我国财产税调节居民收入分配效应分析1994.docx
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我国财产税调节居民收入分配效应分析1994
我国财产税调节居民收入分配效应分析（1994~2013）
财产税是国际上公认的调节居民收入分配比较理想的手段，十八届三中全会明确提出“逐步提高直接税比重”，财产税是其重要内容之一。
那么目前我国的财产税对居民收入分配的影响如何？
是否对收入差距起到了一定的调节作用？
如果答案是肯定的，那么其调节效应到底有多大？
今后该如何进一步深化改革？
由于对财产税的界定缺乏共识，再加上数据的缺乏及计算的困难，学界的研究主要集中在具体税种的理论分析上，尤其是关于房产税的立法以及遗产与赠与税是否开征的讨论，而关于财产税收入分配效应的实证分析较少。
鉴于此，本章首先认为财产税在我国税制中主要包括房产税、城镇土地使用税、车船税、契税、耕地占用税和土地增值税6个税种，其中前3个税种属于狭义的财产税（即严格意义上的财产税），加上契税、耕地占用税和土地增值税后属于广义的财产税，之后再进行具体的实证分析，以揭示财产税对居民收入分配的影响程度。
7.1中国财产税的现状分析
7.1.1财产税总体情况分析
财产税是以财产为课税对象，向财产所有者征收的一种税，属于对社会财富的存量课税。
从严格意义上说，财产税有狭义和广义两种定义。
狭义的财产税仅指对动产和不动产的保有课税，而广义的财产税还包括与财产交易和转让环节有关的税收。
从实物形态上看，包括对动产（有形和无形资产）和不动产（主要指土地和土地上的改良物）的课税。
财产税是在所得税对收入调节的基础上，对居民所拥有的财产进行的二次调节，能够有效地调节社会财产的分布状况。
一般来说，财产的多寡反映了纳税人的贫富程度。
在我国贫富差距日益拉大的现实背景下，强调财产税对居民收入分配的调节作用有利于缩小贫富差距，促进社会的和谐、公平。
有关统计数据显示，财产分布的基尼系数远远大于收入分布的基尼系数，如郭琎、郑新业（2015）的研究测算显示，“2011年，城镇居民财产性基尼系数是0.532，而同期可支配收入的基尼系数仅为0.308”。
因此，对于税收的调节作用，仅仅强调个人所得税对收入流量的调节是远远不够的，缩小财产的不平等也是政府运用税收手段调节收入分配的重要内容。
“收入分配循环具有内在的自我决定性和历史延续性，仅仅注重于分配流量及制度性因素的改革不可能形成新的收入分配循环，不变革存量分布的初始状态，出路难寻。
”（刘尚希，1992）
1994年税制改革后财产税在税收总收入中所占的比重（以下简称财产税占比）呈现出不断攀升的趋势。
1994年财产税占比仅为2.97%，2000年提高到3.75%，2001年后又呈现出持续上升的趋势，在2013年达到最高11.51%的占比（见表7-1）。
表7-11994～2013年财产税基本情况
单位：
亿元，%
年份
房产税
城镇土地使用税
契税
土地增值税
车船税
耕地占用税
财产税总额
财产税比重
1994
60.26
32.53
11.82
0
11.29
34.54
152.37
2.97
1995
81.67
33.65
18.26
0
13.4
31.2
181.52
3.01
1996
102.18
39.42
25.2
1.12
15.15
32.49
214.27
3.10
1997
123.93
44.05
32.34
2.53
17.21
33.35
252.55
3.07
1998
159.85
54.09
58.99
4.27
19.05
33.03
329.6
3.56
1999
183.36
59.06
95.96
6.81
20.86
35.32
399.08
3.74
2000
209.38
64.76
131.08
8.39
23.42
38.33
472.35
3.75
2001
228.42
66.15
157.08
10.33
24.61
57.34
524.92
3.43
2002
282.38
76.83
239.07
20.51
28.93
89.9
705.06
4.00
2003
323.86
91.57
358.05
37.28
32.15
120.09
