Discussion Paper Series การประเมินส่วนแบ่งรายได้ของกลุ ่มผู ้มีรายได้สูงในประเทศไทย โดยใช้ฐานข้อมูลภาษีเงินได้ กุศล เลี้ยวสกุล Discussion Paper No.49 June 28, 2019 Faculty of Economics, Thammasat University
Discussion Paper Series
การประเมนสวนแบงรายไดของกลมผมรายไดสงในประเทศไทย
โดยใชฐานขอมลภาษเงนได
กศล เลยวสกล
Discussion Paper No.49
June 28, 2019
Faculty of Economics, Thammasat University
การประเมนสวนแบงรายไดของกลมผมรายไดสงในประเทศไทยโดยใชฐานขอมลภาษเงนได Income Inequality and Top Incomes in Thailand: Evidence from Income Tax
Statistics
บทคดยอ (Abstract) การชวดจากขอมลการส ารวจสภาพเศรษฐกจและสงคมบงบอกวาความเหลอมล าทางรายไดในไทยได
ขนสจดสงสดในป 2535 และคอย ๆ ลดระดบลงในระยะยาว โดยในป 2558 มคาเทากบ 44.5 ซงเปนตวเลขทต าทสดในรอบเกอบ 30 ป อยางไรกตามไดมผวจารณวาการชวดดงกลาวอาจผดจากความเปนจรงเปนอยางมากเนองจากขอจ ากดของขอมลดงนนจงไดมงานวจยทพยายามวดความเหลอมล าทมงเนนไปยงกลมผมรายไดสงทคาดวาจะเปนแหลงทมาของความเหลอมล าในระยะหลง งานวจยชนนเปนอกความพยายามหนงทจะศกษาสภาพความเหลอมล าในสงคมไทยโดยใชมมมองจากความเหลอมล าในระดบบน ผวจยไดเลอกใชขอมลรายไดจากภาษเงนไดบคคลธรรมดา (ภ.ง.ด. 90 และ ภ.ง.ด. 91) ตงแตป 2544-2560 เพอประมาณสวนแบงรายไดของกลมคนในระดบบนโดยใชวธการแทรกคาแบบพาเรโตซงเปนวธการทนยมใชกนอยางแพรหลายในงานวจยในประเทศตาง ๆ ไดผลลพธดงน ความเหลอมล าในสงคมไทยลดลงในระยะยาวซงเปนภาพทสอดคลองจากการชวดโดยคาจนจากการส ารวจครวเรอน นอกจากนกลมคนทไดรบผลประโยชนเพมขนมากจากการเจรญเตบโตทางเศรษฐกจในชวงเวลาดงกลาวคอคนกลมอน ๆ ทไมใชกลมคนระดบบน อยางไรกตามเมอเปรยบเทยบกบประเทศอน ๆ กลมผมรายไดสงจ านวนรอยละ 1 ยงมสวนแบงรายไดอยในระดบสงมากคอ 13%-24% ซงถอวาอยในกลมประเทศทมความเหลอมล าสง ผลลพธประการสดทายคอ นโยบายขนคาแรงขนต าในป 2555 อาจไมไดสงผลใหความเหลอมล าลดลงไดมากนก
1. บทน า คาจน (Gini Coefficient) เปนดชนชวดความเหลอมล าดานรายไดทใชกนอยางแพรหลายในประเทศ
ไทย โดยทวไปจะค านวณจากฐานขอมลการส ารวจสภาพเศรษฐกจและสงคม (Socio-Economic Survey: SES) ซงจะไดคาจนดง รปท 1 ความเหลอมล าทางรายไดในไทยไดขนสจดสงสดในป 2535 และคอย ๆ ลดระดบลงในระยะยาว โดยในป 2558 มคาเทากบ 0.445 ซงเปนตวเลขทต าทสดในรอบกวา 30 ป ส านกงานคณะกรรมการพฒนาการเศรษฐกจและสงคมแหงชาต (2560) ซงเปนหนวยงานทมหนาทใหค าปรกษารฐบาลไดสรปวาปญหาความเหลอมล าของประเทศไทยไดผานจดสงสดและเรมเบาบางลงแลว ปรากฏการณนท าใหดเหมอนวาสมมตฐานของ Kuznets (Kuznets Hypothesis) ทกลาววาการเปลยนแปลงระดบความเหลอมล ามลกษณะเปนตวยคว าไดเกดขนในกรณของประเทศไทย ในงานวจยบางชนทใชขอมลชดเดยวกนสรปวาถงแมความเหลอมล ายงอยในระดบสงแตกไมไดปรบตวสงขน (กอบศกด, 2556; วระชาต, 2557)
รปท 1 ระดบความเหลอมล าของการกระจายไดครวเรอนไทย (คาสมประสทธ GINI)
ทมา: ส านกงานคณะกรรมการพฒนาการเศรษฐกจและสงคมแหงชาต (2560) อยางไรกตามงานวจยใหม ๆ ไดโตแยงวาการชวดตามวธการดงกลาวอาจผดจากความเปนจรง
เนองจากขอจ ากดของขอมล การส ารวจครวเรอนมจดออนคอไมครอบคลมถงกลมตวอยางประชากรทร ารวย และผตอบแบบสอบถามอาจกรอกตวเลขรายไดหรอทรพยสนทไมตรงกบความจรง สาเหตหลกคอการส ารวจขอมลเศรษฐกจครวเรอนในเกอบทกประเทศเปนการใหขอมลโดยสมครใจ ในป 2011 พบวาการส ารวจในประเทศองกฤษมอตราการปฏเสธการส ารวจเพมถงรอยละ 41 และครอบครวทมความมงคงสงมแนวโนมทจะปฏเสธการใหขอมลเนองจากความยงยากจากรายไดหลายแหลงหรอเกรงวาอาจถกตรวจสอบ เมอน าขอมลรายไดมาวเคราะหในระดบมหภาคจงมกไมครอบคลมแหลงรายไดจากทรพยสน หรอธรกจ คาจนทค านวณไดจงไมสะทอนรายไดของคนกลมนอยางทควรจะเปน ดงนนการชวดการเปลยนแปลงความเหลอมล าโดยดชนจน
จากขอมลการส ารวจจงตงอยบนขอสมมตทวากลมคนทมรายไดสงมสวนแบงรายไดทเปลยนแปลงไปในทางเดยวกบประชากรทงหมด แตในกรณทคนรวยมสวนแบงรายไดทสงขนในขณะทชนชนกลางกบคนยากจนมรายไดทขยบเขาใกลกนมากขน สถานการณเชนนการชวดจากขอมลการส ารวจจะบงชวาคาจนลดลงและใหภาพความเหลอมล าทผดจากความจรงเปนอยางมาก ดงนนงานวจยในชวงหลงจงพยายามวดความเหลอมล าทมงเนนไปยงกลมผมรายไดสงทคาดวาจะเปนแหลงทมาของความเหลอมล าในระยะหลง เชน กอบศกด (2556) Jenmana (2018) Vanitcharearnthum (2017) และไดขอสรปทสวนทางกบภาพทไดจาก SES ซงชใหเหนถงบกพรองบางประการของตวชวดความเหลอมล าทใชกนอยางแพรหลาย
2. ทบทวนเอกสารเชงสงเคราะห Kuznets (1955) เสนอแนวคดเก ยวกบการเปลยนแปลงความเหล อมล า ซ ง เก ยวเนองกบ
