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こうじかに
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1 論文新しい最適所得税理論と日本の所得税制國枝繁樹 * 一橋大学本稿は高額所得者の所得分布を新たに推計し最近の我が国における課税所得の弾力性に関する実証結果を用いて最適な最高限界税率を導出した 2003 年の高額納税者番付によるとパレート分布の係数 (α) は 2.1 と推計された溝口 (1987) と比較すると最近の米国ほどではないが日本において最上位数千 - 数万人の高額所得者への所得集中が進んだ可能性を示唆する他方最近の実証研究では課税所得の弾力性はの範囲で推計されているその結果我が国の最適な最高限界税率は最も能力の高い個人に付される社会厚生上のウエイトが相当大きくない限りは現行水準より高く高額所得者への課税強化は支持されるまた課税所得の弾力性は源泉徴収年末調整制度や給与所得控除に影響されている 1. はじめに我が国の個人所得税は 1980 年代半ば以来勤労意欲の維持向上等を目的として数次にわたり最高税率が引き下げられ累進構造が大きく緩和された所得税の最高税率と住民税の最高税率を合わせた限界税率は 87 年には 78% だったが 99 年に 50% に引き下げられたしかしその後経済格差拡大が注目される中我が国の税制が所得再分配機能を十分果たしていないとの指摘がなされ 2012 年 6 月 15 日の社会保障税一体改革に関する民主自民公明の 3 党合意においても所得税につき最高税率の引上げなど累進性の強化に係る具体的な措置について検討しその結果に基づき 2013 年度税制改正において必要な法制上の措置を講じることで合意がなされた高額所得者への課税強化の動きは他の先進諸国にもみられるそれでは我が国の所得税の最高限界税率の望ましい水準はどの程度であろう所得税の累進度の強化は税制を通じた所得再分配を促進するが同時に勤労意欲を低下させる可能性がある従って政府は両者のトレードオフを考慮しつつ社会厚生を最大本稿は 2009 年 11 月の第 8 回現代経済政策研究会議 2010 年 9 月の日本経済学会秋季大会および 2011 年 3 月の一橋大学経済研究所共同利用共同研究拠点プロジェクト研究セミナー近年の所得税に関する研究における報告論文に基づいている討論者および参加者の方々から貴重なコメントをいただいたまた本誌のレフェリーからも非常に有益なコメントをいただいたさらに本研究は文部科学省科学研究費 ( 基盤研究 A) 税と社会保障の一体的改革 - 格差問題と国際化への対応の支援を受けている記して感謝したい * ( 連絡先住所 ) 東京都千代田区一ツ橋一橋大学国際公共政策大学院 ( )skunieda@ics.hit-u.ac.jp 日本経済研究 No.67,

2 化させる所得税制を検討する必要がある一定の税収を確保しながら社会厚生を最大化させる所得税制を考察する枠組みとしては Mirrlees (1971) により導入された最適所得税理論に基づく分析がある最近では Diamond (1998) や Saez(2001) などの新しい最適所得税理論の枠組みにより能力の分布労働供給または課税所得の弾力性などに基づきより現実的に最適な所得税制を導出することができるようになった我が国については國枝 (2007) が新しい最適所得税理論の枠組みを用いて最適な最高限界税率は多くの場合現行の国税地方税合計の最高 50% を上回るとの推計を行ったただしそこで利用した溝口 (1987) の高額所得者の所得分布の推計は 75 年から 82 年の古いデータに基づくものであるまた同推計は別所 (2006) の労働供給の弾性値の推計を用いているが Feldstein(1999) は労働供給の弾力性よりも課税所得 (taxable income) の弾力性の方が課税の経済厚生を考える上で適当であると主張している以上を踏まえ本稿においては 03 年の高額納税者番付により新たに高額所得者の所得分布のパレート係数を推計し先行研究における我が国の課税所得の弾力性に基づき最適な最高税率を推計する第 2 節では高額所得者分布についてパレート係数の新しい推計を行う第 3 節においては課税所得の弾力性についての先行研究を概観する第 4 節において新しい最適所得税理論の枠組みを説明し第 5 節において最適な最高限界税率を推計する第 6 節においては源泉徴収年末調整制度と課税所得の弾力性の関係について論じ最後に本稿の結論を簡潔に述べる 2. 我が国の高額所得者の所得分布 2.1 先行研究高額所得者の所得分布がパレート分布で近似できることは過去より指摘されている具体的にはある所得水準 Y 0 以上の所得 Y の分布は次のパレート分布 (f(y) は確率密度関数 ) に従うと考えられる f(y) = ( ) (1) (1) 式の α はパレート係数と呼ばれる高額所得者の所得分布がパレート分布に従う場合 α が大きいほど所得分配は平等と考えられるパレート分布においては次の (2) 式 (F(Y) は累積分布関数 ) の値は 1/α で一定となる Y ( 0 1 F( Y ) ) Y Yf ( Y ) Y[ ( Y ) Y ] (2) 22 日本経済研究 No.67,2012.7

