臺灣租稅制度所得重分配效果之研究︰2001-2011之個體模擬分析

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(1)臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：之個體模擬分析. 1. 2001-2011. 徐偉初＊壹、概述貳、文獻回顧參、Microsimulation 賦稅歸宿假設及AJL 分析. 要. 目. 肆、有效稅率及所得重分配效果之估計伍、研究結論及政策建議. 提要. 「公平正義」是設計租稅制度與執行時政府及民間均強調的原則、功能和目標。幾乎所有租稅革新政策均帶有改善所得分配、追求量能課稅、減輕弱勢族群負擔的目的。因此，為評估租稅成效，對租稅制度的重分配效果應有完整且充分的衡量，才能進行正確的檢驗。本文藉由估算近年來臺灣所有各項租稅的所得重分配效果，以瞭解賦稅制度對所得分配的影響，提供有用的資訊和評估結果，檢討過去表現，做為評估未來各種租稅改革政策「公平」面影響參考；並建立一套可行且合理的分析架構，本文利用年度稅收實徵統計資料，及計算臺灣所得分配指標之行政院主計總處（以下稱主計總處）各年度「家庭收支調查」樣本，估計全國各項稅收在各家庭中的分配情形，計算個別稅收、稅收種類（所得稅、消費稅、財產稅；國稅、地方稅等），和整體稅收的有效稅率，最後整合成稅制所得重分配效果，作為政策討論的基礎證據。＊. 本文作者為中國文化大學會計學系教授、國立政治大學財政學系兼任教授及中華財政學會理事長。本文初稿曾於年月日中國租稅研究會與財政部合辦之「海峽兩岸租稅學術研討會─因應全球化經濟之租稅政策」發表。作者感謝研討會上陳聽安教授及其他與會先進對論文之評述、指正及建議，並感謝臺北大學楊子菡教授、臺灣綜合研究院蘇漢邦所長對原研究計畫之貢獻。 102. 10. 21-22. 2013.

(2) 2. 財稅研究第卷第期 43. 1. 壹、概述. 1990 年以來，臺灣地區的經濟發展情況開始出現明顯變化，「公平中成長」（growth with equity）的良性經濟成長情形不再出現。一方面是經濟成長率降. 低，另一方面所得分配亦日趨惡化。政府改善所得分配的各項政策中，以移轉性支出效果為主，租稅政策發生的影響較微。「公平正義」是租稅制度設計與執行時政府及民間均強調的原則、功能和目標。幾乎所有租稅革新的政策均帶有改善所得分配、追求量能課稅、減輕弱勢族群負擔之目的。因此，為評估租稅成效，對租稅制度的重分配效果應有一完整且充分的衡量，才能進行正確的檢驗。理論上，租稅對所得分配的影響，可以區分為 3 項效果，即垂直效果（vertical effect）、水平效果（horizontal effect）和重排序效果（re-ranking effect）。垂直效果要求稅制具備累進特性，高所得者負擔較重，低所得者負擔較輕；水平效果則基於 Richard Musgrave 所提出「Treating equals equally」的原則，主張相同所得家庭租稅負擔應一致；重排序效果是要求租稅的垂直效果不能矯枉過正，家庭所得排序不能因租稅之累進而產生稅前所得較高家庭，稅後所得反而變得更低的現象。上述 3 種效果，都以家庭所得水準高低做為比較稅負承擔情形的基礎，而這種所得分配狀態的表達，學理上稱為個人所得分配（ personal distribution of income）。衡量總體所得分配狀態最常用的指標如大島指數（Oshima index）、吉尼係數（Gini coefficient）和羅倫茲曲線（Lorenz curve）（徐偉初，2003，233235），均與功能性所得分配相關，而租稅對所得分配所產生的影響，也可藉這些指標的變化衡量。例如課稅前之吉尼係數，與課稅後之吉尼係數差異稱為 RS 指標（Reynolds-Smolensky index），而稅負集中係數與稅前吉尼係數之差異則稱為 K 指標（Kakwani index），都是衡量租稅累進（退）程度之常用指標。計算上述指標時，須估計不同所得水準的家庭或個人，在估計期間內負擔各項租稅數額。以我國稅制為例，納稅義務人並不僅限於自然人，營利事業所得稅（以下稱營所稅）是以營利事業為課稅對象，營業稅亦同。但綜合所得稅.

(3) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 3. （以下稱綜所稅）、遺產稅等則以自然人為課徵對象；土地稅基本上視課稅標的產權所有人為自然人或法人（或其他實體）而定。因此討論租稅的所得重分配效果時，不應以自然人為納稅義務人的稅目或稅課為限。 Siedman（2009）討論公司所得稅負擔時，明白指出是由個人，不是企業，最後負擔所有的租稅。透過轉嫁，所有各種不同稅負，最後一定由有所得、收入或消費支出的家庭單位，個人或自然人所負擔。因此討論整體稅負的重分配效果，進而檢討全體稅制，或者個別稅目所產生的重分配效果時，必須納入租稅轉嫁與歸宿的討論和分析，方有完整的面貌。況且，若不考慮非直接對自然人課徵的租稅，則臺灣稅制中有許多稅目的重分配效果都未能檢討，所得到的結論，都不是一個正確的推論。本文估算近年來臺灣所有各項租稅的所得重分配效果，以瞭解賦稅制度對所得分配的影響。自 1990 年代起，臺灣的所得分配情形有漸趨惡化的現象，吉尼係數由 1991 年 0.308，逐漸上升到 2011 年 0.342，二十年間，以 2001 年 0.350 最高，2005 年及2009 年之0.345 次之。以大島指數評估，也呈現同樣的趨勢，由 1991 年 4.97 倍上升到 2011 年 6.19 倍，其中亦以 2001 年之 6.39 倍為最高。另一方面，2008 年國際金融海嘯使失業率達到新高，而且出現 2001 年以來的另一次經濟負成長。經濟發展情形欠佳，甚至出現所得負成長的局面，對低所得家庭產生較劇烈的衝擊。政府除積極執行擴大就業、補貼薪資等政策外，在租稅政策和擬定新稅制時，均以「減低中低所得者及薪資所得者租稅負擔，並提升高所得者租稅負擔，以強化租稅移轉效果」為內涵之一。然而，同樣的 20 年間，臺灣賦稅負擔率也由1991 年17.3%下降到2011 年12.8%，其中2003 年更低至11.8%，而 2010 年也僅為 11.9%。偏低的賦稅負擔率，究竟能發揮多少的所得重分配效果，值得深入探討。本文建立一套可行且合理的分析架構，利用年度稅收實徵統計資料，及主計總處各年度「家庭收支調查」樣本，估計各項稅收在各家庭中的分配情形，計算各別稅收、稅收種類（所得稅、消費稅、財產稅；國稅、地方稅等），和整體稅收的有效稅率（稅負與家庭所得之比率），最後整合成稅制所得重分配效果，作為政策討論的基礎證據。.

(4) 4. 財稅研究第卷第期 43. 1. 首先以 Pechman & Okner（Pechman and Okner, 1974）的租稅轉嫁及歸宿假設，應用主計總處各年度家庭收支調查樣本中，家戶的所得及消費水準與結構等資料，估算各家庭承擔的各項稅目稅負，並計算其有效稅率，再依不同的租稅分類，彙總表達家庭所得與稅負承擔關係。再以 AJL（Aronson, Johnson and Lambert, 1994）的統計分解法為基礎，計算各稅目及整體稅負的重分配效果，再細分為垂直公平效果、水平不公平效果和重排序效果，稱為 PO-AJL 分析。根據以上說明，本文的架構如下：第一節為概述，說明研究緣起，研究目的、研究架構及預期結果。第二節為文獻探討，重點說明國內及國外最近研究所使用的研究方法及研究發現。第三節為 Pechman & Okner 租稅轉嫁歸宿法，以及本文所建立租稅轉嫁假設，並說明 AJL 重分配效果分解法的主要內容。第四節為估計結果。彙分為兩個部分詳細分析。第五節為研究結論和政策建議，根據研究發現，對臺灣租稅制度，提出促進所得分配公平功能的建議。本文選擇採用「家庭收支調查」樣本家庭資料，第一是因為家庭收支調查中，除了各類所得外，有家庭結構、成員年齡等人口資料，此外，豐富的消費支出資料，也是其他以綜所稅申報及核定檔為基礎的資料所不及的。第二是主計總處執行家庭收支調查工作已久，在樣本的代表性上應已建立相當水準，反之，綜所稅申報及核定資料皆以有申報綜所稅的家庭為限，代表性較狹窄。. 貳、文獻回顧. 本節分為兩部分，首先是租稅負擔分配研究的研究工具介紹和評估，其次是國內、外有關國家整體賦稅分配重要研究成果的整理。. 一、租稅之所得重分配效果及租稅對所得分配影響之研究方法. Claus et al.（2012）研究亞洲國家政府支出及租稅重分配效果報告中，詳細說明分析租稅重分配效果最常使用的 3 項工具：傳統個體模擬法（ microsimulation）、可計算一般均衡模型（computable general equilibrium model, CGE）及迴歸分析法。以下就 3 項工具的內容，對資料的需求與優缺點作一概述。所謂傳統租稅歸宿個體模擬法即根據稅負轉嫁和歸宿（ shifting and.