กระบวนการพฒนาเศรษฐกจ คซเนทไดกลาววาความเหลอมล าจะมการเปลยนแปลงเปนรปแบบตวยคว าโดยจะเพมขนในชวงแรกและจะคอย ๆ ลดลง สมมตฐานของคซเนทไดรบการสนบสนนอยางแพรหลายโดยมทงทฤษฎท เชอว าแรงผลกดนของ Kuznets Curve เกดจากท งปจจยดานเศรษฐกจ (Lindert, 1986; Williamson, 1985) และปจจยดานการเมอง (Acemoglu and Robinson, 2002) กรณของประเทศไทย Paweenawat และ Mcnown (2014) ไดยนยนวาความสมพนธระหวางรายไดตอหวกบความเหลอมล าสอดคลองกบสมมตฐานองคซเนท
Ikemoto and Uehara (2000) ชใหเหนวา Kuznet curve ไมไดมเพยงยอดเดยวแตอาจกลบเพมขนไดอกหากประเทศมการเปลยนแปลงเขาส “อตสาหกรรมใหม” โดยใชประสบการณของประเทศไทย คาจนไดขนสจดสงสดในป 2535 และเรมลดลงแตกกลบเพมขนอกในป 2541 Ikemoto and Uehara เชอวาสาเหตของความเหลอมล าทหวนเพมขนในขณะนนคอการเตบโตอยางรวดเรวของอตสาหกรรมกอสรางและการเปดเสรทางการเงนทสรางผมรายไดสงกลมใหมคอกลมแรงงานทกษะสง อยางไรกตามงานวจยชนนไดค านวณคาจนโดยแบงประชากรออกเปนเพยงสบกลมเทานนซงท าใหตวเลขคลาดเคลอน งานศกษาในภายหลงไดมการค านวณทละเอยดมากขนพบวาแทจรงแลวความเหลอมล าในปดงกลาวไดลดลงต าทสดในรอบ 8 ป อยางไรกตามค าอธบายของ Ikemoto and Uehara อาจเกดขนจรงในป 2543 และหลงจากนนความเหลอมล าไดลดลงอยางตอเนอง (อารยะ, 2559) เชอวา Kuznets curve ครงตอไปของประเทศไทยนนมลกษณะทสนและแคบลงเพราะการเขาถงขอมลขาวสารทดขนท าใหทกคนสามารถแขงขนไดอยางเทาเทยมมากขน
Vanitcharearnthum (2017) เหนวาความเหลอมล าในประเทศไทยอาจจะไมไดมแนวโนมลดลงตามทชวดจากคาจน โดยใชฐานขอมลภาษเงนไดสวนบคคลทครอบคลมกลมผมรายไดสงและประมาณการวาในป 2004 – 2009 ประชากรทร ารวยทสดจ านวนรอยละ 1 ทอาจจะไมไดปรากฏในขอมลการส ารวจอาจมสวนแบงรายไดสงมาก (ประมาณรอยละ 10-79) สดสวนดงกลาวจะสงผลอยางมนยส าคญท าใหดชนจนต ากวาทควรจะเปนมาก คาดชนจนทครอบคลมประชากรทร ารวยตามแนวคดของ Atkinson (2007) คอ G* = Gx(1-S) + S โดยท G คอคาจนทค านวณจากขอมลการส ารวจครวเรอน และ S คอสวนแบงรายไดของประชากรทม
รายไดสง เมอน ามาพจารณาประกอบกบรายไดของกลมครวเรอนใน SES พบวาในป 2007 สวนแบงรายไดของคนรวยคอรอยละ 44.2 ท าใหคาจนถกปรบสงขนจาก 0.499 เปน 0.711 และป 2009 สวนแบงรายไดของคนรวยคอรอยละ 46.8 คาจนเพมจาก 0.488 เปน 0.719 เมอเปรยบเทยบตวเลขจากสองปขางตนพบวาความเหลอมล ายงสงขน (เนองจากสวนแบงรายไดของคนรวยเพมขน) ขอสรปนสวนทางกบภาพทไดจาก SES ทระบความเหลอมล าลดลงในชวงเวลาดงกลาว งานวจยชนนจงชใหเหนถงความผดพลาดของตวชวดความเหลอมล าทใชกนอยางแพรหลาย
สภาพความเหลอมล าในสงคมไทยทเปลยนแปลงไปอาจเสรมใหการชวดระดบความเหลอมล าจากการส ารวจยงใหภาพทผดจากความจรงมากขน งานวจยบงชวาในระยะหลงสาเหตของปญหาความเหลอมล าในระดบพนท (เมองกบชนบท) ไดลดความส าคญลง การพฒนาเศรษฐกจไดน าแรงงานจากชนบทเขาสเมองและระดบการศกษาทสงขนไดน าแรงงานเขาสภาคอตสาหกรรมและบรการมากขน สงเหลานสรางปญหาความทวถงในการกระจายผลประโยชนจากการพฒนา กอบศกด (2556) ชวาการเจรญเตบโตอยางรวดเรวของกลมผมรายไดสงเปนแรงขบเคลอนหลกของความเหลอมล า ตงแตป 2531 – 2554 ครวเรอนไทยสวนใหญมการเปลยนแปลงของรายไดทมงสความเทาเทยมกนมากขน (Income Convergence) แตส าหรบกลมครวเรอนทร ารวยทสดกลบมรายไดเพมสงกวากลมอน ๆ มาก ในป 2554 ถาหากตดกลมทรวยและจนทสด 1% ออกไปจากตวอยางจะไดคา GINI ลดลงจาก 0.484 เปน 0.42 และความเหลอมล าจะลดลงมากทสดในเขตกรงเทพฯ (จาก 0.512 เปน 0.387) ในชวงหลงจดสะสมของปญหาความเหลอมล าจงถกขบเคลอนโดยกลมประชากรทมความมงคงสง การศกษาด อาศยอยในเมอง และมอาชพเปนผบรหารหรอผเชยวชาญเฉพาะทาง
รปแบบปญหาความเหลอมล าท เปลยนแปลงไปและระดบความรนแรงทเพมขนสอดคลองกบสถานการณทเกดขนหลายแหงทวโลก งานวจยของ Atkinson และคณะ (2011) ไดชวาในศตวรรษท 20 กลมคนทมรายไดสงทสดรอยละ 1 ในหลายประเทศไดมสวนแบงรายไดทเปลยนแปลงเปนลกษณะตวย นนคอสวนแบงรายไดลดลงชวงหลงสงครามโลกครงท 2 แตในปลายทวรรษท 1970 กลบเพมสงขนอก ปญหาความเหลอมล าทกลบมารนแรงขนนนเกดจากหลายสาเหต เชน เทคโนโลยทท าใหผลตภาพของทนเพมขนอยางมาก ตลาดทนทพฒนาขนมากท าใหคนรวยกเงนไดงายขน คนทท างานดานการเงนไดคาตอบแทนสง ไปจนถงตลาดแรงงานในระดบนานาชาตมการแขงขนสงขนประเทศทพฒนาแลวดงดดคนใหมาท างานไดงายขน โดยระดบการเพมขนนจะรนแรงมากในหลายประเทศ เชน สหรฐอเมรกา องกฤษ รสเซย จน และอนเดย อยางไรกตามความเหลอมล าไมไดเพมสงขนในทกประเทศ บางประเทศสวนแบงรายไดของคนรวยไมไดสงขนมากนก เชน ประเทศแถบสแกนดเนเวย ฝรงเศส เยอรมน ส าหรบบางประเทศเชน ญปน การเปลยนแปลงของตวยทแบน นนคอสวนแบงรายไดของคนทร ารวยเพมขนนอยมาก โดยสรปจะเหนไดวาการเปลยนแปลงแบบตวยนนมระดบความรนแรงทแตกตางกนไปในแตละประเทศบงชวามทงประเทศทส าเรจและประเทศทลมเหลวในการจดการกบปญหาความเหลอมล า
กลมคนทร ารวยทสดจ านวน 1% ทอยบนพระมดรายไดมลกษณะเดนคอ มการศกษาสง ครอบครองทน ทดน และทรพยสนอน ๆ เปนจ านวนมาก Phongpaichit (2016) ไดจ าแนกบคคลกลมนออกเปนอกสอง
