馬海濤，賀 佳

（中央財經(jīng)大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，北京 100081）

一、引 言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，黨的二十大提出，要“健全基本公共服務(wù)體系，提高公共服務(wù)水平，增強均衡性和可及性，扎實推進共同富裕，”“增加低收入者收入，擴大中等收入群體?！倍壳暗臓顩r是，我國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題嚴重，城鄉(xiāng)發(fā)展水平和收入差距較大。“十四五”規(guī)劃也指出，我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大，民生保障存在短板。稅收政策是調(diào)節(jié)經(jīng)濟的一種重要手段，稅制結(jié)構(gòu)對于收入分配的調(diào)節(jié)具有重要影響。

根據(jù)以往的文獻，對稅制結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)共同富裕的研究主要包括以下三個層面：一是稅制結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟效應(yīng)研究；二是收入分配的影響因素研究；三是對共同富裕的影響研究。在稅制結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟效應(yīng)研究中，Irena認為稅制結(jié)構(gòu)能影響資本積累和消費者福利，然而前提條件是勞動供給會隨著稅制結(jié)構(gòu)的變化發(fā)生相應(yīng)的改變，否則，稅制結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)中性特征。［1］Gordon認為提高直接稅比重能夠推動地方經(jīng)濟的高質(zhì)量增長，但是推動程度會受到地方財政自主權(quán)和財政轉(zhuǎn)移支付的影響。［2］劉元生等認為稅制結(jié)構(gòu)會影響收入分配，直接稅的比重上升會使得收入差距縮小。［3］王增文等指出稅制結(jié)構(gòu)的調(diào)整有利于社會公共服務(wù)水平的均等化，且無論是以經(jīng)濟增長為目的還是以社會公共服務(wù)均等化為目的，稅制結(jié)構(gòu)的調(diào)整方向是一樣的。［4］在收入分配的影響因素研究中，王中華和岳希明認為中國自改革開放以來，收入水平超過貧困線的人數(shù)逐漸增加，貧困人口的數(shù)量逐漸減少，但是人們收入差距逐漸增大，特別是城鄉(xiāng)之間的發(fā)展不均衡。［5］影響城鄉(xiāng)收入分配的因素是多樣的，例如，稅制改革、數(shù)字經(jīng)濟的推廣、勞動力轉(zhuǎn)移、土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)、地方政府債務(wù)等。［6-10］在對共同富裕實現(xiàn)方式的研究中，逄錦聚認為，共同富裕是對收入分配合理性的進一步深化，收入分配合理化主要強調(diào)的是避免人們收入水平的兩極分化，而共同富裕的主要內(nèi)容是在提高社會生產(chǎn)效率的前提下，不僅縮小城鄉(xiāng)之間人們的收入水平差距，而且使城鄉(xiāng)之間在公共服務(wù)、文化文明等方面的均衡發(fā)展。［11］學(xué)者們對于實現(xiàn)共同富裕的方式也進行了不同角度的研究。覃成林和楊霞認為，根據(jù)增長極理論應(yīng)該優(yōu)先發(fā)展某一地區(qū)的經(jīng)濟，然后該地區(qū)的經(jīng)濟增長會帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟的增長，即先富帶動后富，最終實現(xiàn)共同富裕，但是這種實現(xiàn)共同富裕的方式具有局限性，不同區(qū)域之間的效果具有差異性。［12］江亞洲和郁建興認為，可以利用第三次分配的方式，例如，慈善捐贈、志愿服務(wù)等方式緩解兩極分化，從而實現(xiàn)共同富裕。［13］

迄今為止，國內(nèi)外學(xué)者對于稅制結(jié)構(gòu)和共同富裕進行了不同維度的研究，但這些文獻不足以充分回答稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響問題。首先，中國社會的主要矛盾已經(jīng)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡、不充分的發(fā)展之間的矛盾，在新時期，需要研究稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響。其次，上述文獻雖然研究了多種因素對收入分配的影響，但是很少涉及稅制結(jié)構(gòu)對收入分配的影響，即使有所涉及也僅僅是粗略研究直接稅和間接稅的比重對收入分配的影響，至于各稅種的比例關(guān)系、直接稅內(nèi)部各稅種的比例關(guān)系、間接稅內(nèi)部各稅種的比例關(guān)系對收入分配的影響并無相關(guān)研究。最后，現(xiàn)有文獻雖然提出了多種方法以實現(xiàn)共同富裕，但是很少有從稅制結(jié)構(gòu)角度進行研究的。

