税制结构影响城乡收入差距的非线性效应研究--基于281个地级市面板数据的门槛回归分析.pdf

发布时间：2022-05-29 发布人：admin 分类：说明书资料大小：0.46M 资料格式：pdf 举报版权申诉

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中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 税制结构影响城乡收入差距的非线性效应研究——基于 281 个地级市面板数据的门槛回归分析# 刘建民1,2，胡小梅1，欧阳玲1* （1. 湖南大学经济与贸易学院，长沙 410079； 2. 湖南财政经济学院，长沙 410205）摘要：本文选取 2005-2012 年间 281 个地级市的面板数据，运用门槛估计方法分别考察了货劳税与所得税影响城乡收入差距的非线性效应。研究表明，税制结构在第三方外部因素（经济发展水平）门槛最优值两侧对城乡收入差距的影响具有非对称性。随着经济发展水平的提升，税制结构对城乡收入差距产生先抑制后促进的非线性作用效果，呈现出正“U”型的阀值转换特征，且货劳税与所得税对城乡收入差距产生的门槛效应存在差异性。参数异质性假设条件下的实证结果为我国未来税制改革提供了思路，应逐步建立与经济新常态相适应的现代税制结构体系，有效发挥税收在调节收入分配差距的同时减少对其他经济目标损害的靶向调整功能。关键词：财政学；税制结构；城乡收入差距；非线性；门槛回归中图分类号：F810.42 5 10 15 20 The Nonlinear Effect of Tax Structure on Urban-rural Income Gap:Threshold Regression Analysis Based on Panel 25 30 35 Data of 281 Prefecture-level Cities LIU Jianmin1,2, HU Xiaomei1, OU Yangling1 (1. School of Economy and Trade, Hunan University, Changsha 410079; 2. Hunan University of Finance and Economics, Changsha 410205) Abstract: Based on 281 Chinese prefecture-level cities’ panel data from 2005 to 2012, this paper inspects the nonlinear effect of goods and services tax and income tax on urban-rural income gap with threshold estimation method respectively. The study shows that influence of tax structure on urban-rural income gap on both sides of the optimal value of the third party external factor (economic development level) is asymmetric. With the developing of economy, the nonlinear effect of tax structure on urban-rural income gap is first repressing then promoting, exhibits a threshold conversion characteristic showing as positive "U" type, and there exists difference in the threshold effects of goods and services tax and income tax on urban-rural income gap.The empirical results on the condition of parameter heterogeneity assumption provide ideas and ways for Chinese tax system reform in the future .We should gradually establish a modern tax structure system which adapt to new economic normality so that tax can play an