其中k=（1-θ）（1-βθ）/θ，边际成本：
m■t=α（1-v）（■tp）+αv■tr+（1-α）■tk
三、校准与模型动态分析
（一）模型的校准
依据王君斌与王文甫（2010）[10]，设定消费风险偏好参数σ=1，名义价格刚性θ的取值为0.75，季度物质资本折旧率δ为0.04；依据Zhang（2009）使用中国数据估计的结果[11]，选取劳动规避参数φ=6.16，资本的产出弹性1-α=0.6，投资调整成本函数满足：S"=15.8。贴现因子β依据中国自2002～2012年季度物价上涨的幅度进行估算得到其取值为0.98；依据Mattesini和Rossi （2012）[8]，稳态时平均税率1-χ取值为0.3；为了分析的便利，本文设定两类家户的就业相同，即v=0.5，并且模型对于这一参数的设定并不敏感；两类家户的占比λ不妨取其为0.5，因为这一参数主要影响整体收入差距，如此设定可以排除这一参数对于收入差距的影响；货币政策参数Φp和Φy，采用石柱鲜等（2009）[12]估算的结果将二者取值为1.766和0.253，对应的货币政策冲击持续性参数ρr为0.89，标准差σr为0.28；依据贾俊雪和郭庆旺（2012）[13]，财政政策冲击持续性参数ρg和标准差σg分别取值为0.699和0.036；技术冲击的持续性ρa与标准差σa分别取值为0.89和0.078，偏好冲击的持续性ρc与标准差σc分别为0.3和0.11；税收的累进性参数依据徐建炜等（2013）[6]自1997～2011年个税累进性的平均值将Φ其取值为0.45。具体的校准结果如表1。
（二）全样本分析
模型结构性参数校准过程中使用的个税累进性参数来源于1997～2011年的平均值，本文将这一样本区间看成是一个完整的样本，并在此基础上进行模型动态的全样本分析。不过，由于本文初始设定富有家户的工资收入水平高于贫困家户，这一设定相当与在第二部分动态新凯恩斯主义模型中加入了不等式约束：W■■？叟W■■。
图1表明，在本文的考察期内，消费呈现出先上升后下降的趋势，而投资和产出却呈现不断上升的趋势。这一结果与本文考察期内我国的现实情况基本上是相符的：自1997～2011年，依靠投资拉动经济增长的政策使得我国投资不断增长，整体经济也一直保持高速增长的态势，因而投资与产出不断增长；但与之相对的是，居民消费在GDP中所占的比例却呈现不断下降的趋势。图1还表明富有家户与贫困家户税后收入差距在本文样本期内呈现不断扩大的趋势，这与近些年来我国的现实情况也是相符的，一个重要的表现就是我国基尼系数不断攀升。这一结论与徐建炜等（2013）[6]是一致的。因此，整体而言，在本文的考察期内，累进性个税并没有缩小富有家户与贫困家户之间的收入差距，相反这一差距扩大了。
（三）子样本反事实分析
全样本仿真的结果表明了自1997～2011年，累进性个税非但没有缩小我国收入差距，我国收入差距仍在不断扩大。那么，这是否意味着个税是无效的呢？我国政府在2006年和2011年两度提高个税起征点，进而提高了个税的累进性。主流经济学认为政策机制的变化会引起经济主体预期的改变，进而对整体经济产生影响。而命题一却是建立在假定个税累进性为出现变化的基础上，因而我们必须保持适度的谨慎。为了更好的体现个税累进性变化的效应，本文依据个税累进性变化的时间，将整体样本分为三个阶段：1997～2005年、2006～2011年、2011年之后，并且在每一个阶段的分析中均假定个税的累进性自此之后保持不变，进而可以比较政策机制变化与未变化的情形下富有家户与贫困家户收入差距的动态趋势。基于徐建炜等（2013）[6]的估算，1997～2005年我国个税的平均累进性约为0.369；2006～2010年我国个税的平均累进性约为0.438；2011～2012年我国个税累进性约为0.473。基于以上估算，本文考察三个不同的子样本时期相对收入差距的变化，结果显示在图1中。