3 Saez(2001) は 92 年および 93 年の税務申告データを用い米国の所得分布において (2) 式の左辺が労働所得 20 万ドル以上の範囲において 0.5 周辺で一定であることを示したこれは米国の労働所得 20 万ドル以上の所得分布をα=2 のパレート分布で近似することが適当なことを示しているもっとも高額所得者の所得分布状況は時代によって変化しうる Feenberg and Poterba (1993) はパレート係数が 70 年代初めの約 2.5 から 80 年代後半には約 1.5 に低下したと指摘し高額所得者への所得集中が進んだことを指摘したより長期間に関して米国の高額所得者の所得分布を分析した Piketty and Saez(2003) は 70 年代から最上位 0.1% の高額所得者への所得集中が始まったことを示しており Saez(2004) においてはパレート係数として 1.6 が用いられている日本の高額所得者の所得分布についての研究は高額所得者に関するデータ自体が少なく筆者の知る限り非常に限られている先行研究として初めに 77 年の家計調査に基づいてパレート係数を約 1.3 とした青木 (1979) があるが最近の実証研究の推計値と比較して非常に小さく高額所得者層が分析対象に十分含まれていたかに疑問が残る溝口 (1987) は国税庁が毎年公表していた高額所得者のデータのうち最上位 3,000 の標本を用いて 62 年 -82 年の間のパレート係数を推計しているそのうち比較的新しい 75 年から 82 年の推計値の単純平均は α=2.541 となるなお溝口 (1987) の利用したいわゆる高額所得者番付の対象には申告納税の対象となる所得が全て含まれるこのため確定申告の必要のある高額所得者等の給与所得のほか事業所得譲渡所得不動産所得等も含まれる源泉分離課税の対象は含まれない最近では岩本濱秋 (2008) が 97 年 2000 年 03 年の国民生活基礎調査の所得表の個人の総所得を分析した岩本濱秋 (2008) における総所得は当調査票上での所得の合計であり労働所得財産所得および社会保険料給付を含む ( 注 14) 具体的には各観測値につきそれ以上の所得者の平均所得と当該者の所得比 ( 係数 αのパレート分布下ではα/(α-1) に等しい ) を計算し総所得が 2,000 万円台以上で 1.5 前後 (α=3 に対応 ) の値でその比率が推移する傾向を見出しているしかし同論文が指摘するように国民生活基礎調査に含まれる高額所得者の人数が分析には不十分である他方 Moriguchi and Saez (2008) は個票データではなく国税庁統計年報の所得階層別の統計 ( 譲渡所得を除く申告所得 ) に基づき 1886 年年の高所得者の所得分布を分析したその結果 1970 年代以降最上位の高額所得者への所得集中が論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 23

4 進んだアングロサクソン諸国と異なり我が国においては欧州大陸諸国と同様に最上位の高額所得者への所得集中が進んでいないとしているもっとも同論文の分析結果 ( 図 4) を精査するとアングロサクソン諸国ほど急激ではないが 1980 年代以降我が国の高額所得者の所得が占めるシェアは徐々に増加している例えば戦後しばらく安定していた最上位 1% の所得のシェアは最近では増加に転じているしかし同論文は国税庁統計年報の所得階層別の統計に基づくもので個票データに基づく分析に較べると限定的な分析となっていることは否めない一方大竹小原 (2009) は全国消費実態調査に基づき所得上位 1% のグループの所得シェアは増加していないと指摘しているしかし最上位の高額所得者への所得集中を分析する上で同調査の対象範囲が十分でないという問題がある高額納税者番付に基づく高額所得者の所得分布の分析本稿はいわゆる高額納税者番付を用いて我が国の高額所得者の所得分布を新たに推計する高額納税者番付は課税所得の高い者の順位表である高額所得者番付と異なり納税額の高い者の順位表である 82 年までは課税所得額が公表されていたが 83 年以降は課税所得額の代わりに納税額が公表されるようになった溝口 (1987) が 82 年の所得まで分析対象としていたのはこのためであるいわゆる高額納税者番付は国税庁により公表された納税者および納税額をマスコミその他の機関が集計し作成した順位表を示すしかしながら高額納税者公示制度についてはそのデータが犯罪等に利用される可能性があることまた 05 年 4 月の個人情報保護法の趣旨に照らして問題があること等の理由により 04 年分の公示をもって廃止された以下においては公示制度廃止の1 年前の 03 年分の所得に係る高額納税者番付を利用して高額所得者の所得分布を考察する具体的には国税庁 ( 税務署 ) が ( 旧 ) 所得税法 233 条に基づき 04 年 5 月 17 日に公示した高額納税者 (03 年中の所得に係る所得税納税額が 1,000 万円超の個人 ) のデータを収録した総合法務保障有限会社のザ長者番付! (2004 年度版統計用 ) データベースを利用する 2 同データには 73,936 名の納税額が収録されている 3 国税庁( 税務署 ) で公示されたデータの内容は各納税 1 全国消費実態調査について Moriguchi and Saez (2008) は上位 0.1% の高額所得者の十分な標本数がなく上位 1% はある程度捕捉されているがその所得は若干過小評価になっているとしている (Table 4) 2 同データベースは公示日 (2004 年 5 月 17 日 ) を基準に年度を付しているため 2004 年度版となっているが内容は 2003 年の所得に係る所得税納税額に関するデータである 3 国税庁発表の公示件数は全国 73,959 名である個人情報保護法に基づいて 4 件が削除されたのでザ長者番付! 収録の件数との間には若干の乖離があるが各税務署からの公示内容が集計されるためそうした若干の乖離は避けられない ( ザ長者番付! データベースの説明書であるご利用の手引きの説明による ) 24 日本経済研究 No.67,2012.7

