调节收入分配：个税真的无效吗？

陈利锋

[摘 要] 基于一个包含财富异质性家户的动态新凯恩斯主义模型，考察了个税及其累进性的变动对于中国收入差距的影响。与已有的采用单方程计量的研究类似，文章全样本仿真的结果表明，个税并未扭转我国收入差距不断扩大的趋势。由于单方程计量方法与全样本仿真无法考察政策机制的改变所引起的预期等因素的变化对于主要经济变量的影响，采用子样本反事实分析法考察了1997至2005年、2006至2010年以及2011年之后等三个不同子样本期个税累进性的提高对于中国收入差距的影响，研究发现尽管个税无法扭转收入差距扩大的趋势，但是个税累进性的提高缓和了中国收入差距扩大的程度。进而尝试提出了相应的改善收入分配的政策建议。

[关键词]个人所得税；累进性；全样本仿真；子样本反事实分析

[中图分类号]F812.42 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2014）07-0066-05

一、引言及文献综述

改革开放尤其是新世纪以来，我国基尼系数不断逼近并超过国际警戒线，收入分配问题日益凸显。由于收入分配对于社会稳定以及经济持续发展具有重要影响，因而我国政府一直都十分重视这一问题，并积极采取相关政策对收入分配进行调整。在我国调节收入分配的政策中，个人所得税（简称个税）扮]着重要的角色，即通过累进性个税向高收入者征收较高的税收进而缩小收入差距。已有的研究如Bird和Zolt（2005）[1]与Kremer和St？覿hler（2013）[2]均发现累进性个税对于缩小收入差距具有显著性效应。然而，对于我国而言，一个显在的事实是尽管政府在2006年和2011年两次通过提高个税起征点而提高了个税的累进性，但并没有出现已有研究和政策设计者预期的结果，我国基尼系数仍不断上升。那么这是否意味着个税对于我国收入差距无能为力呢？换言之，个税在调节中国收入分配过程中扮]着怎样的角色呢？这些问题实际上涉及的是关于个税政策效应的评估问题。

事实上，个税政策效应的评估一直是研究者关注的重要问题。Zanetti（2011）考察了累进性个税对于劳动力市场岗位创造与空缺的影响[3]；Kremer和St？覿hler（2013）在一个包含搜寻与匹配的模型中考察了累进税的周期性效应与结构性效应[2]。这些研究均将研究的注意力主要集中于分析个税对于劳动力市场的影响，我国学者则基于我国经济的现实，主要考察了个税对于收入分配的影响。彭海艳（2011）[4]、岳希明等（2011）[5]、徐建炜等（2013）[6]以及胡绍宇和申曙光（2014）[7]等则考察了个税对于收入分配的影响，研究结果无一例外的认为个税对于调节收入分配不存在显著性效果。这些研究均主要采用单方程计量方法，这一方法可以对个税与收入分配的关系进行直观的刻划，但是却无法刻划变量之间相互作用的机制。更重要的是，由于我国在2006年与2011年两次对个税起征点进行调整，这一调整会引起政策机制的变化，而政策机制的变化会引起经济主体预期的改变，进而引起经济变量自身的调整。如果忽视政策机制变化的影响，将可能引起“卢卡斯批判”的问题，进而可能造成估计结论的偏误。

基于以上思路，本文构建了一个包含累进性个税的动态新凯恩斯主义模型以考察个税及其累进性的变动对于我国收入差距的影响。基于1997～2011年的全样本仿真试验，本文发现了与已有研究类似的结论：整体而言，个税的引入并没有改变我国收入差距扩大的趋势。在此基础上，基于1997～2005年、2006～2010年以及2011年之后的子样本反事实分析的结果，本文发现与已有的单方程计量方法不同的结论：尽管个税累进性的提高并没有改变我国收入差距扩大的趋势，但是却降低了我国收入差距扩大的程度。

本文的研究具有重要的现实意义。中共十八届三中全会提出要实现改革的成果更加公平的惠及全体人民，这就要求解决社会收入差距不断扩大的问题。那么，对实行了几十年的个税的功能应该给予怎样的评价以及如何改善个税机制等问题都是迫切需要进行研究的重要议题。本文尝试对这几个问题进行回答。

