中國(guó)居民的稅收道德及其影響因素

谷成 黃維盛

摘要：本文基于1990年至今五輪世界價(jià)值觀調(diào)查中國(guó)部分的微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建了中國(guó)居民稅收道德的有序Probit模型，并分別運(yùn)用極大似然估計(jì)方法和半非參數(shù)估計(jì)方法進(jìn)行了估計(jì)。研究結(jié)果表明，中國(guó)居民的稅收道德受人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素、社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)因素以及個(gè)體觀感因素的影響。在過去的二十年里，中國(guó)居民的稅收道德發(fā)生了較大幅度的下滑，且不同時(shí)期、不同地區(qū)居民稅收道德的下滑幅度也存在差異。因此，提高稅收道德和稅收遵從水平對(duì)于國(guó)家治理體系和治理能力的現(xiàn)代化建設(shè)具有重要意義。

關(guān)鍵詞：稅收道德；世界價(jià)值觀調(diào)查；稅收遵從

中圖分類號(hào)：F81242文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000176X（2017）08005208

一、引言

自稅收制度誕生以來，逃稅問題就一直是國(guó)家管理者和稅務(wù)部門面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。分析逃稅行為最基本的模型是A-S模型[1]，在該模型中，理性納稅人會(huì)權(quán)衡逃稅的收益和被處罰的代價(jià)，做出最優(yōu)的逃稅決策，從而最大化其預(yù)期效用。后來的學(xué)者在實(shí)證考察稅收不遵從行為的決定因素時(shí)，發(fā)現(xiàn)A-S模型并不能很好地解釋納稅人的行為。于是有學(xué)者提出稅收道德

狹義稅收道德指的是稅收遵從的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，而廣義稅收道德指的是影響稅收遵從的非貨幣因素的總稱。

從目前的情況看，有關(guān)稅收道德的文獻(xiàn)大多集中于分析稅收道德對(duì)稅收遵從的影響、作用機(jī)制及決定因素。稅收道德對(duì)稅收遵從影響的研究主要采用三種方法：一是調(diào)查研究方法，主要采用大型的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析[2-3]；二是實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，通過實(shí)驗(yàn)的設(shè)計(jì)和實(shí)施對(duì)受試者的行為進(jìn)行測(cè)量和分析，更好地觀測(cè)個(gè)體在具體情境中的表現(xiàn)[4-5]；三是田野實(shí)驗(yàn)方法，通常利用特定的稅收政策識(shí)別稅收道德的作用[6]。對(duì)于稅收道德影響稅收遵從的作用機(jī)制，Luttmer和Singhal[7]通過對(duì)既有文獻(xiàn)的綜述進(jìn)行了分析和歸納。此外，近年來一些學(xué)者對(duì)稅收道德決定因素的考察發(fā)現(xiàn)，文化差異、公共政策決策機(jī)制、宗教信仰、社會(huì)轉(zhuǎn)型、國(guó)家自豪感、政府負(fù)責(zé)程度、納稅人對(duì)政府的信任度、司法廉潔度、稅收公平性以及納稅人的個(gè)體特征等都會(huì)對(duì)稅收道德產(chǎn)生影響。

此外，近年來一些學(xué)者對(duì)稅收道德決定因素的考察發(fā)現(xiàn)，文化差異[8]、公共政策決策機(jī)制[9]、宗教信仰[10]、社會(huì)轉(zhuǎn)型[3]、國(guó)家自豪感[3]、政府的負(fù)責(zé)程度[11]、納稅人對(duì)政府的信任程度[3-11]、司法廉潔度[12]、稅收公平性[13]，以及納稅人的個(gè)體特征[14]等都會(huì)對(duì)稅收道德產(chǎn)生影響。

這些研究拓展了對(duì)稅收道德的認(rèn)識(shí)，為稅收道德的研究提供了較高的起點(diǎn)。需要指出的是，既有研究存在內(nèi)容和方法兩個(gè)方面的不足。在研究?jī)?nèi)容方面，既有研究相對(duì)零散，且不同文獻(xiàn)對(duì)同一影響因素的實(shí)證研究結(jié)果常常相互矛盾。同時(shí)，對(duì)特定國(guó)家的研究還比較缺乏，例如，對(duì)中國(guó)稅收遵從和稅收道德的實(shí)證研究就屈指可數(shù)。在研究方法方面，既有研究大多采用實(shí)驗(yàn)方法，但這種方法的運(yùn)用也受到越來越多的批評(píng)。例如，Muehlbacher 和Kirchler[15]就對(duì)將實(shí)驗(yàn)方法用于稅收問題研究的有效性進(jìn)行了重新審視。而對(duì)研究方法相對(duì)成熟的調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，盡管目前學(xué)界質(zhì)疑較少，但其實(shí)也只是“燈下黑”而已。例如，Alm等[3]利用俄羅斯的調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)稅收道德進(jìn)行了有序Probit模型分析，并采用極大似然估計(jì)方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，這種估計(jì)方法要求模型殘差項(xiàng)服從正態(tài)分布，但作者沒有意識(shí)到，這一條件實(shí)際上很難滿足，