5 者の納税額のほか氏名住所所管税務署であるがプライバシー保護の観点から同データには氏名詳細な住所は削除されている 4 同データは独自に納税額から課税所得を推計している具体的には推定課税所得は以下の計算式により求められている ( 単位は千円 ) 推定課税所得 =( 納税額 ) 0.37 (3) 03 年の 3,000 万円超の所得に対しては税率が 37% より低い税率が適用される所得に係る調整分が 249 万円定率減税額が 25 万円 ( 上限額 ) であるため同データベースでは上記の推定課税所得が一般的と説明されている 5 その際税額控除は個人差が大きいため考慮されていないこの推定課税所得はあくまで概算であり実際の課税所得とは異なる場合がありうるまた推定課税所得に所得控除額を加えた所得は一般的に課税所得よりも大きい 6 以上の問題はあるが所得の内容が公示されていない以上納税額の情報のみから各種控除を含めた所得を正確に推計することは不可能であるため本稿は (3) 式で推計された推定課税所得に基づいて所得分布を考察する所得分布のパレート係数 (α) については観測値から次の (4) 式に基づき不偏推定量が求められる ( 蓑谷,1998) α=(n 2) (4) ここで Y min は観察値 Y i 中の最小値 n は観測値数であるデータのうちトップから n 番目までの最上位の高額所得者の所得金額 Y i (i= 1,..., n) を対象にパレート係数を推計する n を変えてパレート係数を推計した結果を表 1 に示すなお成人総人口との比率で見ると公示件数は納税者全体のうち上位約 0.07% に該当する高額納税者番付に掲載されるのは各世帯 1 人と仮定すると住民基本台帳上の世帯全体 (2003 年 ) の上位約 0.15% に相当する 4 高額納税者番付のデータは過去に商業目的で数多く販売されていたが個人情報保護法により個人情報を含むデータの売買が制限されたため一般的ではなくなった本論文で用いるデータは個人名や住所の詳細を削除しており筆者の知る限り個人情報保護法上の問題がないとされる唯一のデータベースである全国規模の高額納税者データは 03 年分以外入手困難であるため本論文では 03 年分に限定した分析を行う 5 03 年においては 330 万円以下の所得に 10% 330 万円超 900 万円以下の所得に 20% 900 万円超 1,800 万円以下の所得には 30% の税率が適用されていた以上の所得について最高税率の 37% との差を調整するため (37%-10%) 330 万円 +(37%-20%) (900 万円 -330 万円 )+(37%-30%) (1,800 万円 -900 万円 )=249 万円を定率減税額と共に納税額に加えた上で 37% で除して課税所得を推計しているご利用の手引きによると 249 万円は控除額とされているが実際は上述の税率調整分に該当する 6 ご利用の手引きによれば基礎控除 38 万円分は確実に大きくなるほか一般的には 250 万円程度の所得控除が多いとされるさらに特別控除額等を加えた利益金額は所得の種類によっては相当大きくなる可能性がある ( 居住していた不動産の売却収用や特定中小会社の新規公開株式譲渡の場合など ) 論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 25

6 最上位 100 人については他の場合と比較してパレート係数の推計値が特別に高いが最上位 200 人から最上位 5000 人までを対象にした場合パレート係数の推計値は 2.1 前後で変動しているより多くの高額納税者をカバーした場合 (n=10000~70000) パレート係数は少し高く推計値は約 2.2 前後から 2.3 の近くになる最上位 100 人の場合を除き対象者内の最低所得金額 Y min に対しパレート係数 αの推計値をプロットしたのが図 1である Y min が1 億円を超えた辺りからパレート係数の推計値は 2.1 前後で安定している従って本稿ではパレート係数が 2.1 の場合を基本として最適な最高限界税率を推計するまた上述のように対象人数が比較的大きい場合では推計値は約 2.2 前後から 2.3 に近い結果を踏まえ参考にパレート係数が 2.25 の場合についても最適な最高限界税率を推計する溝口 (1987) の 75 年から 82 年の平均値 (2.541) と較べると今回の最上位 3000 人表 1 最上位 n 人の高額所得者の所得分布のパレート係数 (2003 年 ) 対象人数 ( 最上位 n 人 ) 成人総人口比 ( 上位 %) 世帯数比 ( 上位 %) 最低所得金額 Y min ( 万円 ) パレート係数 α の推計値 , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , 注 ) 成人総人口比は対象人数の 03 年 1 月の 20 歳以上の総人口に対する比率を示している世帯数比は住民基本台帳に基づく 03 年世帯数に対する比率を示している出所 ) 筆者作成 26 日本経済研究 No.67,2012.7

7 のデータに基づく推計値はで 0.4 以上小さい今回の推計値は高額納税者番付の納税額データに基づき単純な推計式で計算した課税所得の分布を推計した結果であるのに対し溝口 (1987) の推計値は高額所得者の所得データ自体から推計したものであり両者を直接比較できないものの 03 年の高額納税者番付に基づき推計されたパレート係数が 80 年代初めまでの推計値よりも小さいことは我が国の高額所得者の間においても 80 年代以降より上位の層に所得が集中した可能性を示している他方米国での最近の推計 ( 例えば α=1.6 (Saez, 2004)) と比較すると我が国の最上位の高額所得者への所得集中は米国ほど進んでいないことになる Feenberg and Poterba (1993) の各年の推計値と較べると我が国の 03 年の最上位の高額所得者への所得集中の水準は米国の 80 年代前半に相当している 7 ただし本稿で用いた所得は申告所得全体であり給与所得のみならず譲渡所得事業所得不動産所得等が含まれることに留意する必要がある税務統計から見た申図 1 対象者内の最低所得金額とパレート係数パレート係数の推計値 ,000 20,000 30,000 40,000 50,000 60,000 対象者内の最低所得金額 ( 万円 ) 注 ) 最低所得金額 Y min 以上の高額所得者を対象としたパレート係数の推定値をプロットしている ( ただし最上位 100 人が対象の場合を除く ) 出所 ) 筆者作成 7 Feenberg and Poterba (1993) の 1980~84 年の α の推計値平均は 2.14 である ( 同 Table A-1) 論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 27