二、模型与设定

经济中存在两类具有财富异质性家户：相对富有的家户和相对贫困的家户。相对富有的家户可以进行物质资本投资以及购买债券，进而通过信贷行为以平滑化其一生的消费；而相对贫困的家户由于缺乏资金而无法进行物质资本投资，且难以通过借贷来实现其消费行为的平滑化，因而相对贫困家户的当期消费取决于其当期税后收入。两类家户均向中间产品生产厂商提供劳动并获取收益，为简化分析，假定两类家户成员所供给的劳动具有一定的替代性。假定相对富有的家户所占的比例为1-？姿，那么相对贫困家户所占的比例为？姿。在经济的初始状态，设定相对富有的家庭由于家户成员具有更高的知识和技能，因而工资收入高于贫困家庭。这样的设定可以使得本文可以集中考察个税究竟扩大还是缩小了中国的收入差距，同样，这样的设定也符合现实，因为个税出现的原因就是由于收入差距。

经济中存在两类厂商。中间产品厂商具有一定的垄断势力，进而通过调整产品价格以实现利润最大化。中间产品厂商雇佣两类家户的劳动，租借富有家户的物质资本，采用一定的技术进行生产并将产品出售给最终产品生产厂商。竞争性的最终产品厂商通过一定的生产技术将中间产品加总为最终产品，并将其出售给两类家户进行消费，其目标为最小化生产成本。

（一） 相对富有家户的优化行为

相对富有家户的效用函数关于消费（C■■）和就业（N■■）是可分的。相对富有的家户收入为劳动收入（W■■）、债券收益（Bt-1）、从企业利润获得或红利（Dt）以及出租物质资本获得的收益，而其支出为个税、购买债券、消费、投资（It）以及总量税（T■■）。具体的，其优化问题为：

MaxU■■=E■ βt{■-■} （1）

s.t. PtC■■+R■■B■+P■I■+P■T■■？燮（1-？子■■）W■■N■■+B■+endprint

D■+R■■K■ （2）

其中0<β<1为相对富有家户的主观贴现因子，σ和φ分别为反应消费风险偏好与劳动规避程度的参数；偏好冲击ε■■=ρcε■■+e■■为平稳的AR（1）过程，ρc为反应偏好冲击的持续性的参数，e■■是方差为 σ■■的独立白噪声过程；Rt与R■■分别为债券利率与物质资本租金率；物价指数Pt=

[■？妆t（j）1-？着dj]1/（1-？着）；？子■■为个税税率且满足：？子■■=

1-？字（Yrn/Ytrn）？椎，参数？椎反应了个税的累进性。显然当？椎=0时，税收不存在任何累进性且税率为1-？字。因而，参数？椎与？字分别反应了税收的累进性与水平。税收起征点Yrn=■，而对应的劳动收入Ytrn=WtrNtr/Pt。关于个税的这一设定与Mattesini和Rossi （2012）类似[8]。

物质资本的动态积累方程为：

K■■=（1-？啄）Ktr+S（■）Ktr （3）

其中？啄为物质资本折旧率。与Galí et al.（2007）类似[9]，投资调整成本S（·）满足S（？啄）=？啄，S'（？啄）=1，S'>0，S"？燮0。基于以上设定，相对富有家户的优化条件为：

1=RtEt{？撰t，t+1■} （4）

Qt=Et{？撰t，t+1[R■■+Qt+1（S？祝t+1）+（1-？啄）-？祝t+1S'（？祝t+1）]}

（5）

（C■■）σ（N■■）φ=（1-？子■■）■ （6）

其中？撰t，t+1=βk（C■■/C■■）-σ，？祝t=I■■/K■■，Qt=（S'（？祝t））-1。式（4）为消费的跨期无套利条件或者欧拉方程，式（5）为托宾（Tobin）的投资“Q”条件，式（6）为消费劳动的无套利决策条件。？子■■为边际税率且满足：

？子■■=■=1-？字（1-？椎）（■）？椎 （7）

（二）相对贫困家户的优化行为

相对贫困的家户无法通过借贷实现其一生消费的平滑化，因而其消费取决于其税后收入。具体而言，贫困家户最大化如下效用函数：

U■■=■-■ （8）

对应的预算约束为：P■C■■=（1-？子■■）W■■N■■-P■T■■，其中C■■、N■■、W■■和T■■分别为相对贫困家户的消费、就业、工资与总量税；贫困家户的个税？子■■的形式与式（3）类似。显然，相对贫困家户优化行为一阶条件为：