鑒于上述文獻的種種不足，本文逐一分析了直接稅和間接稅的比例、各稅種的比例關(guān)系、直接稅內(nèi)部各稅種的比例關(guān)系、間接稅內(nèi)部各稅種的比例關(guān)系對城鄉(xiāng)共同富裕的影響，以及主體稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)不同類型共同富裕的影響。

二、模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

為了研究稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響，本文參考駱永民和樊麗明的研究方法構(gòu)建如下基準模型：［14］

式（1）中，Yi，t表示在t時間段內(nèi)對研究對象i的稅制結(jié)構(gòu)；C表示常數(shù)項；α表示稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)；Xi，t表示在t時間段內(nèi)對研究對象i的稅制結(jié)構(gòu)；β表示控制變量的系數(shù)；Control表示控制變量；ε為隨機干擾項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量有5個，分別為：城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度，用農(nóng)村人均可支配收入和城鎮(zhèn)人均可支配收入的比值表示，比值越大說明城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度越高；城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕程度，用農(nóng)村醫(yī)療機構(gòu)人均床位和城鎮(zhèn)醫(yī)療機構(gòu)人均床位的比值表示，比值越大說明城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕程度越大；城鄉(xiāng)精神共同富裕程度，用農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)寬帶每戶接入數(shù)和城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)寬帶每戶接入數(shù)比值來表示，比值越大說明城鄉(xiāng)精神共同富裕程度越大；城鎮(zhèn)富裕程度，用城鎮(zhèn)人均可支配收入的對數(shù)表示，數(shù)值越大說明城鎮(zhèn)富裕程度越高；農(nóng)村富裕程度，用農(nóng)村人均可支配收入的對數(shù)表示，數(shù)值越大說明農(nóng)村富裕程度越高。

2.解釋變量

解釋變量包括：主要稅制結(jié)構(gòu)，用直接稅和間接稅的比值表示；直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)，用企業(yè)所得稅占直接稅的比重表示；間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)，用增值稅占間接稅的比重表示。

3.控制變量

在控制變量中，選擇生產(chǎn)總值、人口數(shù)量、對外開放程度、城鎮(zhèn)化率作為控制變量，分別用生產(chǎn)總值的對數(shù)、人口數(shù)量的對數(shù)、外商直接投資的對數(shù)、城鎮(zhèn)人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值表示（見表1）。

表1 變量符號及具體解釋

（三）數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)檢驗

本文采用我國30個省份（不包括港澳臺和西藏）2011～2020年的數(shù)據(jù)進行分析，數(shù)據(jù)來源于各省份的統(tǒng)計年鑒以及《中國稅務(wù)年鑒》等，對于部分缺失數(shù)據(jù)，使用平均增加值法進行估算。由于消費稅為中央稅，各省份的消費稅是根據(jù)各省份的生產(chǎn)總值占全國生產(chǎn)總值的比重計算而來的。本文使用STATA14.0對各個變量進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表2。

表2 各個變量的描述性統(tǒng)計

由表2可知，各個變量的最小值與最大值相差不大，且并未出現(xiàn)標準差遠遠大于平均值的絕對值情況。說明表2中各變量的數(shù)據(jù)分布是均勻的。

三、基準回歸與異質(zhì)性分析

城鄉(xiāng)共同富裕主要指的是城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間物質(zhì)生活水平縮小差距，稅制結(jié)構(gòu)的主要內(nèi)容為直接稅和間接稅的比例關(guān)系。因此，將被解釋變量和解釋變量分別為城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度和主要稅收結(jié)構(gòu)的模型進行回歸稱之為基準回歸，并在此基礎(chǔ)上進行異質(zhì)性分析。

