◆李永海

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稅收負擔對隱性收入的影響效應
——基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

◆李永海

內容提要：文章采用改進后的微觀收支差異法，測算了我國各地區(qū)1998-2013年隱性收入占GDP的比重平均在15.55%～24.66%之間，地區(qū)之間存在差異；在此基礎上，對“維克爾曲線”所描述的稅收負擔與隱性收入的關系進行了新的修正，提出了二者存在倒U型關系的假說，并利用我國省級面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)稅收負擔與隱性收入之間存在顯著而穩(wěn)健的倒U型關系；同時，還發(fā)現(xiàn)政府管制、自我就業(yè)率與隱性收入正相關，而地區(qū)人均GDP、居民統(tǒng)計收入、城鎮(zhèn)化率與隱性收入負相關；最后，提出了穩(wěn)定稅收負擔、適度政府管制、控制隱性收入規(guī)模過度擴張的政策建議。

關鍵詞：隱性收入；稅收負擔；倒U型關系；微觀收支差異法

一、引言

隱性收入是指未納入政府統(tǒng)計的國民生產(chǎn)總值之內，未向政府申報和納稅，政府控制不到的隱性經(jīng)濟活動所產(chǎn)生的收入，是當前世界各國（地區(qū)）普遍存在的一種經(jīng)濟現(xiàn)象。理論和實踐表明，盡管隱性收入在解決居民就業(yè)、增加收入水平、補充官方經(jīng)濟等方面有一定的積極作用，但也會帶來征稅成本增加、稅收流失規(guī)模擴大、收入分配秩序紊亂等一系列社會經(jīng)濟問題。稅收負擔被認為是影響隱性收入的主要因素，人們從事隱性經(jīng)濟活動的主要動機就是為了逃避稅收負擔，因此各個國家不斷采取措施，通過稅務部門加強征管、政府部門加強監(jiān)管等措施來打擊隱性經(jīng)濟行為，控制隱性收入規(guī)模。

我國也存在著較為嚴重的隱性經(jīng)濟和隱性收入問題。在我國整體經(jīng)濟活動中，存在著“地下經(jīng)濟”與“地上經(jīng)濟”并行的“雙層結構”，這兩種經(jīng)濟活動，既相互區(qū)別，又相互交織。①吳明楷：《中國經(jīng)濟的“雙層結構”與一體化》，《南方都市報》，2015年5月1日。我國2014年進行的全國第三次經(jīng)濟普查數(shù)據(jù)也顯示，2013年修訂后的GDP與年初核算數(shù)相比，總量和幅度分別增加了19174億元和3.4%。②國家統(tǒng)計局：《關于修訂2013年國內生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)的公告》，2014年12月29日，http://www.stats.gov.cn/tjsj/ zxfb/201412/t20141219_655915.html。這一增幅，盡管低于2008年第二次經(jīng)濟普查調增的4.4%以及2004年第一次經(jīng)濟普查調增的16.8%，但普查結果的再次上調，也在很大程度上說明當年進行統(tǒng)計核算時，諸如服務業(yè)、隱性經(jīng)濟等沒有得到完整的統(tǒng)計。王小魯（2013）的調查結果也顯示，我國2011年隱性收入總量已經(jīng)超過6.2萬億元，占GDP比重超過12%，而且主要集中在部分高收入居民，并有向某些中高收入階層蔓延的趨勢，絕對量進一步擴大，國民收入分配格局繼續(xù)存在重大扭曲。

為此，國務院《關于深化收入分配制度改革的若干意見》和中共十八屆三中、五中全會公報都提出要“規(guī)范收入分配秩序，清理規(guī)范隱性收入”。由于我國各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展、稅收負擔、社會管理水平等方面存在較大差異，使得我國隱性收入的地區(qū)分布也很不均衡。因此，準確測算我國地區(qū)隱性收入規(guī)模，正確分析稅收負擔與隱性收入的關系，采取有效措施遏制隱性收入規(guī)模的膨脹，也是值得深入研究的重要問題。

