税制结构、税收价格与居民的再分配需求，本文主要内容关键词为：税制论文,税收论文,居民论文,需求论文,结构论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812 文献标识码：A 文章编号：1002-8102(2015)11-0027-13 一、引言 早期的经济学研究均假设信息是完全的，关于税收领域的研究也不例外(Mirrless，1971；Borcherding和Deacon，1972；Bergstrom和Goodman，1973；Atkinson和Stiglitz，1976)。然而，在公共决策和选择过程中，由于信息不完全和认知能力的有限性，现实生活中的个体并不能完全察觉和理解相关税收及其价格，往往低估和误解税收价格(Fujii和Hawley，1988；Bartolome，1995；Congdon，Kling和Mullainathan，2009)。造成居民低估(误解)税收价格的因素很多，税制结构是备受关注的主要因素之一。事实上，早在1848年，Mill(穆勒)就指出，与直接税相比，间接税的可见性较低，不易被纳税人察觉，为此，间接税的税收价格会被低估。但直到Buchanan(1960)、Oates(1979)等学者对“财政幻觉”(Fiscal Illusion)系统研究以来，税制结构对政府再分配规模的效应才引起了学者们的广泛关注。我们都知道，自分税制改革以来，我国的税收体系事实上一直以间接税为主体，那么，这种税制结构的财政幻觉效应是否存在？鉴于理想的再分配政策需要满足社会成员的再分配需求，本文试图通过考察城市税制结构与城市居民再分配需求的关系，从微观层面检验税制结构的财政幻觉效应。 近几年来，从我国民众对“税收痛苦指数”的讨论，到对“馒头税”、“月饼税”、房产“加名税”等的争论，某种程度上折射出公众的“税感焦虑”(周人杰，2011)。这一方面反映出公民“纳税人意识”的增强，也体现了公众在税收问题上对知情权、参与权、表达权和监督权的强烈渴望。另一方面也表明我国税收具有较强的隐蔽性，民众对于诸如隐含在馒头中的税收价格毫不知情。而这些均与我国以间接税为主体的税制结构紧密相关。因为间接税的最大问题就是隐蔽了纳税人的税收负担，造成纳税人不关心税收的使用，无意识承担必要的监督政府和社会责任，即间接税麻痹了纳税人(梁发芾，2011；李永友，2014)。此外，税制结构还关乎税收文明，鉴于中国已经成长为世界第二大经济体，鉴于今天的中国已经同整个世界深度交织在一起，包括税收文明在内的人类社会文明程度的提升，应当也必须成为我们所致力追求的重要目标(高培勇，2013)。尽管我国税制结构的相关效应问题已经引起了大众媒体的广泛关注，但相关的规范学术研究明显不足。党的十八届三中全会将财政提升到“国家治理的基础和重要支柱”战略高度，并明确指出，要完善税收制度，优化税制结构，逐步提高直接税比重。基于这一重大现实背景，本文以财政幻觉效应作为理论机制，对我国税制结构与居民再分配需求的关系进行实证剖析，以期为我国新一轮财税体制改革提供一定的经验证据，推动建立与国家治理现代化相匹配的科学财税体制。 二、研究假说与计量模型 (一)研究假说 财政幻觉主要指财政收支过程的混沌性导致纳税人对税收负担产生错觉，只看到政府公共服务所带来的好处，却忽略了自己为此付出的代价，由此低估了公共产品的价格(税收)，错误地认为在税收负担较轻的条件下可以扩大公共服务，从而对公共产品的需求增加(张铭洪、罗振华，2002；张序、劳承玉，2013)。财政幻觉不仅与政府财政收入是否来自于税收有关，而且与税制结构显著相关。早在1848年，Mill(穆勒)就在其著作《政治经济学原理》中指出，与直接税相比，间接税的可见性较低，不易被纳税人察觉，为此，间接税的税收价格会被低估，即所谓的“税收低估”现象。类似的，马克思也于19世纪60年代在《临时中央委员会就若干问题给代表的指示》一文中谈到税制结构的问题，他指出，间接税使每个个人都不知道他向国家究竟缴纳了多少税收，而直接税则什么也隐瞒不了，它是公开征收的，甚至最无知的人也能一目了然。 国内外学者也对税制结构的财政幻觉效应进行了一定的实证检验。