WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 14 | 15 || 17 | 18 |

Вывод о том, что основной перераспределительный эффект реформы связывается с косвенным влиянием предельных налоговых ставок на размер декларируемой налоговой базы, позволяет говорить о том, что дальнейшее изменение предельных ставок подоходного налога и единого социального налога не является целесообразным, если цель налоговой политики – изменение распределения посленалоговых доходов. Во-первых, это мотивировано тем, что значительный косвенный эффект в результате реформы 2000 г. был достигнут масштабами реформы: существенно изменялись шкалы как подоходного, так и единого социального налога. Иначе говоря, достижение аналогичного эффекта потребует настолько же масштабных изменений в налоговой системе. Во-вторых, поскольку оказывается существенным изменение распределения потерь эффективности, наиболее вероятной является ситуация, когда изменение распределения номинального налогового бремени оказывается скомпенсированным изменением избыточного налогового бремени.

Оцененная эластичность предложения труда оказывается небольшой для большей части налогоплательщиков. Как следствие, маловероятно, что налогообложение доходов может быть использовано как эффективный инструмент влияния на рынок труда. Этот результат также означает, что основной эффект реформы связан с чистым эффектом дохода, в то время как изменение потерь благосостояния вследствие действия эффекта замещения мало. Таким образом, если не учитывать изменение потребительского излишка, связанного с изменением уровня уклонения от уплаты подоходного налога и единого социального налога, то распределительный эффект реформы не был сопряжен со значительным изменением потерь потребительского излишка вследствие изменения предельных налоговых ставок.

Данный вывод позволяет предположить, что при проведении налоговых реформ в России, вызывающих изменения заработной платы индивидуумов эквивалентные или меньшие, чем в результате прошедшей в 2000 г. реформы, можно не учитывать эффект замещения труда досугом в результате реформы.

Соответственно, бюджетный эффект таких реформ может рассчитываться на основе данных об изменении средней налоговой ставки и реальной налоговой базы до реформы.

Это позволяет проводить расчеты эффекта реформирования налогообложения доходов, опираясь на текущее распределение населения по доходам. Рассмотрим, например, каков эффект снижения базовой предельной ставки единого социального налога в 2005 г. с 35,6 до 26%. Бюджетный эффект предполагаемых изменений рассчитывался путем прогноза совокупной базы ЕСН 2003 г. в 2005 г. При прогнозе предполагается, что при изменении предельных ставок не изменяется объем уклонения от уплаты подоходного налога и ЕСН (т.е. не изменяется объем декларируемой налоговой базы).

Кроме того, мы пренебрегаем изменениями, которые могут произойти в результате изменения спроса на труд за счет изменения цены труда вследствие изменения ставок ЕСН (поскольку единый социальный налог уплачивается работодателем). Иначе говоря, считается, что все возможные изменения могут происходить исключительно за счет изменения объема предложения труда17.

Прогноз производился следующим образом. На основании данных 12-го раунда RLMS (собранных в 2003 г.) и прогноза темпов инфляции на 2005 г. на уровне 9% и темпов экономического роста на уровне 6% с учетом индивидуальных параметров респондентов RLMS рассчитывались их налоговые обязательства к началу 2006 г. в рамках текущей и измененной налоговой системы.

На основании полученных значений рассчитывались эффективные налоговые ставки в шедулях Единого социального налога. Затем полученные эффективные налоговые ставки для текущей и измененной налоговых систем умножались на прогноз налоговой базы. Таким образом, получался прогноз налоговых поступлений при текущей и измененной налоговых системах.

Потенциально возможен эффект, когда снижение ЕСН повышает прибыльность производства за счет снижения издержек на рабочую силу (в том числе и за счет усиления конкурентного преимущества по сравнению с импортными товарами) и соответственно вызывает рост спроса на рабочую силу.

В табл. 14 приведены результаты расчета налоговых поступлений по группам налогоплательщиков. Можно заметить, что изменения в законодательстве приводят к отрицательному бюджетному эффекту во всех группах.

Таблица Результаты снижения ставки ЕСН для различных групп налогоплательщиков в 2005 г.

ПоступлеПредельная ПоступлеПредельная ния ЕСН в ставка ЕСН ния ЕСН в ставка ЕСН случае внев случае рамках тев рамках сения измеГраницы доходов внесения кущего затекущего нений в изменений в конодательзаконода- законодазаконода- ства, млрд тельства, % тельство, тельство, % руб.

млрд руб.

До 100 000 руб. 36,5 26 291,0 212,От 100 000 до 300 000 руб. 20 20 622,2 494,От 300 000 до 600 000 руб. 10 10 120,6 106,Свыше 600 000 руб. 2 2 30,7 28,Расчеты показывают, что предполагаемые изменения в налогообложении приведут к снижению поступлений ЕСН на 69,5 млрд руб., вызвав падение эффективной ставки с 31 до 28,8%. Таким образом, данное изменение в соответствии с полученным прогнозом приводит к существенному негативному бюджетному эффекту.