effective targeted adjustment role in narrowing the income gap while reducing damage to other economic goals. Key words: public finance; tax structure; urban-rural income gap; nonlinear effect; threshold regression 40 0 引言改革开放 30 多年以来，我国经济规模和人均 GDP 水平不断上升的同时，收入分配的状基金项目：国家社科基金（14BJY159）；教育部博士点基金（20130161110044）；湖南省重点学科建设项目（湘教发[2011]76 号）作者简介：刘建民（1964-），男，湖南大学经济与贸易学院教授，主要研究方向：财税理论与政策. E-mail: jml601@126.com - 1 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 况却始终不容乐观，城乡居民的收入分配差距持续扩大，2014 年我国城镇居民人均可支配收入 28844 元，农村居民纯收入 9892 元，城乡居民收入比达到 2.92：1。当今国际经济环境 45 复杂严峻，我国经济发展中的深层次矛盾也不断凸显，新常态下更应注重“调结构转方式”，收入差距过大将严重制约经济结构的转型和调整步伐，同时加剧经济社会矛盾。造成居民收入分配差距不断扩大的原因是多方面的，而税收作为宏观调控手段之一未能充分发挥其收入分配调节作用是一个重要原因。面对逐渐扩大的城乡收入差距，税制结构相机调整的力度必然加大，这正是目前我国税制改革加快的一个重要动因。本文以税制结构对收入分配的影响 50 为切入点，基于各地区经济基础及所处发展阶段，识别并测度税制结构对城乡收入差距的非线性效应，从解决税制结构的制度导向效应区域非均衡问题上着手来缩小城乡收入差距是有现实意义的，同时也为我国税制结构调整提供理论依据。国外对税收收入分配效应的研究较为成熟，但更多的集中在对某个税种的效应分析上（Deran[1]，1967；Harberger[2]，1974；Branko Milanovic[3]，1999；Verbist[4]，2004），国内 55 也不乏税收收入分配调节方面的研究成果（李绍荣、耿莹[5]，2005；王亚芳等[6]，2007；王乔、汪柱旺[7]，2008；郭庆旺、吕冰洋[8]，2011；赵福昌[9]，2011；高培勇[10]，2014），但大部分还停留在理论定性分析和政策比较介绍等层面，实证分析方面则大多建立在线性相关和参数同质性的假设前提上，使用的研究样本也多为全国或者省级层面的数据。本文将研究视角聚焦在省以下地级市层面，首次采用门槛回归模型阐释税制结构影响收入分配差距的非 60 线性效应。文章接下来将运用2005-2012年间281个地级市面板数据构建门槛回归模型，分别考察货劳税（货物与劳务税的简称）和所得税对城乡居民收入差距的影响。 1 实证模型设定与变量选择 1.1 门槛面板模型的设定税制结构体现了不同商品、行业和地区之间的税负差异，影响了商品结构、行业结构以 65 及地区结构，从而对收入分配的初始环节、再分配环节和第三次分配环节产生调节作用。若运用基于线性假设前提的传统模型来研究税制结构与城乡收入差距的关系，将会忽略由于地区资源禀赋、经济发展基础、区位条件等方面的异质性所导致的非线性关系（刘建民等[11]， 2014）。为检验税制结构对城乡收入差距是否存在由“门槛效应”所导致的非线性关系问题，本文将借鉴 Hansen（1999）[12]的做法，将经济发展水平作为第三方外部影响因素引入门槛 70 回归模型。在假定税制结构对城乡收入差距存在多门槛影响效应的前提下，构建税制结构影响城乡收入差距的分段函数，以探求税制结构在不同函数段下对城乡收入差距产生差异性影响的系数。由于预先无法确定门槛的个数，先假定经济发展水平存在一个最优门槛值，即对于和，税制结构（货劳税和所得税）对城乡收入差距的影响将会出现显著差异，那么设定虚拟变量使其满足： 75 （1） - 2 - thrthri,tDi1iiyxe(thr)