กลมยอย ชนท 1 คอกลมผประกอบการ (Entrepreneur) มจ านวนหลายพนถงหมนคน (thousands) ครอบครองทนและทดนจ านวนมหาศาล ตระกลมหาเศรษฐทร ารวยทสดจ านวน 50 รายท Forbes จดอนดบทกปอยในกลมน Laovakul (2016) ระบวาคนกลมบนครอบครองครองโฉนดทดนอยในระดบสงโดยบคคลและนตบคคลเพยง 1.6 ลานราย (รอยละ 10 ของผถอโฉนด) ครอบครองพนทถงรอยละ 62 ของทงประเทศ ส าหรบชนท 2 คอกลมทไมใชผประกอบการ (Non-Entrepreneur) มจ านวนหลายแสนคน (hundreds thousands) คอกลมผบรหารระดบกลางถงสงทงในภาครฐและเอกชน รวมถงอาชพทอาศยทกษะเฉพาะทางเชน แพทย นกกฎหมาย นกการเงน คนกลมนมรายไดนอยกวากลมแรกแตมจ านวนมากกวา มรายรบจากทรพยสนมากพอสมควรแตรายไดสวนใหญยงคงมาจากคาตอบแทนจากแรงงาน เนองจากประเทศไทยยงไมมการส ารวจหรอจดเกบขอมลรายไดหรอทรพยสนของคนกลมนอยางเปนระบบ ดงนนสถานะทางเศรษฐกจของคนกลมนจงเปนหวใจของขอถกเถยงเกยวกบปญหาความเหลอมล าในปจจบน
เนองจากขอมลเกยวกบความมงคงของคนในระดบบนยงมอยอยางจ ากด ผวจยจงลองเกบตวเลขจาก Forbes Asia และ Credit Suisse เพอแสดงใหเหนถงสถานการณของกลม Top1% ในชวงเวลาทผานมา ในป 2018 คนทรวยทสด Top 1% ของไทยครอบครองทรพยสนเปนสดสวนรอยละ 66.9 ของประเทศโดยเพมขนอยางกาวกระโดดจากรอยละ 38.5 ในป 2011 ในขณะทระดบความมงคงของประเทศในชวงเวลาเดยวกนเพมขนเพยงรอยละ 34 นนหมายความวาความมงคงของคนทอยตรงกลาง (Median Wealth) ลดลง หากพจารณาในวงทแคบลงคอมหาเศรษฐ 50 ตระกลทร ารวยทสดจาก Forbes Asia ป 2018 เปดเผยวามทรพยสนรวม 162.5 พนลานดอลลารสรอ. หรอคดเปนรอยละ 31 ของทรพยสนทงประเทศ
รปท 2 มลคาทรพยสนของครวเรอนทมความมงคงสงของไทยป 2006-2018
ทมา: ค านวณจาก Forbes Asia และ Credit Suisse
3. วตถประสงค งานวจยชนนตองการศกษาสวนแบงรายไดของกลมคนทร ารวยของไทยเพอตอบค าถามส าคญวาคน
กลมนมการเปลยนแปลงรายไดเปนอยางไรเมอเทยบกบคนสวนทเหลอในสงคม ค าถามประการตอมาคอประเทศไทยก าลงกาวเดนไปสเสนทางทปญหาไดรบการแกไขและสภาพความเหลอมล าไดพฒนาขนจรงอยางทเขาใจกนหรอไม โดยทวไปคนทกกลมในสงคมควรมรายไดทเตบโตไปในระดบเดยวกน หากรายไดของคนจนเตบโตไดดกวาคนรวยกแสดงวาฐานะของคนในสงคมขยบเขาใกลกนมากขน ในทางตรงขามหากคนรวยรายไดเพมสงกวาเฉลยกจะท าใหความเหลอมล าในสงคมสงขน ในสถานการณทเลวรายสภาพความเปนอยของคนกลมตาง ๆ ในสงคมอาจแตกตางกนสดขว สงคมไทยจะกาวหนาไปอยางเทาเทยมกนไมไดหากเราไมไดทราบขอเทจจรงของสถานการณความเหลอมล าในปจจบน รวมถงการเปลยนแปลงทเกดขนในอดตและตอเนองเรอยมาซงอาจจะเปนสงบงชสภาพความเหลอมล าทเปนอยในปจจบนได
งานวจยชนนศกษารปแบบงานศกษาดานความเหลอมล าในตางประเทศเพอเปรยบเทยบหาขอดและขอเสย เพอใหสามารถประยกตวธการศกษาใหเขากบบรบทของปญหาในประเทศไทย
1) ศกษารปแบบงานศกษาดานความเหลอมล าในตางประเทศเพอเปรยบเทยบหาขอดและขอเสย เพอใหสามารถประยกตวธการศกษาใหเขากบบรบทของปญหาในประเทศไทย
2) เพอชวดสภาพความเหลอมล าทผานมาในอดตจนถงปจจบนโดยใชมมมองจากขอมลภาษเงนไดบคคลธรรมดา
3) เพอตรวจสอบความถกตองของความเชอทวาระดบความเหลอมล าของประเทศไดเรมลดลงแลว
4. ระเบยบวธวจย การศกษาค านวณสวนแบงรายไดจากขอมลภาษเงนไดบคคลธรรมดานนเปนวธทศกษากนมานานแลว
ในตางประเทศโดย Pareto (1896) ไดศกษาการกระจายตวของรายไดของผมรายไดสงและพบวาจ านวนผมรายไดสงมรปแบบการกระจายตวทแนนอน ตอมา Kuznets (1953) ไดใชขอสมมตการกระจายรายไดของพาเรโตและเปนผทเรมวธการเชอมโยงขอมลภาษทระบรายไดของผทยนภาษกบรายไดประชาชาตของประชากรทงหมดเพอประมาณการสวนแบงรายไดของกลมผมรายไดสง วธการนมขอดคอขอมลจากการเสยภาษนนครอบคลมไปถงผทมรายไดสง ในขณะทการวดความเหลอมล าโดยขอมลการส ารวจนนมกไมปรากฏขอมลจากประชากรกลมนมากนก อยางไรกตามกมขอจ ากดอยบาง ประการแรก คอชดขอมลจะประมาณการสวนแบงรายไดของกลมคนทมรายไดสงไดคอนขางดแตจะไมไดบอกถงสภาพความเหลอมล าในภาพรวมซงเกยวของกบการกระจายตวของรายไดของคนกลมอน ๆ ในสงคม ประการทสองคอขอมลจะเปนรายไดพงประเมณกอนจายภาษทอาจไมใชรายไดทไดรบจรง นอกจากนการหลบหลกภาษ (Tax avoidance) และการหลกเลยงภาษ
(Tax evasion) กอาจเปนสาเหตใหรายไดทระบผดเพยนไปไดเชนกน1ประการทสามนยามของรายไดซงการเปลยนแปลงกฎหมายภาษอาจท าใหนยามรายไดเปลยนไปในบางป และหนวยภาษไมไดเทากบจ านวนบคคล (ตามกฎหมายไทยคสมรสอาจเลอกยนภาษรวมกนได)
งานวจยชนนจะใชแนวทางการศกษาแบบเดยวกบ Kuznets (1953) ส าหรบประเทศไทยคอขอมลรายไดทปรากฏในแบบฟอรม ภ.ง.ด. 90 และ ภ.ง.ด. 91 ตงแตป 2544 – 2560 โดยกรมสรรพากรเปนหนวยงานทเกบรวบรวมขอมลภาษเงนไดบคคลธรรมดาของผมหนาทเสยภาษทงประเทศ เนองจากขอมลทจ าเปนในการวจยไมไดมการเปดเผยตอสาธารณะผวจยจงไดขอความอนเคราะหขอมลจากกรมสรรพากร2
ตารางท 1 จ านวนผยนแบบแสดงรายไดในขนรายไดตาง ๆ ในปภาษ 2559
Income Brackets Tax Units 1 - F(y) Adjusted Gross Income (Mil.)
