WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 18 |

Для 2001 г. наблюдается аналогичная картина с преобладающей тенденцией к снижению неравенства при переходе к группам работающих женщин с более высокими доходами (рис. 11).

Коэффициент Джини 0.0.Джини до налогообложения 0.0.Джини после 0.налогообложения 0.0.9 1.9 2.3 2.6 2.8 3.0 3.2 3.5 3.7 4.Логарифм заработной платы Рис. 11. Коэффициенты Джини до и после применения оптимальной шкалы налогообложения в 2001 г. для подгрупп женщин в зависимости от логарифма заработной платы Расчеты индекса Джини для распределения доходов при оптимальной налоговой шкале позволяют говорить о том, что для данной структуры эластичностей предложения труда распределение доходов при оптимальной налоговой системе предполагает существенное изменение структуры распределения индивидуумов по доходам. Полученные значения индексов Джини будут использованы в дальнейшем для декомпозиции изменения совокупного неравенства посленалоговых доходов в 2001 г. по сравнению с 2000 г.

Коэффициенты Джини 2.4. Расчет индексов распределения населения по доходам и декомпозиция эффекта налоговой реформы Выше были построены индексы неравенства до и после налогообложения при оптимальной налоговой шкале для группы респондентов RLMS. Кроме того, на основании данных об эластичностях предложения труду по заработной плате были рассчитаны оптимальные ставки подоходного налога и изучены распределительные свойства оптимальной налоговой шкалы. Полученная информация позволяет рассчитать вклад различных компонент в изменение неравенства доходов населения в 2001 г. по сравнению с 2000 г.

Для заданного значения коэффициента Джини за два последовательных года достаточно сложно интерпретировать разницу между ними, поскольку остается не вполне очевидной причина данного изменения. Один из методов работы с коэффициентом Джини, позволяющим сделать содержательную интерпретацию этой разности, заключается в поиске набора трансфертов и налогов, применение которых в базовом году привело бы к тому же значению индекса Джини, которое наблюдалось во второй год. В работе (Blackburn, 1989) показано, что если применяется паушальный трансферт, в результате которого от каждого индивидуума с доходом ниже медианного передается одинаковая сумма индивидууму с доходом выше медианного, то величина трансферта, которая необходима для изменения индекса Джини от значения G0 до значения G1, равна: 2µ0(G1 – G0), где µ0 – медианный доход в базовом году.

Иначе говоря, величина налога, которым облагаются более бедные индивидуумы и поступления которого передаются более богатым индивидуумам, отнесенная к медианному доходу в базовом году, равна удвоенному изменению коэффициента Джини. Данная методика позволяет получить базу для сравне ния текущего изменения неравенства при текущем изменении налоговой системы с гипотетическим «неискажающим» изменением налоговой системы с аналогичным распределительным эффектом.

Необходимым элементом анализа влияния налоговой реформы на распределение дохода является механизм разложения характеристики неравенства для выделения эффекта, связанного с налоговой реформой. Как упоминалось выше, идея подобного разложения заключается в сравнении текущих уровней неравенства доходов налогоплательщиков с гипотетическим неравенством, которое бы имело место в условиях применения оптимальной налоговой шкалы. Рассмотрим некоторые вопросы общей теории подобного разложения. Наиболее всеохватывающим классом индексов неравенства (включающим в том числе индекс Джини) является индекс энтропии Тейла. Рассмотрим общие принципы разложения индекса Тейла, L-меры Тейла и выборочной дисперсии логарифма дохода.

Индекс энтропии Тейла Т можно определить в матричных терминах. Рассмотрим разбиение населения на доходные группы (обозначаемые индексом j) и на подклассы по изучаемому признаку, в данном случае выражающему эффект налоговой реформы на индивидуума (с соответствующим индексом i). В таком случае совокупный доход населения Y = iYi = = ijnijyj есть сумма средних доходов внутри групп. Численность населения n = ijnij. В таком случае индекс Тейла может yij yij /Y быть записан в виде T = ij log. Таким образом, инY nij / n декс является функцией долей доходов и населения в выделенных группах. Разделим индекс на межгрупповую и внутригрупповую части. В таком случае можно записать:

yij yij /Y yij yij /Yi Yi / ni T = ij log = i Yi j [ log + log ] = Y nij / n Yi nij / ni Y / n Y yij yij /Yi yij Yi Yi Yi / ni = i [j log ] + i log, поскольку j = Y Yi nij / ni Y Y / n Yi для каждой подгруппы i.

