稅收努力與稅收增長基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究

稅收努力與稅收增長基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究

一、稅收高速增長與稅收增長的關系自1994年分稅制改革以來，中國的稅收收入迅速增加。全球稅收收入不僅達到最高水平，而且其增長率長期超過經(jīng)濟增長率（見圖1）。尤其是進入21世紀之后,稅收收入的增長率趨于穩(wěn)定,但始終保持高于GDP近10個百分點的速度增長,這一現(xiàn)象引起了人們的高度關注,很多學者都在探究稅收超速增長背后的原因。在世界其他國家的稅收發(fā)展過程中，一些國家稅收迅速增加。唯一的原因是這是兩種原因。一種可能是這些國度在相應的時間內有重大的歷史事件發(fā)生。比如戰(zhàn)爭的爆發(fā)導致軍費開支激增,或是嚴峻的自然災害導致抗災、社會救濟開支激增,從而推動了政府支出規(guī)模的急劇擴張。另一種可能是,有重大的稅制變革在這些國家發(fā)生,比如增設新的稅種,或是提升原有稅種的稅率,或是拓寬原有稅種的稅基,從而引起了稅收收入規(guī)模的急劇上升。所以,由支出擴張帶動稅制變革,再由稅制變革帶動稅收收入增長,可以說是整個世界稅收發(fā)展史上的一個具有規(guī)律性的現(xiàn)象。然而,中國的情況卻顯然沒有這么簡單。我們看到,在分稅制改革之后,既沒有因重大的歷史事件所引致的政府支出規(guī)模的激增,又沒有因政府支出規(guī)模急劇擴張而帶來的以增稅為主要意圖的重大的稅制變革?？梢哉f,中國稅收收入的持續(xù)高速增長,是一個難以采用一般規(guī)律加以解釋的罕見而特殊的經(jīng)濟現(xiàn)象(高培勇,2006)。中國學術界對中國稅收收入的快速增長進行了許多解釋和討論。大致來講,可以總結為經(jīng)濟因素、政策性因素和管理因素三個方面(安體富,2002)。影響稅收收入增長的經(jīng)濟因素主要是關注社會經(jīng)濟中不同變量中最密切相關的變量中的稅收增長關系。在這些變量中,最為重要的是GDP的增長。事實上,如果其他環(huán)境不變,稅收應該大致與GDP的增長速度保持一致,然而我國的現(xiàn)實情況卻是稅收持續(xù)保持超速增長。潘雷池(2008)著眼于經(jīng)濟因素,從“可稅GDP”的角度研究其對我國稅收超速增長的作用。他發(fā)現(xiàn)即使采用“可稅GDP”,也無法完全解釋如此大的增長率差距。經(jīng)濟因素中另一重要因素是產(chǎn)業(yè)結構的變化。郭慶旺和呂冰洋(2004)考察了產(chǎn)業(yè)結構的變化對于稅收的影響,并指出在現(xiàn)行稅制結構下,第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比提高明顯有利于稅收總收入的增長。不過產(chǎn)業(yè)結構也不能對稅收高速增長進行解釋。在扣除經(jīng)濟因素后，最容易進入研究人員視野的是政治因素，如稅率調整和稅率變動。這一因素往往會被學界所忽略。一般說來,在稅收收入中占比重最大的增值稅、所得稅的稅收政策是高度穩(wěn)定的,稅率和征稅辦法長期不變。對其他一些稅種,如印花稅等,盡管政府為了調節(jié)經(jīng)濟,會頻繁地對這些稅種的征稅辦法進行調整,然而,一方面它們占稅收收入的比重較小,另一方面,政府既有增稅的政策,又有減稅的政策,多方面政策加總之后的效應遠不會使得稅收收入增長在如此大的程度上超越GDP增長。