8 告所得税の実態の 03 年分の集計データでは所得が 5,000 万円を超える者の合計所得額のうち給与所得は 31.9% で最大の割合を占めるが ( 土地建物等の ) 分離長期譲渡所得 (24.6%) 営業等所得(14.0%) 株式等の譲渡等所得(12.2%) 等他の所得も相当の割合を占めているただし株式譲渡益中のストックオプションによる報酬のように給与所得以外の所得にも労働所得と考えられる所得が含まれている後述する新しい最適所得税理論では労働所得への課税を念頭に置いており本来は労働所得の分布を把握することが望ましいが高額納税者の所得の内訳を含む個票データが入手できないため以下では申告所得全体の分布を最適所得税制の推計に用いる 3. 課税所得の弾力性米国においては 1980 年代後半より課税所得の弾力性につき様々な実証研究が行われたそれらのサーベイを行った Saez et al. (2012) は課税所得の長期の弾力性に関する信頼できる推計値を 0.12~0.4 と結論づけている 8 我が国における課税所得の弾力性に関する実証研究は極めて少ないが内閣府政策統括官 (2001) は difference in differences (DID) の手法を用いて課税所得の ( 税引き後 ) 賃金に係る弾力性をと推計した具体的には 95 年の所得税減税につき国民生活基礎調査の 94 年 96 年の個票データを用い同減税で適用限界税率が引き下げられた者 ( 課税所得階級万円 1000 万円万円 2000 万円万円 ) をトリートメントグループ引き下げられならなかった者 ( 課税所得階級万円 330 万円 -600 万円 ) をコントロールグループとして DID により推計し (1- 限界税率 ) に対する弾力性としての値を得たこれは米国の実証研究による推計値と比較しても小さいなお以上の推計における個票はパネルデータでないため税制改正前のデータに基づきマクロ変数を考慮して改正後のデータを作成し実績値 ( 改正前 ) と比較したまたトリートメントグループコントロールグループ間の所得増加のトレンドの差異は勘案していないため両グループ間の所得格差が拡大している場合には過大推計となるおそれがある他方パネルデータを用いてないため平均への回帰によるバイアスは生じない次に八塩 (2005) は 99 年 ( および 95 年 ) の所得税住民税合計の減税が事業所得者の課税所得に与えた影響を分析した具体的には税務統計から見た申告所得税の実態 ( 国税庁 ) の各所得階層の集計データから所得の分布関数を独自の方法 ( 詳細は 8 ただし Chetty (2009a) は個人が最適な行動を行うのに摩擦 (friction) が存在することを勘案すると真の長期的な弾力性がもう少し大きい値となりうると指摘している 28 日本経済研究 No.67,2012.7

9 当論文を参照 ) で推計した上上位 2 万人 ( 課税所得約 2800 万円以上 ) をトリートメントグループとしその次の4 万人 ( 課税所得約 1500 万円以上約 2800 万円未満 ) をコントロールグループとして両グループに対応する課税所得と税額を計算した両者の間で所得増加のトレンドが異なる可能性を考慮し second-order DID の手法を用いて課税所得の (1- 税率 ) に対する弾力性を推計した 95 年および 99 年の両方の税制改正の効果を合わせて見た推計値はと小さいまた八塩 (2005) は両グループの総所得の差は年率 2% 程度ずつ拡大しており所得増加のトレンドの差異を勘案せずに課税所得の弾力性を推計すれば過大推計になると指摘したさらに北村宮崎 (2010) は全国消費実態調査の 94 年 99 年 04 年の個票データを用いて繰り返しクロスセクションデータによる DID 分析を行い課税所得の弾力性を程度とした具体的には 95 年および 99 年の税制改正に着目して上位 0.25% 0.5% および 1% の所得階層をトリートメントグループ上位 1-5% 1-50% および 5-50% をコントロールグループに設定し課税所得の弾力性を推計した 9 課税所得は全国消費実態調査個票の各世帯員の収入金額から世帯主の所得金額を計算した後所得控除額を差し引いて求めているが利子配当所得は含まれないまた極端に所得の高い者が推定に与える影響を排除するため所得 1 億円以上の個人は除外されたなおデータの制約から所得階層別のトレンドは説明変数に含まれていない観測期間が3 期間のため説明変数に加えられた所得階層別のトレンドは各階層の固定効果となり政策の効果を捉えられなくなるためとされる ( 北村宮崎,2010, 注 10) 所得格差が拡大している場合所得階層ごとのトレンドを説明変数に含めないと過大推計を招くおそれがある他方パネルデータではないので平均への回帰によるバイアスは生じない推計された課税所得の弾力性はトリートメントグループの設定によって異なるがそのうち上位 0.25% の所得階層をトリートメントグループとした推計が最も適切として程度を課税所得の弾力性の推計値としたその値は我が国の先行研究と比較すると大きいが Saez et al. (2012) が米国における課税所得の長期の弾力性に関する信頼できる推計値としたの範囲に含まれる本稿は以上の先行研究で得られた課税所得の弾力性の推計値に基づき我が国の最適最高限界税率を推計する 10 9 上位 0.25% の個人の課税所得は毎年 2,000 万円以上であるが上位 0.5% と 1% の階層には 2,000 万円未満の個人も含まれるとされる ( 北村宮崎,2010, 8ページ ) 10 Moriguchi (2010) は税務統計から見た民間給与の実態の集計データをパレート分布で近似し給与収入 ( 給与所得控除適用前の収入 ) シェアを推計した後給与収入シェアの (1- 限界税率 ) に対する弾力性を推計した線型トレンドを用いた場合の弾力性の推定値は次トレンドの場合は統計的に有意でなくなる論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 29