图1表明，自1997年开始征收个税以来，尽管通过两次个税调整而提高了个税的累进性，但是无论在哪一个时期，个税对于均没有改善我国收入差距。相反，图1表明在三个子样本时期，尽管个税的累进性不断提高，但是我国收入差距仍旧在不断的扩大。结合全样本仿真的结论，本文认为个税及其累进性的提高并没有改善我国收入分配的差距。
由于子样本分析过程中假定每一阶段分析中个税的累进性在该阶段之后保持不变，因此图1还表明，如果个税累进性保持在1997～2005年的水平，我国收入差距会保持最高的水平；如果个税的累进性保持在自2006年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距随时间变化趋势为图1中2006～2010年对应的曲线；如果个税的累进性保持在2011年个税累进性调整之后的水平，我国收入差距保持在最低的水平。这表明，尽管个税累进性的提高并没有改变我国收入差距不断扩大的趋势，但却缓和了我国收入差距扩大的程度。
另外，由图1还可以看出，自1997～2011年，随着个税累进性的提高，收入差距的波动性逐渐减小，这表明个税累进性的提高降低了经济变量的波动性。由于外生冲击引起产出等变量偏离其最优状态，进而引起社会福利损失。因而个税累进性的提高通过降低经济变量的波动性也在一定程度上降低了我国社会福利损失。
四、结论与对策建议
在一个包含财富异质性与个税的动态新凯恩斯主义模型中，本文考察了个税及其累进性的提高对于我国收入差距的动态效应。全样本仿真的结果表明，个税并没有改变我国收入差距扩大的趋势；而子样本反事实分析的结果却发现尽管个税及其累进性的提高没有扭转我国收入差距扩大趋势，但是却缓和了我国收入差距扩大的程度（见图2）。
那么为什么在发达国家行之有效的个税无法扭转我国收入差距扩大的趋势呢？一个重要的原因是个税的税收机制尚不完善，税收征缴能力有待进一步提高；更重要的是我国个税的平均税率偏低，Mattesini和Rossi（2012）[8]的数据显示OECD国家高收入者平均税率在30%左右，而高福利国家如瑞典、挪威与芬兰等则在55%左右；从个税与GDP的比值看，OECD国家与高福利国家这一比值均接近50%，而我国则不到5%。由于富有的阶层可以通过多种途径规避税负，使得我国个税已沦为工薪阶层税，约束了个税对于收入差距调节作用的发挥。因此，通过减税与提高个税起征点，进而降低低收入者的税收负担；同时完善税收征缴能力并提高高收入者税率，进而提高平均税率。与已有的采用单方程计量方法的研究不同，本文发现个税累进性的提高对于缓和收入差距扩大的程度是行之有效的，因此，进一步提高个税的累进性将是调节收入差距的重要方法之一。2007～2009年金融危机之后，这一做法在欧盟逐渐推行[14]，因而在具体的操作细节上我国可以借鉴欧盟的经验。
当然，由于个税无法扭转收入差距扩大的趋势，即仅依靠个税与个税机制改革无法改变我国收入差距扩大的事实，还需要其他的相关措施。但是通过在初次分配中增加劳动者收入的来缩小收入差距的做法可能难以实现。首先，Karabarbounis和 Neiman（2013）发现世界各国均存在劳动收入占比下降的趋势[15]，因此单独提高劳动收入占比可能导致制造业的转移；第二，劳动收入占比的上升意味着用工成本的增加，最直接的结果就是失业的增加，进而不利于社会稳定和经济的持续增长。因而应该将注意力集中于再分配领域，通过增加财政支出提高对失业者及其家庭、偏远地区贫困家庭以及城市低收入者的转移支付力度，按照十八届三中全会的要求建立更加公平与可持续性的社会保障制度，并且积极着手解决城市务工人员的社会福利问题，提高公共服务的供给能力和水平进而实现更加公平的社会公共服务。