（C■■）σ（N■■）φ=（1-？子■■）■ （9）

（三）生产商、政府与模型稳态

中间产品生产商使用如下技术生产具有差别的中间产品：

Yt（j）=Kt（j）1-α（exp（ε■■）（N■■（j））v（N■■（j））1-v）α

（10）

其中1-α为资本的产出弹性；技术冲击ε■■=ρaε■■+e■■，ρa为技术冲击的持续性参数，e■■是方差为σ■■的独立白噪声过程；v为两类家户劳动的替代性。基于式（10），由厂商成本最小化问题的优化条件可以得到如下边际成本函数：

MCt=（1-α）-（1-α）α-α（1-v）-α（1-v）λα（1-v）v-αv（W■■）α（1-v）（W■■）αv·

（R■■）1-α （11）

价格依据交错方式设定，即：Pt=[θP■■+（1-θ）·（P■■）1-ε]1/（1-ε）。具体的，在任意时期t，仅有1-θ比例的企业重设价格，因而θ为名义价格刚性。具有垄断势力的中间厂商通过调整价格实现其利润的最大化，假定厂商设定的最优价格为P■■，那么厂商的优化问题是寻找最优的P■■以最大化利润。定义M■■=ε/（ε-1）为稳态工资加成，对应的最优条件为：

∑■■θk{？撰t，t+kYt+k（j）[（P■■/P■）-M■MCt+k]}=0 （12）

最终产品生产商采用Dixit-Stiglitz技术进行生产：Yt=（■Yt（j）（ε-1）/εdj）ε/（ε-1） （13）

最终产品生产企业的目标为成本最小化，其对应的一阶条件为：Yt（j）=（Pt（j）/Pt）-εYt

财政政策规则为：PtGt=（1-λ）τ■■W■■N■■+λτ■■W■■N■■+PtTt，Tt=（1-λ）T■■+λT■■。定义■t=ln（Gt/G），■t=ln（Tt/T），G和T分别为各自的稳态值，且■t服从平稳的AR（1）过程：■t=ρ■t-1+e■■，e■■为白噪声过程。货币政策：

Rt=Rss（Πt/Πss）■（Yt/Y■■）■exp（ε■■），Rss为稳态时利率，Πt=Pt/Pt-1为通胀率，Πss为盯住的通胀目标；参数Φp和Φy反应了利率对通胀与产出缺口的反应系数；ε■■为利率的外生成分，且服从平稳的AR（1）过程：ε■■=ρrε■■+e■■，ρr为冲击的持续性参数，e■■是方差为σ■■的白噪声过程。

总就业：Nt=（1-λ）N■■+λN■■；经济中的总消费：Ct=（1-λ）C■■+λC■■。市场均衡要求：Yt=Ct+It+Gt。定义■t=lnXt-lnX为变量Xt对其稳态值X的对数偏离。在稳态处对以上模型对数线性化处理可得加总的动态IS曲线：

■t=Et{■t+1}-■（■t-Et{■t+1}）+■（Et{wt+1}-wt）-■（Et{lt+1}-lt） （14）

其中■t为两类家户的实际工资差额，■t为两类家户就业之差。显然，式（12）表明消费的波动与两类家户的实际工资收入与就业之差存在正相关关系。

对式（13）进行对数线性化可以得到如下新凯恩斯主义菲利普斯曲线：

■t=βEt{■t+1}+km■t （15）endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，边际成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校准与模型动态分析

（一）模型的校准

依据王君斌与王文甫（2010）[10]，设定消费风险偏好参数σ=1，名义价格刚性θ的取值为0.75，季度物质资本折旧率δ为0.04；依据Zhang（2009）使用中国数据估计的结果[11]，选取劳动规避参数φ=6.16，资本的产出弹性1-α=0.6，投资调整成本函数满足：S"=15.8。贴现因子β依据中国自2002～2012年季度物价上涨的幅度进行估算得到其取值为0.98；依据Mattesini和Rossi （2012）[8]，稳态时平均税率1-χ取值为0.3；为了分析的便利，本文设定两类家户的就业相同，即v=0.5，并且模型对于这一参数的设定并不敏感；两类家户的占比λ不妨取其为0.5，因为这一参数主要影响整体收入差距，如此设定可以排除这一参数对于收入差距的影响；货币政策参数Φp和Φy，采用石柱鲜等（2009）[12]估算的结果将二者取值为1.766和0.253，对应的货币政策冲击持续性参数ρr为0.89，标准差σr为0.28；依据贾俊雪和郭庆旺（2012）[13]，财政政策冲击持续性参数ρg和标准差σg分别取值为0.699和0.036；技术冲击的持续性ρa与标准差σa分别取值为0.89和0.078，偏好冲击的持续性ρc与标准差σc分别为0.3和0.11；税收的累进性参数依据徐建炜等（2013）[6]自1997～2011年个税累进性的平均值将Φ其取值为0.45。具体的校准结果如表1。