二、文獻綜述

隱性收入規(guī)模的測算有多種方法，但由于其隱蔽性、復雜性等原因，很難通過直接調查法獲得，間接法就成為主要測算方法，如貨幣需求方法、收支差異法、MIMIC模型法、電力消費法等使用較為廣泛。大多數(shù)學者對隱性收入的測算主要集中在國家層面，就地區(qū)層面 而言，近年來學者開始利用 MIMIC模型來測算地區(qū)隱性收入規(guī)模，如Chaudhari等（2006）估計了印度各州1974-1995年的隱性經(jīng)濟規(guī)模平均為13.1%～26.3%；Buehn（2012）分析了德國地區(qū)的隱性經(jīng)濟規(guī)模，發(fā)現(xiàn)富裕的南部地區(qū)規(guī)模相對較低；Wiseman（2013）測算了美國50個州1997-2008年的隱性經(jīng)濟規(guī)模在7.28%～9.54%之間，地區(qū)間差異較小。楊燦明和孫群力（2010a）度量了我國30個地區(qū)1998-2007年的隱性經(jīng)濟規(guī)模，發(fā)現(xiàn)介于10.5%～14.6%之間。國內一些學者也探索使用其他測算方法，如閆海波等（2012）利用要素分配法、王首元和王慶石（2014）利用灰色收入測算模型、王永興和景維民（2014）利用聚類分析法，分別測算了我國各地區(qū)的隱性收入規(guī)模。

關于隱性收入的影響因素，學者們分別從不同的角度，利用各種方法進行了大量研究，也形成了較為豐碩的研究成果。具體影響因素有稅收負擔和稅收制度、稅收道德、社會保障繳款、財政分權、財政幻覺；政府管制、制度質量、公共部門服務、商業(yè)自由、農(nóng)業(yè)占比；失業(yè)率、自我就業(yè)率、居民收入；腐敗、宗教、智力水平等。實證研究進一步發(fā)現(xiàn)，在影響隱性收入的因素中，稅收負擔尤為重要。

關于稅收負擔與隱性收入的關系，國內外很多學者都進行了有益的研究和探索，美國經(jīng)濟學家李樸·班·維克爾（1990）在“拉弗曲線”的基礎上，研究了隱性收入與稅率的關系，并提出了著名的“維克爾曲線”（見圖1）。

圖1　拉弗曲線和維克爾曲線

該曲線反映了隱性收入規(guī)模隨稅率提高而不斷上升的變化趨勢：在其他條件不變的情況下，當稅率為0時，隱性收入規(guī)模為0；當稅率提高時，政府稅收收入增加，企業(yè)和居民稅收負擔加重，隱性收入規(guī)模也隨之增加；當稅率超過某一臨界值時，政府稅收收入開始下降，但高稅率依然會導致一部分公開經(jīng)濟活動轉為隱性經(jīng)濟活動；當稅率為100%時，政府稅收收入為0，公開經(jīng)濟活動全部轉為隱性經(jīng)濟活動，隱性收入規(guī)模最大。隨后，一些學者對“維克爾曲線”進行了修正，考慮到一些非法隱性收入活動受稅率變化影響較小，即當稅率為0時，仍然存在著一部分“稅收無關性”的隱性經(jīng)濟活動，因此“維克爾曲線”將會有一定程度的下移，但隱性收入規(guī)模與稅率總體上還是保持著正向關系。此后，以稅收作為影響隱性收入規(guī)模的主要原因，國內外學者進一步進行了實證研究。