Wagner(1976)利用美国城市样本数据，实证研究发现，税收结构的复杂性显著影响纳税人对政府支出成本的察觉程度，纳税人对政府支出成本的察觉程度进而显著影响政府规模。Misiolek和Elder(1988)研究也认为，纳税人对政府支出成本的低估会导致政府规模的膨胀，而这种低估与政府筹集税收的方式紧密相关，政府支出的真实成本会因为税制结构而变得模糊。类似的，利用英国的时间序列数据，Gemmell，Morrissey和Pinar(1999)研究指出，“不可见”(Invisible)税收比重与政府支出规模显著正相关。进一步地，Gemmell等(2003)利用英国微观调查数据，研究发现，居民对所得税和增值税均存在误解，居民的再分配需求受到真实税收成本、收入水平和其他家庭特征属性的显著影响。Sausgruber和Tyran(2005)则利用实验研究，对穆勒假说进行了直接检验；研究证实，与直接税相比，间接税的税收价格和负担确实被低估了，而且这种税收低估导致了过度的再分配。在国内，关于税制结构的财政幻觉效应相关研究较为有限。其中，刘金全等(2004)从预期幻觉与赤字幻觉角度，对我国的财政幻觉进行了一定研究；误差修正模型的估计结果表明，我国财政支出受到了一定程度的财政幻觉影响。类似的，文娟、沈映春(2008)利用中国1978-2004年的数据，采用邹氏转折点检验、协整分析和误差修正模型，对财政幻觉与政府规模增长的关系进行实证检验；结果显示，财政幻觉是中国政府规模增长的原因之一，其中预期幻觉对政府规模具有显著的正向影响，但赤字幻觉对政府规模的影响不显著。不难看出，他们的研究均未从税制结构视角对财政幻觉进行阐述。目前仅有孙琳、汤蛟伶(2010)从公共选择理论的角度来分析由税制结构导致的财政幻觉所起的作用，解释财政幻觉是通过何种途径影响到政府规模的变化；实证结果显示，由税制结构的复杂性导致的财政幻觉对政府规模的确有一定程度的影响。然而，该研究利用的是1978-2006年的时间序列数据，样本量较少，结论的可靠性有待进一步检验。此外，严格意义上说，该文研究的是税制复杂性，而非间接税税制结构，对政府规模的影响。 在中国，间接税与直接税收入之比大约为70∶30，这意味着中国税收收入的绝大部分可以作为价格的构成要素而嵌入各种商品和要素之中，而大约只有6％的税收来源于自然人缴纳(高培勇，2015)。而间接税具有税负转嫁性，税收的实际担负人为最终的消费者，但由于相关负担额“隐藏”于商品价格之中，从而不易被察觉，实际纳税人不能看清或算清税负程度，在某些情形下甚至不知道税收的存在性。如果税制结构确实能够通过对税收价格的察觉程度影响居民的再分配需求，那么在中国这样的税制环境下，税制结构的财政幻觉效应可能更为突出。鉴于理想的再分配政策需要满足社会成员的再分配需求，基于上述分析，我们提出本文的研究假说：以间接税为主体的税制结构造成纳税人低估税收价格，从而增加居民对再分配的需求，地区的间接税比例越高，居民的再分配需求越高。 (二)实证方法与计量模型 本文的被解释变量为被调查者的再分配需求(DFR)，是取值范围为1—5的有序离散变量。令DFR*=βX+μ，对于每一个有序变量取值的概率可以表示为：
其中，k表示割点(cutpoints)。 为了分析税制结构对居民再分配需求的影响效果与程度，根据本文上述的理论分析，并借鉴Gemmell等(2003)、Rehm(2009)、J
ger(2013)等国外学者的相关研究，本文构建如下具体的Ordered Probit计量模型：
其中下标i与j表示居住在城市j中的个体i，被解释变量
是衡量居民再分配需求的指标，解释变量
是衡量税制结构的指标，
是影响居民再分配需求的其他城市特征变量矩阵，
是影响居民再分配需求的个体特征变量矩阵，