Таким образом, окончательно получаем выражение для исYi Yi Yi / ni комого разложения в виде: Т = i [ ] Ti + i log, где Y Y Y / n yij yij /Yi Тi = j log.

Yi nij / ni Данное выражение свидетельствует о том, что индекс неравенства может быть разложен на две компоненты. Первая компонента показывает среднее неравенство внутри групп (согласно выделенному признаку), взвешенное с помощью долей доходов групп в совокупных доходах. Вторая компонента представляет собой показатель неравенства между выделенными группами (как можно заметить, его выражение совпадает с выражением для индекса Тейла, измеряющего неравенство между индивидуумами с доходами Yi и численностью ni в каждой группе).

L-мера Тейла напоминает индекс Тейла с тем исключением, что взвешивание происходит не по долям доходов, а по долям населения в группах. Выражение для L-меры имеет nij nij / n вид: L = ij log. Данное выражение легко приводится n yij /Y nij к следующему виду: L = log(Y/n) – ij log(yj).

n Рассматривая разложение, аналогичное сделанному для инni ni ni / n декса Тейла, можно получить L = i [ ]Li + i [ log ], n n Yi /Y nij ni / n где Li = j log.

ni Yi /Y Таким образом, L-мера Тейла разложена на среднюю внутригрупповую составляющую и межгрупповую составляющую.

В самом деле, выражение для второго члена суммы совпадает с общей формулой для L-меры Тейла, за исключением того, что в качестве показателей для подгрупп используются показатели для групп.

Рассмотрим показатель выборочной дисперсии логарифма доходов. Обозначим xij = log yj. В таком случае 1 V = ijnij[(xij – x)]2. Здесь x = ijnijxij. Обозначим xi = n n = jnijxij/jnij. Тогда выражение для дисперсии можно записать следующим образом V = ijnij[(xij – xi) + (xi – x)]2 = n = ij[nij (xij – xi)2 + nij(xi – x)2 + 2 nij(xij – xi)(xi– x)] = n ni ni ni ni = i n [j nij (xij – xi)2] + i n (xi – x)2 = i n Vi + i n (xi – x)2.

ni Данный результат также позволяет говорить о том, что дисперсию логарифма дохода можно разложить на межгрупповую и внутригрупповую компоненты. Использование логарифма доходов заключается в том, что одно из требований к индексам неравенства заключается в независимости индекса неравенства от уровня среднего дохода. Все три рассмотренные меры неравенства (а также индекс Джини) обладают данным свойством.

Кроме статического разложения индекса неравенства на составляющие, можно также представить его в виде суммы компонент изменения индекса неравенства. Выше мы рассмотрели расчеты посленалогового неравенства для оптимальной налоговой системы и фактической налоговой системы до и после налоговой реформы. Теоретический вывод заключается в том, что оптимальная налоговая система, а следовательно, и соответствующее посленалоговое неравенство определяются характеристиками предложения труда и свойствами распределения населения по уровню доналоговых доходов. В таком случае изменение индекса неравенства после налогообложения до и после налоговой реформы может быть представлено в виде:

~ ~ ~ ~ J = J1 – J0 = {(J1 – J1) – (J0 – J0 )} + ( J1 – J0 ). Здесь J1 и J0 – соответственно индекс неравенства доходов после налогообложения в 2001 и 2000 гг. для фактической налоговой систе~ ~ мы; J1 и J0 – индексы неравенства для доходов после налогообложения для оптимальной налоговой системы.

Данное разложение оказывается необходимым в силу ряда аргументов, которые будут изложены подробно ниже. Суть этих аргументов состоит в некорректности сопоставления распределения по доходам в ситуации, когда может быть достигнут условный Парето-оптимум (ситуация в условиях налогообложения), с ситуацией, когда возможен безусловный Парето-оптимум (гипотетическая ситуация до налогообложения).

Таким образом, изменение фактического неравенства после налогообложения в 2001 г. по сравнению с 2000 г. было представлено в виде суммы изменения отклонения фактического неравенства от уровня неравенства при оптимальной налоговой системе после налогообложения и изменения неравенства при оптимальной налоговой системе. Уровень неравенства для оптимальной налоговой системы не зависит от параметров те кущей налоговой системы11. Следовательно, изменение данного показателя до и после налоговой реформы отражает влияние на неравенство посленалоговых доходов совокупности показателей, не связанных с изменениями в налоговой системе.

Первая компонента, напротив, отражает всю совокупность показателей, связанных с фактической налоговой системой, поскольку отклонения неравенства при фактической налоговой системе от неравенства при оптимальной налоговой системе обусловлено исключительно различиями параметров двух налоговых систем. Такая декомпозиция обусловлена тем фактом, что является некорректным сравнение ситуации условного Парето-оптимума с ситуацией безусловного Парето-оптимума.