大多文獻研究發(fā)現(xiàn)，稅收負擔的增加導致了隱性收入規(guī)模的擴大。如Schneider（2005）研究發(fā)現(xiàn)直接稅負擔、間接稅負擔對隱性收入的影響顯著為正；Buehn和Schneider（2012）發(fā)現(xiàn)直接稅負擔和稅收總負擔與隱性收入規(guī)模的關系顯著為正；Buehn（2012）發(fā)現(xiàn)德國地區(qū)貿易稅稅負與隱性收入規(guī)模顯著正相關，地方稅收管理強度與隱性收入規(guī)模關系為負；Wiseman（2013）發(fā)現(xiàn)美國50個州的間接稅占GDP比重和收費規(guī)模占GDP比重均與隱性收入顯著正相關；Duncan和Peter （2014）的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)所得稅稅率提高1%，隱性收入規(guī)模將會提高2.3%。但有部分文獻研究認為稅收負擔與隱性收入負相關。如Alexeev和Habodaszova（2012）實證結果顯示，地方政府收入比重與隱性收入規(guī)模顯著負相關，稅收負擔與隱性收入的關系為負；Quintano和Mazzocchi（2013）發(fā)現(xiàn)33個歐洲國家2005-2010年的隱性收入規(guī)模與稅收負擔負相關，他們認為導致隱性經(jīng)濟規(guī)模擴大的不是高稅負本身，而是稅制體系、政府監(jiān)管政策等其他因素。國內大多學者的研究發(fā)現(xiàn)，我國稅收負擔與隱性收入顯著正相關（楊燦明和孫群力，2010b；劉國風和王永，2011；羅美娟和黃麗君，2014），徐藹婷和李金昌（2007）認為直接稅稅負與隱性收入正相關，而楊燦明和孫群力（2010a）發(fā)現(xiàn)地區(qū)的間接稅負擔與隱性收入顯著正相關，直接稅負擔與隱性收入顯著負相關。

綜合國內外的研究可以發(fā)現(xiàn)：一是當前對隱性收入規(guī)模測算的研究逐漸從國家層面轉向地區(qū)層面，但由于所采取的方法以及指標選取差異等原因，導致測算結果不盡一致。二是目前測算隱性經(jīng)濟規(guī)模的方法各有利弊，并不存在最優(yōu)的測算方法，但對測算方法進行改進修正，可以使得測算結果相對更為準確合理。三是雖然實證研究認為稅收負擔是影響隱性收入的主要因素，都認為二者之間存在簡單的線性關系，但實際上，隨著稅收負擔的不斷提高，隱性經(jīng)濟規(guī)模也不會一直擴張下去。因此，本文將試圖進一步改進隱性收入測算方法，以得到更為準確的結果，并對我國地區(qū)稅收負擔與隱性收入的關系重新進行實證檢驗。

本文剩余部分的結構安排如下：第三部分采用改進后的微觀收支差異法測算了我國各地區(qū)1998-2013年的隱性收入規(guī)模；第四部分提出了隱性收入與稅收負擔的倒U型關系假說；第五部分構建了具體的計量模型并進行了實證分析；第六部分是結論與政策建議。

三、我國地區(qū)隱性收入規(guī)模的測算

在系統(tǒng)回顧隱性收入的相關文獻后，發(fā)現(xiàn)微觀收支差異估計方法利用居民收入和消費支出之間的微觀調查數(shù)據(jù)及其相關關系，來推測隱性收入規(guī)模，有著堅實的理論基礎，在國內外研究中被廣泛接受并受到推崇（白重恩等，2015）。Schneider（2005）認為根據(jù)家庭消費數(shù)據(jù)來估計居民真實收入，其與官方部門統(tǒng)計收入的差額可以作為對隱性收入很好的估算值。國外一些學者也利用該方法估算了美國、英國、德國和澳大利亞的隱性收入規(guī)模。通過對我國微觀層面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)居民家庭個人的總收入與總支出之間存在較大差異。因此，我們采用微觀收支差異法，借鑒梁朋（2000）、劉洪和夏帆（2004）以及咸春龍（2012）的具體做法并加以改進，對我國各地區(qū)的隱性收入規(guī)模進行測算。

微觀收支差異法主要是通過對居民統(tǒng)計收入和支出的差異來推算隱性收入規(guī)模。居民統(tǒng)計收支之所以會存在差異，是因為：一方面，家庭住戶個人作為理性經(jīng)濟人，出于保密、避稅等原因的考慮，在居民收入調查中很可能存在著隱瞞其真實收入的意圖和做法，但其支出數(shù)據(jù)往往會通過各種途徑反映出來，一般來說是真實可信的，這就為推算居民隱性收入提供了很好的邏輯基礎；另一方面，住戶的收入統(tǒng)計也可能存在遺漏的情況，如根據(jù)住戶收入統(tǒng)計的堪培拉標準，居民部門的統(tǒng)計收入指住戶在一定時期內收到的現(xiàn)金或實物，排除了其他非經(jīng)常性和一次性所得，但這些所得也構成了居民的總收入，也是居民消費和投資支出的來源之一。因此，可以嘗試利用居民部門總收入與總支出的關系，對微觀收支差異法進行改進，來估算地區(qū)隱性收入規(guī)模。

