◆李永海



税收负担对隐性收入的影响效应
——基于我国省级面板数据的实证分析

◆李永海

内容提要：文章采用改进后的微观收支差异法，测算了我国各地区1998-2013年隐性收入占GDP的比重平均在15.55%～24.66%之间，地区之间存在差异；在此基础上，对“维克尔曲线”所描述的税收负担与隐性收入的关系进行了新的修正，提出了二者存在倒U型关系的假说，并利用我国省级面板数据进行了实证检验，发现税收负担与隐性收入之间存在显著而稳健的倒U型关系；同时，还发现政府管制、自我就业率与隐性收入正相关，而地区人均GDP、居民统计收入、城镇化率与隐性收入负相关；最后，提出了稳定税收负担、适度政府管制、控制隐性收入规模过度扩张的政策建议。

关键词：隐性收入；税收负担；倒U型关系；微观收支差异法

一、引言

隐性收入是指未纳入政府统计的国民生产总值之内，未向政府申报和纳税，政府控制不到的隐性经济活动所产生的收入，是当前世界各国（地区）普遍存在的一种经济现象。理论和实践表明，尽管隐性收入在解决居民就业、增加收入水平、补充官方经济等方面有一定的积极作用，但也会带来征税成本增加、税收流失规模扩大、收入分配秩序紊乱等一系列社会经济问题。税收负担被认为是影响隐性收入的主要因素，人们从事隐性经济活动的主要动机就是为了逃避税收负担，因此各个国家不断采取措施，通过税务部门加强征管、政府部门加强监管等措施来打击隐性经济行为，控制隐性收入规模。

我国也存在着较为严重的隐性经济和隐性收入问题。在我国整体经济活动中，存在着“地下经济”与“地上经济”并行的“双层结构”，这两种经济活动，既相互区别，又相互交织。①吴明楷：《中国经济的“双层结构”与一体化》，《南方都市报》，2015年5月1日。我国2014年进行的全国第三次经济普查数据也显示，2013年修订后的GDP与年初核算数相比，总量和幅度分别增加了19174亿元和3.4%。②国家统计局：《关于修订2013年国内生产总值数据的公告》，2014年12月29日，http://www.stats.gov.cn/tjsj/ zxfb/201412/t20141219_655915.html。这一增幅，尽管低于2008年第二次经济普查调增的4.4%以及2004年第一次经济普查调增的16.8%，但普查结果的再次上调，也在很大程度上说明当年进行统计核算时，诸如服务业、隐性经济等没有得到完整的统计。王小鲁（2013）的调查结果也显示，我国2011年隐性收入总量已经超过6.2万亿元，占GDP比重超过12%，而且主要集中在部分高收入居民，并有向某些中高收入阶层蔓延的趋势，绝对量进一步扩大，国民收入分配格局继续存在重大扭曲。

为此，国务院《关于深化收入分配制度改革的若干意见》和中共十八届三中、五中全会公报都提出要“规范收入分配秩序，清理规范隐性收入”。由于我国各地区在经济发展、税收负担、社会管理水平等方面存在较大差异，使得我国隐性收入的地区分布也很不均衡。因此，准确测算我国地区隐性收入规模，正确分析税收负担与隐性收入的关系，采取有效措施遏制隐性收入规模的膨胀，也是值得深入研究的重要问题。

二、文献综述

隐性收入规模的测算有多种方法，但由于其隐蔽性、复杂性等原因，很难通过直接调查法获得，间接法就成为主要测算方法，如货币需求方法、收支差异法、MIMIC模型法、电力消费法等使用较为广泛。大多数学者对隐性收入的测算主要集中在国家层面，就地区层面 而言，近年来学者开始利用 MIMIC模型来测算地区隐性收入规模，如Chaudhari等（2006）估计了印度各州1974-1995年的隐性经济规模平均为13.1%～26.3%；Buehn（2012）分析了德国地区的隐性经济规模，发现富裕的南部地区规模相对较低；Wiseman（2013）测算了美国50个州1997-2008年的隐性经济规模在7.28%～9.54%之间，地区间差异较小。杨灿明和孙群力（2010a）度量了我国30个地区1998-2007年的隐性经济规模，发现介于10.5%～14.6%之间。国内一些学者也探索使用其他测算方法，如闫海波等（2012）利用要素分配法、王首元和王庆石（2014）利用灰色收入测算模型、王永兴和景维民（2014）利用聚类分析法，分别测算了我国各地区的隐性收入规模。