（一）基準回歸結(jié)果與穩(wěn)健性分析

本文利用STATA14.0對基準模型進行回歸，此外，對基準模型進行適當?shù)男薷?，以使得回歸結(jié)果更加接近實際，同時，便于進行穩(wěn)健性檢驗。對基準模型分別進行如下修改：（1）不包括控制變量，未控制省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；（2）包括控制變量，未控制省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；（3）包括控制變量，控制省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；（4）包括控制變量，控制省份固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，將解釋變量滯后一期，這是由于經(jīng)濟效應(yīng)相對于稅制結(jié)構(gòu)具有一定的滯后性；（5）在（4）的基礎(chǔ)上加入被解釋變量的滯后項，形成動態(tài)面板模型并使用差分GMM工具變量和系統(tǒng)GMM工具變量，這是由于經(jīng)濟變動的結(jié)果很有可能受之前經(jīng)濟狀況的影響。對這5種情況分別進行回歸，回歸結(jié)果見表3。

表3 基準回歸結(jié)果

1.基準回歸結(jié)果

對上文中所述的第5種情況進行回歸更接近現(xiàn)實結(jié)果。由表3可知，在第（5）列中，差分GMM和系統(tǒng)GMM的二階自相關(guān)的P值均大于0.1，但是在SARGAN檢驗中，差分GMM的P值小于0.1，系統(tǒng)GMM的P值大于0.1，所以使用系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果更為準確。根據(jù)表3第（5）列，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.042，說明在其他變量不變時，直接稅和間接稅的比值每提高一個單位，城鄉(xiāng)共同富裕程度會提高0.042個單位。這可能是因為直接稅具有不易轉(zhuǎn)移稅負的特點，而且直接稅中的個人所得稅為超額累進稅率，本身具有調(diào)節(jié)貧富差距的作用，所以直接稅比例的提高會促進城鄉(xiāng)共同富裕程度。

2.穩(wěn)健性分析

在表3的（1）～（5）列中顯示了5種情況的回歸結(jié)果。第（1）列中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.031；第（2）列中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.044；第（3）列中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.023；第（4）列中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.044；第（5）列差分GMM模型中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.021?？梢钥闯?，上述5種情況的回歸結(jié)果均顯著，且系數(shù)均為正，系數(shù)大小均與系統(tǒng)GMM模型回歸結(jié)果相差不大，所以系統(tǒng)GMM模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）異質(zhì)性分析

除了稅制結(jié)構(gòu)外，各省份的經(jīng)濟特征也會影響城鄉(xiāng)共同富裕程度，例如，財政自主權(quán)和城鄉(xiāng)就業(yè)公平度。對于一個具體省份來說，可能更關(guān)注當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展而忽略了城鄉(xiāng)之間的差距，所以，財政自主權(quán)越大的省份，其城鄉(xiāng)共同富裕程度越低。在很多省份會出現(xiàn)城鄉(xiāng)之間同工不同酬的現(xiàn)象，城鄉(xiāng)就業(yè)公平度越低，則城鄉(xiāng)共同富裕程度越低。所以說，財政自主權(quán)和城鄉(xiāng)就業(yè)公平度會影響稅制結(jié)構(gòu)的效應(yīng)。對于財政自主權(quán)，使用財政預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算內(nèi)支出的比值來表示，比值越高財政自主權(quán)越大；對于城鄉(xiāng)就業(yè)公平度，使用農(nóng)村人均工資性收入和城鎮(zhèn)人均工資性收入的比值來衡量，比值越大，城鄉(xiāng)就業(yè)公平度越高。以2012年的數(shù)值為例，根據(jù)中位數(shù)各分為兩組，然后分別進行回歸，回歸結(jié)果見表4。

根據(jù)表4可知，系統(tǒng)GMM模型的二階自相關(guān)P值和SARGAN檢驗P值合理。以財政自主權(quán)進行分類，當財政自主權(quán)低時，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.117；當財政自主權(quán)高時，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.019。這表明財政自主權(quán)會對稅制結(jié)構(gòu)的城鄉(xiāng)共同富裕效應(yīng)產(chǎn)生影響，財政自主權(quán)的提高會抑制稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。這可能是因為對于一個省份來說，會更多關(guān)注自身經(jīng)濟的發(fā)展，當一個省份財政自主權(quán)提高后，會將更多的財政資金投入到城市，從而忽略了城鄉(xiāng)之間的差距，所以財政自主權(quán)的提高會抑制稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。以城鄉(xiāng)就業(yè)公平度進行分類，城鄉(xiāng)就業(yè)公平度低時，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.015；城鄉(xiāng)就業(yè)公平度高時，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.057。這表明城鄉(xiāng)就業(yè)公平度會對稅制結(jié)構(gòu)的城鄉(xiāng)共同富裕效應(yīng)產(chǎn)生影響，城鄉(xiāng)就業(yè)公平度的提高有助于提升稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。