高培勇(2006)發(fā)現(xiàn),在過去的十多年間能夠稱得上具有增稅意義的稅制調整事項只有兩個:1999年對居民個人存款利息所得恢復課征個人所得稅;2002年將車輛購置費改為車輛購置稅。不過這兩類稅收的增加對于總體稅收的增長并沒有起到足夠大的作用,并且稅收的增長速度在2003年之后仍舊持續(xù)超過GDP的增長。管理因素對稅收增長的重要影響是科學家們最近關注的焦點。所謂管理因素,是指稅務部門征稅和稅務稽查的努力程度。金人慶(2002)認為,導致稅收收入增長超過GDP增長的因素中,經(jīng)濟增長因素約占50%,政策調整和加強征管因素各占25%。高培勇(2006)在分析了以上的三個因素后,發(fā)現(xiàn)以上三個因素并不能完全解釋稅收超速增長之謎,他提出了“稅收征管空間”的概念,即理論應征稅額和實際實征稅額之間存在著巨大的差距。稅收征管空間的巨大導致了稅務部門可以通過加強征管來加速稅收的增長。然而，關于管理因素的研究很少，關于管理者因素的研究也很少?？赡艿脑蚴侨狈?shù)據(jù)，以及對管理因素的識別。必須強調的是,管理因素是一個無法實際觀測的因素,無法用某個經(jīng)濟變量直接進行度量,所以更多的文獻是從定性的角度來討論管理因素對于稅收增長的影響。在一些實證文件中，有三種衡量稅收努力的指標。第一個是稅收努力指數(shù)。潘雷池（2008）以稅收努力指數(shù)為稅收征管水平的代理變量。研究表明，稅收努力指數(shù)的增長率與稅收增長率之間存在著強烈的相關性。稅收準備率的比例增加對中國調整后的稅收增長率解釋能力可達88.74%。第二種是使用Malmquist指數(shù),崔興芳等(2006)、呂冰洋和李峰(2007)均采用了Malmquist指數(shù)的計算方法對稅務部門征稅和稅務稽查的努力程度進行了度量。其中崔興芳等(2006)主要計算了各地區(qū)1996—2003年稅收征管效率的總體提高值,從稅收監(jiān)管強度的總體提高的角度來解釋稅收收入的增加。而呂冰洋和李峰(2007)利用1996年—2005年的省級面板數(shù)據(jù),分別計算了每一個地區(qū)每一年的Malmquist指數(shù)作為稅收征管效率的代理變量,在控制了GDP的增長、產(chǎn)業(yè)結構等經(jīng)濟因素后,發(fā)現(xiàn)稅收征管效率提高1%,每年將促進稅收增長約4.1%。第三種是王劍鋒(2008)使用稅務工作人員人數(shù)、稅務工作人員平均受教育年限和稅務部門人均事業(yè)費作為努力水平的代理變量,主要集中論述了企業(yè)所得稅和進出口稅這兩個特定稅種稅收收入受稅收努力的影響效果。在這項工作中，我們使用省級部門數(shù)據(jù)，重新調查影響中國稅收收入迅速增長的因素，并重點研究經(jīng)濟和稅收的作用。和上述提及的文獻相比,我們在研究方法和研究結論上都有一定程度的不同。在研究方法上，本文從兩個方面對之前的文獻處理方法進行了改進。首先，在數(shù)據(jù)可獲得的范圍內，稅務檢查部門公布的調查率作為稅收努力水平的衡量，避免了以往的指數(shù)結構中使用稅收數(shù)據(jù)造成的內部問題。并且使用和稅務官員特性相關的努力投入作為工具變量解決了可能存在的測量誤差。其次，利用同一區(qū)域的所得稅和地方稅平行系統(tǒng)，構建了一個比較模型，并使用了一個固定的效應模型。預計州稅務局和地方稅務機構的稅負努力將不同。相比之前的研究,我們的方法既考慮了兩個征稅機構共享基本面因素的因素,同時又識別了兩機構努力邊際回報的差異。