关于隐性收入的影响因素，学者们分别从不同的角度，利用各种方法进行了大量研究，也形成了较为丰硕的研究成果。具体影响因素有税收负担和税收制度、税收道德、社会保障缴款、财政分权、财政幻觉；政府管制、制度质量、公共部门服务、商业自由、农业占比；失业率、自我就业率、居民收入；腐败、宗教、智力水平等。实证研究进一步发现，在影响隐性收入的因素中，税收负担尤为重要。

关于税收负担与隐性收入的关系，国内外很多学者都进行了有益的研究和探索，美国经济学家李朴·班·维克尔（1990）在“拉弗曲线”的基础上，研究了隐性收入与税率的关系，并提出了著名的“维克尔曲线”（见图1）。

图1　拉弗曲线和维克尔曲线

该曲线反映了隐性收入规模随税率提高而不断上升的变化趋势：在其他条件不变的情况下，当税率为0时，隐性收入规模为0；当税率提高时，政府税收收入增加，企业和居民税收负担加重，隐性收入规模也随之增加；当税率超过某一临界值时，政府税收收入开始下降，但高税率依然会导致一部分公开经济活动转为隐性经济活动；当税率为100%时，政府税收收入为0，公开经济活动全部转为隐性经济活动，隐性收入规模最大。随后，一些学者对“维克尔曲线”进行了修正，考虑到一些非法隐性收入活动受税率变化影响较小，即当税率为0时，仍然存在着一部分“税收无关性”的隐性经济活动，因此“维克尔曲线”将会有一定程度的下移，但隐性收入规模与税率总体上还是保持着正向关系。此后，以税收作为影响隐性收入规模的主要原因，国内外学者进一步进行了实证研究。

大多文献研究发现，税收负担的增加导致了隐性收入规模的扩大。如Schneider（2005）研究发现直接税负担、间接税负担对隐性收入的影响显著为正；Buehn和Schneider（2012）发现直接税负担和税收总负担与隐性收入规模的关系显著为正；Buehn（2012）发现德国地区贸易税税负与隐性收入规模显著正相关，地方税收管理强度与隐性收入规模关系为负；Wiseman（2013）发现美国50个州的间接税占GDP比重和收费规模占GDP比重均与隐性收入显著正相关；Duncan和Peter （2014）的研究发现企业所得税税率提高1%，隐性收入规模将会提高2.3%。但有部分文献研究认为税收负担与隐性收入负相关。如Alexeev和Habodaszova（2012）实证结果显示，地方政府收入比重与隐性收入规模显著负相关，税收负担与隐性收入的关系为负；Quintano和Mazzocchi（2013）发现33个欧洲国家2005-2010年的隐性收入规模与税收负担负相关，他们认为导致隐性经济规模扩大的不是高税负本身，而是税制体系、政府监管政策等其他因素。国内大多学者的研究发现，我国税收负担与隐性收入显著正相关（杨灿明和孙群力，2010b；刘国风和王永，2011；罗美娟和黄丽君，2014），徐蔼婷和李金昌（2007）认为直接税税负与隐性收入正相关，而杨灿明和孙群力（2010a）发现地区的间接税负担与隐性收入显著正相关，直接税负担与隐性收入显著负相关。

综合国内外的研究可以发现：一是当前对隐性收入规模测算的研究逐渐从国家层面转向地区层面，但由于所采取的方法以及指标选取差异等原因，导致测算结果不尽一致。二是目前测算隐性经济规模的方法各有利弊，并不存在最优的测算方法，但对测算方法进行改进修正，可以使得测算结果相对更为准确合理。三是虽然实证研究认为税收负担是影响隐性收入的主要因素，都认为二者之间存在简单的线性关系，但实际上，随着税收负担的不断提高，隐性经济规模也不会一直扩张下去。因此，本文将试图进一步改进隐性收入测算方法，以得到更为准确的结果，并对我国地区税收负担与隐性收入的关系重新进行实证检验。