首先，根據(jù)國民經(jīng)濟核算的基本原理，居民部門總收入與總支出之間存在以下恒等關系：

居民部門總收入＝居民部門總支出

進一步，分解為：居民統(tǒng)計收入+居民隱性收入＝居民消費支出+居民投資支出

由此得到：居民隱性收入＝居民消費支出+居民投資支出-居民統(tǒng)計收入

＝居民消費支出+居民金融資產(chǎn)投資支出+居民實物投資支出-居民統(tǒng)計收入

＝居民消費支出+（居民手持現(xiàn)金額+居民儲蓄增加額+居民股票債券持有增加額）+居民實物投資增加額-居民統(tǒng)計收入

其中，上述指標的具體計算及數(shù)據(jù)來源如下：

（1）居民消費支出＝城鎮(zhèn)居民人均消費支出×城鎮(zhèn)居民人口+農(nóng)村居民人均消費支出×農(nóng)村居民人口；（2）居民手持現(xiàn)金額，由于居民持有的現(xiàn)金余額沒有完整統(tǒng)計，參照中國人民銀行課題組（1999）的做法，以流通中現(xiàn)金供應量（M0）的一定比例計算居民持有現(xiàn)金額，同時考慮到近年來我國金融業(yè)以及銀行信用、網(wǎng)絡等交易方式的快速發(fā)展，這里假定以M0的70%來計算居民手持現(xiàn)金額；①中國人民銀行課題組（1999）的調查表明，居民個人手持現(xiàn)金占全部流通中現(xiàn)金的比重，在1978-1994年間為76%～80%，所以以流通中現(xiàn)金的78%計為居民持有現(xiàn)金。（3）居民儲蓄增加額，根據(jù)歷年城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額計算增量得到；（4）居民股票債券持有增加額，參照艾春榮和汪偉（2008）的做法，假定居民持有的股票和債券增加值占當年發(fā)行量的60%，其中，股票以當年A股的籌資額來計算得到，未考慮轉配股、B股和H股等；債券以當年國債、地方政府債和金融債券的發(fā)行額計算得到；②由于無法準確獲得企業(yè)債、公司債和居民保險、外幣儲蓄等金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，我們未考慮這部分居民金融資產(chǎn)，可能會導致測算結果偏低。（5）居民實物投資增加額，包括城鄉(xiāng)個人固定資產(chǎn)投資額和居民購買商品房增加額，參照咸春龍（2012）的做法，以全社會固定資產(chǎn)投資中個體經(jīng)濟的投資額來表示；（6）居民統(tǒng)計收入＝城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×城鎮(zhèn)居民人口+農(nóng)村居民人均純收入×農(nóng)村居民人口。③由于無法完整獲得農(nóng)村居民人均總收入的數(shù)據(jù)，為了保持城鄉(xiāng)相對統(tǒng)一的口徑，這里使用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)，可能會導致測算結果偏高。由于無法直接獲得各地區(qū)居民手持現(xiàn)金額和股票債券持有增加額的數(shù)據(jù)，這兩個指標以各地區(qū)GDP為權重進行分解得到；其他指標均可直接獲得各地區(qū)的數(shù)據(jù)。其中，居民股票債券持有增加額的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》；其余指標的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站。

總體來看，改進后的微觀收支差異法的測算思路，既考慮了居民部門的全部收入，包括統(tǒng)計收入和隱性收入；又考慮了居民部門的全部支出，包括消費支出和各類投資支出（居民持有現(xiàn)金、儲蓄、股票和債券等金融資產(chǎn)投資以及實物投資），通過兩者差額的對比，可以推算出我國各地區(qū)1998-2013年的隱性收入規(guī)模。相比較其他方法而言，這一測算方法計算較為簡便，結果也較為準確，可以避免計算結果為負值或者出現(xiàn)歷年波動較大的情況。

