税收和转移支付对收入再分配的贡献_解垩.pdf
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1、税收和转移支付对收入再分配的贡献*解垩内容提要: 基于 2013 年中国健康与养老追踪调查( China Health and etirementLongitudinal Study,CHALS) 的追踪数据, 本文分析了个人所得税( 含社保缴费) 、 公共转移支付对再分配效应中的垂直效应、 经典水平不平等效应及再排序效应的贡献。此外, 文章还研究了转移支付的反贫困效率。结果显示: 养老金划入政府转移支付时, 城市、 农村收入不平等下降的程度比养老金划入市场收入时更大, 农村财政前、 财政后收入不平等程度均高于城市。养老金归入市场收入情况下, 转移支付中再分配效应最大的贡献因子是低保。养老金划
2、入公共转移支付时, 转移支付中再分配效应最大的贡献因子是养老金。中国 90%以上的再分配效应是通过公共转移支付来实现的, 税收和社会保障缴费在再分配中的作用不到 10%。从政府转移支付的各种类看, 特困户救助、 五保户补助、 低保等类型的政府转移支付对贫困的瞄准较好, 其减贫效率相对较高, 溢出效应相对较小。把养老金划入公共转移支付进行敏感性分析时发现养老金反贫困的溢出效应最大, 养老金制度在反贫困方面还有待优化。关键词: 税收和转移支付再分配效应分解贫困*解垩, 山东大学经济学院, 邮政编码: 250199, 电子信箱: sdcyxe sina com。本研究得到国家社科基金重大专项( 18
3、VSJ071) 、 国家自然科学基金( 71673167, 71774027) 的资助。作者感谢匿名审稿人的宝贵意见, 文责自负。一、引言税收 收益系统( 或税收 转移支付系统) 与收入再分配之间的关系研究一直是学者们比较感兴趣的研究主题( Hicks Swank, 1984;Myles, 1984) 。该领域中政府角色被认为在收入不平等及贫困变动中起到较为重要的作用, 这会引出如下更深层次的问题, 税收、 转移支付在再分配效应中的贡献是什么?转移支付的反贫困效率如何?平等主义者认为市场分配是不平等的, 从而支持政府的收入再分配政策。相反, 反平等主义者则认为收入的市场分配是平等的, 他们反对
4、政府干预。平等作为实证概念主要回答收入如何分配的问题, 公平作为一个规范概念则回答收入应该如何分配, 公平具有道德、 伦理的特征。绝大多数的公平概念都允许分配中有一定程度的不平等存在, 然而其中存在一个重要问题, 公平分配的含义是什么呢?公平的基本观念与以下两个问题有关: 其一, 谁支付最高的税?其二, 谁接受到最多的收益( 公共转移支付) ?本文中的收入分配趋好过程反映了平等取向提高的过程, 意味着不同收入水平家庭之间的收入差距的缩小。税收 收益系统减少收入不平等称为再分配效应, 该效应为税收 收益前( 或称财政前) 收入不平等与税收 收益后( 或称财政后) 收入不平等之差。通常而言,再分配
5、过程中有两个相反 “力量” 垂直平等和水平不平等( Cok et al, 2013) , 垂直平等是通过较富裕和较贫穷家庭( 个体) 之间不平等的减少来达到, 水平不平等是由比较富裕的家庭( 个体) 之间不平等扩大导致。基于此, 再分配分解框架一般也由两部分组成: 垂直平等和水平不平等。由于机制不同, 税收 收益工具在整个税收 收益系统中对垂直平等、 水平不平等的影响会有所不同。在国外实践中的两种补助: 一种是经过收入调查的补助, 它往往关注最贫困的个体或家611解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献庭; 另一种是不经过收入调查的补助, 其不考虑接受者的收入。可以预期经过收入调查的补助对垂直
6、平等的贡献会大于不经过收入调查的补助的贡献, 不经过收入调查的补助可能对水平不平等的贡献大一些。再比如社保缴费通常与税基成比例, 高收入者的个人所得税税负相对较高, 社保缴费的提高可能也会使不平等下降, 这是由于社保缴费者往往是雇佣人群, 他们的收入比不缴纳社保的非活动人员的收入高。已有研究就如何测定每一种财政工具对垂直、 水平效应的贡献进行了大量探索, 这些测度研究可分为两类: 第一, 只聚焦于单一的垂直效应( Ervik, 1998; Zaidi, 2009; Lambert, 1985; ao, 1969;Lerman Yitzhaki, 1985) 或单一的水平效应贡献( Duclos