本文剩余部分的结构安排如下：第三部分采用改进后的微观收支差异法测算了我国各地区1998-2013年的隐性收入规模；第四部分提出了隐性收入与税收负担的倒U型关系假说；第五部分构建了具体的计量模型并进行了实证分析；第六部分是结论与政策建议。

三、我国地区隐性收入规模的测算

在系统回顾隐性收入的相关文献后，发现微观收支差异估计方法利用居民收入和消费支出之间的微观调查数据及其相关关系，来推测隐性收入规模，有着坚实的理论基础，在国内外研究中被广泛接受并受到推崇（白重恩等，2015）。Schneider（2005）认为根据家庭消费数据来估计居民真实收入，其与官方部门统计收入的差额可以作为对隐性收入很好的估算值。国外一些学者也利用该方法估算了美国、英国、德国和澳大利亚的隐性收入规模。通过对我国微观层面的统计数据进行分析，发现居民家庭个人的总收入与总支出之间存在较大差异。因此，我们采用微观收支差异法，借鉴梁朋（2000）、刘洪和夏帆（2004）以及咸春龙（2012）的具体做法并加以改进，对我国各地区的隐性收入规模进行测算。

微观收支差异法主要是通过对居民统计收入和支出的差异来推算隐性收入规模。居民统计收支之所以会存在差异，是因为：一方面，家庭住户个人作为理性经济人，出于保密、避税等原因的考虑，在居民收入调查中很可能存在着隐瞒其真实收入的意图和做法，但其支出数据往往会通过各种途径反映出来，一般来说是真实可信的，这就为推算居民隐性收入提供了很好的逻辑基础；另一方面，住户的收入统计也可能存在遗漏的情况，如根据住户收入统计的堪培拉标准，居民部门的统计收入指住户在一定时期内收到的现金或实物，排除了其他非经常性和一次性所得，但这些所得也构成了居民的总收入，也是居民消费和投资支出的来源之一。因此，可以尝试利用居民部门总收入与总支出的关系，对微观收支差异法进行改进，来估算地区隐性收入规模。

首先，根据国民经济核算的基本原理，居民部门总收入与总支出之间存在以下恒等关系：

居民部门总收入＝居民部门总支出

进一步，分解为：居民统计收入+居民隐性收入＝居民消费支出+居民投资支出

由此得到：居民隐性收入＝居民消费支出+居民投资支出-居民统计收入

＝居民消费支出+居民金融资产投资支出+居民实物投资支出-居民统计收入

＝居民消费支出+（居民手持现金额+居民储蓄增加额+居民股票债券持有增加额）+居民实物投资增加额-居民统计收入

其中，上述指标的具体计算及数据来源如下：

（1）居民消费支出＝城镇居民人均消费支出×城镇居民人口+农村居民人均消费支出×农村居民人口；（2）居民手持现金额，由于居民持有的现金余额没有完整统计，参照中国人民银行课题组（1999）的做法，以流通中现金供应量（M0）的一定比例计算居民持有现金额，同时考虑到近年来我国金融业以及银行信用、网络等交易方式的快速发展，这里假定以M0的70%来计算居民手持现金额；①中国人民银行课题组（1999）的调查表明，居民个人手持现金占全部流通中现金的比重，在1978-1994年间为76%～80%，所以以流通中现金的78%计为居民持有现金。（3）居民储蓄增加额，根据历年城乡居民人民币储蓄存款年底余额计算增量得到；（4）居民股票债券持有增加额，参照艾春荣和汪伟（2008）的做法，假定居民持有的股票和债券增加值占当年发行量的60%，其中，股票以当年A股的筹资额来计算得到，未考虑转配股、B股和H股等；债券以当年国债、地方政府债和金融债券的发行额计算得到；②由于无法准确获得企业债、公司债和居民保险、外币储蓄等金融资产的数据，我们未考虑这部分居民金融资产，可能会导致测算结果偏低。（5）居民实物投资增加额，包括城乡个人固定资产投资额和居民购买商品房增加额，参照咸春龙（2012）的做法，以全社会固定资产投资中个体经济的投资额来表示；（6）居民统计收入＝城镇居民人均可支配收入×城镇居民人口+农村居民人均纯收入×农村居民人口。③由于无法完整获得农村居民人均总收入的数据，为了保持城乡相对统一的口径，这里使用城镇居民的人均可支配收入和农村居民人均纯收入数据，可能会导致测算结果偏高。由于无法直接获得各地区居民手持现金额和股票债券持有增加额的数据，这两个指标以各地区GDP为权重进行分解得到；其他指标均可直接获得各地区的数据。其中，居民股票债券持有增加额的数据来源于历年《中国证券期货统计年鉴》；其余指标的数据均来源于历年《中国统计年鉴》和国家统计局数据库网站。