Как можно заметить, полученный в работе эмпирический результат о незначимости эффекта замещения в реформах налогообложения доходов с малыми изменениями предельных налоговых ставок позволяет использовать относительно простые инструменты для прогнозирования эффекта дальнейших реформ. Более того, подобный анализ не требует использования зачастую ненадежных оценок реакции индивидуумов на реформы налогообложения доходов.

Приложение В данном приложении18 рассматриваются результаты моделирования при помощи метода Монте-Карло для используемого метода оценки эластичности предложения труда.

Рассмотрим процесс порождения данных (DGP) следующего вида:

xi = 100 + zi +152i, 50 + 0,6xi +151i, если xi < 150, yi = 50 +1,2xi +151i, если xi 150;

i = 1,K,400, где 1i,, i = 1,K,400 – последовательности независимых 2i случайных величин, имеющих стандартное нормальное распределение, причем 0 при k i, Corr(1i,2k )= 0,7 при k = i, так что ошибки в уравнениях для xi и yi коррелированы.

Второе уравнение можно интерпретировать как уравнение логарифма предложения труда (у), а первое уравнение – как модель логарифма реальной заработной платы (х). Структура предложения труда в данной модели зависит от уровня реальной заработной платы: индивидуумы с более высокой заработной платой сильнее меняют число часов работы, чем индивидуумы с более низкой заработной платой, при аналогичном абсолютном изменении заработной платы. При этом для каж Приложение подготовлено В.П. Носко.

дого конкретного индивидуума при прочих равных условиях более высокая рыночная заработная плата вызывает дополнительно положительное влияние на объем предложения труда, что характеризуется положительной корреляцией между ошибками двух уравнений.

Используя смоделированные данные, получаем для выборочного коэффициента корреляции между переменными xi и yi значение 0,68. Таким образом, данные приводят к выводу об устойчивой положительной связи между заработной платой и предложением труда, как это и должно следовать из рассматриваемой модели.

Посмотрим, что дает системное (FIML) оценивание коэффициентов системы отдельно для групп с xi < 150 и с xi 150.

Для группы с xi < 150 получаем оцененные уравнения в виде:

y = 68,2 + 0,42x,.

x = 100,6 + 0,82z Для группы с xi 150 получаем оцененные уравнения в виде:

y = 109,1+ 0,88x,.

x = 125,3 + 0,70z В обоих случаях наблюдается значительное смещение вниз оценок эластичности заработной платы по сравнению со значениями эластичностей, использованными в DGP (0,42 против 0,60 в первом случае и 0,86 против 1,20 во втором случае). Это можно объяснить наблюдающимся смещением вниз коэффициентов при экзогенной переменной z в уравнениях для заработной платы (соответственно 0,82 и 0,70 против 1), что связано, в свою очередь, с расщеплением облака точек на диаграмме рассеяния zOx. Иначе говоря, разделяя данные, мы игно рируем факт корреляции ошибок разных уравнений (в связи с тем что мы искусственно разделяем переменные, трансформируя таким образом фактическое распределение ошибок), что приводит к смещению оценок эластичностей предложения труда (рис. 13–15).

0 20 40 60 80 Рис. 13. Диаграмма для всех 400 наблюдений 0 20 40 60 80 Рис. 14. Диаграмма для наблюдений с xi 0 20 40 60 80 Рис. 15. Диаграмма для наблюдений с xi < Указанное смещение практически устраняется при введении в оцениваемую модель dummy-переменных, т.е. при оценивании статистической модели:

yi = c1dum1+ c2 (xidum1) + c3(1- dum1)+ c4(xi (1- dum1))+1i, xi = c5 + c6 zi +, 2i dum1 = 1, если xi < 150, где dum1 = 0, если xi 150.

Использование искусственных переменных позволяет построить одно интегральное уравнение предложения труда, т.е.

оказываются учтенными ошибки в одновременно двух уравнениях, и трансформации облака ошибок не происходит.

Результаты FIML оценивания такой модели вполне удовлетворительны (табл. 15).

Таблица Коэффициент Стандартная ошибка t-статистика C(1) 48,084 6,256 7,C(2) 0,603 0,049 12,C(3) 55,223 8,184 6,C(4) 1,174 0,047 24,C(5) 99,101 1,340 73,C(6) 1,019 0,025 40,Вместе с тем, если оценивать статистическую модель, не учитывающую различие коэффициентов при переменной заработной платы в двух группах, т.е. модель:

yi = c1 + c2 xi +1i, xi = c3 + c4 zi +, 2i то при FIML оценивании такой модели получаем следующий результат:

y = -129,41+ 2,15x, x = 99,09 +1,02z, так что коэффициенты уравнения для заработной платы восстанавливаются весьма точно, в то время как эластичность заработной платы намного превышает значения этого коэффициента в DGP для обеих групп. Эту ситуацию иллюстрирует диаграмма рассеяния значений переменных x и y (рис. 16).

