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.