总体来看，改进后的微观收支差异法的测算思路，既考虑了居民部门的全部收入，包括统计收入和隐性收入；又考虑了居民部门的全部支出，包括消费支出和各类投资支出（居民持有现金、储蓄、股票和债券等金融资产投资以及实物投资），通过两者差额的对比，可以推算出我国各地区1998-2013年的隐性收入规模。相比较其他方法而言，这一测算方法计算较为简便，结果也较为准确，可以避免计算结果为负值或者出现历年波动较大的情况。

从测算结果来看，1998-2013年我国30个省市自治区隐性收入占GDP的比重虽有所波动，但总体规模保持在15.55%～24.66%之间，16年间平均为20.22%，2003年达到最高值24.66%，2009年开始有所回落，到2013年达到最低值15.55%。其中，1998-2013年平均隐性收入占比最大的五个省份分别是陕西（26.43%）、上海和辽宁（同为25.83%）、北京（25.41%）和宁夏（25.38%）；占比最小的五个省份分别是江西（14.73%）、海南（14.92%）、广西（15.51%）、江苏（17.44%）和福建（17.83%）。分三大地区④东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省（直辖市），中部地区包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆（除西藏）11个省（自治区、直辖市）。来看，东部地区在13.14%～25.19%之间，中部地区在14.20%～23.48%之间，西部地区在17.43%～26.18%之间。相对而言，西部地区隐性收入占GDP的比重要高于东部和中部地区，中部地区最低，但三大区域总体上均呈现出了相同的变化趋势（见图2）。

图2　1998-2013年我国地区隐性收入规模

这一测算结果，与杨灿明和孙群力（2010a）、Alm和Embaye（2013）测算的全国隐性收入规模较为接近；低于田光宁和李建军（2008）通过发放问卷和典型案例调查的结果以及王首元和王庆石（2014）利用灰色收入模型测算的结果；高于李金昌和徐蔼婷（2005）估计的全国规模以及杨灿明和孙群力（2010b）估计的地区规模，主要原因在于当时所采用的估算方法仅考虑了居民消费和储蓄，没有考虑其他金融资产以及投资支出。

四、税收负担与隐性收入的倒U型关系假说

无论是最初的“维克尔曲线”，还是学者们之后修正的“维克尔曲线”，都认为税收负担与隐性收入之间呈现正向的线性关系，实际上，如果从实际税负而不是从名义税率的角度来考虑，结果可能会有所不同。因为随着税负的不断提高，隐性经济活动也不会持续的膨胀下去，尤其是当税负超过某一临界值后，隐性经济活动也可能会有所减少。因此，如同税率与税收收入之间存在着“拉弗曲线”式的倒U型关系、税收负担与公开经济活动之间也存在着倒U型关系，我们可以假定税收负担与隐性经济活动之间也可能存在着倒U型关系，①根据我国税收统计数据和前述计算的隐性收入结果，中部地区税收负担和隐性收入规模都相对较低，西部地区税收负担位居中间水平，但隐性收入规模相对最高，而东部地区虽然税收负担较高，但隐性收入规模低于西部地区，位居中间水平，从而使得我国三大地区的税收负担与隐性收入规模之间呈现倒U型关系。即将“维克尔曲线”新修正为倒U型的“维克尔曲线”（见图3）。