10 4. 新しい最適所得税理論の基本的枠組み最適所得税理論は社会厚生関数を最大化する所得税制を最適な税制とする 11 具体的には w の能力を有する個人が分布関数 F(w) に従って 0 からの範囲に分布していると仮定する 12 各個人は効用関数 u(y-t(y), L) を有しており所得 Y(= 賃金水準 w 労働時間 L) から所得税 T(Y) を差し引いた額の消費から効用を得て同時に労働時間 L から不効用を得る能力 w の個人が効用最大化により選んだ労働時間を L(w) とすると能力 w の個人の支払う所得税額は T(Y)=T(wL(w)) となり効用水準は w の関数 u(wl(w) -T(wL(w)), L(w)) で示されるがこれを U(w) と定義するその上で社会厚生関数 W = ( ) ( ) を想定し一定の税収 R を確保した上で誘因両立制約を充たしつつ社会厚生関数を最大化する非線型の所得税関数 T(Y) を導出する Diamond (1998) は最適所得税理論の基本的枠組みに従っても現実の U 字型の税率構造に似た税率構造が最適となる可能性が大きいことを示した同論文は準線型効用関数 u(c, L)=C v(l) を仮定し次の (5) 式に示す最適所得税率の公式を導出している ( 導出の詳細については Diamond (1998) および Salanie (2003) を参照されたい ) T '( Y ) A B C 1 T '( Y ) (5) ここで A= 1+ B= ( ) ( ) C=1 ( ) ( ) w Y : Y = wl(w) を充たす w ε L : 労働供給の ( 税引き後 ) 賃金に対する補償弾力性また D(w) は以下に示される区間 [w, + ] における G の平均である 1 D ( w) G'( U ( x)) f ( x) dx 1 F( w) w この公式によれば (ⅰ) 労働供給の弾力性 (ε L ) がより低い場合 (ⅱ) 考察している限界税率の対象者よりも能力が高い個人の比率 (1-F(w Y )) が大きい場合 (ⅲ) 考察している限界税率が適用される個人の数 (f(w Y )) が少ない場合 (ⅳ) 社会厚生関数においとの結果を得たただしその推計対象は最適所得税推計に必要な課税所得の弾力性ではなく給与収入シェアの弾力性であるため本論文の最適所得税の推計には用いることができない 11 本節の説明は國枝 (2007) に基づいている 12 能力は個人の労働生産性を意味し各個人の賃金水準 w に正確に反映されると仮定する 30 日本経済研究 No.67,2012.7

11 て考察している限界税率の対象者よりも能力の高い個人に相対的により小さいウエイトが置かれる場合 (D(w Y )/D(0) がより小さい場合 ) に最適な限界税率 T (Y) は高くなるこのうち (ⅱ) および (ⅲ) については個人の能力 ( およびそれに対応した賃金水準 )wの具体的な分布により決まる従来のシミュレーションにおいて Mirrlees(1971) 以来所得分布として一般的に対数正規分布が仮定されてきたしかし上述の通り高額所得者の所得分布はパレート分布に従うと考えられる人々の能力 w が係数 α w のパレート分布に従う場合 (2) 式で示したように (5) 式のBの値は 1/α w で一定となるただし能力分布のパレート係数 α w と第 2 節で論じた所得のパレート分布の係数 αの間には α w =α(1+ε ) の関係がある (Saez,2001) 最適な最高限界税率を具体的に導出するにはパレート係数 α w に加え労働供給の弾力性 ε L と社会厚生関数についての仮定が必要となる Diamond (1998) に倣い社会厚生関数において最も能力の高い個人に付される相対的ウエイトを示す指標として無限大の所得の個人に付される限界社会厚生と平均的な限界社会厚生の比率である次のパラメーター gを定義する g= ( ( )) [ ( ) ] (6) この定義より明らかに g =D( )/D(0) である Mirrlees の非線型の最適所得税率においてはブラケットごとに一律の限界税率を適用するのではなく各々の所得水準において最適な限界税率は異なりうるその際能力に上限値が存在しない場合には最適な限界税率がどの水準に収束するかを考察することが有意義である所得が無限大まで増加するのに伴い最適な限界税率が収束していく水準を最適な ( 漸近的な ) 最高限界税率と呼ぶ労働供給の弾力性 ε が一定で高額所得者の能力 w が係数 α w のパレート分布に従う場合 g を用いると最適な漸近的な最高限界税率 T ( ) は次の簡単な公式で示される (Diamond,1998; Saez,2001) (1 L )(1 g) 1 g T'( ) (1 )(1 g) (1 g) w L L L (7) ただし労働供給の弾力性 ε を最適限界税率の計算に用いることについては租税回避行動の影響も含んだ課税所得の弾力性に着目した厚生分析がより適切であるとの論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 31