（二）全样本分析

模型结构性参数校准过程中使用的个税累进性参数来源于1997～2011年的平均值，本文将这一样本区间看成是一个完整的样本，并在此基础上进行模型动态的全样本分析。不过，由于本文初始设定富有家户的工资收入水平高于贫困家户，这一设定相当与在第二部分动态新凯恩斯主义模型中加入了不等式约束：W■■？叟W■■。

图1表明，在本文的考察期内，消费呈现出先上升后下降的趋势，而投资和产出却呈现不断上升的趋势。这一结果与本文考察期内我国的现实情况基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投资拉动经济增长的政策使得我国投资不断增长，整体经济也一直保持高速增长的态势，因而投资与产出不断增长；但与之相对的是，居民消费在GDP中所占的比例却呈现不断下降的趋势。图1还表明富有家户与贫困家户税后收入差距在本文样本期内呈现不断扩大的趋势，这与近些年来我国的现实情况也是相符的，一个重要的表现就是我国基尼系数不断攀升。这一结论与徐建炜等（2013）[6]是一致的。因此，整体而言，在本文的考察期内，累进性个税并没有缩小富有家户与贫困家户之间的收入差距，相反这一差距扩大了。

（三）子样本反事实分析

全样本仿真的结果表明了自1997～2011年，累进性个税非但没有缩小我国收入差距，我国收入差距仍在不断扩大。那么，这是否意味着个税是无效的呢？我国政府在2006年和2011年两度提高个税起征点，进而提高了个税的累进性。主流经济学认为政策机制的变化会引起经济主体预期的改变，进而对整体经济产生影响。而命题一却是建立在假定个税累进性为出现变化的基础上，因而我们必须保持适度的谨慎。为了更好的体现个税累进性变化的效应，本文依据个税累进性变化的时间，将整体样本分为三个阶段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一个阶段的分析中均假定个税的累进性自此之后保持不变，进而可以比较政策机制变化与未变化的情形下富有家户与贫困家户收入差距的动态趋势。基于徐建炜等（2013）[6]的估算，1997～2005年我国个税的平均累进性约为0.369；2006～2010年我国个税的平均累进性约为0.438；2011～2012年我国个税累进性约为0.473。基于以上估算，本文考察三个不同的子样本时期相对收入差距的变化，结果显示在图1中。

图1表明，自1997年开始征收个税以来，尽管通过两次个税调整而提高了个税的累进性，但是无论在哪一个时期，个税对于均没有改善我国收入差距。相反，图1表明在三个子样本时期，尽管个税的累进性不断提高，但是我国收入差距仍旧在不断的扩大。结合全样本仿真的结论，本文认为个税及其累进性的提高并没有改善我国收入分配的差距。

由于子样本分析过程中假定每一阶段分析中个税的累进性在该阶段之后保持不变，因此图1还表明，如果个税累进性保持在1997～2005年的水平，我国收入差距会保持最高的水平；如果个税的累进性保持在自2006年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距随时间变化趋势为图1中2006～2010年对应的曲线；如果个税的累进性保持在2011年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距保持在最低的水平。这表明，尽管个税累进性的提高并没有改变我国收入差距不断扩大的趋势，但却缓和了我国收入差距扩大的程度。

另外，由图1还可以看出，自1997～2011年，随着个税累进性的提高，收入差距的波动性逐渐减小，这表明个税累进性的提高降低了经济变量的波动性。由于外生冲击引起产出等变量偏离其最优状态，进而引起社会福利损失。因而个税累进性的提高通过降低经济变量的波动性也在一定程度上降低了我国社会福利损失。