尤其是在樣本容量較小的情況下，這種問題會(huì)更加嚴(yán)重。

因而其估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性存疑。

針對(duì)上述不足，一方面，本文擴(kuò)展了既有研究對(duì)中國(guó)居民稅收道德的影響因素及演變的認(rèn)識(shí)，特別是首次在稅收道德模型中引入社會(huì)階層、職業(yè)和部門等變量，發(fā)現(xiàn)顯著影響居民稅收道德的不是收入變量，而是社會(huì)階層和職業(yè)類別。同時(shí)，本文還從時(shí)間和地域兩個(gè)維度對(duì)稅收道德的影響因素及變化情況進(jìn)行了考察，更全面地揭示了居民稅收道德的演變趨勢(shì)和區(qū)域差異。另一方面，在估計(jì)方法上，本文將極大似然估計(jì)方法的結(jié)果作為基準(zhǔn)，然后放松對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布的假設(shè)，利用半非參數(shù)估計(jì)方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。比較極大似然估計(jì)方法和半非參數(shù)估計(jì)方法的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，二者在參數(shù)的符號(hào)和顯著性上存在顯著差異。這說明，既有文獻(xiàn)中應(yīng)用極大似然估計(jì)方法得出的結(jié)論可能并不成立，這也在很大程度上解釋了為何現(xiàn)有的關(guān)于稅收道德和稅收遵從的研究會(huì)出現(xiàn)相互矛盾的結(jié)論。本文對(duì)中國(guó)居民稅收道德及其影響因素進(jìn)行了考察，并以此為基礎(chǔ)提出了完善中國(guó)稅收道德的政策建議，以期為提高稅收遵從水平和稅收征管效率提供更有價(jià)值的依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)選擇與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文數(shù)據(jù)來自第二輪到第六輪世界價(jià)值觀調(diào)查（World Values Survey，WVS）中國(guó)部分。第一輪世界價(jià)值觀調(diào)查在1981—1984年進(jìn)行，但遺憾的是，其調(diào)查對(duì)象并未包括中國(guó)大陸。從第二輪調(diào)查開始，WVS將中國(guó)大陸列入調(diào)查范圍，該調(diào)查每五年左右進(jìn)行一輪，至今已經(jīng)進(jìn)行了六輪。第二輪到第六輪世界價(jià)值觀調(diào)查中國(guó)部分?jǐn)?shù)據(jù)的基本信息，如表1所示。

GPS/GIS輔助的區(qū)域抽樣

盡管世界價(jià)值觀調(diào)查并不是為研究居民的納稅態(tài)度而設(shè)計(jì)的，但每一輪調(diào)查都會(huì)詢問被試者對(duì)偷稅的看法，同時(shí)會(huì)記錄被試者的一些個(gè)體特征變量。WVS中用來衡量稅收道德的是這樣一個(gè)問題：“請(qǐng)您告訴我，您多大程度上能接受下列做法？這個(gè)量表中的數(shù)字從1到10，表示從完全不能接受到完全能接受的不同程度。”通過這個(gè)問題，可以將受試者的稅收道德分為十個(gè)等級(jí)。由于4—10缺乏區(qū)分度，因而一般的做法是將其轉(zhuǎn)化為四個(gè)等級(jí)：認(rèn)為完全不能接受逃稅的稅收道德最高，標(biāo)記為“4”，接下來依次將回答2、3的標(biāo)記為“3”和“2”，將回答介于4—10之間的標(biāo)記為“1”。

盡管WVS并不是為研究居民的納稅態(tài)度而設(shè)計(jì)的，但每一輪調(diào)查都會(huì)詢問被試者對(duì)偷逃稅的看法，同時(shí)會(huì)記錄被試者的一些個(gè)體特征變量。以第六輪WVS中國(guó)部分的調(diào)查為例，問卷中用來衡量稅收道德的是這樣一個(gè)問題：“請(qǐng)您告訴我，您多大程度上能接受下列做法？這個(gè)量表中的數(shù)字從1—10，表示從完全不能接受到完全能接受的不同程度。”通過這個(gè)問題，可以將被試者的稅收道德分為10個(gè)等級(jí)。由于回答的數(shù)值為4—10的被試者之間缺乏明顯的區(qū)別，因而一般的做法是將被試者的稅收道德轉(zhuǎn)化為4個(gè)等級(jí)：認(rèn)為完全不能接受逃稅的稅收道德最高，標(biāo)記為“4”，接下來依次將回答2、3的標(biāo)記為“3”和“2”，將回答介于4—10的標(biāo)記為“1”。后文圖1中的橫軸數(shù)字所表示的含義與此相同。endprint