(5) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 5. incidence）的假設，估計家計單位負擔租稅稅負，再依所得水準高低，把家庭區. 分為五等分位或十等分位，計算每分位家庭的平均賦稅負擔率（可稱為特定稅目的有效稅率），以表達不同所得水準分位家庭租稅負擔的累進或累退性。除了每個稅目有效稅率可以依分攤結果估計外，學者也常依租稅種類而彙總相關稅目為所得稅、消費稅及財產稅，或者國稅及地方稅，計算有效稅率，最後並加總各項稅負，得到總合有效稅率：每一分位家庭所得平均承擔的稅負。這個研究方法需要利用個別家計單位資料的個體資料（micro-data）檔案，通常要使用家庭所得及消費支出調查資料庫，以提供所得、所得結構、來源及消費支出等相關變數的數值。這個研究方法的代表性研究，是 Pechman and Okner （1974）利用美國布魯金斯研究院（Brookings Institution）MERGE 資料檔的兩次大規模美國租稅負擔分配的實證工作。OECD（2000）是另一個著名的研究結果。利用個體模擬法的關鍵在建立正確的租稅轉嫁和歸宿假設。雖然有學者認為類似研究中的轉嫁假設未免流於任意（ad hoc），但研究人員在建立假設時都設法從理論預期導引相關的設定。而且通常使用一組以上的假設，以驗證結果的穩定性，並進行估計結論的敏感度分析。常用的轉嫁假設包括：個人所得稅通常由納稅者承擔，不作任何轉嫁的設定；公司所得稅具有多種假設的應用，有設定不轉嫁，由股東負擔所有稅負；有利用 Harberger（1960）的一般均衡分析結果，假設由所有資本主同時負擔；也有設定後轉（backward shifting）由勞動者部分負擔；最後，假設公司所得稅為生產成本之一，前轉到由購買產品的消費者負擔。通常慣用的處理方式是假設一個分配比例，稅負分別由股東、勞工和消費者共同分擔。消費稅（包含加值稅，特產稅及關稅），基本上都假設轉嫁到消費者負擔，設定大抵上為累退分配。不過，Kaplow（2007）的研究指出，如果加值稅有多層稅率（例如對必需品和奢侈品的稅率不同），則加值稅的累退性將會降低。最後，財產稅的歸宿基本上有兩派意見，其一假設不轉嫁，由應稅財產所 1. 1. 有些研究基於個體家庭資料的缺乏，也有用「代表性家庭」（）的推算家庭資料代替。例如假設十個分位家庭中，每分位都只有一個家戶，其支出、所得與其他特性可代表真正的分位家庭平均水準。（）的研究就是一個例子。 representative, typical household. Wasylenko. 1986.

(6) 6. 財稅研究第卷第期 43. 1. 有人或所有財產（應稅及未稅）所有人負擔；另一則假設會前轉，由財產的使用人或租用人承擔。雖然此法通常要處理相當龐雜的資料，但是個體模擬法的估計相對簡單易行，而且明白指出轉嫁和歸宿的假設，不同假設也易於比較及論辯，而且可用於大型資料庫，得到豐富的分析結果。相對而言，個體模擬法對資料的要求也形成應用此工具時的困難之一，大型資料不齊備的國家，通常就不可能進行此類研究；其次，經濟體系之間各個市場互相影響，租稅課徵後的「次級效果」常被這種研究方法所忽略，因此，未能正確回答誰是最後的租稅負擔者這個關鍵問題。對個體模擬法最主要的批評仍是在轉嫁的假設上，（））歸宿的效果，不同的假設就就曾指出事實上是由轉嫁的假設「設定」（可以得到不同的歸宿結果。第二種常用的是租稅歸宿可計算一般均衡模型。（）的著作開啟一般均衡租稅歸宿模型的基礎，後來在一般均衡模型（）的協助下，研究者可以不必受原來模型的限制，在一個建構完整的多部門多方程式的模型下，不必明白假設租稅如何轉嫁，即可推展出租稅課徵的一般均衡結果。均衡變動前後的價格和所得變動，代表租稅的影響。當然，不同的模型，通常會因模型設定的需求，如不同產業部門中的資本－勞動比、生產要素之間的替代彈性等，可能不同的模型有不同的假設，而且模型所得到的租稅分配結論，卻又往往與這些假設數值相關。租稅歸宿模型所用的資料檔案，不同於上述個體模擬方法，求解模型均衡變動需要使用國民所得帳、家計支出調查和納稅資料，惟不要求利用個體資料，資料的整合度較高。法的優點為經濟活動之間的關係可以由完整的經濟結構所表達，透過效用函數、需求函數、生產函數和供給函數的設定，可以清楚追蹤租稅課徵的最終效果。而一般均衡模型考慮到課徵租稅的衝擊效果及其後的回饋效果更是其他兩項工具所不及之處。不過，模型設定和估計的處理非常複雜，而且對資料之要求甚高，一般須假設整個經濟體系中的家計單位數目不多，通常有 Devarajan et al.. stipulate. Harberger. CGE. Harberger. 2×2×2. CGE. CGE. CGE. CGE. 1962. 1980.

(7) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 7. 五到十分位的代表性家庭，只能提供整合性的結果。最後，Fullerton and Roger （1991）提出，CGE 模型雖不「設定」歸宿的結果，不過，得設定重要變數的數值，而租稅歸宿的估計又與這些變數的數值相關。第三項分析工具是迴歸方法，不同於個體模擬及 CGE 方法，迴歸方法不直接估計稅負在家庭間的分配情況，而是假設一個國家的整體所得分配，直接或間接受租稅結構、租稅負擔率和其他租稅因素所影響，並透過實證資料，驗證租稅制度對所得分配的效果。迴歸模型中的被解釋變數通常為吉尼係數，而解釋變數則包括直接稅和間接稅的比例、邊際稅率及租稅的累進程度等。租稅所得重分配的迴歸分析，多應用在跨國比較研究上，因此都以多國的縱橫資料（panel data）檔案為分析主體。這種黑盒子模型（Black box model）的最新研究，包括 Gwartney and Lawson（2001），Weller（2007），Duncan and Sabirianova Peter （2008），以及 Martinez-Vazquez et al.（2011）的成果。此計量工具的缺點非常明顯：租稅對所得分配的影響過徑（path）無法詳細追蹤，欠缺理論分析。不過，計量工具可以驗證國與國之間顯著不同的租稅負擔水準和租稅結構對所得分配的影響。此研究方向通常只聚焦在單一國家的個體模擬法和 CGE 法不可能瞭解的主題。因此可以把迴歸法視為上述兩種方法的互補性研究工具，開拓另外一個研究空間。此外，研究租稅的所得重分配效果，又可以進一步分解綜合重分配效果為垂直效果、水平效果和重排序效果。分解效果之計算，主要有兩種方式：第一：A-G 分解法（Cok, et al., 2012; Duclos and Lambert, 2000; Duclos et al. 2003）：先設定一 Atkinson-Gini 型社會福利函數，再依此假設計算 Atkinson-Gini 不平等指標 I(X)，並得到RE=V - C-R，其中： V 代表垂直效果，定義為 I(X) - I(N ) C 代表水平效果，定義為 I(U ) - I(N ) R 代表重排序效果，定義為 I(N) - I(U ) RE 為綜合效果，X 為稅前所得，N 為稅後所得 N 為符合水平公平之稅後所得，U 為第 p 分位家庭之預期稅後使用。 E. P. E. P. E. P.

(8) 8. 財稅研究第卷第期 43. 1. 另一為 AJL（Aronson, Johnson, Lambert,1994）的分解法，是一項統計工具，不必假設社會福利函數存在。 AJL 定義 RE=(G - G ) -∑α G - R。其中，V=(G - G )，G 為稅前吉尼係數值， G 為課稅符合水平公平時之吉尼係數值。 H=∑α G ， y 為具備相同所得水準之子群之所得， α 為假設稅前所得皆為 y 之子群內，人數比例與稅後所得比例之積， G 為子群與子群間的吉尼係數。最後定義 RE = G − G 為課稅後吉尼係數之變動，則 R（重排序效果） = V – H - RE。不論採取 A-G 或 AJL 分解法，研究者都得對租稅課徵前和稅後所得的變動予以估計，亦須依照租稅轉嫁和歸宿的設定，計算家庭所得的變化，再依符合水平公平課稅方式的調整，即可計算出各項重分配的效果，以檢視租稅達成公平目標的結果。 Y. Y. 0. 0. y. F(y). Y. 0. y. F(y). y. F(y). Y. Y−T. 二、國內、外實證結果彙整. 對臺灣整體租稅制度重分配效果的估計，徐偉初等（1989）為財政部賦稅改革委員會執行的賦稅負擔分配研究，是第一次應用個體模擬法，以個別家庭資料，依據 A、B 兩組不同租稅轉嫁假設，探討各個家庭設算賦稅負擔的實際研究。涵蓋期間自 1976 到 1986 年，共 11 年，主要發現為：整體稅負負擔雖然呈現比例稅制的特性，但反映的是累進的所得稅分配與累退的消費稅分配，其中以消費稅的負擔率較高，不過直接稅比重有隨經濟成長而上升的趨勢。其次，賦稅制度對所得分配之影響，主要決定於各稅之比重及個別累進和累退程度。在觀察期間內，所得稅的累進程度下降，但所得稅占整體稅收比重上升；而消費稅則比重下跌，但累退程度也下跌。因此互相抵銷形成比例稅制。研究中特別指出，最低所得分位家庭之有效稅率為所有各分位家庭中最高的分位，因此呈現對最弱勢家庭最不利的分配情形。.