從測算結果來看，1998-2013年我國30個省市自治區(qū)隱性收入占GDP的比重雖有所波動，但總體規(guī)模保持在15.55%～24.66%之間，16年間平均為20.22%，2003年達到最高值24.66%，2009年開始有所回落，到2013年達到最低值15.55%。其中，1998-2013年平均隱性收入占比最大的五個省份分別是陜西（26.43%）、上海和遼寧（同為25.83%）、北京（25.41%）和寧夏（25.38%）；占比最小的五個省份分別是江西（14.73%）、海南（14.92%）、廣西（15.51%）、江蘇（17.44%）和福建（17.83%）。分三大地區(qū)④東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省（直轄市），中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省，西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆（除西藏）11個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）。來看，東部地區(qū)在13.14%～25.19%之間，中部地區(qū)在14.20%～23.48%之間，西部地區(qū)在17.43%～26.18%之間。相對而言，西部地區(qū)隱性收入占GDP的比重要高于東部和中部地區(qū)，中部地區(qū)最低，但三大區(qū)域總體上均呈現(xiàn)出了相同的變化趨勢（見圖2）。

圖2　1998-2013年我國地區(qū)隱性收入規(guī)模

這一測算結果，與楊燦明和孫群力（2010a）、Alm和Embaye（2013）測算的全國隱性收入規(guī)模較為接近；低于田光寧和李建軍（2008）通過發(fā)放問卷和典型案例調查的結果以及王首元和王慶石（2014）利用灰色收入模型測算的結果；高于李金昌和徐藹婷（2005）估計的全國規(guī)模以及楊燦明和孫群力（2010b）估計的地區(qū)規(guī)模，主要原因在于當時所采用的估算方法僅考慮了居民消費和儲蓄，沒有考慮其他金融資產(chǎn)以及投資支出。

四、稅收負擔與隱性收入的倒U型關系假說

無論是最初的“維克爾曲線”，還是學者們之后修正的“維克爾曲線”，都認為稅收負擔與隱性收入之間呈現(xiàn)正向的線性關系，實際上，如果從實際稅負而不是從名義稅率的角度來考慮，結果可能會有所不同。因為隨著稅負的不斷提高，隱性經(jīng)濟活動也不會持續(xù)的膨脹下去，尤其是當稅負超過某一臨界值后，隱性經(jīng)濟活動也可能會有所減少。因此，如同稅率與稅收收入之間存在著“拉弗曲線”式的倒U型關系、稅收負擔與公開經(jīng)濟活動之間也存在著倒U型關系，我們可以假定稅收負擔與隱性經(jīng)濟活動之間也可能存在著倒U型關系，①根據(jù)我國稅收統(tǒng)計數(shù)據(jù)和前述計算的隱性收入結果，中部地區(qū)稅收負擔和隱性收入規(guī)模都相對較低，西部地區(qū)稅收負擔位居中間水平，但隱性收入規(guī)模相對最高，而東部地區(qū)雖然稅收負擔較高，但隱性收入規(guī)模低于西部地區(qū)，位居中間水平，從而使得我國三大地區(qū)的稅收負擔與隱性收入規(guī)模之間呈現(xiàn)倒U型關系。即將“維克爾曲線”新修正為倒U型的“維克爾曲線”（見圖3）。

圖3　拉弗曲線和倒U型的維克爾曲線

之所以進行這樣的修正，其主要原因在于：一是要實現(xiàn)高稅率下的高稅收，需要政府相關納稅信息的透明和共享，以及科學有效的挖掘稅源的能力，而信息化的提升則會減少政府的信息不對稱劣勢，提高政府掌握隱性收入的能力，導致隱性收入規(guī)模降低；二是政府要實現(xiàn)在高稅負水平下的經(jīng)濟社會發(fā)展，就要進一步增強稅收征管能力，而這會導致更多的隱性收入被政府部門察覺，符合納稅條件的會被征稅，不符合納稅條件的也會被顯性化進行統(tǒng)計，從而降低隱性收入規(guī)模；三是在高稅負水平下，如果政府收入能夠得到合理有效的使用，就可以為企業(yè)和居民提供更好的公共產(chǎn)品與公共服務，相比較隱性經(jīng)濟活動所處在的不良環(huán)境，這也會吸引一部分隱性活動顯性化，降低隱性收入規(guī)模；四是當稅率的過度提高使得公開經(jīng)濟活動受到影響，導致經(jīng)濟發(fā)展變得蕭條時，企業(yè)的生產(chǎn)能力和個人的消費預期也會受到限制和改變，在客觀上也制約了隱性經(jīng)濟活動的規(guī)模。因此，隨著稅收負擔的不斷提高，隱性收入呈現(xiàn)出倒U型的“維克爾曲線”形狀。