0 - 100,000 1,529,076 1.0000 84,163
100,001 - 150,000 1,313,368 0.8617 163,808
150,001 - 200,000 1,375,762 0.7429 241,927
200,001 - 300,000 2,104,074 0.6185 523,436
300,001 - 400,000 1,389,846 0.4282 484,297
400,001 - 500,000 839,138 0.3025 374,903
500,001 - 750,000 1,173,643 0.2266 715,254
750,001 - 1,000,000 531,981 0.1205 456,104
1,000,001 - 1,500,000 414,241 0.0724 499,644
1,500,001 - 2,000,000 169,553 0.0349 289,976
2,000,001 - 3,000,000 104,351 0.0196 249,800
3,000,001 - 4,000,000 41,934 0.0101 143,224
4,000,001 - 5,000,000 22,494 0.0063 99,716
5,000,001 - 6,000,000 13,428 0.0043 72,389
6,000,001 - 7,000,000 8,778 0.0031 56,046
7,000,0001 - 8,000,000 6,128 0.0023 45,246
8,000,001 - 9,000,000 3,986 0.0017 33,394
9,000,001 - 10,000,000 2,972 0.0014 27,863
10,000,001 - 15,000,000 6,458 0.0011 76,314
15,000,001 - 20,000,000 2,256 0.0005 38,225
20,000,001 ขนไป 3,386 0.0003 149,342 ทมา: กรมสรรพากร ตวอยางขอมลทปรากฏในตารางท 1 ของทกประเทศจะมลกษณะคลาย ๆ กน หนวยงานทรบผดชอบ
จะสรปชนรายไดของผเสยภาษโดยเรมจากรายไดต าทสดไปยงชนรายไดทสงขน พรอมทงระบจ านวนหนวย 1 การหลบหลกภาษ (Tax Avoidance) คอ การวางแผนภาษใชชองทางทกฎหมายเปดชองใหท าไดเพอประโยชนในการเสย
ภาษใหนอยลงอยางถกกฎหมายตางกบการหลกเลยงภาษหรอหนภาษ (Tax Evasion) ทเปนการกระท าทมเจตนาจงใจละเมดหรอฝาฝนกฎหมาย เพอไมตองเสยภาษ หรอเสยภาษใหนอยลง โดยวธการตาง ๆ เชน แจงรายไดเทจ
2 ผวจยไมไดใชฐานขอมลทปรากฏในหองสมดของกรมสรรพากรดงเชนงานศกษาในอดต เนองจาก 1.) ขอมลทปรากฏในฐานขอมลหองสมดของกรมสรรพากรยงไมแสดงรายไดรวมของแตละกลม 2.) ขอมลดงกลาวใชรายไดสทธ (Net income) ทไดหกคาลดหยอนตาง ๆ ในการแบงกลมผ เสยภาษ
ภาษ (Tax filers) และรายไดรวมของกลม ขอมลจากตารางขางตนไดสะทอนความเหลอมล าของรายไดได ดพอสมควร ในป 2559 ผทมรายไดตงแต 500,001 ขนไปมจ านวนรอยละ 22.66 ของคนทงประเทศ ส าหรบผทมรายไดสงสดจ านวนรอยละ 1 นาจะมรายไดตงแต 3 ลานบาทตอปขนไป
การค านวณสวนแบงรายไดจะใชขอมลขางตนและวธของ Pareto (1896) ทไดศกษาการกระจายตวของรายไดของผมรายไดสงและพบวาจ านวนผมรายไดสงมรปแบบการกระจายตวทแนนอน เขาไดเสนอ Cumulative distribution function ของผทมรายไดตงแต y ขนไปคอ
1 ( ) , 0, 0
kF y k
y
(1)
โดยท คอ Pareto parameter หรอคาพารามเตอรทบงบอกความเบของการกระจายตว คา แสดงอตราการลดลงของจ านวนคนเมอรายไดสงขน หากมคาต าจะแสดงถงกลมคนรวยมรายไดมากขนและจะอยหางจากคนกลมอน ๆ ในสงคมมากขน และคา k คอระดบรายไดขนต าทกฏของพาเรโตเปนจรง ฟงกชน
ความหนาแนนของความนาจะเปน (probability density function) ของสมการท (1) คอ 1
(y)k
fy
ดงนนจะสามารถหารายไดรวมของคนทมรายไดตงแต y ขนไปไดดงน
1( ) ( ) ( )
1y
kI y xf x d x
y
น าสองสมการขางตนมาหาคาเฉลยรายไดของผมรายไดสงไดดงน
1
I( )
1 ( ) 1 1
y k yy y
F y y k
(2) คา แสดงสดสวนของรายไดเฉลยของกลมคนรายไดสงกบระดบรายไดใด ๆ จากขอสมมตฟงกชน
การกระจายตวรายไดของพาเรโต มคาคงทไมขนอยกบขนาดของรายได y ตวอยางเชน หากคนทมรายไดต าทสดของกลมคนรวยคอ 1 ลานบาทตอป และคา 2 คนกลมนจะมรายไดเฉลย 2 ลานบาทตอป หาก เพมขน (และการกระจายรายไดในสวนอน ๆ ปรบเปลยนตามเพอรกษาคาเฉลยนใหคงท) แสดงวาคนทอยสวนหางของการกระจายรายไดมจ านวนมากขน โดยทวไปจะสะทอนวาสวนแบงรายไดของคนรวยมากขน
Atkinson และคณะ (2011) กลาววาในทางปฏบตคา จะอยระหวาง 1.5 ถง 3 โดยหากมคาระหวาง 1.5-1.8 ถอวาความเหลอมล าอยในระดบต า (กลมคนรวยทสดของประเทศจ านวนรอยละ 1 จะมสวนแบงรายไดประมาณรอยละ 5-10 ของทงประเทศ) ในทางตรงขามหากคา มากกวา 2.5 เปนตนไปสงคมมความเหลอมล าสงมาก (กลมคนรวยทสดของประเทศจ านวนรอยละ 1 จะมสวนแบงรายไดประมาณรอยละ 15-20) จากการศกษาในประเทศตาง ๆ คาคาพารามเตอรของพาเรโตคอนขางคงทส าหรบประเทศหนง ๆ และชวงเวลาหนง ๆ นนคอคาเบตาทประมาณการไดนนนาเชอถอพอสมควร
เมอไดคา ไดแลวจงท าการประมาณคาพารเตอร k และน าคาทงสองมาประมาณรายไดเรมตน *y เชน กลมคนทตองการศกษาคอกลมทมรายไดอยในเปอรเซนไทลท 99 หรอ *
99y ดงนนรายไดเฉลยของคน
กลมนเทากบ *
99y ซงเปนตวแปรทจะน ามาค านวณสวนแบงรายได ดงน
*
9999 0.01
yS
y
(3)
โดยท y คอ รายไดเฉลยของคนทงประเทศซงค านวณจากบญชรายไดประชาชาต
4.1 การประมาณคาพารามเตอร งานวจยในอดตไดประมาณคา หรอ ดวย 3 วธการคอ การใชการประมาณการแบบถดถอบ
แบบเสนตรง (Linear Regression) การหาคาพารามเตอรจากระบบสมการเสนตรง (Linear Estimation) และ การใชคณสมบตของคา วธการแรกคอการประมาณการแบบถดถอบแบบเสนตรง (Linear Regression) โดยใชสมการตอไปน