12 Feldstein(1999) の指摘がある 13,14 本稿においては上述の我が国の課税所得の弾力性 ε の推計を用いて我が国の最適な最高限界税率を考察する 5. 我が国における最適な最高限界税率の推計新しい最適所得税理論の枠組みに従い Saez(2001) は一定の社会厚生関数を仮定した上で米国における最適な最高限界税率を推計し補償弾力性が 0.25 の場合には 81% 0.5 の場合には 69% となることを示した Gruber and Saez (2002) は所得階層ごとに推計した課税所得の弾力性を用い所得階層ごとの最適限界税率を推計した最適な最高限界税率は弾力性の低い総所得 (broad income( 後述 )) に対する税率が 73% 弾力性のより高い課税所得に対する税率は 49% となっている我が国においては國枝 (2007) が新しい最適所得税理論の枠組みにより最適な最高限界税率を推計したその際高額所得者の所得分布の仮定においては溝口 (1987) の αの推計値を用いまた労働供給の弾力性の仮定については別所 (2006) の推計値を用いた 15 その結果最も能力の高い個人に付される社会厚生上のウエイトがかなり大きい場合 (g=0.5) を除くと最適な最高限界税率は 50% 以上であり現行の所得税住民税の最高税率に引上げの余地があることを指摘したまた岩本濱秋 (2008) は上述の国民生活基礎調査に基づく実証結果も踏まえパレート係数 (α) を 2.5 課税所得の弾力性 (ε) を 0.2 と想定した場合の最高税率を 67% とした本稿は國枝 (2007) と異なり高額所得者の所得分布のパレート係数として 03 年度高額納税者番付に基いて推計した新しい推計値を用いまた Feldstein(1999) の指摘を踏まえ労働供給の弾力性の推計値 ε の代わりに課税所得の弾力性に関する先行研究の推計値 εを代入した (7) 式により我が国の最適な最高限界税率を推計する具体的には高額所得者の所得分布のパレート係数 (α) には基本ケースの 2.1( 基本値 ) と 13 Feldstein(1999) は課税所得を課税対象外の所得 ( フリンジベネフィットなど ) に変更することや控除の利用拡大等による租税回避を考慮した場合 ( 労働 ) 所得税による経済厚生の低下 ( 死荷重 ) が労働供給のみならず租税回避行動への影響も含むことを指摘した上で租税回避行動自体の情報が無くとも課税所得の弾力性を推計することを通じて経済厚生の低下を推計できることを示したこのため最近の最適所得税の分析においては労働供給の弾力性に代わり課税所得の弾力性を用いた推計が行われるのが一般的である 14 Chetty(2009b) は個人の経済厚生については課税所得の弾力性のみに着目すればよいが租税回避行動による慈善寄付の場合は受け取る側の経済厚生が増加する点も勘案する必要があると指摘したこの点を無視した場合増税の社会厚生コストを過大推計し最適税率を過小推計するおそれがあるもっとも現時点の我が国においては個人の慈善寄付自体が米国ほど一般的ではないのでその影響は比較的小さいと思われる 15 別所 (2006) は 97 年と 02 年の就業構造基本調査のデータを用い Hausman 型の線型労働供給関数および CES 効用関数を仮定した Zabalza(1983) の方法に基づく労働供給弾力性の推計値を推定した國枝 (2007) は 97 年のデータを用い線型労働供給に基づく非補償弾力性 ( 説明変数に教育変数を含まない場合含む場合 0.157) および所得弾力性 ( 説明変数に教育変数を含まない場合含む場合 ) を用いて最適な最高限界税率を推計したただしデータに勤労所得以外の所得が含まれていない問題点がある ( 國枝,2007) 32 日本経済研究 No.67,2012.7

13 表 2 最適な最高限界税率の推計値課税所得の弾力性 ε の仮定八塩 (2005) ε=0.053 内閣府 (2001) ε=0.074 北村宮崎 (2010) ε= g= % 86.55% % α=2.1 α= 2.25 g= % 82.84% % g= % 76.29% % g= % 85.73% % g= % 81.83% % g= % 75.02% % 出所 ) 筆者作成 2.25( 参考値 ) を用い課税所得の弾力性の推計値 εには値の小さい方から八塩 (2005) の内閣府政策統括官(2001) のおよび北村宮崎 (2010) のを用いる最も能力の高い者に対する社会厚生上の相対的ウエイトを示す g の選択は価値判断の問題であり適宜想定する以外に方法が無いそこで國枝 (2007) と同様に g = および 0.5 の3ケースを考えると最適な最高限界税率は表 2のように推計される基本ケース (α=2.1) に基づき最適な最高限界税率の推計値を見ると次の点が指摘できる八塩 (2005) および内閣府政策統括官 (2001) の課税所得の弾力性の推計値に基づいた場合社会厚生上のウエイトに関係なく最適な最高限界税率は 70% 代後半 - 約 90% と非常に高くなる北村宮崎 (2010) の推計値 ( 課税所得の弾力性が比較的高い ) に基づくと社会厚生上のウエイトがゼロの場合 (g=0) は 60% を超す税率が最適となり比較的穏当なウエイト (g=0.25) には 55% を超す税率が最適となる他方ウエイトが相当高い場合 (g=0.5) には 45% 前後 -50% 台前半の税率が最適となる現行の我が国の所得税住民税合計の最高税率は 50% であるが労働所得に対しては所得税住民税に加えて間接的に消費税が課されている消費税率を t とおいて所得税率に換算すると t/(1+t) となる現行の5% の消費税は約 4.8% の所得税に換算されるので消費税を含めた最高税率は約 54.8% になる上記の推計によれば最高水準の高額所得者に対する社会厚生上のウエイトが高くない場合 (g=0,0.25) は最高限界税率の引上げが支持されるただし上記のウエイトが大きく (g=0.5) かつ課税所得の弾力性が北村宮崎 (2010) 並みに大きい場合には最高税率の引上げは望ましくない論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 33