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn （2）令，其中代表指示性函数，为门槛变量，当时，，否则。先分别设定货劳税与所得税对城乡收入差距的单门槛回归模型，如式（3）和（4）。随后通过门槛检验来确定门槛个数，若存在多门槛效应，可将单门槛回归模型拓展为多门槛 80 回归模型。货劳税对城乡收入差距的单门槛实证模型如下式（3）：所得税对城乡收入差距的单门槛实证模型如下式（4）：（3） 85 （4）其中，和分别代表考察地区和时间序列；为无法观察到的、不随时间变化的地区虚变量，即未观测到的地区特质效应，表示独立同分布的随机扰动项；，，，，，，，，和 90 分别代表第地区在第年的经济发展水平，固定资产投资，财政分权，人力资本水平，城市化水平，人均财富，产业结构，货劳税比重，所得税比重与城乡收入差距；代表门槛示性函数，为门槛变量，即本文设定的经济发展水平（人均实际 GDP）；和为有待估计的具体门槛值，表示不同的经济发展水平。 1.2 变量选择与数据来源 95 考虑到数据可得性和样本一致性，本文最终以全国 281 个地级市（不包括港澳台地区）作为研究样本，其中巴中、资阳、拉萨、金昌、白银和中卫等地区由于数据严重缺失，予以剔除，考察期为 2005-2012 年间，所使用数据来源于 2006-2013 年《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》及各省市统计年鉴，部分缺失数据采用插值法予以补齐。为了削弱异方差和异常项对数据平稳性的影响，所有数据均进行取对数处理。各变量的定义和度量 100 总结概括如表 1。变量名符号定义与度量表 1 变量的定义与度量城乡收入差距 INCOME_GAP 借鉴姚耀军（2005）[13]的做法，用城乡收入比率作为其代理变量，城乡收入比率=城市居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入。税制结构货劳税 COMMODITY_TAX 货劳税占地区税收收入比重，此处货劳税仅含增值税和营业税。所得税 INCOME_TAX 所得税占地区税收收入比重，此处所得税仅含个人所得税和企业所得税。经济发展水平 PGDP 人均实际 GDP，为剔除价格因素的影响，各城市 GDP 均采用以 2003 年为基期（2003 - 3 - i2iiyxe(thr)tI(){thr}I()thrthrI1I0i,t01i,t2i,t3i,t4i,t5i,t6i,t7i,t8i,ti,t9i,ti,tii,tINCOME_GAPPGDPIFAFDHCURBANWEALTlnlnlnlnlnlnln+lnI(thHITUCOMMODITY_TAXCOMMODITY_TAXr)I(thr)i,t01i,t2i,t3i,t4i,t5i,t6i,t7i,t8i,ti,t9i,ti,tii,tINCOME_GAPPGDPIFAFDHCURBANWElnlnlnlnlnlnln+lnI(ALTHITUINCOME_TAXINCOME_TAXthr)I(thr)itiiti,tPGDPi,tIFAi,tFDi,tHCi,tURBANi,tWEALTHi,tITUi,tCOMMODITY_TAXi,tINCOME_TAXi,tINCOME_GAPitI()thri,tPGDP

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 固定资产投资 IFA 各城市实际固定资产投资额。年=100）的价格指数进行调整。财政分权人力资本水平 FD HC 借鉴龚锋（2010）[14]的做法，采用财政支出分权作为其代理变量，，、和分别为城市人均财政支出、省级人均财政支出和全国人均财政支出，和分别为各城市国内生产总值和全国国内生产总值，该指标同时剔除了人口规模与经济规模的影响。，、和分别表示各城市中学在校人数、普通高校在校人数和城市总人口，10 和 15 是根据受教育年限而赋予的权重。城市化水平 URBAN 采用人口城市化率（非农业人口占年末总人口比重）作为其代理变量，其中 2005-2008 年的非农业人口来源《中国城市统计年鉴》（2004-2009），2009-2012 年的非农业人人均财富产业结构口来源于《全国分县市人口统计资料》。 WEALTH 采用人均社会消费品零售总额作为其代理变量。 ITU ，为第 j 产业占城市地区生产总值比重，n=3，ITU 的取值范围为[1，3]。 2 实证检验与结果分析 2.1 变量的平稳性检验 105 对于包含时空两个维度的动态门槛面板数据，容易出现“伪回归”现象，为避免模型设定偏差和出现“伪回归”，改进估计结果的有效性，在进行门槛回归前，本文综合采用 LLC 和 Fisher-ADF 检验方法，运用 Stata11.0 软件，对相关变量进行单位根检验。各变量的相关描述性统计情况如表 2。