五、計量模型與實證分析

本文利用我國1998-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，對隱性收入與稅收負擔之間的倒U型關系進行實證檢驗，從而為該假說尋求經(jīng)驗數(shù)據(jù)上的支持。

（一）模型設定與變量選擇

本文設定的面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，HIR表示隱性收入規(guī)模，即隱性收入占GDP的比重，TTAX表示稅收負擔，Control表示與隱性收入相關的一組控制變量，i和t分別表示地區(qū)和年度，α表示常數(shù)項，β、γ和δ表示系數(shù)矩陣，ε表示隨機擾動項。

1.被解釋變量

本文被解釋變量為隱性收入規(guī)模，用地區(qū)隱性收入占地區(qū)GDP的比重（HIR）來表示。

2.解釋變量

為了更加準確全面地反映地區(qū)稅收負擔①我國的地區(qū)稅收負擔可以從兩個層面來理解：一是指來源于該地區(qū)的全部稅收收入，即各地國稅局和地稅局征收管理的全部稅收收入占GDP的比重；二是指實際最終歸屬于地方本級的稅收收入，即全部地方稅與共享稅中地方享有部分合計占GDP的比重。分析地區(qū)稅負應該完整地展現(xiàn)上述兩個層面的內容。,本文首先選擇地區(qū)稅收總負擔，即地區(qū)稅收總收入占GDP的比重作為解釋變量，這里的地區(qū)稅收總收入數(shù)據(jù)采用各地區(qū)國地稅征收的稅收收入之和來表示。為了檢驗稅收負擔與隱性收入之間是否存在倒U型關系，本文引入稅收總負擔（TTAX）及其二次項（TTAX2）作為解釋變量，基于前述假說，預期TTAX的符號為正，TTAX2的符號為負。

為了獲得更為穩(wěn)健的結果，本文同時采用地方稅收收入占GDP的比重，即地方稅收負擔（LTAX）；地方財政收入占GDP的比重，即地方財政負擔（LFTAX）；間接稅占GDP的比重和直接稅占GDP的比重，即間接稅負擔（ITAX）和直接稅負擔（DTAX）指標,來分別反映地區(qū)稅收負擔情況，并預期這些替代變量的一次項符號為正，二次項符號為負。②地方稅收負擔=（全部地方稅+共享稅中地方享有部分）/GDP；地方財政收入=（地方本級稅收收入+地方本級非稅收入）/GDP；間接稅和直接稅依據(jù)各地區(qū)國地稅征收的稅收收入總額來分解，間接稅負擔=（增值稅+營業(yè)稅+消費稅+資源稅+城建稅）/GDP；直接稅負擔=（總稅收-間接稅）/GDP。