由于國稅的硬件建設較為領先,征稅過程相對簡單,而地稅稅種繁多,需要投入大量人力物力征收,所以我們提出的假說:稅收努力在地稅收入的邊際回報要高于國稅收入的,在后文中會檢驗該假說。在研究結論中，考慮到經(jīng)濟增長和稅收努力對稅收增長的影響。關于經(jīng)濟增長對稅收收入的貢獻,我們發(fā)現(xiàn),控制了年啞變量和其他控制變量后,實際GDP每增長1個百分點,實際稅收收入增長0.632個百分點,對比以往文獻中1.171(崔興芳等,2006)或1.536(郭慶旺和呂冰洋,2004),我們發(fā)現(xiàn)以往文獻中經(jīng)濟增長的效果被高估,其原因是因為在以往文獻中沒有控制時間趨勢,因此在他們的估計中存在著除了經(jīng)濟增長以外的時間趨勢,和經(jīng)濟增長一起同向影響稅收收入。而關于增長的分解,在我們的模型中,經(jīng)濟增長可以解釋稅收收入增長的45%,相較于潘雷池(2008)中得到的25.5%,更接近金人慶(2002)的50%預測。至于稅收努力對稅收增長的貢獻，調查了《國家稅法》（地方稅法）的稅率增加了1個百分點，稅收增加了0.829（1.224）個百分點。在以往文獻中,崔興芳等(2006)認為,稅收征管效率提高1個百分點,稅收增長0.654個百分點;呂冰洋和李峰(2007)發(fā)現(xiàn),稅收征管效率提高1個百分點,每年將促進稅收增長4.1%。然而,由于這些研究對于努力的測量各不相同,得到的估計系數(shù)并不可比;另外這些研究沒有控制時間趨勢的影響,估計結果不完全可靠。在更為嚴謹?shù)挠嬃靠蚣芟?我們相對準確地估計了稅收增長各因素的貢獻,本文發(fā)現(xiàn)國稅(地稅)查實率的增加能夠解釋稅收增長的19%(13%),說明稅收努力對于稅收收入的增長有著顯著的作用,是解開稅收超GDP增長之謎的一個重要因素。以下文章結構如下：第二部分解釋了變量的選擇和計量模型的定義，第三部分描述了數(shù)據(jù)，第四部分討論了基本回歸的結果，第五部分詳細分析了工具變量回歸和穩(wěn)定性的結果。最后，總結。二、變量選擇和計量模型的定義(一)稅收努力水平的測量在以往的稅收征管文獻中，經(jīng)濟因素當然是一個不可或缺的因素之一。除此之外,制度或者政治因素也是學者關注的焦點(Fabricant,1952)。CrainandMiller(1990)和HofferbertandSharkansky(1971)等兩篇文章著重研究政策制定者的決策過程對于稅收預算收入的影響,他們考察了法律上的差異、法律執(zhí)行程序上的差異(如是否有一票否決權等因素)對預算過程的影響。ACIR(1987)、CrainandMiller(1990)和Poterba(1996)認為財政政策的相關變化是稅收預算收入影響的主要原因之一,如Poterba(1996)發(fā)現(xiàn),在保守的財政政策下,當財政赤字出現(xiàn)時,稅收收入會更快地進行調整。然而，這些研究僅針對特定的原因，很少結合各種因素。Merrifield(1991,2000)是較為全面解釋稅收收入的文獻之一。他使用了17個變量,闡釋了許多制度和政治原因會同時決定稅收收入,其中包括官員的偏好和決策的過程。在他的文章中,17個顯著的解釋變量涵蓋了制度、政策、經(jīng)濟、地理等因素,解釋了稅收收入的90%以上。在這項工作的模型中，重要的解釋變量是稅務機關的稅收努力。然而,努力水平是一個不易觀測的經(jīng)濟變量,一般很難找到一個準確的度量指標,通常需要選取一個代理變量。假設我們研究的回歸方程如下所示。如果ltax是控制平面的對數(shù)，那么x是控制變量，費用不容易觀察。