ln(1 ( )) ln ln( ) ln( )k
F y k yy
ความแมนย าของการประมาณคาพารามเตอรดวยวธการดงกลาวขนอยกบขอสมมตวาตวแปร ln(1 ( ))F y และ ln( )y ตองมความสมพนธกนในลกษณะ perfect linearity งานศกษาของ Parker และ Fenwick (1983) พบวาคาพารามเตอรทไดรบนนจะมความคลาดเคลอนสงกวาวธการอนหากคาสหสมพนธ (Correlation) ระหวางตวแปรมคาตางจาก 1 มาก ๆ
วธการทสองเปนการค านวณคาพารามเตอรจากความชนระหวางชนของรายได วธการนถกใชโดย Feenberg and Poterba (1993) ในประเทศสหรฐอเมรกา และ Vanitcharearnthum (2017) ในกรณของประเทศไทย วธการคอเลอกระดบชนรายไดจ านวน 2 ชนทอยตดกนและครอมระดบรายไดของกลมทตองการศกษา ก าหนดใหรายไดขนต าของแตละขนเปน 1y และ
2y และความนาจะเปนทผเสยภาษจะมรายไดต ากวาจดแบงดงกลาวคอ 1F และ
2F ตามล าดบ ดงนนจะสามารถเขยนสมการจ านวน 2 สมการตามการกระจายตวของรายไดแบบพาเรโตไดดงน
1
1
1k
Fy
และ
2
2
1k
Fy
ใสฟงกชน ln ทงสองขางและแกสมการเพอหาคา และ k จะไดค าตอบคอ
1
2
2
1
1ln
1
ln
F
F
y
y
และ
1
1 1(1 F )k y
เนองจากตวเลขดงกลาวถกค านวณอยบนฐานของจ านวนไมใชมลคาของรายได ดงนนขอเสยของวธการนคอความสมพนธระหวางสวนแบงรายไดกบคาเฉลยของชวงรายไดอาจจะไมไดคงเสนคงวาเสมอไป คาพารามเตอรทไดจะสงผลตอการค านวณสวนแบงรายไดในภายหลง Atkinson (2005) แสดงตวอยางใหเหนวาในบางปวธการดงกลาวอาจใหคา ทต าเกนไป (คา สงเกนไป)
วธการตอมาใชในงานศกษาของ Piketty (2001) ในประเทศฝรงเศสและ Piketty and Saez (2003) ในกรณประเทศสหรฐอเมรกา หลกการคอการใชคณสมบตของคา ดงทปรากฏในสมการท (2)
I( )
1 ( )
y
y F y
เรมตนโดยเลอกระดบรายได y ทผเสยภาษจ านวน 1-F มสดสวนทใกลเคยงกบทตองการศกษา เชน
หากตองการพจารณาสวนแบงรายไดของคนรวยทสดรอยละ 10 ดงนนตองเลอกผทมรายไดตงแต 750,001 เปนตนไปซงมจ านวนรอยละ 12.11 ในกรณนระดบรายไดทใกลเคยงทสดคอ y90 = 750,001 และ 1-F(y90) = 0.1211 สมมตวาขอมลรายระบวากลมทรายไดขนต าในระดบนมรายไดเฉลย 1.5 ลานบาท ดงนนจะได 2
และ 21
วธการนจะประมาณคาพารามเตอรจากรายไดเพยงขนเดยวเสมอนวารายไดสงสดของขนนนเปนชวงเปด (open upper interval) โดยใชขอมลทงหมดของขนรายไดคอ I( )y , y และ 1 ( )F y แตจะไมใชขอมลใด ๆ จากขนรายไดถดไปเลย อยางไรกตามวธการนกเปนทนยมมากทสดในชวงหลงเพราะใหผลลพธทคอนขางคงเสนคงวาถงแมวาจะเลอกใชขนรายไดทไมตรงกบกลมคนทตองการศกษากตาม (Atkinson, 2005; Piketty, 2001) ในงานของโดย Atkinson และคณะ (2011) กไดใชวธการนปรบปรงใหขอมลจากงานวจยทศกษาในประเทศตาง ๆ ใหมความตอเนองและเปนระบบเดยวกน
เมอไดประมาณคา หรอ แลวขนตอนตอไปคอการประมาณคาพารามเตอรตวทสองคอระดบ
รายไดขนต าหรอคา k ทท าใหกฏของพาเรโตเปนจรง เนองจาก 1 ( )k
F yy
เราสามารถหาคา k จาก
สมการดานลางน
1
(1 ( ))k y F y จากตวอยางขางตนหากผทรายไดขนต า y90 = 750,001 มจ านวน 1-F(y90) = 0.1211 และ 2 จะ
ไดคา 1
2750,001 (0.1211) 260,996k หลงจากนนจงน าคาพารามเตอร และ k ทไดไปค านวณรายไดเรมตนของกลมผมรายไดสงหรอ
*y โดยใชสมการ
*
1
*(1 ( ))
ky
F y
โดยท *1 ( )F y คอ สดสวนผเสยภาษทมรายไดสงกวา *y
หากใชคาพารามเตอรทประมาณการโดยวธใชคณสมบตของคา ความแมนย าในการประมาณจดตดรายไดนจะขนอยกบการเลอกระดบขนรายได หากระดบรายไดแตกตางจากรายไดของกลมทตองการศกษาอยางมนยส าคญจะท าใหคาพารามเตอรทไดประมาณการ *y ผดพลาดไป โดยหากค านวณ จากรายไดทต าเกนไปจะไดคา *y ทสงเกนไป (Piketty and Saez, 2003)
เมอถงขนนจะสามารถประมาณคาเฉลยรายไดของกลมทตองการโดยน ารายไดเรมตน *y คณดวยคา ตามสตรการค านวณในสมการท 2
ขอมลจากผเสยภาษเงนไดบคคลธรรมดาดงตวอยางทแสดงในตารางท 1 ยงไมสามารถใชในการศกษารวมกบวธการของ Pareto ไดโดยตรงเพราะโดยพนฐานแลวขอมลดงกลาวไมไดถกสรางขนมาเพอท าการศกษาในเรองความเหลอมล า โดยทวไปจะเกดปญหาในระเบยบวธวจยสามประการ ดงน ประการแรก ชวงรายไดทปรากฏนนไมไดแบงหนวยภาษในสดสวนเดยวกบทตองการศกษา เชน จ านวนรอยละ 1 นอกจากนตวเลขในป 2559 จ านวนผแจงรายไดในระบบภาษเพยง 11 ลานคนจากจ านวนหนวยภาษทมเกอบ 40 ลาน หรอประมาณหนงในส ค าถามส าคญคอจ านวนผเสยภาษทปรากฏในฐานขอมลเปนสดสวนเทาใดกบจ านวนประชากรหนวยภาษ (Tax Unit)
ประการทสองคอนยามของรายได รายไดจากแหลงเงนไดบางประเภทไมตองแจงภาษท าใหรายไดของผเสยภาษนอยกวาทเปนจรง และในกรณของประเทศไทยทรายไดจากทรพยสนถกหกภาษ ณ ทจาย เนองจากใชระบบภาษพหฐาน (Multiple tax system) ผทมแหลงรายไดรายไดจากทรพยสนจงเลอกเสยภาษแบบหก ณ ทจายในอตราคงทและไมตองแจงรายไดสวนนอกในแบบภ.ง.ด.90 ดงนนขอมลผเสยภาษดงปรากฏในตารางท 1 จงไมไดครอบคลมผทมรายไดสงอยางทวถง ผทมรายไดสงทปรากฏในฐานขอมลจงเปนผทมรายไดจากคาจางเสยเปนสวนมากคอรอยละ 88 ซงขดแยงกบสดสวนผลตอบแทนจากทนในบญชรายไดประชาตทคดเปนมลคารอยละ 55 ของรายไดครวเรอน (ครปปส, พงษไพจตร, และ เลกเฟองฟ, 2560)