932.81
4.66
2004
366.32
106.23
540.1
75.04
35.76
141.85
1243.54
5.15
2005
435.96
137.34
735.14
140.31
38.9
171.12
1629.5
5.66
2006
514.85
176.81
867.67
231.47
49.97
185.04
2011.89
5.78
2007
575.46
385.49
1206.25
403.1
68.16
314.41
2823.5
6.19
2008
680.34
816.9
1307.53
537.43
144.21
633.07
3800.82
7.01
2009
803.66
920.98
1735.05
719.56
186.51
888.64
4998.83
8.40
2010
894.07
1004.01
2464.85
1278.29
241.62
1075.46
6771.48
9.25
2011
1102.39
1222.26
2765.73
2062.61
302
1620.71
8530.45
9.51
2012
1372.49
1541.72
2874.01
2719.06
393.02
1808.23
10521.01
10.46
2013
1581.5
1718.77
3844.02
3293.91
473.96
34.54
12720.39
11.51
注：
根据《中国统计年鉴》、《中国税务年鉴》和《中国财政年鉴》相关数据整理而得。
表7-11994～2013年财产税基本情况
从图7-1可以看出，财产税比重基本上呈现出上升的趋势，这和近年来房地产市场的繁荣有关，其中与房产交易有关的契税增长迅猛，这是导致财产税比重上升的主要因素之一。
图7-11994～2013年财产税比重变动情况
7.1.2财产税内部结构分析
为了研究的方便，根据财产税征收环节的不同，本章又将其划分为保有环节财产税和交易环节财产税。
其中房产税、城镇土地使用税和车船税均是在纳税人持有财产期间定期并持续征收的，因此属于保有财产税；而契税、耕地占用税和土地增值税均是在房产、土地交易环节一次性征收的，因此将其归入交易财产税。
1994～2013年我国保有环节的财产税比重和交易环节的财产税比重基本上呈现出此消彼长的趋势。
保有财产税比重在1994～1997年处于上升阶段，之后基本上处于下降阶段，从1997年73.33%的最高点下降到2007年的36.45%，2008年、2012年略有回升后下降到2013年的最低点29.67%；交易环节的财产税比重则呈现出相反的变动趋势，1994～1997年处于下降阶段，之后基本上处于上升阶段，从1997年的26.67%上升到2007年的63.55%，2008年、2012年略有下降后继续上升到2013年的最高点70.33%，具体如表7-2所示。
表7-21994～2013年我国财产税内部结构变动情况
单位：
亿元，%
年份
保有财产税
交易财产税
保有财产税比重
交易财产税比重
1994
104.08
48.29
68.31
31.69
1995
128.72
52.80
70.91
29.09
1996
156.75
57.52
73.16
26.84
1997
185.19
67.36
73.33
26.67
1998
232.99
96.61
70.69
29.31
1999
263.28
135.80
65.97
34.03
2000
297.56
174.79
63.00
37.00
2001
319.18
205.74
60.81
39.19
2002
388.14
316.92
55.05
44.95
2003
447.58
485.23
47.98
52.02
2004
508.31
735.23
40.88
59.12
2005
612.20
1017.30
37.57
62.43
2006
741.63
1270.26
36.86
63.14
2007
1029.11
1794.39
36.45
63.55
2008
1641.45
2159.37
43.19
56.81
2009
1911.15
3087.68
38.23
61.77
2010
2139.70