（二）模型構(gòu)建

本文模型的被解釋變量是稅收道德（Tax Morale）。考慮現(xiàn)有文獻(xiàn)和數(shù)據(jù)條件后，本文擬采用以下三類解釋變量：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量（Demographic Variables）、社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)變量（Socio-Economic Variables）、個(gè)體觀感變量（Perception Variables）。其中，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量包括年齡、性別、受教育程度

測(cè)量受教育程度有3個(gè)指標(biāo)：完成最高學(xué)歷年齡、受教育年限以及取得或?qū)⑷〉玫淖罡邔W(xué)歷。但很可惜第二輪WVS沒有詢問后兩個(gè)問題，只有第六輪WVS詢問了受教育年限，因而本文對(duì)教育的衡量采用第一個(gè)指標(biāo)。和居住地區(qū)。

每一輪調(diào)查抽取的地區(qū)并不相同，為了具有可比性，本文按照第三輪WVS的劃分，將其劃分為五個(gè)區(qū)域：東北地區(qū)（包括遼、吉、黑），華北地區(qū)（包括京、津、冀、晉、蒙），中南地區(qū)（包括豫、鄂、湘、粵、桂、瓊），華東地區(qū)（包括魯、滬、蘇、皖、浙、贛、閩），西南西北地區(qū)（包括陜、甘、寧、青、新、川、渝、貴、云、藏）。社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)變量包括婚姻狀況、社會(huì)階層、就業(yè)狀況、職業(yè)狀況、或所處部門、收入情況等。至于個(gè)體觀感變量，參照Alm等[3]的設(shè)計(jì)，取對(duì)政府的信任感（Trust in Government）和國(guó)家自豪感（National Pride）兩個(gè)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，如表2所示。

綜上，本文所估計(jì)的基本模型如下：

TMi=α+β1DEMOi+β2SOCIOECOi+β3PERi+εi（1）

其中，TM表示稅收道德，DEMO、SOCIOECO和PER分別表示人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)變量和個(gè)體觀感變量。在估計(jì)過程中，本文會(huì)根據(jù)研究需要，將變量逐步引入模型。

三、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）混合回歸結(jié)果

由于被解釋變量是有序多分變量，所以考慮采用有序Probit模型。標(biāo)準(zhǔn)的有序Probit模型由Aitchison和Silvey給出，現(xiàn)有用到該模型的研究大多采用極大似然法估計(jì)。在樣本較大的情況下，該估計(jì)方法不失為一種不錯(cuò)的選擇。但這種估計(jì)方法對(duì)殘差項(xiàng)的假設(shè)過于嚴(yán)格，很難保證其在特定的研究中成立。本文先用潛變量法推導(dǎo)出極大似然估計(jì)量（MLE），然后推導(dǎo)半非參數(shù)（SNP）估計(jì)量，最后利用似然比檢驗(yàn)（likelihood ratio test）對(duì)這二者進(jìn)行檢驗(yàn)。半非參數(shù)方法放寬了對(duì)殘差項(xiàng)的假設(shè)，因此更符合實(shí)際，但它的一個(gè)缺陷在于，它不能決定K的最優(yōu)取值。這實(shí)際上是一個(gè)模型選擇問題，本文利用似然比檢驗(yàn)和信息準(zhǔn)則（AIC和BIC）來選擇k的取值。

由于被解釋變量是有序多分變量，因而采用有序Probit模型。標(biāo)準(zhǔn)的有序Probit模型由Aitchison和Silvey[16]給出，現(xiàn)有用到該模型的研究大多采用極大似然估計(jì)方法。在樣本較大的情況下，該估計(jì)方法不失為一種不錯(cuò)的選擇，但這種估計(jì)方法對(duì)殘差項(xiàng)的假設(shè)過于嚴(yán)格，很難保證其在特定的研究中成立。本文先用潛變量法推導(dǎo)出極大似然估計(jì)量（MLE），然后推導(dǎo)半非參數(shù)（SNP）估計(jì)量[17]，最后利用似然比檢驗(yàn)（Likelihood Ratio Test，簡(jiǎn)稱“LR檢驗(yàn)”），對(duì)這二者進(jìn)行檢驗(yàn)。半非參數(shù)估計(jì)方法放寬了對(duì)殘差項(xiàng)的假設(shè)，因而更符合實(shí)際，但它的缺陷在于不能決定K的最優(yōu)取值。這實(shí)際上是一個(gè)模型選擇問題，本文利用似然比檢驗(yàn)和信息準(zhǔn)則（AIC和BIC）來選擇K的取值。