表示随机干扰项。对于上述模型，只要随机干扰项与解释变量之间不相关，那么采用极大似然法估计(Maximum Likelihood)出来的参数就是一致估计量。 三、实证分析与讨论 (一)数据来源与说明 为了分析税制结构是否显著影响了居民的再分配需求，本文结合使用了城市数据与微观调查数据。其中，本文的微观调查数据来源于中国人民大学社会学系和香港科技大学社会调查中心合作的中国综合社会调查项目(China General Social Survey，简称CGSS)。①中国综合社会调查是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。本文所使用的是CGSS2010数据，该数据涵盖了所有省级行政单位的86个地级市，既包括诸如北京、沈阳、深圳等直辖市、省会城市、计划单列市，也包括诸如鹰潭、喀什、大理等中西部非省会城市和少数民族聚居城市，样本具有较强的代表性和权威性。此次调查数据总量为11392个样本，涵盖了大量个人层面的社会人口属性、社会态度相关信息，使我们能够在控制个体特征的基础上，识别宏观变量对居民再分配需求的影响。需要说明的是，对于北京、天津、上海、重庆等四个直辖市，考虑到对于各类生产要素来说，其在城市内部的流动是相对自由的，因此，将分析限定为区一级并不合适，为此，本文将直辖市看作一个整体，这也与李磊等(2011)研究保持一致。城市层面的宏观数据主要来自2010年的《中国区域经济统计年鉴》、《中国城市统计年鉴》、《国民经济与社会发展统计公报》。需要特别说明的是，65岁以上人口比例数据来自2010年第六次全国人口普查主要数据公报。
注：(1)婚姻状况：已婚包括已婚、同居，未婚包括未婚、分居但未离婚、离婚、丧偶。(2)政治面貌：其他主要包括共产党员、民主党派、共青团员。(3)户口状况：其他主要包括非农业户口、蓝印户口、居民户口、军籍、没有户口。(4)教育程度：以没有受过任何教育为基准，初等教育包括私塾、小学、初中；中等教育包括职业高中、普通高中、中专、技校；高等教育包括大学专科及其以上。(5)所属区域：根据世界银行(2006)的标准进行划分，东北地区包括黑龙江、吉林、辽宁；环渤海地区包括北京、天津、河北、山东；东南地区包括江苏、上海、浙江、福建、广东；中部地区包括河南、安徽、湖南、湖北、江西；西北地区包括山西、陕西、内蒙古、宁夏、青海、新疆、甘肃、西藏；西南地区包括云南、贵州、广西、四川、重庆、海南。 (二)变量定义与描述 本文的被解释变量为居民的再分配需求(Demand for Redistribution，简称DFR)，②用以度量居民对再分配的支持程度和倾向程度。借鉴Ravallion和Lokshin(2000)、Fong(2001)、Finseraas(2009)、
(2013)等相关研究，本文采用对问卷“您是否同意下列说法：为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的回答来度量居民的再分配需求。③问卷要求被调查者在数字1到5之间进行选择，1、2、3、4、5分别表示完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意、比较同意、完全同意。因此，数值越大，表示再分配需求越高，对再分配的支持程度和倾向程度越高。从表2的描述性统计信息可以发现，居民再分配需求的均值约为3.5。这就表明，整体而言，我国居民对再分配的需求程度较高。 本文主要关注的核心解释变量为税制结构。与个人所得税等直接税相比，由于间接税被嵌入了商品的价格之中，具有较强的隐蔽性，纳税人容易低估和误解间接税的税收价格(Mill，1848；Misiolek和Elder，1988；Gemmell等，2003；Sausgruber和Tyran，2005；李心源，2011；高培勇，2014)。借鉴王乔和汪柱旺(2008)、严成樑和龚六堂(2009)、刘华等(2012)等相关研究，并考虑数据的可获得性问题，本文以城市层面的间接税占税收收入的比重度量税制结构，④间接税比重越高，意味着居民低估税收价格的程度越高。根据表2的描述性统计信息可以看出，整体而言，间接税在各城市税收收入中占据主导地位，增值税和营业税在城市税收中的比重平均为50％左右，但与此同时，税制结构在不同城市间存在显著差异，最小的仅为26％左右，而最高的却达到72％。为此，我们有理由相信，城市间的税制结构差异将直接导致各城市居民对税收价格的感知差异。若城市的税制结构会通过影响居民对税收价格的察觉而影响其再分配需求，则我们预期二者的关系显著相关。
借鉴国内外相关研究(Cameron，1978；Fong，2001；Gemmell等，2003；Alesina和Angeletos，2005；Sausgruber和Tyran，2005；Finseraas，2009；