(9) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 9. 葉金標（1995）延續徐偉初等（1989）之研究，研究臺灣 1987 年至 1993 年的整體租稅累進程度。除了 A、B 兩組租稅歸宿假設，另增加介於兩組之間的較為中性的 C 組假設。在指標部分，除了Kakwani 指標、Reynolds and Smolensky 指標之外，還加入Suits（1977）指標。結果發現：（一）臺灣歷年的總稅負有越來越輕的傾向。（二）3 組假設的有效稅率分配，主要差異在於消費稅。（三）1987 年 A、B 兩組的稅負分配產生明顯的差異。不過，從 1987 年以後，3 組假設下的稅負分配趨勢一致。（四）總租稅分配部分，消費稅所占的比例逐年下降，其主要原因來自於關稅有效稅率的下降。而所得稅與財產稅的比例則逐年增加，原因分別為土地增值稅和證券交易稅（以下稱證交稅）的比重增加。（五）1987 年以後的租稅累進程度相對於 1987 年以前的累進程度大，主要是因為累退性消費稅逐年下降，而累進的所得稅逐年上升。（六）1987 年以後，平均而言，以 1991 年的租稅累進程度最高，1993 年的租稅累進程度最低。（七）租稅的累進性並非影響所得分配中的唯一因素，稅前所得分配狀況也是一個重要的因素。陳盈州（2004）沿用徐偉初等（1989）的方法，分析 1994 年到 2002 年的臺灣租稅負擔狀況。在方法上，除了沿用原有的戶數十分位法及福利比率十分位法之外，還新增了刪除最高與最低所得組的戶數十分位法、依家戶相當規模因子調整的戶數十分位法、依專家統計法調整的戶數十分位法。研究結果發現：（一）總稅負不僅未隨經濟成長率同比例上升，而且逐年遞減，因此，臺灣總體稅負有逐年減輕的趨勢。（二）在各種方法分析下，財產稅多呈固定比例，家戶的租稅負擔變化主要表現在所得稅與消費稅。（三）所得稅在研究期間內的總平均稅率呈現遞減。土地增值稅占所得稅比重下滑，綜所稅有效稅率於 1996 年以前呈現遞減、1997 年到 2000 年呈比例分配、2001 年與 2002 年下滑，營所稅變化狀況與綜所稅類似。（四）消費稅占總稅負的比重逐年下降。（五）總租稅負擔雖然呈下降趨勢，但 1998 年總體稅負突然上升，主要是因為該年度關稅與貨物稅收入較高。上述研究主要都根據 Pechman and Okner（徐偉初等，1989）的轉嫁假設為基礎，並考慮臺灣稅制的特性，以及例如 Browning and Johnson（1979）等學者對 Pechman and Okner 轉嫁及稅負分攤基礎假設的批評和修正，計算家庭稅前所.

(10) 10. 財稅研究第卷第期 43. 1. 得水準及其分配狀態，再模擬租稅課徵對淨所得的影響。徐偉初等（1989）及以後進行的一系列研究中，都套用兩組以上假設估計主計總處「家庭收支調查」樣本家庭中，每家庭的每一項租稅負擔，再依不同的標準，把家庭適當分群，彙整結果。大體而言，過去 30 年來，臺灣所得稅為累進，消費稅為累退，財產稅則接近比例稅的性質，因此整體稅負雖不致引起所得分配惡化，但亦對改善分配未有積極貢獻。國外研究成果方面，最大型的研究是 Pechman and Okner （ 1974 ）利用 Brookings Institution 1966 年處理得到的 MERGE 檔案，以美國全國家庭代表性樣本之個體橫斷面資料為估計基礎、依差異租稅歸宿假設選定各稅目的承擔變數，將各家庭的不同所得與消費分別攤入，計算出美國個別家庭的租稅負擔。結果發現個人所得稅呈現累進的狀況，特別是低所得者呈現較為高度的累進情形，而工資稅、銷售稅、特產稅呈現累退，地方財產稅及公司所得稅呈現高度累進。 Pechman（1985）延續之前的研究，估計 1966 年、1970 年及 1980 年的稅負分配狀況，並預估 1985 年的稅負分配。依據 3 大類 8 種轉嫁假設，各個假設下皆可求出每戶的7 種有效稅率，再以調整後家庭所得排序，分成十等分，或以家庭所得級距分類，算出主要稅目、聯邦稅、州稅的各個有效稅率。研究結果發現，所有租稅歸宿假設下整體稅負分配皆呈輕微累進，個人所得稅亦呈現輕微累進。聯邦稅亦呈輕微累進，原因來自於主要稅收為所得稅。地方財產稅和公司所得稅呈現高度累進且幅度大於工資稅。銷售稅及特產稅則呈累退。至於在分解重分配效果的研究工作中，Aronson、Johnson and Lambert（1994）提出 AJL 分析法，分解課徵所得稅所產生的重分配效果為垂直效果（V），水平不公平效果（H）及所得重排序效果（R）3 項，並以此分別估計英國（1990）及義大利的個人所得稅分配情形。Aronson、Johnson and Lambert 的研究發現，不論是否考慮有家庭經濟規模的條件下，英國所得稅制具備相當的重分配效果，其中以垂直公平的效果最大，亦即主要由於所得稅的累進課徵，使稅後所得較稅前所得的分配顯著公平。例如假設家庭消費支出不具規模經濟，稅前所得分配的吉尼係數為 0.4127，稅後下降為 0.3816，其中垂直公平發揮了降低吉尼.

(11) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 11. 係數值 0.0332 的效果，但是由於水平不公平和所得重排序的現象，各抵銷了 0.00008 和 0.0013 的改善所得分配不公的效果。 Aronson、Johnson and Lambert 使用英國的家庭支出調查（Family Expenditure Survey, FES）研究英國 1978 年到 1991 年所得稅的重分配效果。研究結果發現， 1990 年至 1991 年間，垂直效果約占了整個重分配效果 106% 至 107%，水平不公平效果約占重分配效果 1% 至 2%，所得重排序效果占了重分配效果的 4% 至 6%。並且，定義相同的子群時，不同的組距會使得水平不公平效果與所得重排序效果產生抵換關係，假如定義的組距範圍較小時，水平不公平效果會下降、所得重排序效果會上升。反之，若定義的組距範圍較大時，水平不公平效果會上升、所得重排序效果會下降。同一研究指出，義大利（1990）的情形與英國結果相似。在以家庭所得為基礎的條件下，吉尼係數由 0.3820 下跌為 0.3542，其中垂直效果貢獻了 0.0284， H 及 R 分別為 0.0001 及 0.0005，顯示義大利和英國的所得稅制，都有改善所得分配的效果，但也存在一定程度的水平不公平與所得重排序的不公平結果，其中，以後者的不公平程度較高。臺灣整體賦稅各項重分配效果的研究中，亦均應用 AJL 分解法，包括游秉睿（2010）以 AJL 法計算 2001 年至 2007 年 7 年間，各項稅目重分配效果。這類型結合 AJL 分解法和稅負轉嫁假設所進行的研究，尚有黃明聖（2012）對營所稅及李駿謙（2004）以綜所稅及營所稅為分析對象的論文。至於其他有關稅負分配之研究，主要以個別稅目局部變動所產生之重分配影響為主題，且最多以政策改變前後之所得分配變動為指標，不涉及 R、H 另外兩項效果。李駿謙（2004）利用 AJL 模型分析臺灣 1998 年至 2002 年的綜所稅與營所稅的各項重分配效果。研究結果發現：（一）由吉尼係數的變化，反映出臺灣所得分配呈現越來越不公平的現象。（二）Kakwani 指標指出綜所稅與營所稅具有累進的性質。（三）垂直效果是造成重分配效果的主要因素。水平不公平與所得重排序效果雖然存在，但其效果不大。（四）所得重分配功能並沒有受到太多其他外在因素的影響。至於是否有促進經濟公平及改善稅後所得分配，就數據上而言，整體重分配效果並不是很大。.

(12) 12. 財稅研究第卷第期 43. 1. 游秉睿（2010）以 AJL 重分配模型，計算 2001 年至 2007 年間，臺灣各種稅目對所得分配的影響。發現在研究涵蓋期間內，所得稅和財產稅有改善所得分配不均的作用，消費稅則會惡化所得分配情況。以水平不公平的效果而言，3 種稅賦的水平不公平程度相對所得重分配效果都相對輕微，而所得稅的重排序效果最大，財產稅的比例最低。另一種分析方法是採可計算一般均衡模型，充分考慮稅收引起之生產、消費及其他經濟活動與價格的變化，以評估對所得分配的影響。不過，由於家戶單位具有不同的特性，CGE 模型不可能針對某類家庭的各項有效稅率得到估計結果，也不能計算水平效果及重排序效果。不過，Ferreira-Filho and Horridge （2004）及 Ferreira-Filho et al.（2007, 2010）結合傳統的 Pechman-Okner 賦稅轉嫁歸宿假設和 CGE 模型，嘗試提供不同特性家庭稅負負擔的估計。 Ferreira-Filho et al.（2010）以 CGE 結合個體模擬的方法，假設直接稅與間接稅的轉嫁情形，研究巴西賦稅改革政策對減少貧窮家庭數目的效果。研究結果指出，降低對食品課徵的間接稅效果最顯著，而且，對稅收的影響也最大。降低農業部門中間投入的政策雖然在減貧上沒有效果，但最能促進整體所得分配的改善（吉尼係數下降幅度最大）。 Iyer and Reckers（2012）直接估計 Lorenz 曲線的移動，估計美國聯邦所得稅制中，對薪資所得以及資本增值課稅方式所產生的重分配效果。研究結果指出，在 1995 年至 2006 年間，薪資所得為累進課稅，有助於所得分配不平的改善，但資本利得課稅卻呈累退，抵銷了薪資所得課稅的改善所得分配效果。 Cornia et al.（2011）討論拉丁美洲國家租稅改革對所得分配的影響時，整理出最近各國租稅制度及移轉性支付政策對改善所得分配的效果如表 1。由表 1 得知各國政府的整體重分配財政政策均使吉尼係數下降，大部分國家的租稅與移轉性支付政策均能同時縮減所得分配不平等，不過，仍有部分國家，包括，瑞士、土耳其、哥倫比亞 3 國，存在累退的整體賦稅制度。其次，除了美國及以色列兩個國家大約為 1.5 倍以外，表中所有國家的政府移轉支出政策效果，都是稅賦效果的 2 倍以上，歐債風暴中心的西班牙及希臘高達 120 與 18 倍。.