ประการทสามคอมลคารายไดรวมของคนทงประเทศ ตวเลขทเปนตวหารนน ามาจากขอมลรายไดประชาชาตซงมนยามทไมสอดคลองกบรายไดทปรากฏในฐานขอมลภาษ
ปญหาดานคณลกษณะและคณภาพของขอมลขางตนสงผลใหความผดพลาดในการประมาณสวนแบงรายไดจงเปนเรองทหลกเลยงไมได อยางไรกตาม Atkinson และคณะ (2011) ไดท าการทดสอบวธการแทรกคาแบบพาเรโตจากตารางขอมลภาษขางตนกบขอมลภาษทมความละเอยดสง (micro tax return data) ของผเสยภาษในสหรฐอเมรกาทมการเผยแพรตงแตป 1960 พบวาระดบความผดพลาดจากเทคนคการแทรกคานนมคานอยมากหากวธการดงกลาวกระท าบนขอมลทมลกษณะสามประการ ดงน ประการแรกจ านวนขนรายไดตองมากพอสมควร Piketty and Saez (2003) ชวาความผดพลาดสงผลตอความนาเชอถอ (มากกวารอยละ 1) ไดเกดขนการศกษาในกรณประเทศสหรฐอเมรกาในชวงปลายทศวรรษท 1990 ส าหรบกลมผมรายไดสงมากรอยละ 0.1 โดยสาเหตเกดจากการประมาณการบนขอมลทระดบขนรายไดทต าเกนไป (ขนรายไดสงสด 1 ลานดอลลารสรอ. ขนไปมจ านวนผเสยภาษมากกวารอยละ 0.1) ประการทสองคอตารางตองระบรายไดรวมของผเสยภาษในแตละขนรายได ประการสดทายวธการแทรกคาแบบพาเรโตจะตองมการปรบปรงตวแปรดาน
ตาง ๆ ซงจะท าใหสวนแบงรายไดทค านวณไดนนผดพลาดไปในทศทางทตางกน ดงนนคารวมความผดพลาดทเกดขนจะหกลางกนไปท าใหเกดผลลพธทเชอถอได ซงจะอธบายรายละเอยดในหวขอถดไป
4.2 ตวแปรควบคมการประมาณสวนแบงรายได ต วแปรท จะ เปนตองปร บค า เ พอควบคม ใหต ว แปรต าง ๆ ถกค านวณบนฐานเด ยวกน
(Homogeneous) นนแบงออกเปน 3 กลมคอ จ านวนประชากร รายไดรวม นยามของรายได การค านวณสวนแบงรายไดในงานศกษาชนนเปนการประมาณรายไดของผทร ารวยจากฐานขอมลภาษ และน ามาหารดวยรายไดของประชากรทงประเทศ เนองจากขอมลทน ามาใชในการประมาณการคอฐานขอมลภาษซงไมไดระบรายไดของประชาชนไวอยางครบถวนสมบรณ อกทงจ านวนประชากรทปรากฏในฐานขอมลกไมครอบคลมประชากรทงหมด ดงนนจ าเปนตองมการควบคมตวแปรตาง ๆ ทน ามามาใชงาน แบงการควบคมตวแปรออกเปนสามดานหลกคอ ควบคมจ านวนประชากร รายไดรวม และนยามของรายได
สาเหตทตองมการควบคมจ านวนประชากรทน ามาค านวณเนองจากจ านวนทปรากฏในฐานขอมลภาษเงนไดบคคลธรรมดามใชจ านวนประชากรทงหมดของประเทศแตคอหนวยภาษ ดงนนในการประมาณสวนแบงรายไดจงจ าตองควบคมตวแปรประชากร ในบางประเทศ เชน แคนาดา นวซแลนด (ตงแตป 1963) หนวยภาษคอบคคล การควบคมตวแปรประชากรจงท าไดงายโดยสามารถน าจ านวนประชากรทเปนผใหญมาใชค านวณได ตวเลขสวนแบงรายไดทไดจากการประมาณการนนจงหมายถงรายไดรวมของกลมประชากรผใหญทร ารวยทสด
ส าหรบอกกลมประเทศหนงนนไดใชระบบการยนภาษรวมกนของคสมรส เชน สหราชอาณาจกร สหรฐอเมรกา ไทย Atkinson (2005) ไดใชจ านวนประชากรทอายเกน 15 ปหกดวยจ านวนผหญงทแตงงานแลวในการควบคมตวแปรประชากรในงานศกษาส าหรบสหราชอาณาจกร ซงไมเปนปญหามากนกเพราะผทสมรสแลวตองยนภาษรวมกนเทานน ในกรณของสหรฐอเมรกานนกฎหมายอนญาตใหผทแตงงานแลวยนช าระภาษแยกตางหากไดดงนนสถานภาพดานภาษจงเหมอนกบผทยงโสดอย Piketty and Saez (2003) พบวาหญงอเมรกนทยนช าระภาษแยกจากคสมรสนนมจ านวนนอยมากคอประมาณรอยละ 1 เทานน ดงนนจงเลอกใชตวแปรจ านวนประชากรในรปแบบเดยวกบท Atkinson (2005) ใชในการศกษากบสหราชอาณาจกร
การควบคมรายไดรวมของประชากร ปญหาหลกของตวเลขทน ามาหารนคอผทมเงนไดจ านวนหนงไมไดแจงรายไดตอหนวยงานทเกยวของซงผทหายไปจากระบบภาษเงนไดสวนบคคลนมสดสวนมากนอยแตกตางกนไปในแตละประเทศหรอแตละยคสมย โดยทวไปแลวการแกปญหาส าหรบรายไดสวนทหายไปจากฐานขอมลมอยสองวธคอ วธแรกคอการบวกรายไดของผทไมมขอมลกลบเขาไป (Atkinson, 2005; Piketty and Saez,2003) โดยรายไดทน าเขาไปใหมนจะตองท าการปรบใหตรงกบนยามของรายได ทปรากฏในฐานขอมลภาษดวย เชน รายไดจากสวนตางก าไร
วธทสองคอเชอมโยงกบขอมลจากภายนอกคอรายไดจากบญชรายไดประชาตและสมมตใหรายไดของผทไมปรากฏในฐานขอมลเปนตวแปรภายนอก วธการนเรมจากการปรบฐานขอมลภาษใหเปนฐานเดยวกบ
บญชรายไดประชาชาตกอน เชน บวกเพมรายไดทหนวยภาษไมไดแจงภาษ ปรบรายไดทเกดขนเหลอมเวลากน หลงจากนนจงท าการปรบตวเลขตามนยามรายไดใหตรงกนโดยมวธการปรบดงน
รายไดสวนบคคล (Personal Income) - สวนทไมใชรายไดของครวเรอน เชน เงนไดขององคทไมแสวงหาผลก าไร = รายไดครวเรอนรวม - รายไดทไมรวมในฐานขอมลภาษ เชน เงนไดจากประกนสงคมสวนทนายจางสมทบ การเชาทพก
อาศยของตนเอง เงนรบโอนจากเอกชน = รายไดครวเรอนกอนจายภาษเงนได - รายไดสวนทผเสยภาษไมไดแสดง - รายไดทไมปรากฏในฐานขอมลเนองจากผทมรายไดแตไมแจงรายได = รายไดทผเสยภาษแจง เนองจากผวจยไมอาจทราบมลคารายไดของประชาชนในประเทศทไมถกรายงานในฐานขอมลภาษ