4631.78
31.60
68.40
2011
2626.65
5903.80
30.79
69.21
2012
3307.23
7213.78
31.43
68.57
2013
3774.23
8946.16
29.67
70.33
注：
根据《中国统计年鉴》、《中国税务年鉴》和《中国财政年鉴》相关数据整理而得。
表7-21994～2013年我国财产税内部结构变动情况
从图7-2可以清楚地看出，保有财产税比重和交易财产税比重呈现出相反的变动趋势。
交易财产税比重的快速上升与近年来房地产市场的飞速发展有关，随着房价的不断攀升，契税收入大幅增加，从1994年的8%上升到2013年的30%，导致交易财产税快速增长。
然而，随着房地产市场的繁荣，房产税收入在财产税中的比重不升反降，从1994年的40%下降到2013年的12%，这主要与房产税自身的税制要素设计有关，也是近年来保有财产税呈现下降趋势的主要原因。
图7-21994～2013年保有财产税比重和交易财产税比重
财产税是对居民存量财产征收的一种税，而存量财产同时又是资本收益的重要来源，再加上财产税的征收必须依靠财产所有者的流量收入来缴纳，因此财产税具有较好的调节收入分配的功能。
通过以上分析可以看出，财产税自2002年以来随着经济的高速增长有了很大的提高，那么在贫富差距持续拉大的现实中，财产税是否对收入分配起到了应有的调节作用？
其内部具体税种的调节效应如何？
本书将在以下的内容中进行具体的实证分析。
7.2财产税调节居民收入分配的实证分析
近年来，随着经济的繁荣、房地产市场的活跃以及居民财富的积累，我国财产税比重有了很大的提高，从1994年的2.97%提高到了2013年的11.51%。
那么，财产税在我国的调节效应如何？
是否起到了缩小贫富差距、促进收入公平分配的作用呢？
本节拟通过建立误差修正模型进行回归分析。
7.2.1模型构建和数据来源
7.2.1.1模型构建
本章将基尼系数作为被解释变量，将1994～2013年财产税占比作为解释变量，通过建立VEC模型（误差修正模型）实证分析财产税的居民收入分配效应。
同时，选择了国内生产总值的年增长率（gdpz）、对外开放度（dwkfd）和城镇化水平（urban）等作为控制变量，建立如下模型：
公式（7-1）中，gini是基尼系数，代表居民收入差距；ct为财产税占比，gdpz、urban和dwkfd均为控制变量，ε为随机误差项。
对上述变量均取自然对数，具体变量说明见表7-3。
表7-3变量定义及说明
变量
符号
变量含义
基尼系数
gini
用来衡量一个国家或者经济体中收入分配的公平程度
财产税占比
ct
财产税在税收总收入中的比重
国内生产总值年增长率
gdpz
一个国家国内生产总值的年增长速度
城镇化水平
urban
城镇人口在总人口中所占的比重
对外开放度
dwkfd
一个国家进出口在国内生产总值中所占的比重
表7-3变量定义及说明
7.2.1.2数据来源
本章数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国城市（镇）生活与价格年鉴》及《中国税务年鉴》。
其中基尼系数的数据来源于国家发改委的研究报告和国家统计局公布的数据，具体如表7-4所示。
表7-4中国1994～2013年的基尼系数
年份
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
基尼系数
0.399
0.397
0.38
0.369
0.376
0.389
0.402
0.413
0.44
0.45
0.451
0.452
0.453
0.455
0.457
0.490
0.481
0.477
0.474
0.473
注：
1994～2008年数据来源于国家发改委的研究报告；2009～2013年数据来源于国家统计局公布的数据。
表7-4中国1994～2013年的基尼系数
7.2.2实证分析
7.2.2.1数据的平稳性检验
由于本章使用的是时间序列数据，因此首先必须对变量进行平稳性检验，以避免变量之间的伪回归问题。
本章采用Eviews6.0单位根检验中的ADF方法分别对lngini、lnct以及控制变量lngdpz、lnurban和lndwkfd进行平稳性检验，具体检验结果见表7-5。