(13) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 表選樣國家租稅及政府移轉支出之重分配效果租稅及移轉支出對家戶每人可支配所得之係數係數之影響年份政策前政策後總效果稅賦效果移轉支出效果 1. 國家澳洲奧地利比利時加拿大丹麥芬蘭法國德國希臘愛爾蘭盧森堡荷蘭挪威西班牙瑞典瑞士英國美國捷克愛沙尼亞以色列韓國波蘭羅馬尼亞中華民國土耳其阿根廷. 13. Gini. Gini. 2003. 0.461. 0.312. 0.149. 0.047. 0.101. 2004. 0.459. 0.269. 0.19. 0.034. 0.156. 2000. 0.542. 0.279. 0.263. 0.063. 0.201. 2004. 0.433. 0.318. 0.114. 0.038. 0.076. 2004. 0.419. 0.228. 0.191. 0.042. 0.149. 2004. 0.464. 0.252. 0.212. 0.044. 0.168. 2005. 0.449. 0.281. 0.168. 0.017. 0.151. 2004. 0.489. 0.278. 0.21. 0.052. 0.158. 2004. 0.462. 0.329. 0.133. 0.007. 0.127. 2004. 0.49. 0.312. 0.178. 0.046. 0.132. 2004. 0.452. 0.268. 0.184. 0.037. 0.147. 2004. 0.459. 0.263. 0.196. 0.04. 0.156. 2004. 0.43. 0.256. 0.174. 0.035. 0.139. 2004. 0.441. 0.315. 0.126. 0.001. 0.124. 2005. 0.442. 0.237. 0.205. 0.037. 0.168. 2004. 0.395. 0.268. 0.128. -0.003. 2004. 0.49. 0.345. 0.145. 0.021. 0.124. 2004. 0.482. 0.372. 0.109. 0.043. 0.066. 2004. 0.468. 0.267. 0.201. 0.038. 0.163. 2004. 0.493. 0.34. 0.153. 0.034. 0.12. 2005. 0.491. 0.37. 0.121. 0.045. 0.076. 2006. 0.334. 0.311. 0.023. 0.006. 0.017. 2004. 0.527. 0.32. 0.207. 0.005. 0.202. 1997. 0.372. 0.277. 0.095. 0.013. 0.082. 2005. 0.324. 0.305. 0.019. 0.003. 0.016. 1997 2006. －. 0.589. 0.49 0.479. －. 0.11. -0.014 0.019. 0.13. －. 0.091.

(14) 14. 財稅研究第卷第期 43. 巴西哥倫比亞哥斯大黎加瓜地馬拉墨西哥烏拉圭資料來源：. 1. 2006 2004 2004 2006 2006 2004-06. Cornia et al.. （. 2011. 0.57 0.568 0.559 0.521 0.537 0.542. ）。. 0.486 0.562 0.479 0.507 0.497 0.428. 0.084 0.006 0.08 0.014 0.04 0.124. 0.014 -0.001 0.012 0.012 0.003 0.01. 0.07 0.006 0.068 0.002 0.037 0.114. 參、Microsimulation 賦稅歸宿假設及 AJL 分析. 賦稅分配的研究必然涉及賦稅歸宿的設定。賦稅歸宿係探討賦稅課徵對個人之可支配實質所得分配的影響，這方面的問題一向爭議很多。傳統上認為所得稅、財產稅等直接稅並不轉嫁。但自六十年代 Harberger 利用一般均衡分析方法探討公司所得稅的轉嫁問題，及 Aaron（1974）有關財產稅歸宿分配的新、舊觀點（The new and old view）的討論後，一般學者對於直接稅轉嫁的看法就甚為紛歧，因此目前大多採用幾種不同歸宿假定。在銷售稅方面，一般均認為完全轉嫁而由消費支出負擔，Pechman & Okner 的研究中就持此論點，但是 Browning and Johnson（1979）卻持不同看法，認為銷售稅的課徵可能後轉而由要素所得負擔。 Pechman & Okner 依循傳統的看法，認為在市場完全競爭、物價完全浮動、要素完全移動、要素供給固定及要素所得完全反映邊際產值和充分就業的假定下，由於政府可透過貨幣或財政政策抵銷賦稅課徵所引起一般物價水準的變動，因此，賦稅的歸宿決定於賦稅課徵對「相對產品價格」與「相對要素所得」的影響，而與絕對價格的變動無關，故若所有家庭之要素所得的比例與支出型態均相同，則賦稅的課徵並不至於引起家庭間相對實質所得的變化。因此，當家庭間之支出形態類似，則可忽略賦稅對所得支用面（use side of income）的影響；另一方面，若相對要素價格不改變，則不需考慮賦稅對所得來源面（source side of income）之衝擊。根據此種論點，Pechman & Okner 認為課徵一般銷售稅或營業加值稅並不改變相對要素價格，而應由所得支用面負擔，且因其亦不改變相對產品價格及消費型態，故依總消費支出分攤。至於特種銷售稅則亦不影.

(15) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 15. 響所得來源面，因為假定各產業使用之要素比例相同，當勞動與資本由應稅貨物產業移轉至未稅貨物產業，其所能獲取之所得幾乎與稅前相同。惟由於特種銷售稅將使相對產品價格發生變化，故應依消費課稅貨物之支出分攤賦稅負擔。 Browning & Johnson 則持不同觀點，認為當政府透過財政、貨幣政策維持物價水準不變時，課徵一般銷售稅雖不致改變產品之相對價格，但將使要素價格下降。因此，一般銷售稅應由所得來源面負擔。惟若儲蓄等於零時，則由要素所得來源面或消費支出面分攤並無不同。除此之外，由於家庭所得並非全是要素所得，對低所得階層而言，政府的移轉給付往往占了相當大的比例。依美國 1972 年的資料顯示，20% 最低所得階層之所得中有 65% 取自政府的移轉給付，而最高所得階層則只有 8%。由於大部分的移轉給付均經指數化，即隨物價變動而調整，並未負擔一般銷售稅，因此，由於移轉給付占家庭所得比例之不同，其負擔之一般銷售稅亦有不同，故一般銷售稅應依所得來源面分攤。在特種銷售稅方面，賦稅的課徵將導致相對產品價格與相對要素價格的變動，因此，應就所得來源面與所得支用面分別考慮。原則上，對個別家庭實質所得之影響，端視要素所得價格之下跌幅度和消費課稅貨物與未稅貨物之支出比例而定。前述兩種觀點差異極大，而得出之結論亦截然不同。但歷年有關文獻的作法幾乎均與 Pechman & Okner 一致，且就我國而言，政府移轉給付占家庭所得之比重不高，似不宜完全採納 Browning & Johnson 的觀點。且嚴格說來，賦稅歸宿研究不能僅依據相對產出與要素價格的變化，其他如應稅與免稅貨物之需求彈性、生產要素間之替代彈性、邊際消費傾向及市場結構等因素亦須考慮。. 一、各稅目之歸宿假設. Browning & Johnson 之後轉歸宿假設所依據的理由並不完全適用於臺灣，故此賦稅改革委員會的研究中即設定兩種賦稅歸宿型態： A 組假設為考慮 Browning & Johnson 之歸宿假設後的折衷方法，即銷售稅的二分之一由要素所得負擔，二分之一由消費支出負擔；B 組假設為參酌 Pechman & Okner 與國內學者. 的相關研究而設的假定。本文亦遵循原來一系列研究的歸宿假設，並且根據臺灣稅制變動而作適當調整，表 2 中之證券交易稅並包含期貨交易稅稅收。.

(16) 16. 財稅研究第卷第期 43. 1. 表本研究租稅歸宿假設之分攤基礎 2. 稅目綜所稅. A 組分攤基礎假設. B 組分攤基礎假設. 由家庭收支調查報告第項〔綜所由家庭收支調查報告第項〔綜稅〕支出為其稅負額。所稅〕支出為其稅負額。營利事業所由投資收入與營業淨收入承擔，由投資收入與營業淨收入承得稅由財產收入承擔。擔，由受僱人員報酬承擔，由經常性支出承擔。土地增值稅由財產收入承擔。由財產收入承擔，由儲蓄承擔。營業稅由已分配要素所得承擔，由經由經常性支出承擔。常性支出承擔。印花稅由財產收入承擔，由經常性支由經常性支出承擔。出承擔。使用牌照稅由個人交通通訊工具之購置費用由個人交通通訊工具之購置費承擔，由財產收入承擔，由搭用承擔，由財產收入承擔，由搭乘交通設備之費用承擔。乘交通設備之費用承擔。娛樂稅由娛樂消遣服務支出承擔。由娛樂消遣服務支出承擔。房屋稅與地由家庭收支調查報告第項〔房屋由財產收入承擔，由租金支價稅地價稅〕支出為其稅負額。出承擔，由消費支出承擔。遺產稅與贈由最高所得組依其財產收入承擔。由最高所得組依其財產收入承擔。與稅契稅由財產收入承擔。由財產收入承擔，由儲蓄承擔。證券交易稅由投資收入承擔。由投資收入承擔。菸酒稅由菸草支出承擔，由酒精性飲由菸草支出承擔，由酒精性料支出承擔。飲料支出承擔。貨物稅由已分配要素所得承擔，按由消費支出承擔。組全部轉嫁之分攤基礎承擔。關稅由已分配要素所得承擔，按由消費支出承擔。組全部轉嫁之分攤基礎承擔。 610. 610. 3/4. 1/2. 1/4. 1/4. 1/4. 1/2. 1/2. 1/2. 1/2. 1/2. 1/2. 1/3. 1/3. 1/3. 1/3. 1/3. 590. 1/3. 1/3. 1/3. 1/3. 1/2. 1/2. 1/2. 1/2. B. 1/2. 1/2. B. 資料來源：依本文研究假設。. 1/2. 1/2. 1/2. 1/2.