表4 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

四、進一步分析

稅制結(jié)構(gòu)不僅包括直接稅和間接稅的比例關(guān)系，還包括直接稅內(nèi)部各個稅種之間的比例關(guān)系與間接稅內(nèi)部各個稅種之間的比例關(guān)系。城鄉(xiāng)共同富裕在內(nèi)容上除了物質(zhì)層面的共同富裕外，還包括公共服務(wù)的共同富裕和精神共同富裕；在表現(xiàn)形式上，有絕對共同富裕和相對共同富裕。接下來分別從稅制結(jié)構(gòu)和共同富裕這兩端做進一步分析。

（一）稅制結(jié)構(gòu)的進一步分析

1.直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響

我國的直接稅主要包括企業(yè)所得稅和個人所得稅，因此，直接稅的內(nèi)部結(jié)構(gòu)主要就是企業(yè)所得稅和個人所得稅之間的比例關(guān)系。在基準模型中，被解釋變量為城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度，解釋變量為直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)，然后進行回歸，具體回歸結(jié)果見表5。

表5 直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響

由表5可知，在第（5）列中，差分GMM和系統(tǒng)GMM的二階自相關(guān)的P值均大于0.1，但是在SARGAN檢驗中，差分GMM的P值小于0.1，系統(tǒng)GMM的P值大于0.1，所以使用系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果更為準確。根據(jù)表5第（5）列，直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.030，說明在其他變量不變時，企業(yè)所得稅占直接稅的比重每提高一個單位，城鄉(xiāng)共同富裕程度會降低0.030個單位。這可能是因為在直接稅中，個人所得稅直接影響人們的可支配收入，對于調(diào)節(jié)人們收入的差距具有直接作用。所以在直接稅中，企業(yè)所得稅比重升高會導(dǎo)致個人所得稅比重降低，進而不利于城鄉(xiāng)共同富裕的發(fā)展。

表5的（1）～（5）列顯示了5種情況的回歸結(jié)果。在第（1）列和第（2）列中，直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)不顯著；第（3）列中，直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.078；第（4）列中，直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.006；第（5）列差分GMM模型中，直接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.015?？梢钥闯觯鲜?種情況的回歸結(jié)果絕大部分是顯著的，且顯著系數(shù)均為負，系數(shù)大小均與系統(tǒng)GMM模型回歸結(jié)果相差不大，所以系統(tǒng)GMM模型的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響

我國的間接稅主要包括增值稅和消費稅，因此間接稅的內(nèi)部結(jié)構(gòu)主要就是增值稅和消費稅的比例關(guān)系。在基準模型中，被解釋變量為城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度，解釋變量為間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)，然后進行回歸，具體回歸結(jié)果見表6。

表6 間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的影響

由表6可知，在第（5）列中，差分GMM和系統(tǒng)GMM的二階自相關(guān)和SARGAN檢驗的P值均是合理的，在這種情況下使用系統(tǒng)GMM的回歸結(jié)果更為準確。根據(jù)表6中第（5）列，間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.030，說明在其他變量不變時，增值稅占間接稅的比重每提高一個單位，城鄉(xiāng)共同富裕程度會提高0.030個單位。但是，在表6的第（2）～（4）列中，間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的系數(shù)不顯著，說明表6第（5）列系統(tǒng)GMM模型的回歸結(jié)果是不穩(wěn)健的。所以說，間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動不會對城鄉(xiāng)共同富裕程度產(chǎn)生顯著影響。

（二）共同富裕的進一步分析

1.稅制結(jié)構(gòu)對不同內(nèi)容的城鄉(xiāng)共同富裕的影響

城鄉(xiāng)共同富裕在內(nèi)容上可以分為物質(zhì)共同富裕、公共服務(wù)共同富裕和精神共同富裕。在基準模型中，被解釋變量分別為城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度、城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕程度、城鄉(xiāng)精神共同富裕程度，解釋變量是主要稅制結(jié)構(gòu)，然后使用最小二乘法和固定效應(yīng)模型分別進行回歸，回歸結(jié)果見表7。