3.控制變量

因為還存在其他影響隱性收入的因素，為了獲得更為可靠的估計結果，本文引入以下變量作為控制變量：（1）政府管制（GOV）：隱性經(jīng)濟與政府管制和政府干預直接相關。隱性收入與政府的管制和干預直接相關，政府管制越多，隱性收入越多（Schneider，2005）。新制度經(jīng)濟學認為，任何隱性經(jīng)濟活動都是逃避政府制度管制的表現(xiàn)。Quintano和Mazzocchi（2013）認為相對于稅收而言，政府管制對隱性經(jīng)濟的影響作用同樣重要。如一些北歐國家，雖然稅率很高，但政府管制水平也很高，因而隱性經(jīng)濟規(guī)模較低；而一些東歐國家，雖然稅率很低，但政府管制水平也較低，隱性經(jīng)濟規(guī)模反倒較高。隱性經(jīng)濟規(guī)模最低的國家不一定稅率最低，但一定是政府管制體系最高的國家。我們參照楊燦明和孫群力（2010a）的做法，以政府消費支出占GDP之比來反映政府管制水平，并預期符號為正。（2）人均GDP（GDPPC）：隱性收入規(guī)模與一國（地區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展水平存在著密切關系，相關文獻的研究結果顯示了一國（地區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展水平與隱性收入負相關，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，隱性收入規(guī)模越小（Schneider，2005；Duncan和Peter，2014；Remeikiene等，2014）。本文的測算結果也顯示了我國西部地區(qū)隱性收入占GDP比重相對較高。而利用人均GDP變量，可以剔除人口規(guī)模因素對隱性收入的影響，因此假定人均GDP與隱性收入負相關。（3）居民統(tǒng)計收入（INCOME）：考慮到居民為了保持其收入的連續(xù)性和穩(wěn)定性原因，居民統(tǒng)計收入越高，獲取隱性收入的意愿就越低；公開部門提供的收入水平越高，居民參與隱性活動的“機會成本”也就越高，從而減少了獲取隱性收入的激勵。為避免內生性問題，我們以滯后一期的居民統(tǒng)計收入占GDP之比（INCOME（-1））來表示，并預期符號為負。（4）城鎮(zhèn)化率（URR）：城鎮(zhèn)化水平越高，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展更加均衡，政府提供的公共產(chǎn)品和公共服務就可以更為公平和均等化地由居民所共享。Alm和Embaye（2013）對111個國家的研究也發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率與隱性收入顯著負相關。因此，我們以城鎮(zhèn)人口占年末總人口的比重來表示城鎮(zhèn)化率，并預期符號為負。（5）自我就業(yè)率（SELF）：我國的自我就業(yè)人員主要是私營、個體業(yè)戶等小微型主體，雖然在市場經(jīng)濟體制下發(fā)揮了有益的作用，但由于其財務管理不夠規(guī)范，還有一部分享受核定納稅和減免稅政策，可能會存在較大的逃稅概率和隱匿收入的行為，也會導致統(tǒng)計信息的失真。國外研究結果也顯示，自我就業(yè)率與隱性經(jīng)濟顯著正相關（Tafenau等，2010）。我們利用城鄉(xiāng)私營企業(yè)和個體就業(yè)人數(shù)占就業(yè)總人數(shù)之比來反映該指標，并預期符號為正。

（二）數(shù)據(jù)來源說明

本文使用1998-2013年全國30個省市自治區(qū)（除西藏）的面板數(shù)據(jù)，其中，隱性收入數(shù)據(jù)由前述方法計算得到；其他數(shù)據(jù)分別來自相關年份的《中國稅務年鑒》《中國財政年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫；人均GDP數(shù)據(jù)以1998年為基期進行了平減，其余變量均為相對指標，表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1　各變量的描述性統(tǒng)計

圖4報告了地方稅收總負擔（TTAX）與隱性收入（HIR）關系的散點圖，圖5報告了地方稅收負擔（LTAX）與隱性收入（HIR）關系的散點圖，從回歸擬合曲線的形狀來看，均呈現(xiàn)倒U型關系。

圖4　地方稅收總負擔與隱性收入關系散點圖

圖5　地方稅收負擔與隱性收入關系散點圖

（三）實證分析結果

利用1998-2013年全國30個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行估計，為確定哪種回歸結果更為恰當，我們分別對各模型進行F檢驗和Hausman檢驗。在混合效應與固定效應模型的選取中，F(xiàn)檢驗的結果顯示應該選擇固定效應模型；在固定效應與隨機效應模型的選取中，Hausman檢驗結果表明模型1-6均適合建立固定效應模型。因此，我們采用固定效應模型進行估計，表2報告了各模型的具體估計結果。