14 6. 検討 6.1 課税所得の弾力性と所得税制執行体制最適な最高限界税率の重要な決定要因である課税所得の弾力性は所得税制とその執行体制のあり方により変化しうる米国の場合総所得から適格個人退職勘定への拠出金等を控除した調整済総所得 (Adjusted Gross Income, AGI) が算出された上で 2つの方法により課税所得が算出されうる 1つは調整済総所得から標準控除 (standard deduction) および基礎控除 (basic exemption) を適用する単純な方法であるもう1つは雇用者経費 ( 所得の2% を超える金額 ) 住宅ローンの支払利子州地方税としての所得税財産税調整済総所得の 7.5% を上回る医療費慈善寄付金転勤費用偶発損失および基礎控除を差し引いて算出する方法である米国の実証研究においては総所得の弾力性は非常に小さい (Gruber and Saez (2002) では 0.071) が課税所得の弾力性はより大きな値 (Gruber and Saez (2002) では 0.396) に推定されているその理由は総所得から課税所得の算出の際慈善寄付金など諸控除による租税回避が図られるためとみられている Gruber and Saez (2002) は標準控除を選択しない納税者の課税所得の弾力性の値は大きいが標準控除を選択した納税者の課税所得の弾力性は負で統計的に有意でない点を指摘した標準控除を選択しない割合は所得水準によって異なり調整済総所得が 7 万 5,000 ドル未満の納税者のうち標準控除を選択しないのは 25% のみであるが 7 万 5,000 ドル以上の納税者のうち 85% は標準控除を選択しない (Slemrod and Bakija, 2008) 課税所得の弾力性は高額所得者ほど高くなるとみられており所得が高くなるほど標準控除を選択しない傾向は課税所得の弾力性が控除の活用による租税回避の程度により決定されるとの見方と整合的である我が国においては各種所得のうち給与所得については給与所得控除が利用されるのが一般的で精緻な源泉徴収年末調整制度の下租税回避の手段は限られている特定の支出につき給与所得控除を超える部分につき実額を控除する特定支出控除も存在するが 12 年度税制改正以前の控除対象は通勤費転任に伴う転居のための引越費用研修費資格取得費および単身赴任者の帰宅旅費に限られていた 16 現在 2000 万円超の給与収入がある場合は確定申告を行う義務があるがその場合も給与所得控除の利用が一般的である特定支出控除の利用人数は極めて少なく 09 年分全体で9 件に過 16 我が国の給与所得への所得課税においても給与所得控除後に医療費寄付金雑損等を控除可能であり住宅ローンに係る税額控除も存在しているしかし寄付金控除の利用は米国に比べて限定的とされる 34 日本経済研究 No.67,2012.7

15 ぎない租税回避の手段が限定的とすれば我が国における給与所得の課税所得の弾力性が内閣府政策統括官 (2001) の推計のように米国の総所得の弾力性に近い非常に小さい値を示しても不自然ではない他方営業所得農業所得等については一般に各種控除適用前の所得計算において様々な租税回避が図られているのではないかと考えられてきた例えば自営業者が交際費の中に私的消費分を含める等の方法が考えられるしかし米国と比較した場合 S 法人 ( 米国税法上納税者の選択により法人税ではなく個人所得税での課税を認められた小規模法人 ) のような制度が存在せず法人税率と個人所得税率の差に反応して現実の事業形態を変更することなく簡単に所得区分を変更することは難しいむしろ個人事業者が給与所得控除による税額圧縮を目的として法人化する法人成りが事業形態選択の問題として注目されてきた事業形態の選択と税制の関係について研究した田近八塩 (2005) は我が国の法人の選択比率が法人税と個人所得税の限界税率ではなく給与所得控除の規模に影響されることを示したこれは個人事業者についても個人所得税率に対する課税所得の弾力性が大きくないとする八塩 (2005) と整合的であるいずれにせよ自営業者農家の租税回避の実態と税率変更への反応については今後十分な実証研究の蓄積が望まれる 6.2 源泉徴収年末調整制度および給与所得控除と最適所得税制給与所得に関する源泉徴収制度および年末調整制度の存在により日本において雇用者の確定申告は一般的でないしかしそれらの制度が納税者に対する税負担の認識を弱め税の使途に対する関心を低下させているとの批判があり政府支出の効率化を図るためにも確定申告中心の納税への移行が望ましいとの主張が以前から存在する最近では給与所得控除の圧縮と共に 17 特定支出控除の対象拡大を求める意見も多い 18 一方で源泉徴収年末調整制度の存在は多くの ( 給与収入 2000 万円以下の ) 納税者の申告を不要とし納税コストを大幅に引き下げている Slemrod and Bajika(2008) は日本英国のように納税者による申告を必要としない所得税制度が納税コストを大きく引き下げる点を高く評価している (pp ) また同制度の下で労働者が企 17 寛大な給与所得控除の存在が法人成りを促進していることに鑑みれば ( 特定支出の対象拡大を伴わない ) 給与所得控除の圧縮自体は自営業者等の租税回避の余地を制限する年の政府税制調査会基礎問題小委員会個人所得課税に関する論点整理においては給与所得者が自ら確定申告を行うことは社会共通の費用を分かち合う意識向上の観点からは重要である給与所得控除の見直しとあわせ特定支出控除の範囲が拡大されることとなればこうした機会は増大すると見込まれると指摘されている論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 35

16 業に誤った情報を伝えて租税回避を図ろうとする場合それが企業に知られた場合には不利益が生じるおそれから労働者による租税回避のインセンティブは抑制される新しい最適所得税理論によれば租税回避の余地が限定的であれば課税所得の弾力性は小さくなり経済効率の損失を抑制しつつ所得再分配を行うことが可能となる Slemrod and Kopczuk (2002) および Kopczuk (2005) は課税所得の弾力性は課税ベースによって異なるため最適税制の検討に当たっては課税所得の弾力性を縮小させる改革についても検討すべきと指摘した 12 年度税制改正においては高額所得者の給与所得控除圧縮とともに特定支出控除の対象が拡大されたが所得税制の所得再分配機能の強化を図る立場に立てば特定支出の具体的な対象を検討する上では租税回避の余地を広げないための配慮が必要である特定の支出が本当に勤労所得を得るために必要な支出であるか否か税務当局による確認が困難な支出まで控除の対象に含めると租税回避の余地が拡大し最適所得税理論によれば所得再分配を限定的に留める必要が生じるからである 7. 終わりに本稿は高額所得者の分布についての新たな推計と最近の我が国における課税所得の弾力性に関する実証結果を用いて最適な最高限界税率を導出した 03 年の高額納税者番付を利用した推計ではパレート分布の係数 (α) は 2.1 と推計されたこれは溝口 (1987) と比較して最近の米国ほどではないが我が国においても最上位数千 - 数万人の高額所得者への所得集中が進んだ可能性を示唆する他方我が国における課税所得の弾力性に関する実証研究においては課税所得の弾力性はの範囲に推計されているその結果我が国の最適な最高限界税率は最も能力の高い個人に付された社会厚生上のウエイトが相当大きくない限りは現行水準より高く高額所得者への課税強化は支持されるとの結果を得たまた課税所得の弾力性は源泉徴収年末調整制度および給与所得控除に影響されることを説明した本稿で示したように新しい最適所得税理論は我が国の所得税のあり方を考察する上で非常に有益であるまた課税ベースや執行制度まで含めた最適税制の理論は各種控除のあり方を所得税の税率構造と一体的に考察することを可能にする政府における税制改革の検討においても以上の観点から議論されることが望ましいただし本稿の分析にはデータの制約から最適所得税理論が想定している労働所得ではなくその他の所得も含む所得分布に基づいた点などの限界もある税制改革の 36 日本経済研究 No.67,2012.7