图3　拉弗曲线和倒U型的维克尔曲线

之所以进行这样的修正，其主要原因在于：一是要实现高税率下的高税收，需要政府相关纳税信息的透明和共享，以及科学有效的挖掘税源的能力，而信息化的提升则会减少政府的信息不对称劣势，提高政府掌握隐性收入的能力，导致隐性收入规模降低；二是政府要实现在高税负水平下的经济社会发展，就要进一步增强税收征管能力，而这会导致更多的隐性收入被政府部门察觉，符合纳税条件的会被征税，不符合纳税条件的也会被显性化进行统计，从而降低隐性收入规模；三是在高税负水平下，如果政府收入能够得到合理有效的使用，就可以为企业和居民提供更好的公共产品与公共服务，相比较隐性经济活动所处在的不良环境，这也会吸引一部分隐性活动显性化，降低隐性收入规模；四是当税率的过度提高使得公开经济活动受到影响，导致经济发展变得萧条时，企业的生产能力和个人的消费预期也会受到限制和改变，在客观上也制约了隐性经济活动的规模。因此，随着税收负担的不断提高，隐性收入呈现出倒U型的“维克尔曲线”形状。

五、计量模型与实证分析

本文利用我国1998-2013年的省级面板数据，对隐性收入与税收负担之间的倒U型关系进行实证检验，从而为该假说寻求经验数据上的支持。

（一）模型设定与变量选择

本文设定的面板数据模型如下：

其中，HIR表示隐性收入规模，即隐性收入占GDP的比重，TTAX表示税收负担，Control表示与隐性收入相关的一组控制变量，i和t分别表示地区和年度，α表示常数项，β、γ和δ表示系数矩阵，ε表示随机扰动项。

1.被解释变量

本文被解释变量为隐性收入规模，用地区隐性收入占地区GDP的比重（HIR）来表示。

2.解释变量

为了更加准确全面地反映地区税收负担①我国的地区税收负担可以从两个层面来理解：一是指来源于该地区的全部税收收入，即各地国税局和地税局征收管理的全部税收收入占GDP的比重；二是指实际最终归属于地方本级的税收收入，即全部地方税与共享税中地方享有部分合计占GDP的比重。分析地区税负应该完整地展现上述两个层面的内容。,本文首先选择地区税收总负担，即地区税收总收入占GDP的比重作为解释变量，这里的地区税收总收入数据采用各地区国地税征收的税收收入之和来表示。为了检验税收负担与隐性收入之间是否存在倒U型关系，本文引入税收总负担（TTAX）及其二次项（TTAX2）作为解释变量，基于前述假说，预期TTAX的符号为正，TTAX2的符号为负。

为了获得更为稳健的结果，本文同时采用地方税收收入占GDP的比重，即地方税收负担（LTAX）；地方财政收入占GDP的比重，即地方财政负担（LFTAX）；间接税占GDP的比重和直接税占GDP的比重，即间接税负担（ITAX）和直接税负担（DTAX）指标,来分别反映地区税收负担情况，并预期这些替代变量的一次项符号为正，二次项符号为负。②地方税收负担=（全部地方税+共享税中地方享有部分）/GDP；地方财政收入=（地方本级税收收入+地方本级非税收入）/GDP；间接税和直接税依据各地区国地税征收的税收收入总额来分解，间接税负担=（增值税+营业税+消费税+资源税+城建税）/GDP；直接税负担=（总税收-间接税）/GDP。