表7 稅制結(jié)構(gòu)對不同內(nèi)容的城鄉(xiāng)共同富裕的影響

（1）回歸結(jié)果分析。使用固定效應(yīng)模型分別研究主要稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕、公共服務(wù)共同富裕和精神共同富裕的影響。由表7可知，在城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.023，說明直接稅和間接稅的比值每提高一個單位，城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度會提高0.023個單位；在城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.150，說明直接稅和間接稅的比值每降低一個單位，城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕程度會提高0.150個單位；在城鄉(xiāng)精神共同富裕中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為-0.148，說明直接稅和間接稅的比值每降低一個單位，城鄉(xiāng)精神共同富裕程度會提高0.148個單位。這可能是因為直接稅具有不易轉(zhuǎn)嫁的特點，過度地提高個人所得稅和企業(yè)所得稅的比重會降低個人創(chuàng)造財富的積極性，增加企業(yè)的生存風(fēng)險，不利于經(jīng)濟的發(fā)展。從長期來看，政府的稅收收入可能會降低，財力減弱會導(dǎo)致地方政府在公共服務(wù)和精神文明的建設(shè)方面受到約束，中央政府調(diào)節(jié)地區(qū)差距的能力減弱。

（2）穩(wěn)健性分析。本文在研究稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度、城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕程度、城鄉(xiāng)精神共同富裕程度時，使用最小二乘法，主要稅制結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)分別為0.031、-0.073、-0.184。與使用固定效應(yīng)模型，同時對控制變量、省份固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)加以控制的回歸結(jié)果是相近的，因此，表7中的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.稅制結(jié)構(gòu)對不同表現(xiàn)形式的城鄉(xiāng)共同富裕的影響

城鄉(xiāng)共同富裕在表現(xiàn)形式上可以分為絕對共同富裕和相對共同富裕。城鄉(xiāng)絕對共同富裕是指城鎮(zhèn)和農(nóng)村相比于各自原先的水平有所提高。城鄉(xiāng)相對共同富裕是指農(nóng)村相比于城鎮(zhèn)有所提高，即城鄉(xiāng)水平差距減小。在基準模型中，被解釋變量分別為城鎮(zhèn)富裕程度、農(nóng)村富裕程度、城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度，解釋變量是主要稅制結(jié)構(gòu)，然后使用最小二乘法和固定效應(yīng)模型分別進行回歸，回歸結(jié)果見表8。

表8 稅制結(jié)構(gòu)對不同表現(xiàn)形式的城鄉(xiāng)共同富裕的影響

（1）回歸結(jié)果分析。使用固定效應(yīng)模型分別研究主要稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)絕對共同富裕和相對共同富裕的影響，城鄉(xiāng)絕對共同富裕程度用城鎮(zhèn)富裕程度和農(nóng)村富裕程度表示。由表8可知，在絕對共同富裕中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)均不顯著，說明主要稅制結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)富裕程度和農(nóng)村富裕程度的影響并不十分顯著。這可能是因為，在整體稅負不變的情況下，單純的改變稅制結(jié)構(gòu)很難促進城鎮(zhèn)富裕和農(nóng)村富裕。在相對共同富裕中，主要稅制結(jié)構(gòu)的系數(shù)為0.023，說明直接稅和間接稅的比值每提高一個單位，城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕程度會提高0.023個單位。

（2）穩(wěn)健性分析。在表8中，在研究稅制結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)富裕程度、農(nóng)村富裕程度的影響時，使用最小二乘法，主要稅制結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均不顯著。在研究稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)相對共同富裕的影響時，主要稅制結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)為0.044。使用最小二乘法和固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果相似，因此，表8中的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

通過定性分析和實證分析，我們在前文研究了不同類別的稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕各個層面的影響，從而得出以下主要結(jié)論并提出相關(guān)的政策建議。

