马海涛，贺 佳
（中央财经大学 财政税务学院，北京 100081）
共同富裕是社会主义的本质要求，党的二十大提出，要“健全基本公共服务体系，提高公共服务水平，增强均衡性和可及性，扎实推进共同富裕，”“增加低收入者收入，扩大中等收入群体。”而目前的状况是，我国城乡发展不平衡问题严重，城乡发展水平和收入差距较大。“十四五”规划也指出，我国发展不平衡不充分问题仍然突出，城乡区域发展和收入分配差距较大，民生保障存在短板。税收政策是调节经济的一种重要手段，税制结构对于收入分配的调节具有重要影响。
根据以往的文献，对税制结构与城乡共同富裕的研究主要包括以下三个层面：一是税制结构的经济效应研究；
二是收入分配的影响因素研究；
三是对共同富裕的影响研究。在税制结构的经济效应研究中，Irena认为税制结构能影响资本积累和消费者福利，然而前提条件是劳动供给会随着税制结构的变化发生相应的改变，否则，税制结构呈现中性特征。［1］Gordon认为提高直接税比重能够推动地方经济的高质量增长，但是推动程度会受到地方财政自主权和财政转移支付的影响。［2］刘元生等认为税制结构会影响收入分配，直接税的比重上升会使得收入差距缩小。［3］王增文等指出税制结构的调整有利于社会公共服务水平的均等化，且无论是以经济增长为目的还是以社会公共服务均等化为目的，税制结构的调整方向是一样的。［4］在收入分配的影响因素研究中，王中华和岳希明认为中国自改革开放以来，收入水平超过贫困线的人数逐渐增加，贫困人口的数量逐渐减少，但是人们收入差距逐渐增大，特别是城乡之间的发展不均衡。［5］影响城乡收入分配的因素是多样的，例如，税制改革、数字经济的推广、劳动力转移、土地经营权的流转、地方政府债务等。［6-10］在对共同富裕实现方式的研究中，逄锦聚认为，共同富裕是对收入分配合理性的进一步深化，收入分配合理化主要强调的是避免人们收入水平的两极分化，而共同富裕的主要内容是在提高社会生产效率的前提下，不仅缩小城乡之间人们的收入水平差距，而且使城乡之间在公共服务、文化文明等方面的均衡发展。［11］学者们对于实现共同富裕的方式也进行了不同角度的研究。覃成林和杨霞认为，根据增长极理论应该优先发展某一地区的经济，然后该地区的经济增长会带动周边地区经济的增长，即先富带动后富，最终实现共同富裕，但是这种实现共同富裕的方式具有局限性，不同区域之间的效果具有差异性。［12］江亚洲和郁建兴认为，可以利用第三次分配的方式，例如，慈善捐赠、志愿服务等方式缓解两极分化，从而实现共同富裕。［13］
迄今为止，国内外学者对于税制结构和共同富裕进行了不同维度的研究，但这些文献不足以充分回答税制结构对城乡共同富裕的影响问题。首先，中国社会的主要矛盾已经变为人民日益增长的美好生活需要和不平衡、不充分的发展之间的矛盾，在新时期，需要研究税制结构对城乡共同富裕的影响。其次，上述文献虽然研究了多种因素对收入分配的影响，但是很少涉及税制结构对收入分配的影响，即使有所涉及也仅仅是粗略研究直接税和间接税的比重对收入分配的影响，至于各税种的比例关系、直接税内部各税种的比例关系、间接税内部各税种的比例关系对收入分配的影响并无相关研究。最后，现有文献虽然提出了多种方法以实现共同富裕，但是很少有从税制结构角度进行研究的。
鉴于上述文献的种种不足，本文逐一分析了直接税和间接税的比例、各税种的比例关系、直接税内部各税种的比例关系、间接税内部各税种的比例关系对城乡共同富裕的影响，以及主体税制结构对城乡不同类型共同富裕的影响。
（一）模型构建
为了研究税制结构对城乡共同富裕的影响，本文参考骆永民和樊丽明的研究方法构建如下基准模型：［14］
式（1）中，Yi，t表示在t时间段内对研究对象i的税制结构；
C表示常数项；
α表示税制结构的系数；
Xi，t表示在t时间段内对研究对象i的税制结构；
β表示控制变量的系数；