四、结论与对策建议

在一个包含财富异质性与个税的动态新凯恩斯主义模型中，本文考察了个税及其累进性的提高对于我国收入差距的动态效应。全样本仿真的结果表明，个税并没有改变我国收入差距扩大的趋势；而子样本反事实分析的结果却发现尽管个税及其累进性的提高没有扭转我国收入差距扩大趋势，但是却缓和了我国收入差距扩大的程度（见图2）。

那么为什么在发达国家行之有效的个税无法扭转我国收入差距扩大的趋势呢？一个重要的原因是个税的税收机制尚不完善，税收征缴能力有待进一步提高；更重要的是我国个税的平均税率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的数据显示OECD国家高收入者平均税率在30%左右，而高福利国家如瑞典、挪威与芬兰等则在55%左右；从个税与GDP的比值看，OECD国家与高福利国家这一比值均接近50%，而我国则不到5%。由于富有的阶层可以通过多种途径规避税负，使得我国个税已沦为工薪阶层税，约束了个税对于收入差距调节作用的发挥。因此，通过减税与提高个税起征点，进而降低低收入者的税收负担；同时完善税收征缴能力并提高高收入者税率，进而提高平均税率。与已有的采用单方程计量方法的研究不同，本文发现个税累进性的提高对于缓和收入差距扩大的程度是行之有效的，因此，进一步提高个税的累进性将是调节收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危机之后，这一做法在欧盟逐渐推行[14]，因而在具体的操作细节上我国可以借鉴欧盟的经验。

当然，由于个税无法扭转收入差距扩大的趋势，即仅依靠个税与个税机制改革无法改变我国收入差距扩大的事实，还需要其他的相关措施。但是通过在初次分配中增加劳动者收入的来缩小收入差距的做法可能难以实现。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）发现世界各国均存在劳动收入占比下降的趋势[15]，因此单独提高劳动收入占比可能导致制造业的转移；第二，劳动收入占比的上升意味着用工成本的增加，最直接的结果就是失业的增加，进而不利于社会稳定和经济的持续增长。因而应该将注意力集中于再分配领域，通过增加财政支出提高对失业者及其家庭、偏远地区贫困家庭以及城市低收入者的转移支付力度，按照十八届三中全会的要求建立更加公平与可持续性的社会保障制度，并且积极着手解决城市务工人员的社会福利问题，提高公共服务的供给能力和水平进而实现更加公平的社会公共服务。endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，边际成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校准与模型动态分析

（一）模型的校准

依据王君斌与王文甫（2010）[10]，设定消费风险偏好参数σ=1，名义价格刚性θ的取值为0.75，季度物质资本折旧率δ为0.04；依据Zhang（2009）使用中国数据估计的结果[11]，选取劳动规避参数φ=6.16，资本的产出弹性1-α=0.6，投资调整成本函数满足：S"=15.8。贴现因子β依据中国自2002～2012年季度物价上涨的幅度进行估算得到其取值为0.98；依据Mattesini和Rossi （2012）[8]，稳态时平均税率1-χ取值为0.3；为了分析的便利，本文设定两类家户的就业相同，即v=0.5，并且模型对于这一参数的设定并不敏感；两类家户的占比λ不妨取其为0.5，因为这一参数主要影响整体收入差距，如此设定可以排除这一参数对于收入差距的影响；货币政策参数Φp和Φy，采用石柱鲜等（2009）[12]估算的结果将二者取值为1.766和0.253，对应的货币政策冲击持续性参数ρr为0.89，标准差σr为0.28；依据贾俊雪和郭庆旺（2012）[13]，财政政策冲击持续性参数ρg和标准差σg分别取值为0.699和0.036；技术冲击的持续性ρa与标准差σa分别取值为0.89和0.078，偏好冲击的持续性ρc与标准差σc分别为0.3和0.11；税收的累进性参数依据徐建炜等（2013）[6]自1997～2011年个税累进性的平均值将Φ其取值为0.45。具体的校准结果如表1。

（二）全样本分析

模型结构性参数校准过程中使用的个税累进性参数来源于1997～2011年的平均值，本文将这一样本区间看成是一个完整的样本，并在此基础上进行模型动态的全样本分析。不过，由于本文初始设定富有家户的工资收入水平高于贫困家户，这一设定相当与在第二部分动态新凯恩斯主义模型中加入了不等式约束：W■■？叟W■■。