3.控制变量

因为还存在其他影响隐性收入的因素，为了获得更为可靠的估计结果，本文引入以下变量作为控制变量：（1）政府管制（GOV）：隐性经济与政府管制和政府干预直接相关。隐性收入与政府的管制和干预直接相关，政府管制越多，隐性收入越多（Schneider，2005）。新制度经济学认为，任何隐性经济活动都是逃避政府制度管制的表现。Quintano和Mazzocchi（2013）认为相对于税收而言，政府管制对隐性经济的影响作用同样重要。如一些北欧国家，虽然税率很高，但政府管制水平也很高，因而隐性经济规模较低；而一些东欧国家，虽然税率很低，但政府管制水平也较低，隐性经济规模反倒较高。隐性经济规模最低的国家不一定税率最低，但一定是政府管制体系最高的国家。我们参照杨灿明和孙群力（2010a）的做法，以政府消费支出占GDP之比来反映政府管制水平，并预期符号为正。（2）人均GDP（GDPPC）：隐性收入规模与一国（地区）的经济发展水平存在着密切关系，相关文献的研究结果显示了一国（地区）的经济发展水平与隐性收入负相关，经济发展水平越高，隐性收入规模越小（Schneider，2005；Duncan和Peter，2014；Remeikiene等，2014）。本文的测算结果也显示了我国西部地区隐性收入占GDP比重相对较高。而利用人均GDP变量，可以剔除人口规模因素对隐性收入的影响，因此假定人均GDP与隐性收入负相关。（3）居民统计收入（INCOME）：考虑到居民为了保持其收入的连续性和稳定性原因，居民统计收入越高，获取隐性收入的意愿就越低；公开部门提供的收入水平越高，居民参与隐性活动的“机会成本”也就越高，从而减少了获取隐性收入的激励。为避免内生性问题，我们以滞后一期的居民统计收入占GDP之比（INCOME（-1））来表示，并预期符号为负。（4）城镇化率（URR）：城镇化水平越高，区域经济发展更加均衡，政府提供的公共产品和公共服务就可以更为公平和均等化地由居民所共享。Alm和Embaye（2013）对111个国家的研究也发现城镇化率与隐性收入显著负相关。因此，我们以城镇人口占年末总人口的比重来表示城镇化率，并预期符号为负。（5）自我就业率（SELF）：我国的自我就业人员主要是私营、个体业户等小微型主体，虽然在市场经济体制下发挥了有益的作用，但由于其财务管理不够规范，还有一部分享受核定纳税和减免税政策，可能会存在较大的逃税概率和隐匿收入的行为，也会导致统计信息的失真。国外研究结果也显示，自我就业率与隐性经济显著正相关（Tafenau等，2010）。我们利用城乡私营企业和个体就业人数占就业总人数之比来反映该指标，并预期符号为正。

（二）数据来源说明

本文使用1998-2013年全国30个省市自治区（除西藏）的面板数据，其中，隐性收入数据由前述方法计算得到；其他数据分别来自相关年份的《中国税务年鉴》《中国财政年鉴》《中国统计年鉴》及国家统计局数据库；人均GDP数据以1998年为基期进行了平减，其余变量均为相对指标，表1报告了各变量的描述性统计结果。

表1　各变量的描述性统计

图4报告了地方税收总负担（TTAX）与隐性收入（HIR）关系的散点图，图5报告了地方税收负担（LTAX）与隐性收入（HIR）关系的散点图，从回归拟合曲线的形状来看，均呈现倒U型关系。

图4　地方税收总负担与隐性收入关系散点图

图5　地方税收负担与隐性收入关系散点图

（三）实证分析结果

利用1998-2013年全国30个地区的面板数据进行估计，为确定哪种回归结果更为恰当，我们分别对各模型进行F检验和Hausman检验。在混合效应与固定效应模型的选取中，F检验的结果显示应该选择固定效应模型；在固定效应与随机效应模型的选取中，Hausman检验结果表明模型1-6均适合建立固定效应模型。因此，我们采用固定效应模型进行估计，表2报告了各模型的具体估计结果。

表2　隐性收入与税收负担的倒U型关系检验

从表2可以看到，各模型估计效果较好，各变量的符号均符合预期。首先，解释变量税收负担的一次项系数均为正，二次项系数均为负，都至少在10%的水平下显著，这表明税收负担与隐性收入之间存在倒U型的关系。各控制变量的系数符号都比较稳定，政府管制、自我就业率与隐性收入正相关；滞后一期的居民统计收入、城镇化率与隐性收入显著负相关；而人均GDP与隐性收入负相关但不够显著。