变量平均值标准误表 2 变量的描述性统计 25%分位数最小值 50%分位数 75%分位数最大值 INCOME_GAP 2.738 COMMODITY_TAX 0.512 INCOME_TAX 0.143 0.991 0.094 0.054 1.296 0.194 0.03 2.275 0.455 0.104 2.602 0.509 0.136 2.995 0.565 0.177 28.666 0.926 0.377 PGDP 3.00E+04 3.50E+04 2352.98 1.20E+04 2.00E+04 3.40E+04 4.40E+05 IFA FD HC URBAN 7.10E+06 9.00E+06 2.90E+05 2.00E+06 4.30E+06 8.30E+06 9.30E+07 0.377 0.828 0.349 0.106 0.344 0.199 0.138 0.117 0.013 0.305 0.625 0.202 0.359 0.744 0.3 0.428 0.896 0.456 0.888 3.903 1.043 WEALTH 9874.587 1.10E+04 304.675 3846.125 6509.688 1.10E+04 1.40E+05 ITU 2.212 0.135 1.318 2.119 2.195 2.291 2.797 110 根据表 3 面板数据的平稳性检验结果表明，除了变量 lnPGDP 的 Fisher-ADF 检验值在 - 4 - city[1]+citycityprovincenationnationPFEGDPPFEPFEPFEGPFDDcityPFEprovincePFEnationPFEcityGDPnationGDPege[()10()15]collmidlletotaltotalPOPPOPHCPOPPOPmidllePOPegecollPOPtotalPOPj1ITU()*nqjjq(j)

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 10%的显著性水平下没有通过单位根检验外，即存在单位根，其他所有变量均至少在 1%的显著水平下拒绝存在单位根的原假设，因此，总体而言，面板数据具备平稳性，模型回归结果具备较强的可靠性。方法 LLC 检验 Fisher-ADF 检验变量统计量概率值统计量概率值表 3 面板数据主要变量的单位根检验 lnINCOME_GAP lnCOMMODITY_TAX lnINCOME_TAX lnPGDP lnIFA lnFD lnHC lnURBAN lnWEALTH lnITU -42.719 -31.3619 -28.6819 -62.342 -21.688 -21.065 -24.321 -30.016 -32.900 -33.190 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 115 2.2 门槛估计的显著性和置信区间检验 1161.356 1171.861 1273.548 509.259 1096.236 991.314 1140.658 1368.412 976.885 1156.177 0.000 0.000 0.000 0.946 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 在面板数据通过平稳性检验基础上，依据前文门槛面板模型的设定方法，选取经济发展水平（人均实际 GDP）作为门槛变量，分别检验货劳税和所得税对城乡收入差距的影响及其门槛效应，进而计算出相应的参数位置，即门槛值和不同的门槛区间，具体检验结果如表 120 4 所示。税收制度门槛变量门槛数 F 值 P 值 BS 次数 1% 5% 10% 门槛估计值表 4 面板门槛估计的显著性检验和置信区间货劳税双重 1.941 0.346 500 单一 7.655* 0.082 500 经济发展水平三重单一 2.477 20.812*** 0.217 300 0.010 500 所得税双重 9.023* 0.092 500 20.084 11.475 10.697 24.691 17.988 10.313 6.462 7.556 5.462 6.938 4.475 5.836 3.391 10.824 8.203 三重 4.334* 0.060 300 11.753 4.437 3.246 111971.580 Ito1 Ito2 11707.677 225934.420 Ito1 Ito2 166874.880 13807.953 111971.580 4703.209 225934.420 95%的置信区间 [5171.922,1 [5171.922,8 [5350.793,1 [5171.922 [225934.420,2 [3893.253 [225934.420 [3759.346,1 28283.780] 5819.339] 28283.780] ,85819.33 25934.420] ,166874.8 ,225934.420 66874.880] 9] 80] ] 注：1.