，2013；马明德、陈福平，2010；潘春阳、何立新，2011；徐建斌、刘华，2014)，为减轻因遗漏关键变量而导致的估计偏差，本文进一步控制了其他可能影响居民再分配需求的城市特征变量和个体特征变量。其中，加入社保支出变量，主要是为了控制财政支出结构对居民再分配需求的影响；加入收入差距变量，主要是为了控制城市收入不平等状况对居民再分配需求的影响；加入失业率、城镇化率和人均GDP变量，主要是为了控制城市经济发展状况对居民再分配需求的影响；加入老龄化率、人口密度变量，主要是为了控制城市人口结构与规模对居民再分配需求的影响；加入贸易开放度变量，主要是为了控制对外贸易对居民再分配需求的影响；而加入性别、年龄、教育等变量，主要是为了控制社会人口属性特征对居民再分配需求的影响；加入收入水平则是为了控制社会经济地位对居民再分配需求的影响；加入社会公平认知变量，主要是为了控制经济利益之外的公平认知对居民再分配需求的影响。具体变量定义与描述性统计分别由表1和表2给出。除此之外，本文还在估计方程中控制了省会虚拟变量和地区虚拟变量。 在统计回归前，本文对税制结构与居民再分配需求的关系进行了初步考察。从图1的关系散点图可以比较清楚地看出，在不控制其他变量的情况下，税制结构与居民的再分配需求呈现出正向相关的关系。当然，散点图分析是在未控制其他变量情况下的简单分析，并不能揭示出变量间的真实关系，本文将在后文部分通过计量分析来检验和揭示它们之间的具体相关关系。
图1 税制结构与居民再分配需求的关系散点图 (三)估计结果与分析 利用前文设定的计量模型，借助STATA统计软件，本文对全样本进行了估计，回归结果分别由表3的模型(1)—(4)列给出。其中，模型(1)是仅仅控制了个体特征变量的回归结果，回归结果显示，税制结构的回归系数显著为正，表明城市层面的税制结构对居民的再分配需求具有显著的影响。模型(2)是在模型(1)的基础上进一步控制财政支出结构，即社保和就业支出比例变量的回归结果；模型(3)则是进一步控制其他城市特征变量的回归结果；模型(4)是进一步控制省会变量和地区变量的回归结果。回归结果表明，在控制相关变量之后，尽管税制结构变量的回归系数和显著性均有所降低，但依然能够在5％的水平上显著，而且回归系数符号未发生任何变化，这就证实了相关结果的稳健性。下文主要以模型(4)为例，对回归结果进行解释和讨论。 首先，回归结果显示，税制结构对居民的再分配需求具有显著的影响。具体而言，城市的间接税比例越高，居民的再分配需求越高。这其中的作用机制可能如下：与个人所得税等直接税相比，以增值税和营业税为主体的间接税被嵌入了商品的价格之中，具有较强的隐蔽性，从而导致纳税人低估间接税的税收价格(Sausgruber和Tyran，2005；李心源，2011)，而税收价格是居民再分配需求的最重要影响因素之一(Borcherding和Deacon，1972；Bergstrom和Goodman，1973；Gemmell等，2003)。因此，间接税比例越高，税收价格的隐蔽性就越强，居民对税收价格的低估程度可能就越高，居民表现出的再分配需求也就越高。本文的研究发现与Sausgruber和Tyran(2005)是一致的，也与“财政幻觉与政府规模膨胀”相关研究结论具有异曲同工之处(Wagner，1976；Oates，1979；Misiolek和Elder，1988)。因为他们研究指出，由于税制结构和公共预算过程的复杂性，纳税人会低估税收价格和公共产品的成本，从而支持更大规模的政府支出。因此，在一定程度上，本文的上述研究结论是从微观机制进一步佐证了“财政幻觉与政府规模”的关系。 其次，对于其他城市特征变量而言，城市的收入差距越大，居民的再分配需求越高；人均收入水平越高，居民的再分配需求越低；人口密度越高，居民的再分配需求越高；贸易开放度越高，居民的再分配需求越高。上述研究结论与国外学者的相关研究结论基本一致(Cameron，1978；Balcells，2006；Finseraas，2009；Rehm，2009；Dallinger，2010；J