Control表示控制变量；
ε为随机干扰项。
（二）变量选取
1.被解释变量
被解释变量有5个，分别为：城乡物质共同富裕程度，用农村人均可支配收入和城镇人均可支配收入的比值表示，比值越大说明城乡物质共同富裕程度越高；
城乡公共服务共同富裕程度，用农村医疗机构人均床位和城镇医疗机构人均床位的比值表示，比值越大说明城乡公共服务共同富裕程度越大；
城乡精神共同富裕程度，用农村互联网宽带每户接入数和城镇互联网宽带每户接入数比值来表示，比值越大说明城乡精神共同富裕程度越大；
城镇富裕程度，用城镇人均可支配收入的对数表示，数值越大说明城镇富裕程度越高；
农村富裕程度，用农村人均可支配收入的对数表示，数值越大说明农村富裕程度越高。
2.解释变量
解释变量包括：主要税制结构，用直接税和间接税的比值表示；
直接税内部结构，用企业所得税占直接税的比重表示；
间接税内部结构，用增值税占间接税的比重表示。
3.控制变量
在控制变量中，选择生产总值、人口数量、对外开放程度、城镇化率作为控制变量，分别用生产总值的对数、人口数量的对数、外商直接投资的对数、城镇人口数与总人口数的比值表示（见表1）。
表1 变量符号及具体解释
（三）数据来源及数据检验
本文采用我国30个省份（不包括港澳台和西藏）2011～2020年的数据进行分析，数据来源于各省份的统计年鉴以及《中国税务年鉴》等，对于部分缺失数据，使用平均增加值法进行估算。由于消费税为中央税，各省份的消费税是根据各省份的生产总值占全国生产总值的比重计算而来的。本文使用STATA14.0对各个变量进行描述性统计，结果见表2。
表2 各个变量的描述性统计
由表2可知，各个变量的最小值与最大值相差不大，且并未出现标准差远远大于平均值的绝对值情况。说明表2中各变量的数据分布是均匀的。
城乡共同富裕主要指的是城镇和农村之间物质生活水平缩小差距，税制结构的主要内容为直接税和间接税的比例关系。因此，将被解释变量和解释变量分别为城乡物质共同富裕程度和主要税收结构的模型进行回归称之为基准回归，并在此基础上进行异质性分析。
（一）基准回归结果与稳健性分析
本文利用STATA14.0对基准模型进行回归，此外，对基准模型进行适当的修改，以使得回归结果更加接近实际，同时，便于进行稳健性检验。对基准模型分别进行如下修改：（1）不包括控制变量，未控制省份固定效应和时间固定效应；
（2）包括控制变量，未控制省份固定效应和时间固定效应；
（3）包括控制变量，控制省份固定效应和时间固定效应；
（4）包括控制变量，控制省份固定效应和时间固定效应，将解释变量滞后一期，这是由于经济效应相对于税制结构具有一定的滞后性；
（5）在（4）的基础上加入被解释变量的滞后项，形成动态面板模型并使用差分GMM工具变量和系统GMM工具变量，这是由于经济变动的结果很有可能受之前经济状况的影响。对这5种情况分别进行回归，回归结果见表3。
表3 基准回归结果
1.基准回归结果
对上文中所述的第5种情况进行回归更接近现实结果。由表3可知，在第（5）列中，差分GMM和系统GMM的二阶自相关的P值均大于0.1，但是在SARGAN检验中，差分GMM的P值小于0.1，系统GMM的P值大于0.1，所以使用系统GMM的回归结果更为准确。根据表3第（5）列，主要税制结构的系数为0.042，说明在其他变量不变时，直接税和间接税的比值每提高一个单位，城乡共同富裕程度会提高0.042个单位。这可能是因为直接税具有不易转移税负的特点，而且直接税中的个人所得税为超额累进税率，本身具有调节贫富差距的作用，所以直接税比例的提高会促进城乡共同富裕程度。
2.稳健性分析
在表3的（1）～（5）列中显示了5种情况的回归结果。第（1）列中，主要税制结构的系数为0.031；
第（2）列中，主要税制结构的系数为0.044；
第（3）列中，主要税制结构的系数为0.023；