表2　隱性收入與稅收負擔的倒U型關系檢驗

從表2可以看到，各模型估計效果較好，各變量的符號均符合預期。首先，解釋變量稅收負擔的一次項系數(shù)均為正，二次項系數(shù)均為負，都至少在10%的水平下顯著，這表明稅收負擔與隱性收入之間存在倒U型的關系。各控制變量的系數(shù)符號都比較穩(wěn)定，政府管制、自我就業(yè)率與隱性收入正相關；滯后一期的居民統(tǒng)計收入、城鎮(zhèn)化率與隱性收入顯著負相關；而人均GDP與隱性收入負相關但不夠顯著。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了得到更為穩(wěn)健的結果，接下來對模型進行穩(wěn)健性檢驗。我們分別以地方稅收負擔、地方財政負擔、間接稅負擔和直接稅負擔進行穩(wěn)健性檢驗，看是否也存在著倒U型關系，模型7和8主要檢驗了地方稅收負擔和地方財政負擔與隱性收入的關系；模型9和10主要檢驗了間接稅負擔和直接稅負擔與隱性收入的關系。對各模型進行Hausman檢驗，結果表明均適合建立固定效應模型，具體估計結果見表3。

表3　隱性收入與稅收負擔倒U型關系的穩(wěn)健性檢驗

從表3可以看到，各模型的估計效果較好，變量的符號也均符合預期。模型7-10的解釋變量的一次項系數(shù)均為正，二次項系數(shù)均為負，且至少在10%的水平下顯著，這表明地方稅收負擔、地方財政負擔、間接稅負擔、直接稅負擔與隱性收入之間也存在著顯著的倒U型關系；各控制變量的系數(shù)符號也比較穩(wěn)定，地區(qū)人均GDP與隱性收入負相關但不夠顯著；政府管制與隱性收入正相關但不夠顯著；自我就業(yè)率與隱性收入顯著正相關；滯后一期的居民統(tǒng)計收入、城鎮(zhèn)化率與隱性收入顯著負相關。

六、結論與政策含義

本文利用改進后的微觀收支差異法對我國各地區(qū)的隱性收入規(guī)模進行了測算，結果顯示1998-2013年各地區(qū)隱性收入占GDP的比重平均在15.55%～24.66%之間，地區(qū)之間存在差異。在此基礎上，對“維克爾曲線”所描述的稅收負擔與隱性收入的關系進行了新的修正，通過理論分析和實證檢驗，發(fā)現(xiàn)稅收負擔與隱性收入之間存在顯著的倒U型關系；同時發(fā)現(xiàn)，政府管制、自我就業(yè)率與隱性收入正相關，而人均GDP、居民統(tǒng)計收入、城鎮(zhèn)化率與隱性收入負相關。

本文的政策含義有：（1）穩(wěn)定稅收負擔，完善稅制結構。適度的稅收負擔既是一國經(jīng)濟社會發(fā)展的必要條件，也是控制隱性收入規(guī)模的有效手段。從對前述模型倒U型關系的實證分析來看，目前我國的平均稅負水平并未達到使隱性收入規(guī)模最大的臨界值，在這一階段，如果進一步提高稅負，將會導致隱性收入規(guī)模的進一步增加。為此，應按照中共十八屆三中全會提出的改革稅制、穩(wěn)定稅負的基本原則，在保持當前總體稅負基本不變的前提下，完善稅制結構，遵循稅收法定原則，嚴格依法治稅，提高稅收治理能力，以此來限制隱性收入規(guī)模的擴張。（2）適度政府管制，發(fā)揮市場作用。對于由于政府過度管制而形成隱性收入的，應結合當前簡政放權、減少行政審批的背景，推行政府機構改革，逐步放開管制，實行負面清單管理，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，減少政府尋租的機會，控制隱性收入規(guī)模。（3）支持自主創(chuàng)業(yè)，加強規(guī)范管理。結合當前“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的時代背景，采取多種措施，營造公平競爭的良好環(huán)境，鼓勵私營企業(yè)和居民個人自主創(chuàng)業(yè)，使各類主體通過創(chuàng)業(yè)提高自身的顯性收入水平，以減少對于隱性收入的追求；同時要加強對創(chuàng)業(yè)主體的規(guī)范科學管理，防止造成隱性收入擴張的不良局面。（4）提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，加快城鎮(zhèn)化進程建設，也是抑制隱性收入規(guī)模膨脹的有效手段。

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（責任編輯：盛楨）

中圖分類號：F812.42

文獻標識碼：A

文章編號：2095-1280（2016）02-0062-10

作者簡介：李永海，男，中南財經(jīng)政法大學博士研究生，講師。