ger，2013)。然而，本文并未找到城镇化率、老龄化率、失业率等城市变量显著影响居民再分配需求的证据。值得一提的是，度量财政支出结构的社保和就业支出比例变量回归系数为负，这似乎表明，城市社保和就业支出等民生支出比例越高，居民的再分配需求反而越低，这显然与我们的直觉是相违背的，但在控制了省会和地区虚拟变量之后，该变量变得不再显著。 最后，对于个体特征变量而言，性别、年龄、民政、户口状况、收入水平、社会公平认知等个体特征变量均显著影响了居民的再分配需求，上述研究结论均可以从利己动机和追求公平正义的视角得到合理解释，也与国内外相关研究结论基本一致(Piketty，1995；Fong，2001；Corneo和Grüner，2002；Alesina和Angeletos，2005；Kenworthy和McCall，2008；Georgiadis和Manning，2012；马明德、陈福平，2010；潘春阳、何立新，2011；徐建斌、刘华，2013；2014)。
(四)边际效应估计结果 由于Ordered Probit模型的估计结果只能确定变量影响的方向、显著性和相对大小，并不能确定各变量对被解释变量各个取值概率的影响。因此，为了更加直观地理解各变量对再分配需求概率的影响，本文在表3中模型4的基础上，补充计算了各主要变量对再分配需求的边际影响，结果由表4给出。⑤ 表4的边际效应估计结果显示，税制结构对不同维度的居民再分配需求均具有显著影响。具体而言，税制结构对“完全不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=1)”的边际影响为-0.0004；对“比较不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=2)”的边际影响为-0.0008；对“无所谓同意不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=3)”的边际影响为-0.0004。这些参数均在5％的水平上显著为负，这表明，在均值处，城市的间接税占税收收入的比重每提高一个标准差(8.5)，所在城市居民“完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’”的概率分别下降0.34％、0.68％、0.34％。而税制结构对“比较同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=4)”的边际影响为0.0005；对“完全同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=5)”的边际影响为0.0011，而且十分显著。这就表明，在均值处，城市的间接税占税收收入的比重每提高一个标准差(8.5)，所在城市居民“比较同意、完全同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’”的概率分别增加0.425％、0.935％。不难看出，在不同的维度中，税制结构对比较不同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”(Y=2)和完全同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”(Y=5)的边际影响是最大的。 在其他城市特征变量中，估计结果显示，收入差距变量对居民的再分配需求的边际影响较大。这不仅是由于我国自古就有“不患寡而患不均”的分配思想，而且与由于制度性障碍产生的不公平、不合理收入差距密切相关(徐建斌、刘华，2013)。人口密度和贸易开放度对居民再分配需求的影响较为显著，但边际影响相对较小，尤其是人口密度。而人均GDP对居民再分配需求的影响与税制结构的影响较为接近。 在个体特征变量中，估计结果显示，性别、年龄、民族、户口等变量对再分配需求的边际影响较大，这进一步佐证了利己动机对再分配需求的重要影响(Fong，2001；Rehm，2009)。此外，社会公平认知变量也对居民的再分配需求产生较大的边际影响，这就表明，当前我国居民“患不均，亦患不公”，这与李璐璐等(2012)、李骏和吴晓刚(2012)等研究结论是一致的。而个体的收入水平对居民再分配需求的边际影响大体为税制结构影响的1/4。 通过对比表4的相关结果，不难得出，税制结构、城乡收入差距、人均GDP、性别、户口、公平认知、收入等变量对居民的再分配需求具有较为重要的边际影响。其中，税制结构与人均GDP水平对居民再分配需求的边际影响大体相当，但税制结构的边际影响明显大于个体收入水平对再分配需求的影响。