第（4）列中，主要税制结构的系数为0.044；
第（5）列差分GMM模型中，主要税制结构的系数为0.021。可以看出，上述5种情况的回归结果均显著，且系数均为正，系数大小均与系统GMM模型回归结果相差不大，所以系统GMM模型回归结果是稳健的。
（二）异质性分析
除了税制结构外，各省份的经济特征也会影响城乡共同富裕程度，例如，财政自主权和城乡就业公平度。对于一个具体省份来说，可能更关注当地经济的发展而忽略了城乡之间的差距，所以，财政自主权越大的省份，其城乡共同富裕程度越低。在很多省份会出现城乡之间同工不同酬的现象，城乡就业公平度越低，则城乡共同富裕程度越低。所以说，财政自主权和城乡就业公平度会影响税制结构的效应。对于财政自主权，使用财政预算内收入和预算内支出的比值来表示，比值越高财政自主权越大；
对于城乡就业公平度，使用农村人均工资性收入和城镇人均工资性收入的比值来衡量，比值越大，城乡就业公平度越高。以2012年的数值为例，根据中位数各分为两组，然后分别进行回归，回归结果见表4。
根据表4可知，系统GMM模型的二阶自相关P值和SARGAN检验P值合理。以财政自主权进行分类，当财政自主权低时，主要税制结构的系数为0.117；
当财政自主权高时，主要税制结构的系数为0.019。这表明财政自主权会对税制结构的城乡共同富裕效应产生影响，财政自主权的提高会抑制税制结构对城乡共同富裕的促进作用。这可能是因为对于一个省份来说，会更多关注自身经济的发展，当一个省份财政自主权提高后，会将更多的财政资金投入到城市，从而忽略了城乡之间的差距，所以财政自主权的提高会抑制税制结构对城乡共同富裕的促进作用。以城乡就业公平度进行分类，城乡就业公平度低时，主要税制结构的系数为0.015；
城乡就业公平度高时，主要税制结构的系数为0.057。这表明城乡就业公平度会对税制结构的城乡共同富裕效应产生影响，城乡就业公平度的提高有助于提升税制结构对城乡共同富裕的促进作用。
表4 异质性分析回归结果
税制结构不仅包括直接税和间接税的比例关系，还包括直接税内部各个税种之间的比例关系与间接税内部各个税种之间的比例关系。城乡共同富裕在内容上除了物质层面的共同富裕外，还包括公共服务的共同富裕和精神共同富裕；
在表现形式上，有绝对共同富裕和相对共同富裕。接下来分别从税制结构和共同富裕这两端做进一步分析。
（一）税制结构的进一步分析
1.直接税内部结构对城乡共同富裕的影响
我国的直接税主要包括企业所得税和个人所得税，因此，直接税的内部结构主要就是企业所得税和个人所得税之间的比例关系。在基准模型中，被解释变量为城乡物质共同富裕程度，解释变量为直接税内部结构，然后进行回归，具体回归结果见表5。
表5 直接税内部结构对城乡共同富裕的影响
由表5可知，在第（5）列中，差分GMM和系统GMM的二阶自相关的P值均大于0.1，但是在SARGAN检验中，差分GMM的P值小于0.1，系统GMM的P值大于0.1，所以使用系统GMM的回归结果更为准确。根据表5第（5）列，直接税内部结构的系数为-0.030，说明在其他变量不变时，企业所得税占直接税的比重每提高一个单位，城乡共同富裕程度会降低0.030个单位。这可能是因为在直接税中，个人所得税直接影响人们的可支配收入，对于调节人们收入的差距具有直接作用。所以在直接税中，企业所得税比重升高会导致个人所得税比重降低，进而不利于城乡共同富裕的发展。
表5的（1）～（5）列显示了5种情况的回归结果。在第（1）列和第（2）列中，直接税内部结构的系数不显著；
第（3）列中，直接税内部结构的系数为-0.078；
第（4）列中，直接税内部结构的系数为-0.006；
第（5）列差分GMM模型中，直接税内部结构的系数为-0.015。可以看出，上述5种情况的回归结果绝大部分是显著的，且显著系数均为负，系数大小均与系统GMM模型回归结果相差不大，所以系统GMM模型的回归结果是稳健的。