假設我們?yōu)槎愂张λ秸业酱碜兞縕,那么它要符合如下條件:其中之一是首先選擇的代理變量和稅務努力之間的關系。在第二個條件下，需要指定稅收努力水平和控制變量后，代理變量和稅收收入之間沒有相關性。在以前的文獻中，稅收努力指數(shù)（leithold，1991；潘雷池，2008）、malmquist指數(shù)（崔興芳等，2006；呂冰洋等，2007）和官方稅務機構數(shù)據(jù)的使用（王鋒，2008）很難滿足外部條件（2-2）。對于三類直接使用稅務機關的數(shù)據(jù)，由于稅收努力水平的重要因素（如稅收員的工作效率），估計存在錯誤。在第五部分中詳細討論。在這項工作中，檢查部門報告的抽樣率是檢查部門每年對存在問題的納稅人和總檢查病例的比率，作為衡量稅收努力的參考。采用該指標有幾個方面的優(yōu)勢:首先,查實率直接來源于稅務稽查機關的工作業(yè)績匯報,和文獻中的TEI、Malmquist指數(shù)相比,更為客觀。由于查實率是稅收部門努力的直接結果,而TEI、Malmquist指數(shù)是基于一定的假設,利用稅收收入構建出的指數(shù),相比而言,查實率可以避免類似TEI、Malmquist指數(shù)和方程(1)中的殘差項相關的問題。其次,稅務稽查的過程可以看做是稽查人員在一定納稅人范圍內,通過仔細盤查,最終為國家挽回稅收損失的過程,而查實率正是稅務人員在該過程中努力的結果,其努力既可以體現(xiàn)在選取合適的被檢查納稅戶上,也可以體現(xiàn)在檢查過程的仔細程度上。最后,查實率相對于其他經(jīng)濟環(huán)境變量,如地區(qū)GDP,是一個比較獨立的衡量。在我們的數(shù)據(jù)中,國稅系統(tǒng)和地稅系統(tǒng)的查實率和GDP的相關系數(shù)分別為0.09(0.25)和0.06(0.42)然而，作為衡量稅收努力參考的修正率也應該考慮由測量誤差引起的內部問題。如果我們用TargetRate表示查實率,根據(jù)上文的論述,（3）替換為（1）。ltax=。xo，u.目標匹配代碼：。在該方程中，驗證率是一個內生變量，因為cov（目標率，e）=yes。當然，我們使用的測量值仍然存在一些可能的問題。其一是查實率雖然和稅務稽查的“產(chǎn)出”相關,而稅務稽查只是稅收過程的一部分,稅收努力包括法律法規(guī)普及、報稅制度設計等其他方方面面。但是,我們可以看到,稅務稽查是提高依法納稅比率的最為直接的手段,也是稅務機關工作的重點。稅務稽查努力的結果是總稅收努力結果及其重要的組成部分。其二,在給定稅收努力的水平下,查實率或許會和一部分經(jīng)濟環(huán)境有一些聯(lián)系。在我們的回歸方程中,我們控制了省GDP、二三產(chǎn)業(yè)比重、民營企業(yè)和個體經(jīng)濟數(shù)等變量,使查實率更好地反映稅收努力水平。其三,每一個省逃稅漏稅狀況可能有一定的路徑依賴,和該地區(qū)的歷史相關。一些省在歷史上可能就是逃稅漏稅的大省。在我們的回歸方程中,我們使用了固定效應的面板數(shù)據(jù)方法,將這些歷史特征抽象為一個固定效應,通過差分的方法排除了路徑依賴這一問題。(二)基于面板數(shù)據(jù)的方法1994年分稅制改革后，中國的稅收管理體系出現(xiàn)了州稅務局和地方稅務局并存的兩種制度。于是,對于每一個省、每一年,我們有兩個觀測值:國稅局的稅收收入和地稅局的稅收收入,以及相應兩個系統(tǒng)的稽查數(shù)據(jù)。這種數(shù)據(jù)結構包含兩方面的含義,一是兩個系統(tǒng)在征稅努力方面存在的差異,二是同一地區(qū)的兩個征稅機構又面對著同樣的經(jīng)濟基本面。