(17) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 17. 表 2 中的各項歸宿假設基本上沿襲徐偉初等（1989）開始的一系列類似研究的假設而得。不過，隨著稅制的變動，若干租稅已廢除。所以研究的設定也必須調整。大抵上，根據傳統的看法，A 組的假設較偏向於以所得收入面為分攤基礎，而 B 組則有較多由所得支出面分攤的設定。例如營所稅的設定中，A 組假設四分之三由投資收入和營業淨收入承擔，四分之一由財產收入承擔，設定全部由非勞動收入來分攤。但在 B 組假設中，除投資收入、營業收入和財產收入外，另假設會透過企業生產成本提高，轉嫁到產品價格上，所以有 25% 的營所稅設定由經常性支出承擔。營業稅是另外一個例子，A 組假設分別由已分配要素所得及經常性支出各負擔 50%，考慮到營業稅之課徵降低企業利潤之可能，而 B 組假設則設定完全轉嫁，100% 由消費者之經常性支出承擔。一般認為，如果一項稅負以所得為分擔基礎，則較可能呈現相對較高的累進性，反之如果由消費支出承擔，由於家庭平均儲蓄傾向和邊際儲蓄傾向都呈現隨所得上升而上升的現象，因此以個別家庭承擔稅額。與所得之比例，作為衡量租稅之累進或累退性，較偏向於以消費為分擔基礎的做法，較可能是呈現累進性較輕或累退的現象。所以，A 組為較累進的假設，而 B 組則較累退。事實上，真正的轉嫁情形為何，一直是學者注意和爭論的主題。公司所得稅或者對企業所得的課徵，究竟有多少是由公司利潤承擔，有多少是後轉到由生產要素承擔，導致勞動者也承擔了部分或全部稅負，即為長久爭論的問題。 Arulampalam et al.（2010）的研究歸納各種觀點，結論仍主張是實證問題。然而，實證結果也不一致，直到目前，這個由 Harberger（1962）首先提出的問題，仍沒有達成一致結論。在表 2 中，個別家庭所承擔的綜所稅是假設完全不轉嫁，因此綜所稅的稅負直接取諸家庭收支調查中「綜所稅支出」的數值。然而，此項支出金額是否確實反映樣本家庭當年度綜所稅負，須有相當證據支持。最直接的證據當然是檢視樣本家庭年度綜所稅申報及核定檔資料，既可驗證又可直接取用所得稅申報資料，省去再調查的過程（惟主計總處家庭收支調查資料檔與財政部掌管各項稅負的檔案尚未連結）。Pechman and Okner（1974）能應用 MERGE 檔案，結合 2. 2. 計算所得重分配效果時的指數，稱為有效稅率。 RE. g.

(18) 18. 財稅研究第卷第期 43. 1. 家庭收入和消費支出與聯邦個人所得稅申報檔案的資料，因此個人所得稅負的負擔有準確的紀錄。臺灣家庭收支與綜所稅兩個資料庫未能匯整，是導致綜所稅分配估計產生偏誤的主要原因。以主計總處收支調查所紀錄的年度綜所稅收入資料推算，調查中大約只記錄了三分之一的年度綜所稅稅收，由重分配效果（RE）的公式說明，綜所稅有效稅率的估計值偏低，一定會低估本項稅目的重分配效果。不過，就目前所能整理的資料庫來說，這是無可避免的缺點。就綜所稅稅目而言，可以較注重分配效果的趨勢，而忽視被扭曲的分配效果的絕對大小。另外一項依調查中登錄數作為負擔數的稅目是房屋地價稅。由於收支調查中，只有調查家計單位中「房屋地價稅」的支出，而非房屋稅、地價稅的個別稅負，因此本文沿用以前的方法，兩稅合併處理。在 A 組假設中，房屋地價稅不轉嫁，由樣本家庭負擔，較偏向所謂舊觀點或傳統觀點的主張；在 B 組中，則假設有前轉、旁轉的可能，納入新觀點的看法。至於非由家庭（或個人）所承擔的房地稅，則未作特別假設，可以視為已反映在企業成本上，可能轉嫁到由營利所得或要素所得承擔。. 二、所得與賦稅之定義. 本文採用「調整後家庭所得」（adjusted family income）作為各家庭有效稅率的計算基礎。調整後家庭所得等於家庭收入加上間接稅。採取此種所得觀念的理由如下：  Pechman & Okner（1974、1985）指出，衡量有效稅率時，賦稅與所得的基礎必須一致，亦即，若賦稅之中包含各項間接稅，即須採用扣除各項間接稅之前的所得與之對應。就主計總處「個人所得分配調查報告」及後來的家庭收支調查資料而言，各家庭之稅捐支出僅包含房屋稅、地價稅、綜所稅及其他直接稅，並不包括間接稅，故為求計算基礎一致，有必要先將各項間接稅攤入各家庭之家庭所得。  經濟學家所公認的所得定義是：一定期間內，消費加本期淨值增加額（或減去淨值減少額）。由於間接稅大多隱含在消費支出之中，但現有家庭所得資料.

(19) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 19. 並不含間接稅，故採用「調整後家庭所得」較接近公認的所得定義。為攤計各項間接稅，本文沿用 Pechman & Okner（1974、1985）的方法，按各家庭之已分配要素所得比例分攤，至於在歸宿假設下不轉嫁或部分轉嫁且未列入「個人所得分配調查報告」（家庭收支調查）之家庭所得支出的稅目，如營所稅、證交稅等，其不轉嫁部分係將分攤之稅額加回家庭所得；轉嫁部分則按前述方法處理。由於本文設定兩組歸宿假設，故經上述方法調整後，各家庭在兩組歸宿假設下的調整後家庭所得可能會不相同，不過其間差異並不致太大。至於賦稅之定義，本文係以「賦稅統計年報」（後更名為「財政統計年報」）中所列之各類賦稅為準。. 三、級距分類標準. 本文沿用以往戶數十分位的分組方式，先將所有家庭按稅前所得高低順序（由小至大）排列，再按總戶數予以十等分，每一分位之家庭戶數均相同。觀察各十分位之家庭平均有效稅率的變化情形，若平均有效稅率逐級上升，表示該稅為累進；逐級下降則為累退；若各十分位之平均有效稅率大致相同，則為一比例稅。本文估計近年來各戶數十分位下各項稅目的租稅負擔率，除了沿用傳統未作家戶人口數調整的分析方法外，也將採用根據家戶人口數目調整的估算方法，納入家庭消費支出具備經濟規模的考慮，分析各項稅收有效稅率的分配，以及 AJL 分析。. 四、AJL 重分配效果分解模型. Aronson、Johnson and Lambert（1994）提出 AJL 模型來分析英國所得稅的重分配效果，研究中使用英國的家庭支出調查（Family Expenditure Survey, FES）. 進行分析。該資料為家戶個體資料。使用個體資料能夠定義出相同所得者，以衡量出水平不公平效果以及所得重排序效果，並且具備人口結構的資料，可以將個別家庭所得和租稅負擔進行家戶相當規模（equivalence scale）的處理，從絕對所得以外的另一角度來評估稅收的分配問題。.

(20) 20. 財稅研究第卷第期 43. 1. AJL 模型利用稅前吉尼係數 (G ) 和稅後吉尼係數 (G ) 之差，獲得重分配效果（redistributive effect, RE）。背離有效稅率級距結構而使所得相同者負擔不同的稅負，即為傳統定義的水平不公平效果（horizontal effect, H）。所得重排序效果（re-ranking effect, R）為背離有效稅率級距結構而使得租稅負擔者在繳納租稅之後，所得排序發生變動，為 Plotnick 於 1981 年所提出。3 假設家庭所得為 Y ，所得稅為 T (Y )（其他稅目，亦可以此類推），則一個累 Y. Y −T. 進稅制下的所得稅表示 ( ) 會隨著 Y 的增加而增加，且 T (Y ) < 1 。若課稅過程中沒有發生水平不公平與所得重排序的現象，所得稅的重分配效果可以(3.1)式來衡量。 TY. ,. Y. RE = GY − GY − T. (3.1). GY 表示稅前所得分配的吉尼係數， GY −T 表示稅後的吉尼係數，兩者相減即可獲得所得重分配效果(RE)。 RE. = G Y − G Y −T =. g 1. −g. KT. (3.2). 在早期，有的學者將重分配效果以租稅累進程度的方式表示，例如：Kakwani 指數。計算方式為租稅的集中係數 (C ) 減去稅前所得分配的吉尼係數，作為租稅累進與否的判斷，以及衡量累進或累退程度的指標。Kakwani（1977）利用租稅的集中係數與稅前所得吉尼係數之差來衡量稅制重分配效果，並將其運用於衡量美國、英國、加拿大及澳洲的租稅累進程度。 (3.2)式中 g 為總租稅占總所得之比例。由此可見，一項租稅的累進（累退也相同）程度(K )，與此一租稅之總體有效稅率(g)，共同決定租稅的重分配效果。就算是極度累進的稅課，如果整體有效稅率偏低，或可針對特定納稅人增加負擔，但不易產生強烈的重分配功能，對整體所得分配的改善有限。最後，(3.2) 式是在假設課稅過程中沒有發生水平不公平與所得重排序的現象之下，整個重分配效果才可以用租稅累進程度來衡量。 T. T. 4. 3 4. （）把排序扭曲的現象稱為水平不公平。當沒有水平不公平和所得重排序效果時，式、式、式，三式會相等。. Plotnick. 1985. (3.1). (3.2). (3.6).