可以證明，有序Probit模型實(shí)際上是半非參數(shù)估計(jì)方法在低階（K≤2）時(shí)的情形，而且是較低階數(shù)模型嵌套于較高階數(shù)的模型，因而可以采用LR檢驗(yàn)來選擇合適的K值。

兩種LR檢驗(yàn)的結(jié)果表明：第一種用于檢驗(yàn)階數(shù)大于等于3時(shí)的半非參數(shù)模型對(duì)于有序Probit模型（相當(dāng)于K≤2的半非參數(shù)模型）的情況，當(dāng)階數(shù)K≥4時(shí)，半非參數(shù)模型顯著異于有序Probit模型。第二種檢驗(yàn)用于比較高階的半非參數(shù)模型和其第一階半非參數(shù)模型的差異，這一檢驗(yàn)的自由度為1。當(dāng)K≥5時(shí)，不能拒絕K-1階模型嵌套于K階模型的原假設(shè)。也就是說，K較合適的取值應(yīng)該是4。而從信息準(zhǔn)則的角度來看，相對(duì)于有序Probit模型和其他階數(shù)的半非參數(shù)模型，K=4時(shí)半非參數(shù)模型的赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最低，貝葉斯信息準(zhǔn)則（BIC）僅略高于有序Probit模型，這也說明K=4是比較合適的選擇。因此，下文混合回歸的結(jié)果僅報(bào)告K=4時(shí)的估計(jì)結(jié)果。

混合回歸結(jié)果如表3所示。

中可以看出，相對(duì)于基準(zhǔn)年1990年而言，2007年和2012年的居民稅收道德顯著下降。相比之下，盡管1995年稅收道德也發(fā)生了下降，但并不顯著。另外，加入國(guó)家自豪感和地區(qū)變量后，2001年稅收道德的下降變得不顯著。年齡對(duì)稅收道德有正向影響，也就是說，年長(zhǎng)者有更高的稅收道德。相對(duì)于男性而言，女性的稅收道德較低，但不顯著。教育對(duì)稅收道德有正的影響，但加入國(guó)家自豪感和地區(qū)變量后，同樣變得不顯著，這說明教育變量的影響被其他變量吸收了。相對(duì)于單身，其他類型婚姻狀況的影響都不顯著。就業(yè)狀況中，自雇者的稅收道德在10%的水平上顯著，這與預(yù)期相符。收入層次對(duì)稅收道德有正的影響，但加入社會(huì)階層變量后變得不顯著，這說明真正影響稅收道德的是社會(huì)階層變量，收入的影響被社會(huì)階層變量吸收了。因?yàn)槭杖敫叩娜后w，所處的社會(huì)階層通常也更高。相對(duì)于底層群體，中層（包括中上層和中層）與中下層的居民稅收道德較高，但上層群體的則不顯著。國(guó)家自豪感變量的影響顯著為正，這與Alm等[3]的結(jié)論相同。各個(gè)地區(qū)中，相對(duì)于西部地區(qū)，只有東北地區(qū)和中南地區(qū)的稅收道德顯著較低。

此外，半非參數(shù)模型估計(jì)的結(jié)果與有序Probit模型估計(jì)結(jié)果的符號(hào)基本一致，但半非參數(shù)估計(jì)得到的Z統(tǒng)計(jì)量較低。另外，還可以得到半非參數(shù)估計(jì)得到的殘差的分布，其偏度為042（右偏），峰度為306（高峰厚尾），標(biāo)準(zhǔn)差為153。這與有序Probit模型的假設(shè)（偏度為0，峰度為3，標(biāo)準(zhǔn)差為1）有較大的差別。endprint

（二）中國(guó)居民稅收道德的影響因素及變動(dòng)趨勢(shì)

由于調(diào)查數(shù)據(jù)天然存在的缺陷，不同輪次的調(diào)查數(shù)據(jù)不一定可以進(jìn)行混合估計(jì)。

例如，每一輪調(diào)查的被試者可能對(duì)問題的認(rèn)識(shí)存在系統(tǒng)性的差異。Kruskal-Wallis檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，卡方值為65203，P值為000，這也說明各個(gè)樣本間存在顯著的不同。同時(shí)，由于每輪調(diào)查包含的變量略有不同，這就使得對(duì)其他變量（如職業(yè)變量）影響的考察成為可能。本文先對(duì)不同的樣本進(jìn)行兩樣本W(wǎng)ilcoxon秩和Mann-Whitney[19-20]檢驗(yàn)。