對于中國稅收增長問題的研究,從成對樣本面板數(shù)據(jù)的角度入手的文獻目前還沒有,本文的一個重要創(chuàng)新之處在于利用面板數(shù)據(jù)下的成對樣本的處理方法研究兩種不同征稅系統(tǒng)的努力。中國同時存在的兩種稅制分工并完成了各自的任務。receitafederal負責向公司征收中央稅，如增值稅、消費稅、關稅和中央所得稅。地方稅務機關負責征收營業(yè)稅、地方所得稅和個人所得稅等地方稅。但同時,兩個稅收系統(tǒng)間的聯(lián)系是緊密而且重要的。首先,盡管兩個系統(tǒng)所負責的稅種不同,但它們所面臨的課稅對象是一樣的,都是該省該年的各類企業(yè)。舉例來說,同一個工業(yè)企業(yè)需要和國稅局打交道,上繳增值稅,同時又不可避免地和地稅局打交道,上繳企業(yè)所得稅。稅收的增長,尤其是控制了經(jīng)濟增長后的稅收增長,很大程度上被當?shù)剡@些企業(yè)所具備的商業(yè)風氣、民風民俗等所影響;稅收努力的效果和回報,也同時需要考慮這些因素的作用。其次,兩個系統(tǒng)同時受同一個省政府的領導,盡管地方的財政壓力很大一部分由地稅局承擔,但國稅局所得增值稅會有四分之一直接歸地方,因此國稅局也會受到地方財政壓力的影響。同時,在干部的任免、考核等方面,地方領導的評價對于國稅局和地稅局的干部都起到重要作用,因此在同一個地方兩個稅收系統(tǒng)稅收的增長和稅收努力的提高具有不可忽略的相關性。最后,值得一提的是,兩個系統(tǒng)間的關系不但同時影響著稅收的增長,也同時影響著稅收努力的回報。對于我們識別方程,是一個不能忽略的因素。在上面的數(shù)據(jù)結構中，您通?？梢钥吹絽R總來自同一省份和年份的國稅局和地方稅務機構的數(shù)據(jù)以推斷儀表盤數(shù)據(jù)的方法。但這樣做有兩個缺點:其一,將樣本量縮小一半,損失了很多信息;其二,更為重要的是,這種方法忽略了國稅局和地稅局這兩個平行征稅系統(tǒng)的存在,等價于將國稅和地稅進行了合并,忽略了兩個不同征稅機構之間的差別。此外，如果將國稅局和地方稅務局的數(shù)據(jù)作為單一的列口數(shù)據(jù)進行估計，也是一種可以識別的方法。然而,正如我們上文提到的一樣,這種方法忽略了國稅局和地稅局之間的聯(lián)系。事實上,對于同一個省的國稅局和地稅局,兩者應該共享相同的固定效應,因為兩個機構面臨同一個經(jīng)濟環(huán)境。兩者的稅收收入可能共同受到一個省的經(jīng)濟政策、經(jīng)濟環(huán)境的影響,如果忽略了兩者之間的聯(lián)系,我們可能會得到有偏的估計。由于國稅局和地方稅務局之間的共同效應，我們借鑒了asieferetandkru6ger（1994）的概念，并使用了樣本處理方法（paiedsamp）。AshenfelterandKrueger(1994)使用同一時間下來自同一家庭的雙胞胎數(shù)據(jù)構建了一個面板,通過差分,去除了家庭固定效應,然后在橫截面數(shù)據(jù)下得到了一致的估計。在此,我們仿照他們的思想,從成對樣本的角度構造數(shù)據(jù)結構和相應的計量模型,只是我們的數(shù)據(jù)是一個面板數(shù)據(jù):其中i是省，j是國稅或地方稅，t是年份，c是省的固定效應，d是稅務機關的固定效應，e是年度的虛擬變量。