图1表明，在本文的考察期内，消费呈现出先上升后下降的趋势，而投资和产出却呈现不断上升的趋势。这一结果与本文考察期内我国的现实情况基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投资拉动经济增长的政策使得我国投资不断增长，整体经济也一直保持高速增长的态势，因而投资与产出不断增长；但与之相对的是，居民消费在GDP中所占的比例却呈现不断下降的趋势。图1还表明富有家户与贫困家户税后收入差距在本文样本期内呈现不断扩大的趋势，这与近些年来我国的现实情况也是相符的，一个重要的表现就是我国基尼系数不断攀升。这一结论与徐建炜等（2013）[6]是一致的。因此，整体而言，在本文的考察期内，累进性个税并没有缩小富有家户与贫困家户之间的收入差距，相反这一差距扩大了。

（三）子样本反事实分析

全样本仿真的结果表明了自1997～2011年，累进性个税非但没有缩小我国收入差距，我国收入差距仍在不断扩大。那么，这是否意味着个税是无效的呢？我国政府在2006年和2011年两度提高个税起征点，进而提高了个税的累进性。主流经济学认为政策机制的变化会引起经济主体预期的改变，进而对整体经济产生影响。而命题一却是建立在假定个税累进性为出现变化的基础上，因而我们必须保持适度的谨慎。为了更好的体现个税累进性变化的效应，本文依据个税累进性变化的时间，将整体样本分为三个阶段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一个阶段的分析中均假定个税的累进性自此之后保持不变，进而可以比较政策机制变化与未变化的情形下富有家户与贫困家户收入差距的动态趋势。基于徐建炜等（2013）[6]的估算，1997～2005年我国个税的平均累进性约为0.369；2006～2010年我国个税的平均累进性约为0.438；2011～2012年我国个税累进性约为0.473。基于以上估算，本文考察三个不同的子样本时期相对收入差距的变化，结果显示在图1中。

图1表明，自1997年开始征收个税以来，尽管通过两次个税调整而提高了个税的累进性，但是无论在哪一个时期，个税对于均没有改善我国收入差距。相反，图1表明在三个子样本时期，尽管个税的累进性不断提高，但是我国收入差距仍旧在不断的扩大。结合全样本仿真的结论，本文认为个税及其累进性的提高并没有改善我国收入分配的差距。

由于子样本分析过程中假定每一阶段分析中个税的累进性在该阶段之后保持不变，因此图1还表明，如果个税累进性保持在1997～2005年的水平，我国收入差距会保持最高的水平；如果个税的累进性保持在自2006年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距随时间变化趋势为图1中2006～2010年对应的曲线；如果个税的累进性保持在2011年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距保持在最低的水平。这表明，尽管个税累进性的提高并没有改变我国收入差距不断扩大的趋势，但却缓和了我国收入差距扩大的程度。

另外，由图1还可以看出，自1997～2011年，随着个税累进性的提高，收入差距的波动性逐渐减小，这表明个税累进性的提高降低了经济变量的波动性。由于外生冲击引起产出等变量偏离其最优状态，进而引起社会福利损失。因而个税累进性的提高通过降低经济变量的波动性也在一定程度上降低了我国社会福利损失。

四、结论与对策建议

在一个包含财富异质性与个税的动态新凯恩斯主义模型中，本文考察了个税及其累进性的提高对于我国收入差距的动态效应。全样本仿真的结果表明，个税并没有改变我国收入差距扩大的趋势；而子样本反事实分析的结果却发现尽管个税及其累进性的提高没有扭转我国收入差距扩大趋势，但是却缓和了我国收入差距扩大的程度（见图2）。

那么为什么在发达国家行之有效的个税无法扭转我国收入差距扩大的趋势呢？一个重要的原因是个税的税收机制尚不完善，税收征缴能力有待进一步提高；更重要的是我国个税的平均税率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的数据显示OECD国家高收入者平均税率在30%左右，而高福利国家如瑞典、挪威与芬兰等则在55%左右；从个税与GDP的比值看，OECD国家与高福利国家这一比值均接近50%，而我国则不到5%。由于富有的阶层可以通过多种途径规避税负，使得我国个税已沦为工薪阶层税，约束了个税对于收入差距调节作用的发挥。因此，通过减税与提高个税起征点，进而降低低收入者的税收负担；同时完善税收征缴能力并提高高收入者税率，进而提高平均税率。与已有的采用单方程计量方法的研究不同，本文发现个税累进性的提高对于缓和收入差距扩大的程度是行之有效的，因此，进一步提高个税的累进性将是调节收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危机之后，这一做法在欧盟逐渐推行[14]，因而在具体的操作细节上我国可以借鉴欧盟的经验。