除了1990年和1995年的稅收道德以及1995年和2001年的稅收道德這兩組樣本，其他各組兩樣本差異都是顯著的。這就說明，很有必要對(duì)每一輪調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行分別估計(jì)。接下來，本文分別對(duì)每輪調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，用OP表示有序Probit模型估計(jì)，用SNP表示半非參數(shù)模型估計(jì)，結(jié)果如表4所示。按照與之前相同的方法，1990年和2007年的半非參數(shù)估計(jì)的階數(shù)取K=3，而1995年、2001年和2012年估計(jì)的階數(shù)取K=4。LR檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，對(duì)于各個(gè)年份的樣本，半非參數(shù)模型估計(jì)的結(jié)果均與有序Probit模型估計(jì)的結(jié)果存在顯著差異。

由于每輪調(diào)查所采用的問卷不盡相同，因而調(diào)查的變量也存在一定差異。第二輪世界價(jià)值觀調(diào)查（1990—2012年）中國(guó)部分調(diào)查了被試者的職業(yè)和信任感，由表6可知，這兩個(gè)變量對(duì)稅收道德都存在顯著影響。其中，信任感變量的影響顯著為正，這符合理論預(yù)期。而職業(yè)變量中，相對(duì)于其他職業(yè)，只有軍/警人員一直存在顯著較高的稅收道德。同時(shí)，在半非參數(shù)模型中，雇主/經(jīng)理、技術(shù)人員（如律師、會(huì)計(jì)師等）、工人/領(lǐng)班的稅收道德顯著較低，這與有序Probit模型估計(jì)的結(jié)果有所差異。有趣的是，在這個(gè)樣本中，地區(qū)變量的差異不明顯，這可能與抽樣方法有關(guān)，也可能是其他原因?qū)е碌模ɡ纾?dāng)時(shí)的區(qū)域差異較小）。因此，有必要結(jié)合混合回歸的結(jié)果對(duì)不同時(shí)期的情況做進(jìn)一步分析。

與1990年相比，1995年稅收道德的影響因素發(fā)生了較大的變化，年齡、性別、學(xué)歷、就業(yè)狀況、收入層次和職業(yè)等變量的影響變得不顯著，而地區(qū)間的差異開始變得顯著起來。相對(duì)于西部地區(qū)，其他地區(qū)的稅收道德顯著較高。由于婚姻狀況變量和社會(huì)階層變量存在一定的問題，因而對(duì)2001年樣本的估計(jì)不包含這兩個(gè)變量。由表6可知，在就業(yè)狀況變量中，家庭主婦和學(xué)生的稅收道德顯著較低；而在職業(yè)變量中，工頭/領(lǐng)班和工人的稅收道德顯著較高；在地區(qū)變量中，相對(duì)于西部地區(qū)，只有東北地區(qū)的稅收道德顯著較低，其他地區(qū)的稅收道德都顯著高于西部地區(qū)。相對(duì)于其他地區(qū)，東北地區(qū)在1995—2001年發(fā)生了更嚴(yán)重的稅收道德下滑。

由于每輪調(diào)查所采用的問卷不盡相同，因而調(diào)查的變量也存在一定差異。第三輪世界價(jià)值觀調(diào)查（1995年）中國(guó)部分沒有調(diào)查被試者對(duì)政府的信任感，而第六輪調(diào)查（2012年）沒有調(diào)查被試者的職業(yè)狀況。其中，除了1995年以外，政府信任感變量的影響全部顯著為正，這符合理論預(yù)期。而職業(yè)狀況變量中，各種職業(yè)的居民在不同的年份呈現(xiàn)出不同的稅收道德情況。同時(shí)，在半非參數(shù)模型中，1990年樣本的職員，以及1995年和2001年樣本的工頭/領(lǐng)班的稅收道德顯著較低，且與有序Probit模型估計(jì)的結(jié)果有所差異。在1990年樣本中，地區(qū)變量的差異不明顯，這可能與抽樣方法有關(guān)，也可能是其他原因?qū)е碌模ū热绠?dāng)時(shí)的區(qū)域差異較小）。因此，有必要結(jié)合混合回歸的結(jié)果對(duì)不同時(shí)期的情況做進(jìn)一步分析。

與1990年相比，1995年稅收道德的影響因素發(fā)生了較大的變化，年齡的影響變得不顯著，最高學(xué)歷的系數(shù)變?yōu)樨?fù)（但不顯著），就業(yè)狀況、收入層次和職業(yè)狀況等變量的影響也發(fā)生了變化，而地區(qū)間的差異開始變得顯著起來。相對(duì)于西部地區(qū)，其他地區(qū)的稅收道德顯著較高。