ดงนนจงตองกะประมาณรายไดทน ามาหกลบในสองรายการสดทาย ในสหรฐอเมรกาชวงป 1913 -1943 มสดสวนผทแจงภาษตอจ านวนหนวยภาษทงหมดเฉลยเพยงรอยละ 15 เทานนและสวนใหญนาจะเปนผทมรายไดปานกลางถงสง Piketty and Saez (2003) จงเหนวารายไดสวนทไมปรากฏมคาประมาณรอยละ 20 ของรายไดครวเรอนกอนจายภาษเงนได ทงสองจงเลอกปรบรายไดทผเสยภาษแจงใหเหลอประมาณรอยละ 80 ของรายไดในบรรทดกอนหนา การควบคมกลมสดทายคอนยามของรายได ถงแมผเสยภาษจะแจงรายไดอยางถกตองแตรายไดทปรากฏนนอาจไมเทากบรายไดทแทจรงเพราะรายไดจากบางประเภทกไมจ าเปนตองแจงภาษ นอกจากนตวเลขรายไดทรายงานในตารางสรปขอมลภาษนนเปนรายไดสทธหลงหกคาลดหยอนตาง ๆ เรยบรอยแลว แตนยามของรายไดทตองการใชในงานศกษานนคอรายไดขนตนกอนการลดหยอน สงเหลานท าใหรายไดรวมในแตละปนนมกไมเทากบรายไดจากบญชประชาชาต Piketty and Saez (2003) ไดเลอกใชวธการควบคมตวแปรโดยตรวจสอบมลคาลดหยอนของหนวยภาษโดยจากฐานขอมลภาษทมความละเอยดสง และท าการปรบรายไดอยางงายโดยบวกกลบคาลดหยอนเฉลยของแตละระดบขนของรายได วธการนสมมตวาจ านวนหนวยภาษทอยในแตละขนรายไดขนตนนนจะอยในล าดบเดมไมมการเปลยนแปลง สงทนาสนใจอกอยางหนงในการปรบนยามของรายไดนคอการปรบรายไดใหรวมและไมรวมก าไรจากสวนตางราคาทรพยสน เนองจากรายไดสวนนเปนสวนส าคญของกลมผมรายไดสง ดงนนล าดบรายไดของหนวยภาษอาจจะเปลยนแปลงไดหากนยามรายไดมการรวมหรอไมรวมก าไรจากสวนตางน
5. ผลการศกษา ผวจยไดใชขอมลรายไดทผเสยภาษแจงตอกรมสรรพากรเพอค านวณคาพารามเตอรในแตละป ขอมล
ส าคญทใชคอจ านวนหนวยภาษในระดบขนตาง ๆ รายไดรวมของแตละขนรายได ส าหรบการประมาณการสวนแบงรายไดตามสมการท (3) จะตองน ารายไดเฉลยของประชากรมาหาร ผวจยเลอกน าตวเลขรายไดประชาตทปรบปรงใหมนยามทใกลเคยงกบรายไดในฐานขอมลภาษและใชจ านวนประชากรทมอายเกน 15 ปหกดวยหญงทสมรสเปนตวแทนประชากรโดยค านวณจากส ามะโนประชากรและเคหะ ผลลพธคอสวนแบงรายไดของกลมตาง ๆ ทแสดงในรปท 3
รปท 3 สวนแบงรายไดของกลมผมรายไดสงในประเทศไทย
ทมา: ค านวณโดยผวจย รปท 4 สวนแบงรายไดของกลมผมรายไดสงสดรอยละ 1 ของไทยเปรยบเทยบกบประเทศอน ๆ
ทมา: World Inequality database และค านวณโดยผวจย
เมอน าผลลพธทไดไปเปรยบเทยบกบคาจนทค านวณจากการส ารวจ SES ในรปท 1 พบวาเปนไปใน
ทศทางเดยวกนคอระดบความเหลอมล าลดลงในระยะยาว อยางไรกตามการเปลยนแปลงสวนแบงรายไดของคนกลมบนไมไดเปนไปในทางเดยวกบดชนจน อยางนอย 2 ชวงเวลา นนคอคาจนเพมขนแตสวนแบงรายไดลดลง ชวงทหนง 2547-2549 และชวงทสองคอ 2558-2560
ถงแมสวนแบงรายไดของผมรายไดสงจะคอย ๆ ลดระดบลงแตกยงถอวาอยในระดบสงสะทอนถงปญหาความเหลอมล าทไมไดรบการแกไขในเชงโครงสราง ในหลายปทท าการศกษากลม Top1% ไดรบสวนแบงรายไดมากกวารอยละ 15 และกลม Top10% ยงมสวนแบงมากกวารอยละ 35 ซงนบวาเปนระดบทสงเมอเทยบกบประเทศอน ๆ ทศกษาใน Atkinson และคณะ (2011) และเมอเปรยบเทยบจากฐานขอมล World Inequality database ในError! Reference source not found. กยนยนไดชดเจนวาประเทศไทยจดอยในกลมประเทศทความเหลอมล าสงรวมกบ สหรฐอเมรกา จน สงคโปร สงทนาสนใจอกประการหนงคออยางนอยตงแตขนศตวรรษใหมไทยเปนประเทศทคนรวยไดรบสวนแบงรายไดนอยลงซงแตกตางจากประเทศสวนใหญ
ในภาพรวมความเหลอมล าในชวงทศวรรษท 2540 สงกวาในทศวรรษท 2550 ซงกสอดคลองกบสภาพทบงชจากการส ารวจครวเรอน อยางไรกตามกลบแสดงใหเหนระดบการเปลยนแปลงทตางกน นนคอดชนจนชวาในป 2550 – 2558 เปนชวงเวลาทความเหลอมล าลดลงมาก ในทางกลบกนการค านวณสวนแบงรายไดจากขอมลภาษบงบอกวาชวงทประเทศไทยสามารถลดความเหลอมล าไดมากคอปลายทศวรรษท 40 (2546-2550) สาเหตหนงอาจเกดจากในชวง 2551-2556 สดสวนแรงงานทอยในภาคเกษตรกรรมคงทในระดบรอยละ 40 ซงแตกตางจากชวงกอนหนาทตวเลขลดลงมาตลอด
แรงผลกดนหลกคอรายไดเฉลยของคนทงประเทศสงขนอยางตอเนองในขณะทรายไดเฉลยของคนกลมบนเตบโตนอยกวามากนอกจากนตวเลขยงลดลงเลกนอยในชวง 5 ปทผานมา การเจรญเตบโตทางเศรษฐกจทลดลงในชวงครงหลงของทศวรรษท 50 ไดสงผลตอผมรายไดสงอยางมาก การททรพยสนของประเทศมการกระจกตวในระดบสงท าใหสงคมรสกวาปญหาความเหลอมล ารนแรงขนในชวงสบปทผานมา แตจากการศกษาพบวาปญหาการกระจกตวของทรพยสนไมไดถกสงผานไปยงการกระจกตวของรายไดดวย และหากพจารณาภายใตแนวคดของ Kuznets curve อาจสรปไดวายงไมมสงบงชวาความเหลอมล าในประเทศไทยก าลงขนสภเขาลกใหมตามการคาดการณของ (อารยะ, 2559)
นโยบายขนคาจางขนต าและเงนเดอนเรมตนส าหรบผจบปรญญาตรในป 2555 นนท าใหจ านวนคนทมรายไดมากกวา 1.5 แสนบาทตอปเพมขนจากรอยละ 61.3 เปนรอยละ 66.6 และรายไดรวมเพมขนถงรอยละ 21 แตถงแมคนระดบลางมรายไดเพมขนมากแตกไมท าใหความเหลอมล าลดลงมากนกเนองจากกลมบนกมรายไดทขยายตวคอนขางสงเชนเดยวกน บงชวาการทผมรายไดนอยไดรบคาจางสงขนสงผลใหตอการขยายตวทางเศรษฐกจทดและกลมคนรวยกไดรบผลตอบแทนทมากขนดวย
6. บทสรปและขอเสนอแนะ ผลการศกษาจากงายวจยชนนไดยนยนวาความเหลอมล าดานรายไดของไทยไดลดลงในระยะยาว