國稅和地稅所共享的經(jīng)濟基本面變量X,如實際GDP,二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比,民營企業(yè)和個體企業(yè)戶數(shù)等,我們假設這些變量對于稅收的邊際貢獻相同,所以估計一個相同的系數(shù)如果各省和年度的國稅局和地方稅數(shù)據(jù)發(fā)生差異，則。就這樣，可以得到一個分數(shù)。包括ltax。三、稅收征管數(shù)據(jù)的處理這項工作的稅收和稅收官員數(shù)據(jù)來自中國稅務年鑒，稅務監(jiān)督數(shù)據(jù)來自中國稅務監(jiān)督年，個人經(jīng)濟和個體經(jīng)濟的數(shù)量來自中國個人經(jīng)濟年。其他控制變量來自中國統(tǒng)計年，包括國內生產(chǎn)總值和第二產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比例。由于數(shù)據(jù)可得性的原因,我們的數(shù)據(jù)主要集中在2003—2007年。必須強調的是,我國的稅收省級單位除了各行政省、直轄市、自治區(qū)之外,還有五個稅收單列市,分別是寧波、青島、深圳、大連、廈門。由于某些控制變量和政府機關人數(shù)等核心變量很難找到相應單列市的數(shù)據(jù),所以我們將每一個稅收單列市稅收收入和稅務稽查數(shù)據(jù)加總到相應的省。另外,由于上海和西藏沒有地稅的相關數(shù)據(jù),北京的政府機關人數(shù)、稅務局人員人數(shù)等數(shù)據(jù)中包括了國家部委的官員,和其他省份不同,因此我們所使用的是除以上三個省、直轄市外的28個省和直轄市的數(shù)據(jù)。在表1中，我們報告了州稅務局、地方稅務局和國家樣本的變量描述統(tǒng)計。我們匯報了每年的國稅和地稅的稅收收入、稅務局官員人數(shù)占官員人數(shù)比例、稅務局35歲以上人員比例以及稅務稽查機關的上報的查實率(有問題戶數(shù)和檢查戶數(shù)的比值)。同時,控制變量匯報了民營經(jīng)濟戶數(shù)、個體經(jīng)濟戶數(shù)、實際國內生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的增加值和比值等。四、計量結果和估計在這方面，我們報告了主要計量結果，分析了經(jīng)濟因素、政治因素和征管因素對稅收收入的影響。我們對于第二部分方程(6)進行了固定效應模型的回歸,估計的結果見表2。其中,被解釋變量為實際稅收收入的對數(shù),在第(1)列我們控制了實際GDP對數(shù)、國稅系統(tǒng)和地稅系統(tǒng)的查實率以及地稅局虛擬變量;(2)—(4)列逐次增加了時間虛擬變量、民營企業(yè)和個體經(jīng)濟戶數(shù)對數(shù)和第三、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比。我們關注的第一個問題是經(jīng)濟增長對稅收增長的影響。根據(jù)我們的計算第二個問題是，州稅務局和地方稅務局當局正在尋求稅收優(yōu)惠。比較(1)—(4)列中稅收努力的度量——查實率——之前的估計系數(shù),我們有兩個發(fā)現(xiàn):第一,控制時間虛擬變量之后,國稅和地稅機構的稅收努力的回報為正,其中地稅機構的系數(shù)顯著,即查實率的相對增加有助于增加稅收收入;第二,地稅稅收努力對于稅收增長的邊際影響要比國稅更大。從2003年到2007年,國稅和地稅系統(tǒng)查實率平均值變動不大,我們估計的系數(shù)結果主要依賴于各省稅收努力在橫截面上的差異性。