从表7-5单位根检验结果可以看出，各变量的时间序列数据在level上均存在单位根，即变量是非平稳时间序列，但是各变量经过一阶差分后均通过单位根检验，说明各变量具有相同的单整阶数，而且均是一阶单整时间序列，即I
（1）。
因此，被解释变量lngini与解释变量之间可能存在协整关系，可以进一步进行协整检验。
表7-5各经济变量的ADF单位根检验结果
变量
检验类型
t统计量
1%临界值
5%临界值
10%临界值
P值
DW值
稳定性结论
lngini
（c，t，4）
-0.56
-3.83
-3.03
-2.66
0.86
1.34
不稳定
lnct
（c，t，4）
-0.67
-3.86
-3.03
-2.66
0.84
1.48
不稳定
lngdpz
（c，t，4）
-3.78
-3.89
-3.05
-2.67
0.01
2.49
不稳定
lnurban
（c，t，4）
-2.63
-3.86
-3.04
-2.66
0.11
2.68
不稳定
lndwkfd
（c，t，4）
-1.09
-3.83
-3.03
-2.66
0.70
1.49
不稳定
Δlngini
（c，t，4）
-2.93***
-3.86
-3.04
-2.66
0.06
1.88
稳定
Δlnct
（c，t，4）
-6.91*
-4.00
-3.10
-2.69
0.0001
1.49
稳定
Δlngdpz
（c，t，4）
-2.72***
-3.89
-3.05
-2.67
0.09
1.96
稳定
Δlnurban
（c，t，4）
-2.91***
-3.89
-3.05
-2.67
0.06
1.33
稳定
Δlndwkfd
（c，t，4）
-3.37**
-3.86
-3.04
-2.66
0.03
2.08
稳定
注：
检验类型（c，t，p）的c表示常数项，t表示总体趋势，p表示滞后阶数；*、**和***分别表示统计量在10%、5%和1%的显著水平上显著；Δ表示一阶差分。
表7-5各经济变量的ADF单位根检验结果
7.2.2.2协整检验
由平稳性检验可知，lngini、lnct、lngdpz、lndwkfd和lnurban均为一阶单整序列，故lngini与解释变量及控制变量之间可能存在协整关系。
协整检验的方法有很多，本章采用Johansen方法进行协整检验。
从表7-6可以看出，变量之间在5%的显著性水平下通过检验，即公式（7-1）中变量之间存在协整关系。
表7-6Johansen协整（迹）检验结果
HypothesizedNo.ofCE（s）
Eigenvalue
TraceStatistic
0.05CriticalValue
Prob.
None
0.973728
121.2218
69.81889
0.0000
Atmost1
0.757181
55.71560
47.85613
0.0077
Atmost2
0.600481
30.23768
29.79707
0.0445
Atmost3
0.532506
13.72279
15.49471
0.0909
Atmost4
0.002007
0.036165
3.841466
0.8491
注：
数据根据Eviews6.0软件检验得出。
表7-6Johansen协整（迹）检验结果
利用Eviews6.0，可以得到变量之间的协整方程：
其中，小括号内为标准差，中括号内为t值。
从协整方程中括号内的t值可以看出，财产税的t值绝对值为11.8339，远远大于2[1]，这说明财产税作为解释变量对基尼系数有着显著的影响。
财产税系数为-0.30，表明在其他条件不变的情况下，财产税每增加一个单位，就会引起基尼系数下降0.3，即财产税与基尼系数是负相关的关系，这表明我国的财产税对居民间的贫富差距起到了积极的调节作用。
另外，控制变量中对外开放度对基尼系数的影响与财产税一样，均起到了积极的缩小贫富差距的作用，但是gdpz和urban对基尼系数的影响较为明显，且均为正的影响，这说明我国经济发展还处于较低的水平，而且在城镇化的过程中资源偏向城市，导致居民间的收入差距越来越大。
7.2.2.3建立向量误差修正模型