7、, 1993) 。第二, 同时分析财政工具对垂直效应和水平效应的贡献( Hungerford, 2010) 。在再分配效应分解中比较著名的方法是 Kakwani( 1984) 模型, 该模型把再分配效应分解为垂直效应和再排序效应, 其中, 再排序效应为财政后( 比如, 一项针对个人的强制支出) 引起收入排序变化而导致的不公平程度。将再分配效应分解为垂直效应、 经典水平不平等效应、 再排序效应的 DJA 模型( Duclos et al, 2003) 在一定的参数下与Kakwani 方法等价。Urban( 2012, 2013, 2014) 结合 Kakwani( 1984) 方法以及 Lerm
8、an Yitzhaki( 1985) 的不同收入来源贡献法, 测定了税收 收益( 转移支付) 工具对垂直效应、 经典的水平不平等效应和再排序效应的贡献。除了上述理论测度外, 国内外学者还进行了再分配的实证研究, Wagstaff et al ( 1999) 把 12 个OECD 国家个人所得税的再分配效应分解为平均率效应、 累进效应、 水平平等效应及再排序效应四个部分。Kim Lambert( 2009) 分析了美国税收和福利支出的再分配效应。Nicolas Francisco( 2014) 分析了澳大利亚的税收 收益系统的再分配效应, 发现税收 收益系统的再分配效应比较有限。国内相关文献更多
9、集中于个人所得税的再分配效应研究。岳希明等( 2012) 认为 2011 年的个人所得税改革弱化了本来就十分微弱的个人所得税的收入分配效应。徐建炜等( 2013) 指出个税政策调节收入分配的作用有限。刘柏惠和寇恩惠( 2014) 发现政府净转移收支改善了城镇居民逐渐增加的市场收入不平等, 且改善程度随时间推移逐渐增大。汪昊和娄峰( 2017) 基于可计算一般均衡( CGE) 分析了中国财政再分配的效应, 结果表明, 我国的财政再分配从整体上对收入分配为逆向调节, 财政再分配导致全国基尼系数上升 2%。解垩( 2017) 假设增加的公共转移支付有直接税和间接税两种筹资方式, 利用微观模拟与可计算
10、一般均衡模型, 研究了公共转移支付增加对收入不平等和贫困的效应。与该研究不同, 本文把公共转移支付细分为低保、 失业补助等不同种类,并把个人所得税和社保缴费纳入同一框架来分析这些因素对垂直效应、 经典水平不平等效应及再排序效应的影响。另外, 本文在各种转移支付反贫困垂直支出效率、 减贫效率、 贫困距效率等方面也作出了一些贡献。本文结构安排如下, 第二部分为方法与数据介绍, 第三部分是实证分析, 第四部分为敏感性分析与国际比较, 最后是简短的结论。二、方法与数据( 一) 不平等与再分配本小节分析的起点为财政引致的收入变化, 即财政后收入( N) 等于财政前收入( X) 减去税收( T) 再加上转
11、移支付收入( B) :N = X T + B( 1)如果 表示再分配效应, IX、 IN 分别表示财政前、 财政后收入不平等, 那么, = IX IN。Duclos et al ( 2003) 分解计算中, 不平等指数由如下的 Atkinson- Gini 社会福利函数得到:7112018 年第 8 期W( X, , )=10U( X( p) , ) , ( p, ) dp( 2)其中, 代表伦理参数( 也称为相对风险规避参数) , 它是 Atkinsons( 1970) 效用函数 U( X( p) , )=( X( p) )1 /( 1 ) 中的组成部分, 1, p 代表财政前收入分布的分位
12、数, X( p) 代表在 p 分位的收入; =0 时, 边际效用函数为常数, 表明穷人和富人增加同样的收入会带来相同的社会福利影响; 0时, 代表增加穷人的收入比增加富人的收入会带来更大的社会福利增进。 数值越高, 代表社会边际效用下降的越快。 代表另一个伦理参数( 也称排序不平等规避参数) , 它是 Donaldson Weymark( 1980) 、 Yitzhakis( 1983) S 基尼系数排序的权重 ( p, )= ( 1 p) 1中的组成部分, 越大, 代表对平等的关注越大, ( p, ) 下降越快。所以, 值越高, 社会决策者在给个体赋予伦理或道德的权重时对排序的差异就越敏感(