当然，由于个税无法扭转收入差距扩大的趋势，即仅依靠个税与个税机制改革无法改变我国收入差距扩大的事实，还需要其他的相关措施。但是通过在初次分配中增加劳动者收入的来缩小收入差距的做法可能难以实现。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）发现世界各国均存在劳动收入占比下降的趋势[15]，因此单独提高劳动收入占比可能导致制造业的转移；第二，劳动收入占比的上升意味着用工成本的增加，最直接的结果就是失业的增加，进而不利于社会稳定和经济的持续增长。因而应该将注意力集中于再分配领域，通过增加财政支出提高对失业者及其家庭、偏远地区贫困家庭以及城市低收入者的转移支付力度，按照十八届三中全会的要求建立更加公平与可持续性的社会保障制度，并且积极着手解决城市务工人员的社会福利问题，提高公共服务的供给能力和水平进而实现更加公平的社会公共服务。endprint

其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，边际成本：

m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk

三、校准与模型动态分析

（一）模型的校准

依据王君斌与王文甫（2010）[10]，设定消费风险偏好参数σ=1，名义价格刚性θ的取值为0.75，季度物质资本折旧率δ为0.04；依据Zhang（2009）使用中国数据估计的结果[11]，选取劳动规避参数φ=6.16，资本的产出弹性1-α=0.6，投资调整成本函数满足：S"=15.8。贴现因子β依据中国自2002～2012年季度物价上涨的幅度进行估算得到其取值为0.98；依据Mattesini和Rossi （2012）[8]，稳态时平均税率1-χ取值为0.3；为了分析的便利，本文设定两类家户的就业相同，即v=0.5，并且模型对于这一参数的设定并不敏感；两类家户的占比λ不妨取其为0.5，因为这一参数主要影响整体收入差距，如此设定可以排除这一参数对于收入差距的影响；货币政策参数Φp和Φy，采用石柱鲜等（2009）[12]估算的结果将二者取值为1.766和0.253，对应的货币政策冲击持续性参数ρr为0.89，标准差σr为0.28；依据贾俊雪和郭庆旺（2012）[13]，财政政策冲击持续性参数ρg和标准差σg分别取值为0.699和0.036；技术冲击的持续性ρa与标准差σa分别取值为0.89和0.078，偏好冲击的持续性ρc与标准差σc分别为0.3和0.11；税收的累进性参数依据徐建炜等（2013）[6]自1997～2011年个税累进性的平均值将Φ其取值为0.45。具体的校准结果如表1。

（二）全样本分析

模型结构性参数校准过程中使用的个税累进性参数来源于1997～2011年的平均值，本文将这一样本区间看成是一个完整的样本，并在此基础上进行模型动态的全样本分析。不过，由于本文初始设定富有家户的工资收入水平高于贫困家户，这一设定相当与在第二部分动态新凯恩斯主义模型中加入了不等式约束：W■■？叟W■■。

图1表明，在本文的考察期内，消费呈现出先上升后下降的趋势，而投资和产出却呈现不断上升的趋势。这一结果与本文考察期内我国的现实情况基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投资拉动经济增长的政策使得我国投资不断增长，整体经济也一直保持高速增长的态势，因而投资与产出不断增长；但与之相对的是，居民消费在GDP中所占的比例却呈现不断下降的趋势。图1还表明富有家户与贫困家户税后收入差距在本文样本期内呈现不断扩大的趋势，这与近些年来我国的现实情况也是相符的，一个重要的表现就是我国基尼系数不断攀升。这一结论与徐建炜等（2013）[6]是一致的。因此，整体而言，在本文的考察期内，累进性个税并没有缩小富有家户与贫困家户之间的收入差距，相反这一差距扩大了。

