文獻：

[1]王亞芬，肖曉飛，高鐵梅.我國收入分配差距及個人所得稅調節作用的實證分析[J].財貿經濟，2007，（4）.

[2]胡鞍鋼.加強對高收入者個人所得稅征收調節居民貧富收入差距[J].財政研究，2002，（2）.

[3]張文春.個人所得稅與收入再分配[J].稅務研究，2005，（11）.

[4]王亞芬，肖曉飛，高鐵梅.我國城鎮居民收入分配差距的實證研究[J].財經問題研究，2007，（6）.

[5]國家發改委.2006年中國居民收入分配年度報告[R].國家發改委網站，2007－02－01.

[6]郭平.居民收入分配現狀與價值判斷[J].財經研究，2003，（4）.

[7]李子柰.計量經濟學 （第二版）[M].北京：高等教育出版社.

[8]Church，JandN 1 Gandal，NetworkEffects，SoftwareProvision，andStandardization 1Journal of Industrial Economics，40，1992：185-1041.

[9]Church，，Gandal，N，andKrause，D 1 IndirectNetworkEffectsandAdoptionExternalities 1 FoerderInstituteforEconomicResearch，

WorkingPaper，2002：102-301.

[10]Dixit，A1K1，andJ 1 Stiglitz，MonopolisticCompetitionandOptimumProductDiversity 1American Economic Review，67，1977：1297-3081.

[責任編輯王佳]