（一）主要結(jié)論

第一，整體來看，稅制結(jié)構(gòu)的改變能夠影響城鄉(xiāng)共同富裕。直接稅比重的提升能夠促進城鄉(xiāng)共同富裕，這可能是因為直接稅具有稅負不易轉(zhuǎn)移的特點，而且直接稅中的個人所得稅稅率為超額累進稅率，本身具有調(diào)節(jié)貧富差距的作用，所以直接稅比例的提高會促進城鄉(xiāng)共同富裕程度。此外，稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的效應(yīng)還受財政自主權(quán)和城鄉(xiāng)就業(yè)公平度的影響。財政自主權(quán)的提高會抑制稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。這可能是因為對于一個省份來說，其更多會關(guān)注自身經(jīng)濟的發(fā)展，當一個省份財政自主權(quán)提高后，會將更多的財政資金投入城市，而忽略了城鄉(xiāng)之間的差距，所以財政自主權(quán)的提高會抑制稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。城鄉(xiāng)就業(yè)公平度的提高有助于提升稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用。

第二，在直接稅中，個人所得稅比重的提升能夠促進城鄉(xiāng)共同富裕，而間接稅內(nèi)部結(jié)構(gòu)的變動不會對城鄉(xiāng)共同富裕程度產(chǎn)生顯著影響。這可能是因為個人所得稅直接影響人們的可支配收入，對于調(diào)節(jié)人們的收入差距具有直接作用。而在間接稅中，無論是增值稅、消費稅或其他稅種，都具有稅收中性的特點，對調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)共同富裕程度的效果并不十分理想。

第三，稅制結(jié)構(gòu)的變動不能同時促進城鄉(xiāng)物質(zhì)共同富裕、公共服務(wù)共同富裕以及精神共同富裕，且在整體稅負不變的情況下，僅僅通過調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)很難同時促進城鎮(zhèn)和農(nóng)村富裕水平。提高直接稅的比例雖然會由于超額累進稅率縮小收入差距，但是提高農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)和精神文化水平需要財政資金的支撐，中央政府相比于地方政府更注重城鄉(xiāng)公平，中央財政資金會更多地用于調(diào)整城鄉(xiāng)之間的差距，直接稅對中央稅收入的貢獻較低，所以提高直接稅比例不會促進城鄉(xiāng)公共服務(wù)共同富裕以及精神共同富裕。

（二）政策建議

首先，適當提高中央政府財政權(quán)力，維護城鄉(xiāng)就業(yè)公平。因為地方政府財政自主權(quán)的提高會抑制稅制結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)共同富裕的促進作用，所以應(yīng)該適當降低地方政府的財政自主權(quán)，進而適當提高中央政府的財政權(quán)力。具體做法為擴大中央政府的財權(quán)和事權(quán)，一方面應(yīng)提高部分中央稅（例如消費稅）的比例，或者提高共享稅的中央政府分享比例；另一方面應(yīng)擴大中央政府的財政支出范圍，增加對農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付金額。在維護城鄉(xiāng)就業(yè)公平方面，政府應(yīng)該鼓勵農(nóng)村地區(qū)開發(fā)相關(guān)的特色產(chǎn)業(yè)，例如特色農(nóng)產(chǎn)品加工、觀光旅游業(yè)等，從而增加就業(yè)機會，另外，政府可以免費為農(nóng)民提供先進的種植、飼養(yǎng)培訓(xùn)。

其次，適當提高稅制結(jié)構(gòu)中直接稅的比重，特別是個人所得稅的比重。直接稅比重的提升能夠促進城鄉(xiāng)共同富裕，進一步說，是直接稅中個人所得稅比重的提升促進了城鄉(xiāng)共同富裕，所以應(yīng)該提高個人所得稅的比重。但是不能無限提高個人所得稅的比重，因為這樣不利于提高個人創(chuàng)造財富的積極性，不利于經(jīng)濟的發(fā)展。

最后，在促進城鄉(xiāng)共同富裕時，除了調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)外，還應(yīng)該輔以其他經(jīng)濟措施。在整體稅負不變的情況下，僅僅通過調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)很難同時促進城鎮(zhèn)和農(nóng)村富裕水平，畢竟城鄉(xiāng)共同富裕不僅是城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間發(fā)展水平的縮小，而且還應(yīng)該在各自的發(fā)展水平上繼續(xù)進步。因此，促進城鄉(xiāng)共同富裕不能僅僅依靠稅制結(jié)構(gòu)的調(diào)整，還應(yīng)當配合消費、投資等經(jīng)濟手段，才能保證城鎮(zhèn)和農(nóng)村富裕程度的提高以及城鄉(xiāng)之間差距的縮小，最終達到共同富裕。