表中的F值及相关临界值、95％的置信区间均为采用BS（自举法）反复抽得到的结果；*、**、*** 分别表示在10%、5%和1%水平上显著。2.BS（Bootstrap）就是一种对原始样本进行“自抽样”的方法，假设从总体抽样本容量为n的随机样本，则这个样本带有总体信息，如果进行多次“有放回”（with place）的 125 抽样，且每次样本容量都为n，就可以获得“自主样本”（bootstrap sample)。3.门槛估计值和95%的置信区间中显示的数值均为由对数值还原后的原值。 - 5 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 表 4 显示了货劳税和所得税分别以经济发展水平为门槛变量的多门槛实证模型的显著性检验、门槛值估计及其在 95%置信水平下的置信区间。在以经济发展水平为门槛变量的前提下，根据模型（3）和（4）依次进行的单一、双重和三重门槛检验结果初步判定，货劳 130 税对城乡收入差距的多门槛实证模型存在单一门槛效应（仅有单一门槛检验的估计值在 10% 的显著性水平下通过检验），而所得税对城乡收入差距的多门槛实证模型存在三重门槛效应（所有门槛估计值均至少在 10%的显著性水平下通过检验）。为进一步验证上述所得的门槛估计结果是否真实有效，需要分别根据图 1-4 和图 5-8 来分析两个模型中经济发展水平的门槛估计值位置。 135 图 1 第一门槛值搜索结果（货劳税） - 6 - 02468LR 值89101112门槛参数 (lnpgdp)02468LR 值89101112门槛参数 (lnpgdp)

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 图 2 第二门槛值搜索结果（货劳税） 140 图 3 在第二门槛值确定下重新搜索第一门槛值（货劳税）图 4 第三门槛值搜索结果（货劳税） 145 图 1-4 分别为依次对货劳税影响城乡收入差距的多门槛实证模型进行单一、双重和三重门槛检验过程中确定的门槛估计值位置图。图 1 为第一轮搜索中第一个门槛估计值的搜索结果（下图 5 同样）；图 2 为第二轮搜索中第二个门槛估计值的搜索结果（下图 6 同样）；图 3 为第二轮搜索中重新搜索第一个门槛估计值的搜索结果（下图 7 同样）；图 4 为第三轮搜索中第三个门槛估计值的搜索结果（下图 8 同样）。结果表明，第二轮和第三轮搜索中双重 150 门槛和三重门槛的搜索结果均为无效，由图 1 显示，经济发展水平的单一门槛估计值对应的 LR 值（似然比值）明显小于临界值，因此我们认为所得的门槛估计是有效的。同时，由表 - 7 - 0246810LR 值89101112门槛参数 (lnpgdp)02468LR 值89101112门槛参数 (lnpgdp)

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 5 可知，2005-2012 年间各地区门槛越过率均处于较低水平，至 2012 年为止，仅有 7.12%的城市迈过了人均实际 GDP 为 111971.580 元的经济发展水平门槛。表 5 各年度越过门槛值的地区统计（货劳税）越过门槛地区（pgdp＞111971.580 元）门槛越过率 155 年份 2005 深圳 2006 深圳、东莞、克拉玛依 2007 深圳、东莞、克拉玛依 2008 深圳、佛山、东莞、克拉玛依 0.36% 1.07% 1.07% 1.42% 2.85% 4.27% 5.69% 2009 鄂尔多斯、苏州、东营、广州、深圳、佛山、东莞、克拉玛依 2010 包头、鄂尔多斯、上海、无锡、苏州、东营、广州、深圳、佛山、东莞、中山、克拉玛依 2011 北京、包头、鄂尔多斯、大庆、上海、无锡、苏州、厦门、东营、广州、深圳、珠海、佛山、东莞、中山、克拉玛依 2012 北京、天津、包头、鄂尔多斯、大连、大庆、上海、无锡、苏州、宁波、厦门、东营、广州、深圳、珠 7.12% 海、佛山、东莞、中山、嘉峪关、克拉玛依图 5-8 分别为依次对所得税影响城乡收入差距的多门槛实证模型进行单一、双重和三重门槛检验过程中确定的门槛估计值位置图。结果表明，第三轮搜索中三重门槛的搜索结果无效，由图 6-7 显示，第二轮搜索中经济发展水平的第一、第二个门槛估计值对应的 LR 值明 160 显小于临界值，因此我们修正前述初步判定结果，认为模型存在双重门槛效应，三重门槛效应并不显著。图 5 第一门槛值搜索结果（所得税） 165 - 8 - 0102030LR 值89101112门槛参数 (lnpgdp)

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