從回歸結果可以看到,如果地稅系統(tǒng)查實率上升1個標準差(15%),將帶來地稅稅收收入6.8%的增長,可以看到稅收努力的貢獻在數(shù)量上也是非常重要的。如何理解地方稅務報告的大于國家稅務機關的優(yōu)勢？我們認為，在硬件條件的設計上，國稅局具有無法想象的優(yōu)勢。國稅系統(tǒng)可以得到中央的直接撥款和統(tǒng)籌,經(jīng)過十多年來金稅工程等基礎設施的建設,國稅稅務監(jiān)察系統(tǒng)的硬件建設已經(jīng)非常完善。一般情況下,硬件建設和稅收努力可以認為是相互替代的關系,因此,國稅部門稅收努力的邊際回報會相對小一些。兩部門所征稅種的不同也是導致了征稅努力回報差別的一個可能原因。相較于國稅局所征收的增值稅、消費稅等稅種,地稅局負責征收的稅種更為繁雜,而地稅局對地方企業(yè)納稅的偷漏情況比較了解,如果愿意加大投入的話,增稅的潛力相對較大。在討論了經(jīng)濟增長和稅收努力兩個重要因素之后，驗證變量系數(shù)在整個年份都顯著正確，并且這些系數(shù)隨著年份的增加而增加，表明稅收收入的增加有其自身的趨勢。雖然影響這個上升的時間趨勢的因素很多,但是必須指出,中國大規(guī)模推行的金稅工程是一個重要因素。金稅工程始于1998年,于2001年、2006年分別實現(xiàn)了第二期和第三期。金稅工程使得納稅流程得以規(guī)范和有效,極大地限制和打擊了偷稅漏稅行為。此外，統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，一個地區(qū)私營公司和個體經(jīng)濟體的數(shù)量沒有顯著增加。事實上,民營企業(yè)和個體經(jīng)濟在這些年中有較快的發(fā)展,同時也帶動了經(jīng)濟水平的提升,但是,這些企業(yè)規(guī)模相對較小,財務制度上缺乏規(guī)范,并且有相當一部分企業(yè)出現(xiàn)偷稅漏稅的情況,其監(jiān)管的難度很大。這樣一來,就很可能出現(xiàn)民營企業(yè)和個體經(jīng)濟的發(fā)展對于稅收收入增長的貢獻不顯著。最后，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構因素也值得注意。我們發(fā)現(xiàn),相較于第二產(chǎn)業(yè),第三產(chǎn)業(yè)相對發(fā)達的地方,稅收收入增長反而較慢。這個結論和郭慶旺和呂冰洋(2004)相反。導致這種差異的原因可能是:郭慶旺和呂冰洋(2004)使用的是1997—2002年的數(shù)據(jù),而本文使用2003—2007年的數(shù)據(jù)?？梢钥吹?2002年之后,稅收的變化更為穩(wěn)定,增值稅在稅收收入中的主體地位越來越高,因此第二產(chǎn)業(yè)相對于第三產(chǎn)業(yè)對于稅收增長的影響更大;尤其是金稅工程二期和三期的大規(guī)模實施,極大地促進了對增值稅發(fā)票的防偽和協(xié)查,作為以增值稅為主的第二產(chǎn)業(yè),因為金稅工程的作用,可能比第三產(chǎn)業(yè)貢獻更大。五、虛實率與稅收努力的“投入”設定在這項工作的第二部分，他說，如果將驗證集替換為原始公式作為稅務計量，則存在計量誤差問題。ltax=。xo，u，目標率=。這里，檢查率（目標率）是一個內生變量，cov（目標率，e）=yes。首先，考慮到王東興（2008年），稅務部門的行政人員數(shù)量可以作為稅收努力的“投資”因素來衡量。在這里,我們使用稅務人員人數(shù)和官員總人數(shù)的比例,而不直接使用稅務官員總人數(shù),主要出于以下兩點考慮:第一,政府是一個多任務的組織,如何在不同的行政目標間分配其行政資源體現(xiàn)著政府對于工作的側重。