В таблицах ниже приведены характеристики неравенства для населения в целом до и после налоговой реформы (табл. 4) и неравенства по половым группам (табл. 5 и 6).

Таблица Сводные характеристики неравенства для населения в целом Характеристика 2000 г. 2001 г.

Индекс Джини после налогообложения для фактической нало- 0,491 0,говой системы Индекс Джини для оптимальной 0,327 0,налоговой системы Сделаем динамическое разложение индекса неравенства на основании табл. 4. Согласно представленной выше формуле изменение неравенства посленалоговых доходов населения в целом можно выразить: J = 0,035 – 0,041. Таким образом, можно говорить о том, что для населения в целом произошло снижение неравенства посленалоговых доходов. При этом под Здесь используются предположения о том, что нам удастся рассчитать корректно налогооблагаемые доходы, которые индивидуумы получали бы в условиях оптимальной налоговой системы.

влиянием изменения налоговой системы произошло усиление неравенства с ростом коэффициента Джини на 0,035, а в результате изменения доналогового распределения населения по доходам произошло снижение неравенства на 0,041, обусловившее совокупное снижение индекса неравенства.

В табл. 5 приведены показатели для неравенства в подгруппе налогоплательщиков мужского пола.

Таблица Сводные характеристики неравенства для подгруппы мужчинХарактеристика 2000 г. 2001 г.

Индекс Джини после налогообложения для фактической нало- 0,478 0,говой системы Индекс Джини для оптимальной 0,100 0,налоговой системы Из табл. 5 можно заметить существенное снижение неравенства после налогообложения в условиях оптимальной налоговой системы. В то же время в отличие от индекса Джини для населения в целом в подгруппе мужчин произошло повышение неравенства доходов после налогообложения. Разложение индекса неравенства может быть представлено в виде: J = 0,097 – 0,092.

Как можно заметить, в целом разложение показывает результат, аналогичный результату разложения для населения в целом. Совокупное изменение неравенства после налогообложения обусловлено: снижением неравенства на 0,092 за счет изменения распределения населения по доналоговым доходам, ростом неравенства за счет изменения налоговой системы на 0,097. В данном случае, однако, снижение неравенства за счет При анализе не учитывалось то, что разные индивидуумы могут входить в одно домашнее хозяйство.

изменения распределения населения по доходам не компенсирует роста неравенства за счет изменения налоговой системы.

Рассмотрим аналогичные характеристики неравенства для подгруппы женщин.

Таблица Сводные характеристики неравенства для подгруппы женщин Характеристика 2000 г. 2001 г.

Индекс Джини после налогообложения для фактической нало- 0,474 0,говой системы Индекс Джини для оптимальной 0,036 0,налоговой системы Как можно заметить из табл. 6, в подгруппе женщин произошло как снижение неравенства в результате изменения распределения населения по доходам, так и снижение неравенства посленалоговых доходов в целом. Рассмотрим разложение индекса неравенства посленалоговых доходов по указанной выше формуле: J = –0,019 – 0,008. Индекс неравенства снизился в результате как изменения распределения населения по доходам на 0,008, так и изменения налоговой системы – на 0,019.

Общий вывод из анализа декомпозиции индекса неравенства в группах населения и для населения в целом состоит в том, что изменение посленалогового неравенства было обусловлено изменением как распределения доналоговых доходов, так и налогового законодательства. При этом изменения порядка налогообложения привели к усилению неравенства как для подгруппы мужчин, так и для населения в целом, что, однако, было скомпенсировано изменением распределения доналоговых доходов. Общим результатом было снижение неравенства по причинам, не связанным с налоговой реформой, как внутри групп населения, так и для населения в целом. При этом влияние изменения налогового законодательства заключается в снижении неравенства посленалоговых доходов для подгруппы женщин с усилением неравенства для подгруппы мужчин.

Данный результат согласуется с выводами, сделанными в работе (Синельников и др., 2003), о том, что изменение предельной ставки налогообложения доходов привело к изменению структуры налогооблагаемых доходов за счет изменения декларируемой налоговой базы. Поскольку данный эффект проявлялся в большей степени для более богатых индивидуумов, он также повлиял на распределение доходов между индивидуумами. Этот эффект, по-видимому, объясняет полученные результаты декомпозиции неравенства.

Pages:     | 1 |   ...   | 11 | 12 || 14 | 15 |   ...   | 18 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.