2.间接税内部结构对城乡共同富裕的影响
我国的间接税主要包括增值税和消费税，因此间接税的内部结构主要就是增值税和消费税的比例关系。在基准模型中，被解释变量为城乡物质共同富裕程度，解释变量为间接税内部结构，然后进行回归，具体回归结果见表6。
表6 间接税内部结构对城乡共同富裕的影响
由表6可知，在第（5）列中，差分GMM和系统GMM的二阶自相关和SARGAN检验的P值均是合理的，在这种情况下使用系统GMM的回归结果更为准确。根据表6中第（5）列，间接税内部结构的系数为0.030，说明在其他变量不变时，增值税占间接税的比重每提高一个单位，城乡共同富裕程度会提高0.030个单位。但是，在表6的第（2）～（4）列中，间接税内部结构的系数不显著，说明表6第（5）列系统GMM模型的回归结果是不稳健的。所以说，间接税内部结构的变动不会对城乡共同富裕程度产生显著影响。
（二）共同富裕的进一步分析
1.税制结构对不同内容的城乡共同富裕的影响
城乡共同富裕在内容上可以分为物质共同富裕、公共服务共同富裕和精神共同富裕。在基准模型中，被解释变量分别为城乡物质共同富裕程度、城乡公共服务共同富裕程度、城乡精神共同富裕程度，解释变量是主要税制结构，然后使用最小二乘法和固定效应模型分别进行回归，回归结果见表7。
表7 税制结构对不同内容的城乡共同富裕的影响
（1）回归结果分析。使用固定效应模型分别研究主要税制结构对城乡物质共同富裕、公共服务共同富裕和精神共同富裕的影响。由表7可知，在城乡物质共同富裕中，主要税制结构的系数为0.023，说明直接税和间接税的比值每提高一个单位，城乡物质共同富裕程度会提高0.023个单位；
在城乡公共服务共同富裕中，主要税制结构的系数为-0.150，说明直接税和间接税的比值每降低一个单位，城乡公共服务共同富裕程度会提高0.150个单位；
在城乡精神共同富裕中，主要税制结构的系数为-0.148，说明直接税和间接税的比值每降低一个单位，城乡精神共同富裕程度会提高0.148个单位。这可能是因为直接税具有不易转嫁的特点，过度地提高个人所得税和企业所得税的比重会降低个人创造财富的积极性，增加企业的生存风险，不利于经济的发展。从长期来看，政府的税收收入可能会降低，财力减弱会导致地方政府在公共服务和精神文明的建设方面受到约束，中央政府调节地区差距的能力减弱。
（2）稳健性分析。本文在研究税制结构对城乡物质共同富裕程度、城乡公共服务共同富裕程度、城乡精神共同富裕程度时，使用最小二乘法，主要税制结构的回归系数分别为0.031、-0.073、-0.184。与使用固定效应模型，同时对控制变量、省份固定效应、时间固定效应加以控制的回归结果是相近的，因此，表7中的回归结果是稳健的。
2.税制结构对不同表现形式的城乡共同富裕的影响
城乡共同富裕在表现形式上可以分为绝对共同富裕和相对共同富裕。城乡绝对共同富裕是指城镇和农村相比于各自原先的水平有所提高。城乡相对共同富裕是指农村相比于城镇有所提高，即城乡水平差距减小。在基准模型中，被解释变量分别为城镇富裕程度、农村富裕程度、城乡物质共同富裕程度，解释变量是主要税制结构，然后使用最小二乘法和固定效应模型分别进行回归，回归结果见表8。
表8 税制结构对不同表现形式的城乡共同富裕的影响
（1）回归结果分析。使用固定效应模型分别研究主要税制结构对城乡绝对共同富裕和相对共同富裕的影响，城乡绝对共同富裕程度用城镇富裕程度和农村富裕程度表示。由表8可知，在绝对共同富裕中，主要税制结构的系数均不显著，说明主要税制结构对城镇富裕程度和农村富裕程度的影响并不十分显著。这可能是因为，在整体税负不变的情况下，单纯的改变税制结构很难促进城镇富裕和农村富裕。在相对共同富裕中，主要税制结构的系数为0.023，说明直接税和间接税的比值每提高一个单位，城乡物质共同富裕程度会提高0.023个单位。