（三）子样本反事实分析

全样本仿真的结果表明了自1997～2011年，累进性个税非但没有缩小我国收入差距，我国收入差距仍在不断扩大。那么，这是否意味着个税是无效的呢？我国政府在2006年和2011年两度提高个税起征点，进而提高了个税的累进性。主流经济学认为政策机制的变化会引起经济主体预期的改变，进而对整体经济产生影响。而命题一却是建立在假定个税累进性为出现变化的基础上，因而我们必须保持适度的谨慎。为了更好的体现个税累进性变化的效应，本文依据个税累进性变化的时间，将整体样本分为三个阶段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一个阶段的分析中均假定个税的累进性自此之后保持不变，进而可以比较政策机制变化与未变化的情形下富有家户与贫困家户收入差距的动态趋势。基于徐建炜等（2013）[6]的估算，1997～2005年我国个税的平均累进性约为0.369；2006～2010年我国个税的平均累进性约为0.438；2011～2012年我国个税累进性约为0.473。基于以上估算，本文考察三个不同的子样本时期相对收入差距的变化，结果显示在图1中。

图1表明，自1997年开始征收个税以来，尽管通过两次个税调整而提高了个税的累进性，但是无论在哪一个时期，个税对于均没有改善我国收入差距。相反，图1表明在三个子样本时期，尽管个税的累进性不断提高，但是我国收入差距仍旧在不断的扩大。结合全样本仿真的结论，本文认为个税及其累进性的提高并没有改善我国收入分配的差距。

由于子样本分析过程中假定每一阶段分析中个税的累进性在该阶段之后保持不变，因此图1还表明，如果个税累进性保持在1997～2005年的水平，我国收入差距会保持最高的水平；如果个税的累进性保持在自2006年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距随时间变化趋势为图1中2006～2010年对应的曲线；如果个税的累进性保持在2011年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距保持在最低的水平。这表明，尽管个税累进性的提高并没有改变我国收入差距不断扩大的趋势，但却缓和了我国收入差距扩大的程度。

另外，由图1还可以看出，自1997～2011年，随着个税累进性的提高，收入差距的波动性逐渐减小，这表明个税累进性的提高降低了经济变量的波动性。由于外生冲击引起产出等变量偏离其最优状态，进而引起社会福利损失。因而个税累进性的提高通过降低经济变量的波动性也在一定程度上降低了我国社会福利损失。

四、结论与对策建议

在一个包含财富异质性与个税的动态新凯恩斯主义模型中，本文考察了个税及其累进性的提高对于我国收入差距的动态效应。全样本仿真的结果表明，个税并没有改变我国收入差距扩大的趋势；而子样本反事实分析的结果却发现尽管个税及其累进性的提高没有扭转我国收入差距扩大趋势，但是却缓和了我国收入差距扩大的程度（见图2）。

那么为什么在发达国家行之有效的个税无法扭转我国收入差距扩大的趋势呢？一个重要的原因是个税的税收机制尚不完善，税收征缴能力有待进一步提高；更重要的是我国个税的平均税率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的数据显示OECD国家高收入者平均税率在30%左右，而高福利国家如瑞典、挪威与芬兰等则在55%左右；从个税与GDP的比值看，OECD国家与高福利国家这一比值均接近50%，而我国则不到5%。由于富有的阶层可以通过多种途径规避税负，使得我国个税已沦为工薪阶层税，约束了个税对于收入差距调节作用的发挥。因此，通过减税与提高个税起征点，进而降低低收入者的税收负担；同时完善税收征缴能力并提高高收入者税率，进而提高平均税率。与已有的采用单方程计量方法的研究不同，本文发现个税累进性的提高对于缓和收入差距扩大的程度是行之有效的，因此，进一步提高个税的累进性将是调节收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危机之后，这一做法在欧盟逐渐推行[14]，因而在具体的操作细节上我国可以借鉴欧盟的经验。

当然，由于个税无法扭转收入差距扩大的趋势，即仅依靠个税与个税机制改革无法改变我国收入差距扩大的事实，还需要其他的相关措施。但是通过在初次分配中增加劳动者收入的来缩小收入差距的做法可能难以实现。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）发现世界各国均存在劳动收入占比下降的趋势[15]，因此单独提高劳动收入占比可能导致制造业的转移；第二，劳动收入占比的上升意味着用工成本的增加，最直接的结果就是失业的增加，进而不利于社会稳定和经济的持续增长。因而应该将注意力集中于再分配领域，通过增加财政支出提高对失业者及其家庭、偏远地区贫困家庭以及城市低收入者的转移支付力度，按照十八届三中全会的要求建立更加公平与可持续性的社会保障制度，并且积极着手解决城市务工人员的社会福利问题，提高公共服务的供给能力和水平进而实现更加公平的社会公共服务。endprint