(21) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：2001-2011 之個體模擬分析. 21. 以下，開始納入考慮若發生水平不公平的現象。 T = T (Y ) + ε (Y ) i. (3.3). i. 式表示所得相同為 Y 的家戶其所得稅負擔為 T 。同樣的，在一個累進稅制下的所得稅稅率 ( ) 會隨著 Y 的增加而增加，且 T (Y ) < 1 。 ε (Y ) 為一個干擾項，在所得水準為 Y 時，平均數為零，透過此干擾項可以將所得相同者所遭受的差異租稅負擔表現出來，即水平不公平現象。 i. (3.3). TY. i. ,. Y. i. Y − T (Y ) − ε (Y ) i. Y − T (Y ) Y3 − T (Y3 ). Y2 − T (Y2 ) Y1 − T (Y1 ). 0. Y1. Y2. Y. Y3. 圖水平不公平與所得重排序之圖示 1. 資料來源：Arsonson, Johnson and Lambert (1994)。. 圖表示家戶在各個稅前所得水準 (Y Y Y ) 之下的稅後所得分佈狀態。藉此，可用來說明水平不公平與所得重排序現象的發生。由該圖可以發現，稅前所得相同的家戶，其稅後所得不一定相同，而相同稅前所得家戶的稅後所得會呈現扇形分佈狀態，這扇型分佈在稅後所得平均值 Y − T Y 的兩旁。因此，扇型的存在反映出前述的干擾項，也代表水平不公平的現象。倘若扇型發生重疊的現象，則表示出現所得重排序的情形，而圖中即出現此現象。因此，在現實生活中，倘若出現水平不公平與所得重排序的現象，則前述式所衡量的僅為租稅的垂直（累進）效果。故為了要能夠衡量出真正的重分配 1. i. 1 ,. 2 ,. 3. j. (. j. ). 1. (3.2).

(22) 財稅研究第卷第期. 22. 43. 1. 效果，必須將水平不公平與所得重排序效果自垂直（累進）效果中扣除方能衡量出真正的重分配效果。為了衡量垂直效果 (V)、水平不公平效果 (H)、所得重排序效果 (R)，必須定義出所得相同者，將所得相同者歸為同一組，視為一個子群，所以可以定義出很多個子群，進而分析子群間與子群內的所得分配狀態。AJL 模型將稅後吉尼係數定義如下 (3.4) 式： G = G + ∑α G + R G 為子群間之吉尼係數，計算方式為假設稅前所得相同子群內每個家庭皆負擔子群內平均的稅額。 α 為稅前所得皆為 Y 時，子群內人口比例與稅後所得比例之乘積。 G 為稅前所得皆為 Y 時，子群本身的稅後吉尼係數。R 為殘差項，被定義為所得重排序效果。將 (3.4) 式代入 (3.1) 式，可以得到重分配效果為： 5. Y −T. Y. 0. (3.4). F (Y ). 0. Y. F (Y ). RE = GY − GY −T = (GY − G0 ) −. ∑α G − R (3.5)式右邊第一項為當租稅制度能夠發揮累進效果時，相同所得之人皆負擔相同租稅的重分配效果，即垂直效果(V)。因此，垂直效果為： Y. (3.5). F (Y ). V = GY − G0 g K = T −g. (3.6). 1. (3.5) 式右邊第二項為租稅制度所造成的水平不公平效果 (H)。因此，水平不公平. 效果為： H = ∑α G (3.5) 式中之 K 是 (2) 中的 Kakwani 指數，不過計算租稅的集中係數 C 時，假設各子群內樣本家庭的稅負分配已符合水平公平的要求。Kakwani（1977）利用租稅的集中係數和稅前所得吉尼係數來衡量，並將其運用於衡量美國、英國、加 F (Y ). Y. (3.7). T. 5. 稱為相同所得子群（. T. cohort. ）。.

(23) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 23. 拿大及澳洲的租稅累進程度。定義如下： KT = CT − GY. (3.8). 為稅前所得吉尼係數，C 為租稅的集中係數。 K > 0 表示此租稅制度為累進稅， K = 0 表示此租稅制度為比例稅， K < 0 表示此租稅制度為累退稅。本文使用的資料來自主計總處「家庭收支調查報告」之原始資料檔，各項賦稅資料主要取自於財政部「財政統計年報」，綜所稅與房屋地價稅（A 組假設）部分則採自家庭收支調查報告的登錄資料。  樣本數主計總處每年所抽查的家戶樣本數並非固定。在本文期間內各年度（2001 年至 2011年）的樣本數分別為 13,601、13,681、13,681、13,681、13681、13,776、 13,776、13,776、13,776、14,853、15,857 個家庭。因此，有關研究中的租稅資料，除綜所稅與A 組假設下之房屋地價稅外，為依以各年度所調查樣本戶數占各年度家庭總戶數比例，乘以當年度賦稅統計年報的賦稅資料，進而得到各稅目在各年度資料。  所得在主計總處「家庭收支調查報告」中的家庭所得收入包括受僱人員報酬、產業主所得、財產所得收入、自用住宅及其他營建物設算租金、經常移轉收入及雜項收入之總和。但因此一家庭所得收入總計已經扣除了部分繳納的租稅，並不能真正反映出家庭的實際支付能力，所以不適合作為衡量家庭所得的基礎。Pechman and Okner（1974）提出調整後家庭所得的概念，家庭所得的衡量應該將家庭所得中沒有包含的間接稅加入考量。因此，本文以調整後家庭所得來做為衡量家戶的納稅能力。  調整後家庭所得關於調整後家庭所得的推導方法，是以主計總處「家庭收支調查報告」中的家庭所得收入總額為基礎再依照下述項目調整。 1. 營所稅：本稅目在臺灣稅目中雖然列為直接稅，但是在主計總處的報告中並沒有列出個人「繳納」多少的營所稅，而且其性質類似國外的公司稅，若其前轉 G. T. Y. T. T. T.

(24) 財稅研究第卷第期. 24. 43. 1. 將使公司產品的價格上升，若後轉將影響受僱人員的薪資、產業主所得，故將其列入調整。 2. 消費稅：一般認為課徵消費稅會影響物價，導致實質購買力下降，因此列入調整。稅目包含營業稅、娛樂稅、貨物稅、關稅。 3. 證交稅：國際貨幣基金（International Monetary Fund, IMF）將證交稅列入財產稅的分類（IMF, 2001），但其課徵方式類似消費稅，將使投資收入減少，故納入調整。 4. 菸酒稅：臺灣菸酒稅類似貨物稅，故列入調整範圍。因此調整後家庭所得的計算方式為：將家庭收支調查報告中的家戶所得收入項目再加上營所稅、消費稅、證交稅、菸酒稅的攤提數後即為調整後家庭所得。  家戶相當規模家戶人口數多少有可能影響家戶的總所得水準。對於這種家庭中的人口數以及年齡結構的可能影響，本文以家戶相當規模（equivalence scale）的概念進行調整。 Aronson and Lambert（1994）定義家戶相當規模因子： z. = ( N + ϕn. i. i. i. )θ. ,. 0. (3.9). ≤ ϕ ≤ 1, 0 ≤ θ ≤ 1. 其中，表示第個家戶的家戶相當規模因子， N 表示第個家戶的成人人數， n 表示第個家戶的小孩人數， ϕ 為小孩的權重參數， θ 為家戶相當規模程度的參數。當 ϕ = 0 時，表示不將小孩納入計算之中，而當 ϕ = 1 時，表示將小孩視為一個成人，因此，ϕ 的設定代表小孩在該家戶的重要性。當 θ = 0 時，表示不考慮人口因素的調整。當 θ > 0 時，代表家戶具有規模經濟，且 θ 增加時，則表示規模經濟程度下降。本文依循 Aronson、Johnson and Lambert（1994）的做法，將 ϕ 以及 θ 皆設定為 0.5。 zi. 6. i. i. i. 6. i. 本文定義歲以上為成人，歲以下為小孩。 20. 20. i.

(25) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 25. 先將前述的個別家戶的調整後家庭所得 ( Y ) 以及家庭租稅 ( T ) 計算出來，再計算出個別家戶的家戶相當規模因子 ( )，接著，再把個別家戶的調整後家庭所得與租稅分別除以家戶相當規模因子，得到經過家戶人口數調整的家庭所得與租稅。而經過家戶人口數調整的租稅則是將收支資料除以家戶相當規模因子後再透過租稅歸宿假設攤提計算出，如下 (3.10) 式與 (3.11)式： 7. i. j. 8. i. zi. Y (z ) = i. Y z. (3.10). i. i. T (z ) = j. i. T. j. (3.11). i. zi.  相同所得子群定義在樣本資料裡，幾乎不太容易出現家戶稅前所得相等的例子，因此，關於本文中稅前所得相同之定義必須透過調整，才能獲得相同所得的子群。本文定義新臺幣（以下同）5,000 元的範圍之內為相同所得子群。舉例來說，假如某家戶稅前所得為 91,305 元，則調整為 90,000 元，若某家戶稅前所得為 645,557 元，則調整為 645,000 元，若某家戶稅前所得為 647,557 元，則調整為 650,000 元。經此一調整之後，便會出現稅前所得相同的家戶，據此可定義出稅前相同所得子群，以進行後續設算與分析。. 肆、有效稅率及所得重分配效果之估計. 根據前揭 PO-AJL 模型設定的臺灣租稅轉嫁歸宿假設下，估計各個樣本家庭之租稅負擔率，稱為有效稅率（對各別稅目攤計稅負與調整後家庭所得之比）。其實，本文除利用 PO-AJL 模型外，另也建立一個可計算一般均衡模型（CGE 模型）進行實證工作，根據這個模型所模擬的稅負重分配效果予以摘要說明。由於 CGE 模型中只設定整個經濟體系由五個代表性家戶說明家計單位的經濟行為，因此主要以所得分配吉尼係數的變動衡量租稅的重分配效果。 7 8. 表示第個家庭。表示第個家庭的第項租稅。 i. i. i. j.