13、 Duclos,2006) 。Duclos et al ( 2003) 、 Urban( 2008) 模型的再分配效应分解如下:( E)= V H = IX INE INP INE IN INP( 3)垂直效应 V = IX INE, 代表潜在的再分配效应, 或者说在水平平等系统成立条件下, 不平等减少所能达到的程度。潜在的与实际的再分配效应差异可分为两个部分, 其一为经典的水平不平等效应 H = INP INE, 这个效应衡量违背经典水平平等原则( 即相同条件的人应该同等对待) 下的水平不平等; 其二为再排序效应 = IN INP, 这个效应评估违背无再排序效应原则( 财政过程不应该改变财政
14、前、 财政后收入的个体排序) 条件下的水平不平等。Kakwani( 1984) 把再分配效应分解为垂直效应和再排序效应的差值。Cok et al ( 2013) 又把Kakwani( 1984) 效应分解成 S 基尼系数形式:= V = ( GX DN; X) ( GN DN; X)( 4)Urban( 2013, 2014) 分解了 V、 及 的边际变化, 并把税收、 转移支付的边际贡献率用下式表示:GX DN; X= ( DT; X DN; X)+ ( DN; X DB; X)( 5)( GN DN; X)+ ( GX DX; N)= ( DT; X DT; N)+ ( GN DN; X)
15、 + ( DB; N DB; X) ( GN DN; X) ( 6)DX; N GN= ( DT; N GN)+ ( GN DB; N)( 7)其中, 与 是税收、 转移支付占财政前收入的比例, DT; X与 DB; X( DT; N与 DB; N) 是税收、 转移支付对财政前( 财政后) 收入排序的 S 基尼系数, DX; N是财政前收入对财政后收入排序的 S 基尼系数,( 5) 式、 ( 6) 式、 ( 7) 式的贡献率以财政后的边际变化进行评估。另外, ( 6) 式和( 7) 式反映再排序及再分配在边际上的变化, 并非它们总值( 、 ) 的变化。( 二) 转移支付减少贫困的效率Becke
16、rman Wilfred( 1979) 提出了基于贫困的效率指数, 包括垂直支出效率、 减贫效率及溢出指数, Immervoll et al ( 2009) 在此基础上又增加了贫困距效率。各效率指数的计算如下:垂直支出效率 = i| yni zi( ydi yni)ii( ydi yni)溢出指数 = i| yni zydii( ydi z) i| yni zi( ydi yni)减贫效率 = i| ydi zi( ydi yni)+ i| yni zydii( z yni)ii( ydi yni)811解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献贫困距效率 = i| ydi zi( ydi yn
17、i)+ i| yni zydii( z yni) i| yni zi( z yni)其中, i代表第 i 个观测值的样本权重, yni代表第 i 个家庭的人均净市场收入( 财政前收入减去个人所得税和社会保障缴费) , ydi代表第 i 个家庭的人均可支配收入( 净市场收入加上转移支付收入) , z 为贫困线。垂直支出效率指的是转移支付前为贫困的家庭从财政支出中得到的收益份额;减贫效率指通过财政支出使得贫困家庭减少其与贫困线的距离的程度, 这种距离减少没有超调; 溢出指数指财政支出相对于严格达到贫困线所需支出的多余部分; 贫困距效率指通过转移支付使得贫困距缩小的效率。四种指数参见图 1。图 1减
18、贫效率指数注: 来源于 Beckerman( 1979) 。图1 中, 总的转移支付为 A +B + C, 转移支付的净市场收入贫困为 A + B, 净市场收入贫困距为A +D, 可支配收入贫困距为 D。那么, 垂直支出效率 =( A +B) /( A + B + C) ; 溢出指数 = B/( A + B) ;减贫效率 = A/( A + B + C) ; 贫困距效率 = A/( A + D) 。Lustig et al ( 2013) 在家庭层面定义了财政的贫困及不平等效率指数, 指的是转移支付的再分配效应或转移支付对贫困的影响再除以转移支付的相对数量。比如, 对公共转移支付而言, 效率指
19、数是净市场收入与可支配收入的基尼系数( 或者贫困人头率) 之差, 然后再除以根据微观调查得到的总转移支付占全部可支配收入之比。( 三) 数据本文数据来源于中国健康与养老追踪调查( China Health and etirement Longitudinal Study,CHALS) 2013 年的全国追踪调查数据。CHALS 采用了多阶段抽样, 在县/区和村居抽样阶段采取 PPS 抽样方法。问卷内容包括: 个人基本信息、 家庭结构和经济支持、 健康状况、 体格测量、 医疗服务利用和医疗保险、 工作, 退休和养老金、 收入、 消费、 资产, 以及社区基本情况等。文章首先将收入分为财政前收入和财