อยางไรกตามเมอเปรยบเทยบกบประเทศอน ๆ ถอวาระดบความเหลอมล ายงอยในระดบสงสะทอนวาปญหายงไมไดรบการแกไขในเชงโครงสราง นโยบายทเปนทคาดหมายวาสามารถลดความเหลอมล าใหเชน การขนคาจางขนต านนถงแมสามารถเพมรายไดใหผมรายไดนอยไดมากแตกลบไมสงผลใหความเหลอมล าลดลงมากนกเพราะรายไดของกลมคนรวยกเตบโตมากเชนกน ผลลพธหนงของงานวจยชนนทชใหเหนภาพทแตกตางออกไปคอการเจรญเตบโตทคอนขางสงในชวงปลายทศวรรษ 2540 ไมไดมงใหประโยชนกบคนรวยมากนกเพราะรายไดเฉลยของคนทงประเทศเพมขนมากกวารายไดเฉลยของคนกลมบนมาก
ขอจ ากดในการตความผลลพธในงานวจยชนนคอคอตองค านงเสมอวาขอมลภาษเงนไดครอบคลมรายไดของผทมเงนไดจากแรงงานเปนหลก ผลการศกษาอาจสะทอนไดเพยงการลดความเหลอมล าระหวางแรงงานทกษะสงและแรงงานทกษะต าไมไดสะทอนผลจากความมงคงทเพมขนอยางมหาศาลของกลมคนทมทรพยสนมากไดอยางทควรจะเปน ดงนนงานวจยทตองการชวดความเหลอมล าควรมงเนนไปยงขอมลทสะทอนรายไดจากทรพยสน
7. บรรณานกรม ปรชาเมตตา อารยะ. (2559). สดลยภาพทดกวา. ใน อารยะ ปรชาเมตตา , ดลยภาพทเหลอมล า (หนา 146-
159). กรงเทพฯ: โรงพมพมหาวทยาลยธรรมศาสตร. ฟรานซส ครปปส, ผาสก พงษไพจตร, และ เนอแพร เลกเฟองฟ. (2560). ระบบภาษเงนไดบคคลธรรมดาของ
ไทย ศกษาจากตวอยางขอมลผยนแบบ ภ.ง.ด.90 และ ภ.ง.ด. 91 ปภาษ 2555. ใน ผาสก พงษไพจตร, แนวทางการปฏรปภาษเงนไดบคคลธรรมดาและวเคราะหการกระจายรายไดของผมเงนไดพงประเมน (หนา 13-58). กรงเทพฯ: ส านกงานกองทนสนบสนนการวจย (สกว.).
กอบศกด ภตระกล. (2556). คณภาพของการเจรญเตบโตจากมตของการกระจายรายได. เอกสารการสมมนาประจ าป 2556 ของธนาคารแหงประเทศไทย.
ดวงมณ เลาวกล. (2556). การกระจกตวของความมงคงในสงคมไทย. กรงเทพฯ: ศนยศกษาเศรษฐศาสตรการเมอง คณะเศรษฐศาสตร จฬาลงกรณมหาวทยาลย.
วระชาต กเลนทอง. (2557). บทบาทของการเงนตอความเหลอมล าในประเทศไทย. เอกสารการสมมนาประจ าป 2557 ของธนาคารแหงประเทศไทย.
สมชย จตสชน. (2558). การลดความเหลอมลาในสงคมไทย: แนวโนม นโยบาย และแนวทางขบเคลอนนโยบาย. รายงานการสงเคราะหทางวชาการปท 2 ภายใตโครงการ ‘โมดลใหมในการพฒนาเศรษฐกจไทย (นโยบายเศรษฐกจมหภาคและการเงนการคลง)’ โดยการสนบสนนจากธนาคารแหงประเทศไทย.
สมชย จตสชน, ชานนทร เตชะสนทรวฒน, และ จราภรณ แผลงประพนธ. (2558). เศรษฐกจไทยเตบโตอยางทวถงเพยงใด: บทวเคราะหและนโยบาย. เอกสารการสมมนาประจ าป 2558 ของธนาคารแหงประเทศไทย.
ส านกงานคณะกรรมการพฒนาการเศรษฐกจและสงคมแหงชาต. (2560). รายงานการวเคราะหสถานการณความยากจนและความเหลอมลาในประเทศไทย ป 2559.
Acemoglu, D., & Robinson, J. A. (2002). The political economy of the Kuznets curve. Review of development economics, 6(2), 183-203.
Atkinson, A. B. (2005). Top Incomes in the UK over the 20th Century. Journal of the Royal Statistical Society: Series A (Statistics in Society), 168(2), 325-343.
Atkinson, A. B., Piketty, T., & Saez, E. (2011). Top incomes in the long run of history. Journal of economic literature, 49(1), 3-71.
Feenberg, D. R., & Poterba, J. M. (1993). Income inequality and the incomes of very high-income taxpayers: evidence from tax returns. Tax policy and the economy, 7, 145-177.
Jenmana, T. (2018). Democratisation and the Emergence of Class Conflicts Income Inequality in Thailand, 2001-2016. working paper.
Kuznets, S., & Jenks, E. (1953). Shares of Upper Income Groups in Savings Shares of Upper Income Groups in Income and Savings (pp. 171-218): NBER.
Parker, R. N., & Fenwick, R. (1983). The Pareto curve and its utility for open-ended income distributions in survey research. Social Forces, 61(3), 872-885.
Paweenawat, S. W., & McNown, R. (2014). The determinants of income inequality in Thailand: A synthetic cohort analysis. Journal of Asian Economics, 31, 10-21.
Phongpaichit, P. (2016). Inequality, wealth and Thailand’s politics. Journal of Contemporary Asia, 46(3), 405-424.
Piketty, T. (2001). Income Inequality in France 1901-98: CEPR Discussion Papers. Piketty, T. (2003). Income inequality in France, 1901–1998. Journal of political economy,
111(5), 1004-1042. Piketty, T., & Saez, E. (2003). Income inequality in the United States, 1913–1998. The
Quarterly journal of economics, 118(1), 1-41. Vanitcharearnthum, V. (2017). Top income shares and inequality: Evidences from Thailand. Kasetsart Journal of Social Sciences.