(26) 26. 財稅研究第卷第期 43. 1. 另本文比較 PO-AJL 分析與 CGE 模型兩種工具所得到重分配效果的異同。由於兩種不同工具所使用的資料庫不同，研究時期有差別，PO-AJL 跨越 2001 年至 2011 年 11 年度，而 CGE 則因資料限制，以最近發布的 2006 年投入產出表為基礎，只針對一年的情形進行估計。再加上家庭所得的定義也不盡相同，因此，比較兩種方法的實證結果時，並不強調重分配效果大小的絕對值相近，但要求重分配結果的方向須一致。如果某一稅目或稅類，在兩種方法下分別得到有利於所得平等化和不利於所得平等化的不同結論，則將重新檢視此一項目或租稅種類的轉嫁及歸宿假設，再重新計算 PO-AJL 的有效稅率與重分配效果，並檢視假設調整後，兩種方法能否得到收斂的結論。. 一、PO-AJL 估計結果. 本 PO-AJL 模型採估計期間自 2001 年至 2011 年共 11 年稅負，稅目包括綜所稅、營所稅、土地增值稅（在後面的估計中，這 3 項稅目歸類為所得稅）、營業稅、印花稅、使用牌照稅、娛樂稅、房屋地價稅、遺產贈與稅、契稅、證券（期貨）交易稅、菸酒稅、貨物稅、關稅等共 14 個項目，其中房屋地價稅、契稅、遺贈稅、證券（期貨）交易稅歸類為財產稅，其餘則為消費稅。由於家庭收支調查資料中，房屋稅及地價稅合併記錄，因此本文亦得遷就資料型態，兩稅合併處理。至於國稅及地方稅有效稅率之計算則依「財政收支劃分法」之規定，區分國稅及地方稅之內容。 PO-AJL 的估計結果，構成一個「稅目－家戶－年度」的三度空間的資料檔案，整理成整分完整報告的 8 個統計附錄，但由於篇幅的考量，本文只提供部分年度的資料說明。詳細統計結果可由「政府研究資訊系統」取得。8 個統計附錄的內容為：  附錄 1。為根據 A 組假設和 B 組假設下 11 年間各項租稅依據戶數十分位法所得到的有效稅率的分佈情形。  附錄 2 與附錄 1 相同，是各分位家戶的有效稅率的估計結果，不過，附錄 2 的家戶分位是以經過家戶規模調整後的所得水準排序，而非如附錄 1 的家庭總所得。.

(27) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：2001-2011 之個體模擬分析. 27.  附錄 3、4 彙總各個稅目為所得稅、財產稅、消費稅以及國稅與地方稅等兩種分類方法的估計結果。與附錄 1、2 一樣，附錄 3 的戶數分位是以原來的調整後家庭總所得為排序基礎，而附錄4 是以經過家戶規模調整後得所得為排序基礎。  附錄 5 是根據附錄 1 以及附錄 2 所估算的家庭稅負負擔後，根據 AJL 的計算方法，以 5,000 元作為定義同一子群家庭的標準，分別在 A 組及 B 組假設下，計算各稅目累進程度（K）、重分配效果（RE）、垂直公平指數（V）、水平不公平指數（H），以及所得重排序指數（R）的統計結果。另一方面，本文亦沿用 AJL 及其他分解重分配效果研究的做法，以依家庭人口數目及結構調整後之所得及稅負為分析對象，維持租稅分配研究的福利經濟內涵。  附錄 6 為各個稅目或租稅類別在 11 年內的有效稅率分配情形，由於有 A、B 兩組的假設，再加上戶數十分位分別依調整後家庭總所得及經過家戶規模調整後的所得兩種標準排序，因此共有 76 張表格。  附錄 7 為以研究期間的最後一年為期，再整理出除遺產與贈與稅之外的 13 種稅目和 6 類租稅的累進（退）程度的Kakwani 指標統計表。同樣分為A、B 兩組假設結果分別附表。附錄 8 則為 2011 年度，各單一稅目及租稅種類的 AJL 分解結果，分為 A 組假設，以及在 B 組假設下之附表。以上統計結果包括 210 個附表，資料內容相當龐大，主要結果歸納如下：  就全體稅負而言，我國家庭賦稅負擔率，在 A 組假設下呈現明顯累進性，例如：2011 年（附表 3），最低分位家庭的總賦稅有效稅率為 9.0894%，隨家庭所得上升，最高分位家庭已達 20.3568%，超過最低分位家庭的一倍以上。而在 B 組假設下，由於 B 組為相對具備累退性的轉嫁假設，仍有 2001 年至 2004 年，以及 2009 年至 2011 年，第一分位家庭有效稅率高於第二分位家庭的現象。不過，跟以前年度的結果比較，我國租稅整體累進性已經顯著上升。在個別稅目中，綜所稅和營所稅稅負都呈累進分配，有助於所得分配的改善。然而， 9. 9. 本文亦對較早年度另採用10,000 元作為定義同一子群家庭的標準重新估計。兩種假設下重分配效果幾近相同，只是在 5,000 元的標準下，會顯示較低的水平不公程度，而在 10,000 元的標準下，則有較低的重排序結果，此發現與 Aronson et al.（1994）的結論相同。.

(28) 28. 財稅研究第卷第期 43. 1. 一直被強調負有重要重分配功能的土地增值稅，除了最高分位家庭通常有較高的有效稅率外，其他各分位家庭的土地增值稅有效稅率並未呈現一定累進或累退的現象。  各項租稅及各種租稅在 2001 年至 2011 年間，各年平均有效稅率的估計。不論是在 A 組或 B 組的假設，各稅目有效稅率的變動幅度和趨勢相當一致。由附錄（附表 1 至附表 6）的內容可見，各稅之中，以營所稅的有效稅率最高，例如 A 組假設未調整家庭人口數之所得及稅負情形下，營所稅之有效稅率在 2008 年最高達 5.29%，最低為 2002 年 2.32%。臺灣 2007 年及 2001 年的經濟成長率分別為 5.98% 及 -1.65%，這種最高及最低有效稅率的現象，正確反映出所得稅稅收有落後徵納的特性。另一方面，營所稅的高有效稅率，也反映出可能具備較高的重分配功能，在 A 組假設下，AJL 分析顯示營所稅課徵可降低吉尼係數之數值最高達 0.0225（2008 年），最低也有0.0100（2002 年），是所有稅目中最能改善所得分配不均的稅目。因此如果因為營所稅主要是對非自然人課徵，而忽略了此稅目的重分配效果，一定顯著低估了整體稅制的重分配影響。  惟上述論點忽視了本文所採計綜所稅資料缺失的問題。附表 1 至 6 顯示在 A 組假設下，以未經家庭規模調整的所得為基礎，則綜所稅的有效稅率最高為 2005 年 0.8109%，最低為 2010 年 0.5359%，而且自 2006 年起，有逐年下降的趨勢。正如第三節所說明的，本文中綜所稅因資料型態的關係，只紀錄了年度實徵稅額的三分之一左右，因此如果把各年度有效稅率調整 300%，則綜所稅有效稅率最高為 2.43%，最低亦有 1.69%，雖然仍較營所稅之有效稅率低，但已大幅縮減兩者的差距。AJL 估計結果顯示出綜所稅的 Kakwani 指數高於營所稅的數值，因此綜所稅的累進程度較營所稅為高，前者最高值達 0.485（2011 年），最低值也有 0.377（2006 年），而後者則為 0.313（2011 年），以及 0.281 （2006 年）。如果能正確充分表達綜所稅的全部稅負，綜所稅應該顯示出較營所稅高的重分配效果。最後，在研究期間內，其實兩項所得稅的累進程度（Kakwani 指數）都呈現上升的趨勢，綜所稅由 0.408 上升至 0.485，營所稅則由 0.283 上升至 0.313，然而由於稅收的所得彈性偏低，有效稅率卻呈下降，.