（四）稳健性检验

为了得到更为稳健的结果，接下来对模型进行稳健性检验。我们分别以地方税收负担、地方财政负担、间接税负担和直接税负担进行稳健性检验，看是否也存在着倒U型关系，模型7和8主要检验了地方税收负担和地方财政负担与隐性收入的关系；模型9和10主要检验了间接税负担和直接税负担与隐性收入的关系。对各模型进行Hausman检验，结果表明均适合建立固定效应模型，具体估计结果见表3。

表3　隐性收入与税收负担倒U型关系的稳健性检验

从表3可以看到，各模型的估计效果较好，变量的符号也均符合预期。模型7-10的解释变量的一次项系数均为正，二次项系数均为负，且至少在10%的水平下显著，这表明地方税收负担、地方财政负担、间接税负担、直接税负担与隐性收入之间也存在着显著的倒U型关系；各控制变量的系数符号也比较稳定，地区人均GDP与隐性收入负相关但不够显著；政府管制与隐性收入正相关但不够显著；自我就业率与隐性收入显著正相关；滞后一期的居民统计收入、城镇化率与隐性收入显著负相关。

六、结论与政策含义

本文利用改进后的微观收支差异法对我国各地区的隐性收入规模进行了测算，结果显示1998-2013年各地区隐性收入占GDP的比重平均在15.55%～24.66%之间，地区之间存在差异。在此基础上，对“维克尔曲线”所描述的税收负担与隐性收入的关系进行了新的修正，通过理论分析和实证检验，发现税收负担与隐性收入之间存在显著的倒U型关系；同时发现，政府管制、自我就业率与隐性收入正相关，而人均GDP、居民统计收入、城镇化率与隐性收入负相关。

本文的政策含义有：（1）稳定税收负担，完善税制结构。适度的税收负担既是一国经济社会发展的必要条件，也是控制隐性收入规模的有效手段。从对前述模型倒U型关系的实证分析来看，目前我国的平均税负水平并未达到使隐性收入规模最大的临界值，在这一阶段，如果进一步提高税负，将会导致隐性收入规模的进一步增加。为此，应按照中共十八届三中全会提出的改革税制、稳定税负的基本原则，在保持当前总体税负基本不变的前提下，完善税制结构，遵循税收法定原则，严格依法治税，提高税收治理能力，以此来限制隐性收入规模的扩张。（2）适度政府管制，发挥市场作用。对于由于政府过度管制而形成隐性收入的，应结合当前简政放权、减少行政审批的背景，推行政府机构改革，逐步放开管制，实行负面清单管理，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，减少政府寻租的机会，控制隐性收入规模。（3）支持自主创业，加强规范管理。结合当前“大众创业、万众创新”的时代背景，采取多种措施，营造公平竞争的良好环境，鼓励私营企业和居民个人自主创业，使各类主体通过创业提高自身的显性收入水平，以减少对于隐性收入的追求；同时要加强对创业主体的规范科学管理，防止造成隐性收入扩张的不良局面。（4）提高地区经济发展水平，加快城镇化进程建设，也是抑制隐性收入规模膨胀的有效手段。

参考文献：

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［5］杨灿明,孙群力.中国各地区隐性经济的规模、原因和影响［J］.经济研究,2010,（4）.

［6］闫海波,陈敬良,孟 媛.中国省级地下经济与环境污染——空间计量经济学模型的实证［J］. 中国人口·资源与环境,2012,（2）.

［7］王首元,王庆石.灰色收入测算新模型：中国的应用——基于比例效用理论视角［J］.财贸研究, 2014,（5）.

［8］王永兴,景维民.中国地下经济的区域发展分化：基于多指标面板数据的聚类分析检验［J］.南开经济研究,2014,（6）.

［9］杨灿明,孙群力.中国的隐性经济规模与收入不平等［J］.管理世界,2010,（7）.

（责任编辑：盛桢）

中图分类号：F812.42

文献标识码：A

文章编号：2095-1280（2016）02-0062-10

作者简介：李永海，男，中南财经政法大学博士研究生，讲师。