20、政后收入, 均指家庭人均收入。删除了关键变量缺失的家庭样本后, 样本容量为 9441 个。另外, 本文还根据养老金的不同归属做了基准性和敏感性分析。在基准性分析中我们把养9112018 年第 8 期本文的分析单位为家庭, 家庭成员的出生年龄分布为 19002013 年, 能反映一部分中国税收和转移支付系统的再分配效应。调查对家庭中大于 45 岁的主要受访者及配偶的个人所得税和社保缴费分开询问, 对家庭其他成员的个人所得税及社保缴费则合在一起询问, 因此在本文中并没有将个人所得税和社保缴费分开研究。对现收现付型养老金的归属, 不同学者之间存在争议, 比如, Breceda et al ( 200
21、8) 认为养老金应该归入市场收入, 原因在于它是延迟的收入。而 Lindert et al ( 2006) 、 Goi et al ( 2011) 认为当养老金系统得到政府的大量补助时, 应该归入公共转移支付。老金作为市场收入的一部分, 而在敏感性分析中则把养老金作为政府公共转移支付的一部分。财政前( 市场) 收入包括家庭农业收入( 家庭生产的农林产品, 包括所有卖出去的和家庭消费的, 减去种子、 化肥、 农药等投入) 、 家庭畜牧和水产品收入( 家庭畜牧和水产品总收入减去相应投入) 、 家庭个体经营和私营企业净收入、 家庭工资性收入、 利息收入、 社会捐助收入、 房租收入、 出租土地和其他家
22、庭资产得到的收入、 征地和拆迁补偿、 养老金收入、 离婚后的赡养费和子女抚养费等其他收入。财政后收入指市场( 财政前) 收入减去家庭的个人所得税和社保缴费后再加上公共转移支付收入。表 1 报告了家庭年人均公共转移支付、 个人所得税和社保缴费的描述情况。表 1均值描述单位: 元均值标准差最小值最大值养老金1558. 115053. 7670148200失业补助3. 07697. 17204000无保障老人补助2. 8356. 02202200工伤补助1. 973. 05505200独生子女补助4. 17162. 93203533. 33医疗救助2. 48263. 55704000个体其他补助34
23、. 45321. 57013640低保63. 84292. 1604800退耕还林15. 94150. 3906666. 667农业补助83. 37238. 3207000五保户补助7. 117108. 9202760特困户补助3. 56260. 11301666. 667工伤人员亲属补助0. 98139. 44602010灾难补助1. 9475. 8505333. 33家庭其他补助18. 52275. 28016500税和社保缴费395. 31299. 4030600三、实证分析( 一) 再分配表 2 汇报了分解结果, 上半部分是不平等指数和不同伦理参数的组合情况, 下半部分是利用Kakwa
24、ni( 1984) 方法及 Duclos et al ( 2003) 方法估计的垂直效应、 经典的水平效应及再排序效应。在 =2, =0 情况下, 能得到标准的基尼系数。如 Kakwani( 1984) 模型所揭示的那样, 在这种极端情况下, 经典水平不平等项基本为零。最后一个景象是 = 1, = 0. 5, 这与 Duclos et al( 2000) 模型相合。该极端情况下, 再排序效应基本为零。处于这两个极端的中间状况则显示了再排序效应和经典的水平不平等效应的大小。021解垩: 税收和转移支付对收入再分配的贡献CHALS 调查中的公共转移支付由家庭和个人得到的公共转移支付两部分组成。其中
25、对家庭的公共转移支付包括低保、 退耕还林补助、 农业补助、 五保户补助、 特困户补助、 工伤人员亲属补助、 重大灾难补助、 给家庭的其他补助。对个人的公共转移支付包括失业补助、 无保障老人补助、 工伤补助、 独生子女老年补助、 医疗救助、 给个人的其他补助。表 2收入不平等、 再分配效应及其分解 =2, =0 =2, =0. 5全部样本城市样本农村样本全部样本城市样本农村样本值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)值占财政前不平等( %)IX0. 53421000. 48461000. 53841000. 6411
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