50 100 150 200 X Рис. 16. Диаграмма рассеяния значений переменных x и y Прямые, подбираемые по отдельным облакам, соответствующим каждой из двух групп, имеют значительно меньший наклон по сравнению с нанесенной на диаграмму прямой, подобранной по объединенному облаку. Иначе говоря, игнорируя различия в структуре предложения труда для индивидуумов с низкими и высокими доходами, мы недооценим эластичность предложения труда на одной части кривой и переоценим ее на другой части кривой. Полученные оценки, как следствие, будут непригодными для дальнейшего анализа, на Y пример, требующего расчета потерь благосостояния в результате налоговой реформы.

Следует отметить, что данный метод имеет ряд недостатков. Во-первых, можно заметить, что с ростом числа рассматриваемых групп индивидуумов эффективность оценок с помощью данного метода снижается вследствие роста числа оцениваемых параметров. Это приводит к тому, что среднеквадратичная ошибка улучшенного метода приближается к среднеквадратичной ошибке смещенной оценки с помощью используемого в работе метода. Иначе говоря, совокупная эффективность двух оценок становится практически одинаковой.

Во-вторых, добавляемые в улучшенном методе бинарные переменные являются специфическими для групп. Вследствие этого они коррелированы с ошибками регрессионного уравнения (которые имеют специфическую для панельных данных двухкомпонентную структуру). То есть примененный к панельным данным указанный метод может привести к смещению оценок, сопоставимому со смещением метода, используемого в работе.

Список литературы и использованных источников 1. Aaberge R. Interpretation of Changes in Rank-Dependent Measures of Inequality // Economics Letters 55.2 (1997):

215–19.

2. Aaberge R. Characterizations of Lorenz Curves and Income Distributions // Social Choice and Welfare 17.4 (2000):

639–53.

3. Aaberge R. Axiomatic Characterization of the Gini Coefficient and Lorenz Curve Orderings // Journal of Economic Theory 101.1 (2001): 115–32.

4. Atkinson A.B. Optimal Taxation and the Direct versus Indirect Tax Controversy // Canadian Journal of Economics.

1977. Vol. 10. P. 590–606.

5. Atkinson A.B., Stiglitz J.E. The Design of Tax Structure:

Direct versus Indirect Taxation // Journal of Public Economics.

1976. Vol. 6. P. 55–75.

6. Atkinson A.B., Micklewright J.. Economic Transformation in Eastern Europe and the Distribution of Income. Cambridge:

Cambridge University Press, 1992.

7. Atkinson A.B. Horizontal Equity and the Distribution of the Tax Burden, in The Economics of Taxation // Aaron H.J., Boskin M.J. (eds.). The Brooking Institution. Washington D.C., 1980.

8. Atkinson A.B. Horizontal Equity and the Distribution of the Tax Burden // Aaron H. J., Boskin M.J. (eds.). The Economics of Taxation.

9. Auerbach A.J. The Theory of Excess Burden and Optimal Taxation // Auerbach A.J., Feldstein M. (eds.). Handbook of Public Economics. Vol. 1. North-Holland. 1987. P. 61–129.

10. Auerbach A.J., James R.H. Jr. Taxation and Economic Efficiency // NBER Working Paper. № 8181. Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research, 2001.

11. Auerbach A.J., Rosen H.S. Will The Real Excess Burden Please Stand Up (Or, Seven Measures in Search of a Concept) // NBER Working Paper. № 495. Cambridge, MA: National Bureau of Economic Research. June 1980.

12. Ballard C.L., The Marginal Efficiency Cost of Redistribution, The American economic Review, vol. 78, issue 5, (Dec., 1988), pp. 1019– 1033.

13. Barrett C.R., Salles M. On a Generalisation of the Gini Coefficient // Mathematical Social Sciences 30.3 (1995):

235–44.

14. Bartolomew D.J., Stochastic Models for Social Processes.

Wiley, 1976. P. 24.

15. Becker G.G. Human Capital. 2nd ed. Chicago University Press, 1975.

16. Berrebi Z.M., Silber J. Income Inequality Indices and Deprivation: A Generalization // Quarterly Journal of Economics (1985): 807–10.

17. Berrebi Z.M., Silber J. Weighting Income Ranks and Levels: A Multiple-Parameter Generalization for Absolute and Relative Inequality Indices // Economics Letters 1981:

391–97.

18. Blackburn M. Interpreting the Magnitude of Changes in Measures of Income Inequality // Journal of Econometrics 42 (1989): 21–25.

19. Blackorby C., Donaldson D. Measures of Relative Equality and Their Meaning in Terms of Social Welfare // Journal of Economic Theory 18.1 (1978): 59–80.

20. Blackorby C., Donaldson D., Weymark J.A. A Normative Approach to Industrial-Performance Evaluation and Concentration Indices // European Economic Review 19 (1982): 89–121.

21. Blackorby C., Bossert W., Donaldson D. Generalized Ginis and Cooperative Bargaining Solutions // Econometrica 62.(1994): 1161–78.

Pages:     | 1 |   ...   | 14 | 15 || 17 | 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.