四、结论及政策含义 由于受到信息不完全和认知能力有限性的约束，居民对税收价格的信息往往是不完全的，而税制结构是造成居民低估税收价格的重要因素，从而影响居民对再分配的需求。本文结合使用地级市城市数据和个体层面微观数据，从微观层面考察了我国税制结构的财政幻觉效应。具体而言，本文检验了税制结构与居民再分配需求的关系。实证研究发现，税制结构对居民的再分配需求具有显著的影响，城市的间接税比例越高，居民的再分配需求越高。这意味着，间接税比例越高，居民低估税收价格的程度可能就越高，从而对再分配的需求就越高。进一步的边际效应估计结果显示，税制结构与人均GDP水平对居民再分配需求的边际影响大体相当，但税制结构的边际影响明显大于个体收入水平对再分配需求的影响。 在我国全面深化财税体制改革的新时期，上述研究结论具有一定的政策含义：着力优化现行的税制结构是我国财税体制改革的一个重要方向。一国税制结构的形成固然与其客观的经济社会条件有关，总要受包括生产力发展状况、经济社会体制、政府管理水平等因素的制约，不同的经济社会条件会形成不同的税制结构。但是在政府凭借政治权力依法征税的大环境中，既定规模税收收入的取得也是无问题的。在此前提之下，税制结构所需解决的问题无非是征什么税？以怎样的税种组合去征税(高培勇，2014)？鉴于筹集财政收入的便利性和我国不高的税收征管能力，分税制改革以来，我国税制结构主要以流转税为主体，直接税的比重较为低下(徐建斌、刘华，2014)，尽管这种税制结构极大地满足了政府筹集财政收入的需要，但却使得税收价格具有较强的隐蔽性，产生了较为强烈的财政幻觉效应。⑥因此，要逐步提高直接税比重，相应的，降低间接税比重，优化我国的税制结构。具体而言，完善个人所得税征税模式、房产税等财产类税，推进遗产税与赠与税的建立(刘华等，2012)，逐步提高直接税在税收收入中的比重；与此同时，进一步推进“营改增”，逐步降低增值税税率，从而逐步降低间接税的比重，从而实现“一增一减，稳定税负”的目标。优化税制结构不仅是我国未来经济发展的要求，而且对于推动我国财政民主制具有特殊的意义，因为只有所得税等直接税才能引起纳税人的“税痛”，进而增强其税收意识(李炜光，2010)。 本文入选2014年全国财政学专业博士生学术论坛、2014年“海右”全国博士生学术论坛(公共经济学)、第十四届中国经济学年会等，感谢中南财经政法大学陈思霞老师、王宝顺老师、清华大学范庆泉博士、武汉大学祁毓博士、山东大学葛玉御博士、上海财经大学田志伟博士与其他参会者的宝贵意见。但文责自负。 注释： ①CGSS数据向社会完全开放，只需填写申请表就可以获得，其已成为学者们研究工作、就业、和生活情况，以及对当前一些社会问题的看法等等问题所公认的权威数据。更详细的信息参见该项目网站(http://www.chinagss.org/)。 ②再分配需求与再分配偏好(Preference for Redistribution)、再分配支持(Support for Redistribution)并无实质区别。 ③正如Kenworth和McCall(2008)、Rehm(2009)等学者所指出的，尽管度量居民再分配需求的方法存在一定缺陷，但采用此类问卷调查方法对其进行度量已经是现有条件下能够获得的最佳方法了。 ④我国目前的税收体制中，税收收入大部分来自间接税，而增值税和营业税是间接税的主体税种，因此，本文的间接税主要包括增值税和营业税。此外，省级层面的数据难以有效反映地区之间的税制结构差异，而县级层面的数据则难以获取，为此，本文以地市级层面的数据加以衡量税制结构。 ⑤在STATA软件中，可以通过“mfx2”命令来计算ordered模型参数估计结果的边际效应。 ⑥此外，以间接税为主体的税制结构不仅不公平，而且不利于企业的国际竞争(高培勇，2014)。
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