如果一個地方的稅務人員占總官員人數(shù)比例較高,表示這個地區(qū)的政府對于稅收的重視程度較高,從而稅收的努力水平應該也較高。從政府多任務的角度出發(fā)考慮稅收努力的決定,是我們和王劍鋒(2008)中度量的一個主要差別。第二,從影響稅收收入的因素來說,即使給定了稅收努力和我們所能控制的變量后,官員總人數(shù)和稅收收入還是會受一些經(jīng)濟規(guī)模的影響。盡管我們可以放入當?shù)貒裆a(chǎn)總值、民營企業(yè)數(shù)量等指標控制經(jīng)濟結構,但如同稅收努力一樣,經(jīng)濟規(guī)模也是一個無法明確定義和衡量的經(jīng)濟變量。但我們所使用的稅務官員人數(shù)與官員總人數(shù)的比例這一度量已不再是規(guī)模的度量,避免了這方面可能產(chǎn)生的內生性問題。此外，35歲以上的員工數(shù)量比率也用來反映稅收努力的“效率”。稅收努力的效率很大程度上和工作經(jīng)驗密不可分。以稅務稽查為例,在什么時間、什么地點以何種方式檢查,能夠最優(yōu)效地查獲偷稅漏稅的現(xiàn)象,這一系列尺度的把握,一方面在于熟悉和了解被稽查的環(huán)境以及逃稅漏稅分子的出沒時間,另一方面也在于通過不斷地實踐把握好最為恰當?shù)臅r機,而這兩者都需要工作經(jīng)驗的積累。35歲以上稅務人員的比例越高,表明稅務人員有更多的經(jīng)驗,從而能夠更有效率地通過努力提高稅收收入。此外，使用員工的比例和35年以上的比例作為“投資”變量。這些數(shù)據(jù)來自稅務機關的客觀報告，與稅收無關。進一步,從上述論述中可以看出,這兩個“投入”變量僅僅作為稅收努力的一個直接影響因素,在控制了稅收努力和經(jīng)濟環(huán)境的條件下,它們無法直接影響稅收收入,換句話說,工具變量和原方程殘差項u無關。同樣,這些“投入”變量也無法在稅收努力給定的情況下對查實率進行影響,即它們和查實率的決定方程(3)中的殘差項ε無關。最后，強調使用“投資”變量作為工具變量時，不需要控制所有“投資”變量。事實上,只要我們所使用的“投入”變量和查實率相關,同時和殘差項無關。而如果直接使用“投入”變量作為稅收努力的代理變量,如王劍鋒(2008),如果有遺漏決定稅收努力的因素,如稅收人員的工作效率,而稅收人員的工作效率又和某些控制變量相關,那么遺漏變量就會造成方程無法識別的問題,這也是使用工具變量的方法優(yōu)于直接使用代理變量的一個方面。表3的第（1）列與表2的最后列相同。換句話說，直接使用驗證率作為衡量稅收努力的參考，而不考慮內部問題的結果。我們可以看到,國稅局和地稅局的查實率之前系數(shù)為正,但國稅局查實率的系數(shù)不顯著。（2）通過將稅務機構數(shù)量與稅務機構人員分別占員工的比例確定的代理變量的結果。所有代理變量都顯著為正,說明稅收努力對于稅收收入有顯著的影響。（3）該列是使用兩步最小二乘法對儀器變量和原始方程的估計。首先，應當指出，稅務和司法調查的前系數(shù)顯著增加，稅務調查前系數(shù)顯著增加。其次,我們可以重新計算GDP和稅收努力對于稅收增長的貢獻。從回歸系數(shù)可以看出,實際GDP每增長1個百分點,實際稅收收入增長0.632個百分點。從2003年到2007年,實際GDP年均增長為10.4%,從而導致稅收增長大約為6.58%,占總稅收增長的45%。從2003年到2007年,國稅(地稅)部門查實率年均增長為3.34%(1.49%),導致國稅(地稅)收入增