17 議論が最新の経済理論に基づいて行われるためにもプライバシーの十分な保護の上より広範な課税データの学術目的における利用が可能となることが望まれる参考文献青木昌彦 (1979) 分配理論筑摩書房. 岩本康志濱秋純哉 (2008) 租税社会保障制度による再分配の構造の評価季刊社会保障研究 44(3), pp 大竹文雄小原美紀 (2009) 所得格差樋口美雄編バブル / デフレ期の日本経済と経済政策 6: 労働所得と所得分配慶応義塾大学出版会,pp 北村行伸宮崎毅 (2010) 日本における限界税率の課税所得弾力性と最適所得税率 : 全国消費実態調査の個票データによる分析 Global COE Hi-Stat Discussion Paper Series No. 150, 一橋大学経済研究所. 國枝繁樹 (2007) 最適所得税理論と日本の所得税制租税研究 690, pp 田近栄治八塩裕之 (2005) 税制と事業形態選択 - 日本のケース - 財政研究 1, 有斐閣, pp 内閣府政策統括官 (2001) 1990 年代における所得税制改正の効果について政策効果分析レポートNo.9. 別所俊一郎 (2006) 累進所得税制を考慮した労働供給関数の推定わが国の税制と労働供給の関わりに関する調査研究財政経済協会 pp 溝口敏行 (1987) 日本の高額所得者の分布経済研究 38(2), pp 蓑谷千凰彦 (1998) すぐに役立つ統計分析東京図書. 八塩裕之 (2005) 所得税の限界税率変化が課税所得に与える効果一橋論叢, 134(6), pp Chetty, R. (2009a) Bounds of Elasticities with Optimization Frictions: A Synthesis of Micro and Macro Evidence on Labor Supply, NBER Working Paper No Chetty, R. (2009b) Is the Taxable Income Elasticity Sufficient to Calculate the Deadweight Loss? The implications of Evasion and Avoidance, American Economic Journal: Economic Policy, 1(2), pp Diamond, P. (1998) Optimal Income Taxation: An Example with U-shaped Pattern of Optimal Marginal Income Tax Rates, American Economics Review, 88(1), pp 論文 : 新しい最適所得税理論と日本の所得税制 37

18 Feenberg, D., and J. Poterba (1993) Income Inequality and the Incomes of Very-high Income Taxpayers, J. Poterba, (ed.) Tax Policy and the Economy, 7, pp Feldstein, M. (1999) Tax Avoidance and the Deadweight Loss of the Income Tax, Review of Economics and Statistics, 81(4), pp Gruber, J. and E. Saez (2002) The Elasticity of Taxable Income: Evidences and Implications, Journal of Pubic Economics, 84(1), pp Kopczuk, W. (2005) Tax Bases, Tax Rates and the Elasticity of Reported Income, Journal of Public Economics, 89(11/12), pp Mirrlees, J. A. (1971) An Exploration in the Theory of Optimal Income Taxation, Review of Economic Studies, 38(114), pp Moriguchi, C. (2010) Top Wage Incomes in Japan, , Journal of the Japanese and International Economies, 24(3), pp Moriguchi, C., and E. Saez (2008) "The Evolution of Income Concentration in Japan, : Evidence from Income Tax Statistics," Review of Economics and Statistics, 90(4), pp Pikkety, T., and E. Saez (2003) Income Inequality in the United States, , Quarterly Journal of Economics, 118(1), pp Saez, E. (2001) Using Elasticities to Derive Optimal Tax Rates, Review of Economic Studies, 68(1), pp Saez, E. (2004) Reported Incomes and Marginal Income Tax Rates, : Evidence and Policy Implications, J. Poterba, ed. Tax Policy and the Economy, 18, pp Saez, E., J. Slemrod, and S. Giertz (2012) The Elasticity of Taxable Income with Respect to Marginal Tax Rates: Critical Review, Journal of Economics Literature, Vol.50, No.1, pp Salanie, B. (2003) The Economics of Taxation, MIT Press. Slemrod, J. and J. Bakija (2008) Taxing Ourselves (4th edition), MIT Press. Slemrod, J. and W. Kopczuk (2002) "The Optimal Elasticity of Taxable Income," Journal of Public Economics, 84(1), pp Zabalza, A.(1983), The CES Utility Function, Non-linear Budget Constraints and Labor Supply: Results on Female Participation and Hours, Economic Journal, 93(370), pp 日本経済研究 No.67,2012.7

Winter 図 1 図 OECD OECD OECD OECD 2003

Winter 図 1 図 OECD OECD OECD OECD 2003 266 Vol. 44 No. 3 I 序論 Mirrlees 1971 Diamond 1998 Saez 2002 Kaplow 2008 1 700 900 1, 300 1, 700 II III IV V II わが国の再分配の状況と国際比較 OECD Forster and Mira d Ercole 2005 2006 2001 Winter 08 267 図 1 図 2 2000 2