由于2001年樣本中婚姻狀況變量和社會(huì)階層變量的幾個(gè)虛擬變量的樣本點(diǎn)較少，所以對(duì)2001年樣本的估計(jì)不包含這兩個(gè)變量。由表4可知，對(duì)于2001年樣本，在就業(yè)狀況變量中，家庭主婦和學(xué)生的稅收道德顯著為負(fù)；而在職業(yè)狀況變量中，技術(shù)人員、工頭/領(lǐng)班、工人和農(nóng)民的稅收道德顯著為正；在地區(qū)變量中，相比于西部地區(qū)，只有東北地區(qū)的稅收道德顯著較低，其他地區(qū)的稅收道德都顯著高于西部地區(qū)。相對(duì)于其他地區(qū)，東北地區(qū)在此期間（1995—2001年）發(fā)生了更嚴(yán)重的稅收道德下滑。

2007年的數(shù)據(jù)允許我們考察部門變量的影響，但回歸結(jié)果顯示，雖然公共部門（政府和國(guó)有企事業(yè)單位）的參數(shù)為正，但并不顯著。在地區(qū)變量中，相比于西部地區(qū)，華北、東北和中南地區(qū)的稅收道德顯著較低。這說明，相對(duì)而言，華北和中南地區(qū)在2001—2007年發(fā)生了更為嚴(yán)重的稅收道德的下滑。最新一輪調(diào)查，也就是2012年WVS中國(guó)部分的調(diào)查沒有詢問職業(yè)，因而不考慮此變量。值得關(guān)注的是，相比于西部地區(qū)，東北、華東和中南地區(qū)的稅收道德顯著較低。這說明，2007—2012年華東地區(qū)居民的稅收道德發(fā)生了更為嚴(yán)重的下滑。分析2007—2012年的估計(jì)結(jié)果可以看出，中國(guó)居民的稅收道德存在顯著的區(qū)域差異，并處于動(dòng)態(tài)變化中。

整體而言，中國(guó)居民的稅收道德在過去的二十年里發(fā)生了較大的下滑，在1990年，認(rèn)為完全不能接受“有機(jī)會(huì)就逃脫”這一行為的占80%以上，而這一比重到了2012年只剩下40%左右。此外，如表4所示，在不同時(shí)期，不同地區(qū)居民稅收道德的下滑幅度不同。1995—2001年東北地區(qū)的稅收道德發(fā)生了較大的下降，然后是2001—2012年華北、中南和華東地區(qū)的稅收道德發(fā)生了更為嚴(yán)重的下降。至于為何會(huì)出現(xiàn)這樣的情況，目前存在以下幾種假說，包括地下經(jīng)濟(jì)假說、稅收幻覺假說和財(cái)政分權(quán)假說等。對(duì)這一問題，則需要進(jìn)一步的研究。

四、結(jié)論與政策含義

本文基于1990—2012年五輪世界價(jià)值觀調(diào)查中國(guó)部分的微觀數(shù)據(jù)，建立了關(guān)于稅收道德的有序Probit模型，并運(yùn)用極大似然估計(jì)方法和半非參數(shù)估計(jì)方法對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì)。由此，可以得到以下關(guān)于中國(guó)居民稅收道德的個(gè)體影響因素、演變趨勢(shì)和區(qū)域差異的結(jié)論：endprint