协整方程虽然可以说明变量之间的长期关系和趋势，但是无法知道变量之间的短期关系，所以本章进一步建立VEC模型来说明变量之间的短期变动关系。
使用Eviews6.0，得到VEC模型估计结果：
从VEC模型估计结果可以看出，误差修正模型的系数为-0.23，调整方向符合误差修正机制，可以保持并自动调节变量之间的长期均衡关系。
从短期参数估计结果来看，财产税系数为-0.01，与长期均衡中的调整方向保持一致，这说明模型本身比较稳定。
从上述模型可以看出，财产税不管是在长期还是在短期均显著地影响着居民间的贫富差距，这也是政府在收入差距持续拉大的现实背景下多次提出使用税收手段进行再分配的原因。
那么为什么我国财产税在居民收入差距中的调节效应极其微弱呢？
本章将在后面的部分进行具体的说明和分析。
7.3房产税调节居民收入分配效应的实证分析
随着经济的快速发展，城镇居民的财产规模有了很大的提高，从1995年的12385元上升到2002年的46134元，实际年均增长率高达18.9%。
而同期房产的年均增长率为25.7%，比财产高出6.8个百分点。
2002年，城镇居民房产对总财产不平等分布的贡献率为67.62%。
[2]因此，房产差距是引起财产差距的重要因素，而政府可以通过与之对应的房产税进行调节。
关于房产税[3]，早在2003年5月其就以物业税的名称出现在我国政府的文件中，分3批在全国10个省区市和计划单列市的32个市、县、区进行模拟空转的试点工作。
“十二五”规划也明确指出，“将研究推进房产税改革”作为“十二五”期间财税改革的重点内容之一。
国务院《关于深化收入分配制度改革的若干意见》明确指出：
“完善房产保有、交易等环节税收制度，逐步扩大个人住房房产税改革试点范围，细化住房交易差别化税收政策，加强存量房交易税收征管。
”[4]十八届三中全会的《决定》也明确提出加快房产税立法并适时推进改革。
2014年国家住建委再次提出未来几年要逐步建立覆盖全国的个人住房信息统一联网查询系统，这标志着政府在房产税改革方面已经有了实质性进展。
在房产差距进一步拉大以及民众对房产税充满期望的大背景下，房产税能否有效发挥调节居民收入分配的作用？
如果可以，其实际效应有多大？
这些问题是我们在进一步推进房产税改革中应该明确的问题。
然而，目前学者对此的研究较少，尤其是实证方面的研究成果更为稀少。
鉴于此，本章根据目前房产税的有关规定以及重庆、上海的试点情况，在房产税的税负由居民承担的情况下，通过计算相应的指标，对房产税调节居民收入分配的效应进行实证分析。
7.3.1研究方法及数据来源
7.3.1.1研究方法
为了增强可比性，本章在实证分析房产税的收入再分配效应时，与个人所得税的研究方法一样，主要通过计算税前与税后收入基尼系数及MT指数，并通过对MT指数的分解来进行具体的研究和分析。
7.3.1.2数据来源及计算
目前我国与房地产有关的税种有很多，但与居民收入分配密切相关的主要是不动产保有环节的房产税与城镇土地使用税。
由于城镇土地使用税没有不同收入阶层城镇居民的数据，故本章实证分析部分仅以房产税为例进行说明。
其中房产税的数据主要是根据《中国城市（镇）生活与价格年鉴》中两部分数据计算而得：
一是根据7个收入组的购房和建房支出数据计算而得；二是根据7个收入组的出租房收入计算而得。
本章所使用的数据主要来源于《中国城市（镇）生活与价格年鉴》、《中国统计年鉴》及《中国税务年鉴》。
本研究的样本范围为1995～2011年。
7.3.2实证分析
7.3.2.1MT指数的计算及分析
根据《中国城市（镇）生活与价格年鉴》和《中国统计年鉴》中城镇居民家庭收入7分组数据，本章使用万分法测算出房产税的税前与税后收入基尼系数、MT指数以及调节效应，具体如表7-7所示。
表7-71995～2011年房产税税前与税后收入基尼系数及调节效应比较
年份
税前收入基尼系数Gb
税后收入基尼系数Ga
MT指数
调节效应α（%）
1995
0.2038
0.2038
0
0
1996
0.2039
0.2039
0
0
1997
0.218
0.2179
0.0001
0.05
1998
0.2255
0.2254
0.0001
0.04
1999
0.2324
0.2323
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