(29) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：. 2001-2011. 之個體模擬分析. 29. 因此減損了兩項所得稅目的重分配效果。以 2011 年的分析結果觀察，附表 11 至 16 及附表 18 顯示，如果不考慮歸宿假設為由最高分位家庭承擔的遺產及贈與稅，則在 A 組假設下，累進程度最高的分別為證交稅、綜所稅、營所稅、契稅及土地增值稅。在 B 組假設下（資料未附），則為證交稅、綜所稅、土地增值稅、契稅及營所稅。財產稅較所得稅的累進程度高，而國稅與地方稅均呈累進課徵的特性。因此總稅收亦為累進，當然在A 組假設下，總稅收對平均所得分配的效果大於假設 B 的情形。  累退性最高的稅目是菸酒稅，而且有效稅率也不算低，最高為 2001 年（A 組假設）0.8864，自 2005 年起，逐年下降，直到 2011 年為 0.5526。菸酒稅顯著累退的特性，當然不利於臺灣所得分配的改善，同時也是研究期間內，所有促進所得分配惡化的稅目中，具備最大負面影響的租稅。  附錄 3 將各種稅目歸類成所得稅、財產稅、消費稅，以及國稅、地方稅兩大類別，各年度的有效稅率分配，大致維持相當的穩定，所得稅全程累進，財產稅自中等分位家庭起呈現累進，消費稅則為累退。A、B 兩組假設不同主要顯示在財產稅及消費稅有效稅率分配上，前者的累進程度下降，而後者的累退情形加重。2011 年 A、B 兩組假設下各類租稅的有效稅率分別表達於附表 9、 10 中。  AJL 分解結果，以所得稅為例，臺灣所得稅制雖然歷年來均具備累進分配的特性（K 指數大於 0），但在 2002 年至 2004 年間，累進程度降低，之後逐年上升，直到 2011 年達到最高的 0.3272 水準。在重分配效果上，也顯示類似趨勢，2001 年至 2002 年 RE 值下跌，2005 年至 2006 年亦呈現下跌的情形，最高的重分配效果是出現在 2008 年。另一方面，水平不公平與所得重排序兩項不利於租稅公平的效果，並未呈現明顯的時間趨勢，均維持一定的影響，其中，又以扭曲稅後所得排序的 R 指數較大。在 AJL 分析中，財產稅呈現整體累進的現象，不過，與所得稅一樣，水平不公平與所得重排序效果抵銷了部分垂直公平效果，降低了財產稅的重分配功能。消費稅則呈現一致的累退性，再加上水平 10. 10. 遺產及贈與稅與土地增值稅都是在較特殊的情形下才須繳納的稅負，具備明顯的「機會稅」特色，因此，可能對整體所得分配的影響不致發生太顯著的效果。.

(30) 30. 財稅研究第卷第期 43. 1. 不公平與所得重排序，更加強化消費稅的累退程度，使所得分配更不平等。國稅和地方稅包括的稅目中，都有所得稅、消費稅及財產稅下的稅目，各稅目互相抵銷下，國稅及地方稅出現輕微累進的現象，估計結果顯示整體賦稅有輕微的累進性（K>0），但也有水平不公平與重排序兩種不利於改善所得分配的效果發生，因而降低賦稅垂直公平的功能。請詳見附表 19 至附表 23。以 2011 年的資料觀察，附表 24、25 為分別以各稅目重分配效果（RE）大小排列及租稅種類而得的統計結果。在第 3 點的說明中，Kakwani 指標只單純考量租稅的累進性，而未納入租稅的有效稅率大小，以及水平不公平及排列扭曲的影響，AJL 分析則同時討論垂直、水平和排序扭曲 3 項有利及不利因素。不論在 A 或 B 組假設下，重分配效果最顯著的依次是營所稅、遺產及贈與稅、綜所稅、證交稅及土地增值稅。就累退程度而言，在 A 組假設下，依次排列為菸酒稅、貨物稅及營業稅；但在 B 組假設下，順序則變更為營業稅、貨物稅、關稅及菸酒稅。RE 同時考慮租稅的累進程度、有效稅率、水平與排序扭曲效果，因此，雖然在 B 組假設下，菸酒稅仍有最高的累退性（Kakwani 指標值），但因有效稅率較其他累退稅目為低，所以呈現較低的重分配（不利）效果。結果發現，再次說明租稅稅負的重分配效果，除了與租稅本身的累進或累退程度有關外，亦與租稅的有效稅率或稅收的重要性相關。  最後，表 3 彙總 A、B 兩組假設下的稅前、稅後吉尼係數，以及兩組假設下的重分配效果（RE），並提供主計總處家庭收支調查中家庭可支配所得及平均每人可支配所得的吉尼係數的統計資料。由於本文中所計算的吉尼係數，都是根據已作家計單位規模調整後的所得及稅負資料來計算，因此比較接近主計總處以每人平均所得為基礎計算的數值。表 3 之3 項吉尼係數（A 組及 B 組假設下之吉尼係數，以及主計總處之每人平均可支配所得的吉尼係數）統計亦未呈現明顯的差異。就重分配的效果而言，臺灣租稅歷年均呈現輕微的累進性，且自 2007 年起，整體賦稅的重分配效果有明顯上升的趨勢，如果賦稅的有效稅率能適度提升，將更助於賦稅制度改善分配不均的功能。.

(31) 臺灣租稅制度所得重分配效果之研究：2001-2011 之個體模擬分析. 表各項吉尼係數和重分配效果比較 3. 31. 單位：. %. 稅前稅後重分配稅後稅前重分配吉尼吉尼所得吉尼係數吉尼係數效果吉尼係數吉尼係數效果係數係數年度成長率（A 組）（A 組）（A 組）（B 組）（B 組）（B 組） (家戶) (平均) 2001 -1.65 2002 5.26 2003 3.67 2004 6.19 2005 4.70 2006 5.44 2007 5.98 2008 0.73 2009 -1.81 2010 10.76 2011 4.07. 0.329 0.326 0.324 0.323 0.330 0.324 0.330 0.336 0.333 0.324 0.331. 0.304 0.303 0.301 0.297 0.300 0.296 0.297 0.296 0.298 0.293 0.295. 0.025 0.023 0.023 0.026 0.030 0.028 0.033 0.040 0.035 0.031 0.036. 0.303 0.302 0.300 0.296 0.298 0.295 0.296 0.295 0.297 0.292 0.293. 0.319 0.016 0.318 0.016 0.314 0.014 0.314 0.018 0.318 0.020 0.313 0.018 0.318 0.022 0.323 0.028 0.322 0.025 0.314 0.022 0.318 0.025 資料來源：由本文研究與經濟建設委員會《臺灣統計手冊 2012》整理而得。. 0.350 0.345 0.343 0.338 0.340 0.339 0.340 0.341 0.345 0.342 0.342. 0.312 0.313 0.306 0.301 0.300 0.295 0.296 0.300 0.302 0.296 0.296. 說明：吉尼係數（家戶）是由各家戶可支配所得為計算而得；吉尼係數（平均）是由家戶內平均可支配所得計算而得。.  表以稅前稅後吉尼係數的變動，計算模型下課徵個別稅捐對五分位家戶的所得重分配效果。其中，綜所稅、企所稅（含營所稅及證交稅）及財產稅的課徵，均對所得分配有正面效果，並以綜所稅的效果最強，使吉尼係數下降，其效果為企所稅的倍。主要原因為，企所稅會影響投資的稅後報酬率，導致對投資行為不利的扭曲效果。財產稅的所得重分配效果則僅綜所稅的三分之一弱，效益有限。關稅、營業稅、貨物稅及其他稅捐的課徵均不利於所得分配，並以關稅與貨物稅負面效果最強，營業稅效果最弱。顯示目前關稅的課稅結構，使低所得者的實質負擔加重較多，高所得者的實質負擔相對較輕，不利於所得分配。 4. CGE. 0.649%. 1.5.

(32) 財稅研究第卷第期. 32. 43. 1. 表課稅前後之吉尼係數 4. 模擬均衡（未課徵特定稅捐）基準均衡（已課稅）綜合其他所得稅營所稅關稅營業稅貨物稅財產稅稅捐 GY. *. GY-T. 吉尼係數. 0.3390. 0.3412. 0.3404. 0.3369. 0.3390. 0.3370. 0.3397. 0.3366. RE= GY-T - GY. ---. -0.0022. -0.0014. 0.0021. 0.0000. 0.0020. -0.0007. 0.0024. 吉尼變動率. ---. 0.000%. 0.590%. RE/ GY-T. 註：基準均衡為 *. 2006. -0.649% -0.413% 0.619%. -0.206% 0.708%. 年主計總處公布之五分位家庭吉尼係數。. 二、PO-AJL 及CGE 模型實證結果比較及調整. 本文之目的之一，即在以 CGE 模型所得之結果，驗證 PO-AJL 模型中租稅轉嫁及歸宿的假設是否合理。當然，任何一項租稅的最終歸宿，都是一個實證上的問題，不可能得到明確且無爭議的結論。另一方面，由於 PO-AJL 及CGE 所應用的資料庫又有相當差別，PO-AJL 使用個別家庭的個體資料，因此租稅的負擔可以根據假設，設算到每一個家庭的所得，消費或其他基礎上。而且，亦可以根據合理或常用的調整方式平減不同戶量家庭的所得收入與消費支出，得到更符合福利經濟學內涵的推估結果。CGE 模型的特色在經濟結構表達完整，可以充分考慮部門與部門間的相互影響，因此租稅效果的估計相對較為精確。不過，也由於模型及對資料需求的特性，本文所採用之 CGE 模型有時必須整合多個稅目為單一稅項，再進行估計，而且代表性家戶的數目有限，不可能考慮太多的差別因素，也無法分解重分配效果為垂直公平、水平不公平和排序扭曲的不同效果。事實上在 CGE 的 5 個家庭架構下，大概就只能估計重分配效果（RE），而不可能出現水平不公平的現象，也不太可能呈現稅前稅後排序變動的情形。因此，在比較兩種工具的實證結果時，不適宜強調各項租稅重分配效果大小的差別，而應該注意在兩種不同方法下，租稅改善或加大臺灣所得分配不均的結論是否相同。亦即應比較重分配之方向，而不宜再深入比較重分配效果的程度。 CGE 模型顯示 7 類租稅中，綜所稅、企所稅均具備相對的累進性，與前文所提 PO-AJL 結論相同。綜所稅之重分配效果較企所稅（或營所稅）為輕，亦是.