首先，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)居民稅收道德有重要的影響。混合回歸的結(jié)果顯示，年齡對(duì)稅收道德有較為顯著的正面影響。但年輕人的稅收道德并沒有像發(fā)達(dá)國(guó)家那樣一直顯著地低于年長(zhǎng)者，近十年來年輕群體的稅收道德相對(duì)于年長(zhǎng)群體有所提升。再看性別變量，在混合回歸中，女性的參數(shù)為負(fù)，但不顯著。近二十年來，女性的稅收道德相對(duì)于男性呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。從學(xué)歷變量來看，混合回歸結(jié)果顯示，學(xué)歷對(duì)稅收道德有正的影響，但再加入自豪感變量后同樣變得不顯著。1990—2001年學(xué)歷的參數(shù)為負(fù)（但不顯著），2007年和2012年的結(jié)果與混合回歸的結(jié)果相似，學(xué)歷變量的參數(shù)為正，但再加入信任感和自豪感變量后變得不顯著。這說明，學(xué)歷在稅收道德的影響因素中的正面效應(yīng)在逐漸增大。其次，社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)變量也對(duì)稅收道德有顯著的影響。婚姻狀況對(duì)稅收道德的影響似乎并不大，只有1990年的分居者和2007年的離異者報(bào)告了較為顯著的正面影響。就業(yè)狀況的影響較為明顯，與全職者相比，半職業(yè)者的稅收道德較低，但一直不顯著；自雇者的稅收道德也較低，但只在1990年顯著；除了1995年和2012年外，家庭主婦的稅收道德也較低，且在1990年和2001年顯著；除了2001年外，學(xué)生的稅收道德較高，但也不顯著；失業(yè)者的稅收道德則比較不穩(wěn)定，在不同年份出現(xiàn)不一樣的結(jié)果。1990—2001年收入的影響一直為負(fù)（但不顯著），2007年和2012年呈現(xiàn)相反的結(jié)果，前者顯著為正，后者顯著為負(fù)。已有的研究并未關(guān)注社會(huì)層級(jí)的影響，本文的估計(jì)顯示，社會(huì)層級(jí)對(duì)稅收道德有顯著的影響。從估計(jì)結(jié)果來看，相對(duì)于下層群體，上層群體在1990年和1995年的參數(shù)為正（但不顯著），在2007年和2012年參數(shù)為負(fù)（亦不顯著），而中層群體則顯示出了顯著較高的稅收道德。從職業(yè)變量來看，除了1990年，雇主/經(jīng)理和職員稅收道德都較高（但不顯著）；技術(shù)人員和工人的稅收道德經(jīng)歷了倒U型變化；工頭/領(lǐng)班的稅收道德在2007年出現(xiàn)了下滑；軍/警人員的相對(duì)稅收道德則呈U型變化。2007年和2012年的數(shù)據(jù)允許我們考慮所處部門的影響，結(jié)果顯示，身處公共部門的人員稅收道德較高，而非營(yíng)利組織的人員稅收道德則較低。再次，觀感變量對(duì)稅收道德的影響一直顯著為正，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論相一致。最后，中國(guó)不同地區(qū)居民的稅收道德存在顯著的差異，而且仍處于動(dòng)態(tài)變化之中。此外，不論是混合回歸還是單獨(dú)回歸，最優(yōu)階數(shù)下半非參數(shù)估計(jì)方法的結(jié)果都顯著區(qū)別于極大似然估計(jì)方法的結(jié)果。這說明，對(duì)于此類問題所建立的有序Probit模型，如果只采用極大似然方法進(jìn)行估計(jì)，可能會(huì)得出誤導(dǎo)性的結(jié)論。

首先，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)居民稅收道德有重要的影響。有序Probit模型的混合回歸結(jié)果顯示，年齡對(duì)稅收道德有較為顯著的正面影響。但年輕人的稅收道德并沒有像發(fā)達(dá)國(guó)家那樣一直顯著地低于年長(zhǎng)者，在2007年和2012年，年齡的系數(shù)為負(fù)（且并不顯著）。再看性別變量，在混合回歸中，女性的參數(shù)為負(fù)，但不顯著。在1990年，女性的系數(shù)為正，但2001年以后，女性的系數(shù)變?yōu)樨?fù)。從最高學(xué)歷變量來看，混合回歸結(jié)果顯示，最高學(xué)歷對(duì)稅收道德有正的影響，但再加入國(guó)家自豪感變量后變得不顯著。從分年份回歸的結(jié)果來看，1995年和2001年的樣本中，最高學(xué)歷的參數(shù)為負(fù)（但不顯著），2007年和2012年的結(jié)果與混合回歸的結(jié)果相似，最高學(xué)歷變量的參數(shù)為正，但不顯著。這說明，最高學(xué)歷在稅收道德的影響因素中的正面效應(yīng)在逐漸增大。其次，社會(huì)—經(jīng)濟(jì)學(xué)變量也對(duì)稅收道德有顯著的影響。婚姻狀況對(duì)稅收道德的影響似乎并不大，只有1990年的分居者和2007年的離異者報(bào)告了較為顯著的正面影響。就業(yè)狀況的影響較為明顯：與全職者相比，半職業(yè)者的稅收道德存在波動(dòng)，且不顯著；自雇者的稅收道德也較低，但只在1990年顯著；除了1995年和2012年外，家庭主婦的稅收道德也較低，且在1990年和2001年顯著；除了2001年外，學(xué)生的系數(shù)為正，但也不顯著；失業(yè)者的稅收道德則比較不穩(wěn)定，在不同年份出現(xiàn)不一樣的結(jié)果。1990—2001年收入的影響一直為負(fù)（但不顯著），2007年和2012年呈現(xiàn)相反的結(jié)果，前者顯著為正，后者顯著為負(fù)。已有的研究并未關(guān)注社會(huì)層級(jí)的影響，本文的估計(jì)顯示，社會(huì)層級(jí)對(duì)稅收道德有顯著的影響。從估計(jì)結(jié)果來看，相對(duì)于下層群體，上層群體在1990年和1995年的參數(shù)為正，在2007年和2012年參數(shù)為負(fù)，而中層群體則顯示出了顯著較高的稅收道德。從職業(yè)狀況變量來看，經(jīng)理、技術(shù)人員和工人的系數(shù)在1990年為負(fù)，而到了2001年則變?yōu)檎模宦殕T的系數(shù)在2007年由負(fù)變?yōu)檎ǖ伙@著）；工頭/領(lǐng)班的系數(shù)只在2001年顯著為正；軍/警人員的系數(shù)在1995年顯著為正，而在2001年變?yōu)樨?fù)的。2007年和2012年的數(shù)據(jù)允許考慮所處部門的影響，結(jié)果顯示，身處政府和國(guó)有企事業(yè)單位的群體稅收道德較高，而民間非盈利組織的系數(shù)為負(fù)（但不顯著）。再次，個(gè)體觀感變量對(duì)稅收道德的影響一直顯著為正，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論相一致。最后，中國(guó)不同地區(qū)居民的稅收道德存在顯著的差異，而且仍處于動(dòng)態(tài)變化之中。此外，不論是混合回歸還是單獨(dú)回歸，最優(yōu)階數(shù)下半非參數(shù)估計(jì)的部分結(jié)果都顯著區(qū)別于極大似然方法的估計(jì)結(jié)果。這說明，對(duì)于此類問題所建立的有序Probit模型，如果只采用極大似然方法進(jìn)行估計(jì)，可能會(huì)得出誤導(dǎo)性的結(jié)論。