（2）稳健性分析。在表8中，在研究税制结构对城镇富裕程度、农村富裕程度的影响时，使用最小二乘法，主要税制结构的回归系数均不显著。在研究税制结构对城乡相对共同富裕的影响时，主要税制结构的回归系数为0.044。使用最小二乘法和固定效应模型的回归结果相似，因此，表8中的回归结果是稳健的。
通过定性分析和实证分析，我们在前文研究了不同类别的税制结构对城乡共同富裕各个层面的影响，从而得出以下主要结论并提出相关的政策建议。
（一）主要结论
第一，整体来看，税制结构的改变能够影响城乡共同富裕。直接税比重的提升能够促进城乡共同富裕，这可能是因为直接税具有税负不易转移的特点，而且直接税中的个人所得税税率为超额累进税率，本身具有调节贫富差距的作用，所以直接税比例的提高会促进城乡共同富裕程度。此外，税制结构对城乡共同富裕的效应还受财政自主权和城乡就业公平度的影响。财政自主权的提高会抑制税制结构对城乡共同富裕的促进作用。这可能是因为对于一个省份来说，其更多会关注自身经济的发展，当一个省份财政自主权提高后，会将更多的财政资金投入城市，而忽略了城乡之间的差距，所以财政自主权的提高会抑制税制结构对城乡共同富裕的促进作用。城乡就业公平度的提高有助于提升税制结构对城乡共同富裕的促进作用。
第二，在直接税中，个人所得税比重的提升能够促进城乡共同富裕，而间接税内部结构的变动不会对城乡共同富裕程度产生显著影响。这可能是因为个人所得税直接影响人们的可支配收入，对于调节人们的收入差距具有直接作用。而在间接税中，无论是增值税、消费税或其他税种，都具有税收中性的特点，对调节城乡共同富裕程度的效果并不十分理想。
第三，税制结构的变动不能同时促进城乡物质共同富裕、公共服务共同富裕以及精神共同富裕，且在整体税负不变的情况下，仅仅通过调整税制结构很难同时促进城镇和农村富裕水平。提高直接税的比例虽然会由于超额累进税率缩小收入差距，但是提高农村地区公共服务和精神文化水平需要财政资金的支撑，中央政府相比于地方政府更注重城乡公平，中央财政资金会更多地用于调整城乡之间的差距，直接税对中央税收入的贡献较低，所以提高直接税比例不会促进城乡公共服务共同富裕以及精神共同富裕。
（二）政策建议
首先，适当提高中央政府财政权力，维护城乡就业公平。因为地方政府财政自主权的提高会抑制税制结构对城乡共同富裕的促进作用，所以应该适当降低地方政府的财政自主权，进而适当提高中央政府的财政权力。具体做法为扩大中央政府的财权和事权，一方面应提高部分中央税（例如消费税）的比例，或者提高共享税的中央政府分享比例；
另一方面应扩大中央政府的财政支出范围，增加对农村地区的转移支付金额。在维护城乡就业公平方面，政府应该鼓励农村地区开发相关的特色产业，例如特色农产品加工、观光旅游业等，从而增加就业机会，另外，政府可以免费为农民提供先进的种植、饲养培训。
其次，适当提高税制结构中直接税的比重，特别是个人所得税的比重。直接税比重的提升能够促进城乡共同富裕，进一步说，是直接税中个人所得税比重的提升促进了城乡共同富裕，所以应该提高个人所得税的比重。但是不能无限提高个人所得税的比重，因为这样不利于提高个人创造财富的积极性，不利于经济的发展。
最后，在促进城乡共同富裕时，除了调整税制结构外，还应该辅以其他经济措施。在整体税负不变的情况下，仅仅通过调整税制结构很难同时促进城镇和农村富裕水平，毕竟城乡共同富裕不仅是城镇和农村之间发展水平的缩小，而且还应该在各自的发展水平上继续进步。因此，促进城乡共同富裕不能仅仅依靠税制结构的调整，还应当配合消费、投资等经济手段，才能保证城镇和农村富裕程度的提高以及城乡之间差距的缩小，最终达到共同富裕。
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