近年來中國(guó)居民稅收道德的下降趨勢(shì)表明，稅收在國(guó)家治理中的作用并未受到應(yīng)有的重視，社會(huì)成員納稅與政府公共產(chǎn)品供給之間的隱性契約關(guān)系更多地被 “強(qiáng)制性、無償性和固定性”所掩蓋[21]。這種互利關(guān)系的隱匿在很大程度上影響了納稅人對(duì)稅收依據(jù)的認(rèn)知，制約了社會(huì)整體稅收道德和遵從水平的提高。隨著經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的發(fā)展以及全球化浪潮的推進(jìn)，中國(guó)居民的稅收意識(shí)和在社會(huì)管理中的參與意識(shí)逐步提高。在繳納稅款的同時(shí)，中國(guó)居民也開始關(guān)注本國(guó)立法體系和司法體系，并以國(guó)際化視角審視和評(píng)價(jià)政府部門的行為方式。財(cái)政是國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，而作為財(cái)政制度的重要組成部分，稅收在取得公共資金的同時(shí)，也反映了既定歷史和國(guó)家治理能力條件下，政府、社會(huì)組織和社會(huì)成員之間因復(fù)雜的相互作用而形成的動(dòng)態(tài)結(jié)果。因此，無論窮國(guó)還是富國(guó)，通過稅收和公共服務(wù)的提供促進(jìn)政府與社會(huì)成員的有效互動(dòng)，提高社會(huì)成員的稅收道德和社會(huì)責(zé)任意識(shí)，對(duì)于完善國(guó)家治理體系和提高治理能力而言意義重大。endprint

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Chinese Residents Tax Morale and Its Influencing Factors：

An Analysis Based on World Values Survey Data

GU Cheng1，2， HUANG Weisheng1

（1School of Public Finance and Taxation， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China；

2 Sub-National Fiscal Research Center， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Abstract：Based on micro-data of World Values Survey in China between 1990 and 2012， the authors construct an ordered probit model to estimate tax morale of Chinese residents with both maximum likelihood method and semi-nonparametric method. The estimation results show that tax morale of Chinese residents is determined by demographic factors， socio-economic factors and perception factors. Tax morale decays in the recent twenty years of China， and periodical and regional differences in tax morale are also found. It is significant to improve tax morale and tax compliance during the modernization of state governance systems and governance capacity in China.

Key words：tax morale； world values survey； tax compliance

What Shapes Tax Morale in China？ An Ordered Probit Analysis Based on WVS Data

Gu Cheng， Huang Wei-sheng

（School of Public Finance and Taxation， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Abstract：Based on micro-data of World Values Survey in China between 1990 and 2012， the authors construct an ordered probit model to estimate tax morale of Chinese residents with both maximum likelihood method and semi-nonparametric methodThe estimation results show that tax morale of Chinese residents is determined by demographic factors， socio-economic factors and perception factorsTax morale decays in the recent twenty years of China， and periodical and regional differences in tax morale are also foundIt is significant to improve tax morale and tax compliance during the modernization of state governance systems and governance capacity in China

Key words：tax morale； world value survey； tax compliance

（責(zé)任編輯：徐雅雯）endprint