◆洪连埔

高收入者纳税遵从实证研究
——基于纳税申报数据的分析

◆洪连埔

内容提要：个人所得税调节收入差距的作用并不明显。原因之一在于高收入者的纳税不遵从行为突出，高收入者比低收入者更倾向于逃税。文章以预期效用理论为基础，运用面板Tobit模型、固定效应模型，研究收入、年龄、性别、行业、职业等经济人口特征变量与纳税遵从的相关性。实证检验显示逃税与收入之间呈显著正相关，而逃税与年龄呈显著负相关，并对高收入者的税收征管提出政策建议。

个人所得税；纳税遵从；税收政策

个人所得税既是调节收入差距的有力工具，也是筹集财政收入的重要手段。高收入者的纳税遵从究竟是否与收入存在相关性？高收入者是否更倾向于不遵从？本文借鉴预期效用理论，以A省2008—2012年535位年收入12万元以上纳税人的申报数据为样本，运用面板Tobit模型、固定效应模型，研究收入、年龄、性别、行业、职业等经济人口特征变量与纳税遵从的相关性，以期对高收入者的税收征管提供参考。

一、文献回顾

Allingham和Sandmo（1972）对纳税遵从研究做出开创性贡献，他们以预期效用理论为基础，建立经济理论模型（通常简称为A-S模型），确立逃税问题分析的基础理论框架。A-S模型理论思想主要来源于Becker（1968），Tulkens和Jacquemin（1971）等人的经济犯罪行为研究，以及Arrow（1970），Mossin（1968a）等关于不确定经济中最优投资组合和保险政策的分析，是基于收入报告决策的预期效用模型。具体模型如下：

E［U］=（1-p）U（W-θX）+pU［W-θX-π（W-X）］

p是稽查发现的概率，W是纳税人的实际收入，X是纳税人申报的收入，θ是税率，π是处罚率。A-S模型的基本假设：1）纳税人的行为符合冯·诺曼—摩根斯坦（Von Neumann-Morgenstern）不确定性情况下行为公理；2）直接效用函数系数是固定的；3）边际效用是正的和严格递减的，纳税人是风险厌恶的；4）收入是外生给定的；5）固定税率；6）对纳税人的稽查不存在额外的成本。A-S模型的结论：提高稽查概率与惩罚率有利于减少逃税活动，而税率对逃税的影响方向不确定；在该模型中，稽查概率或惩罚率哪个起支配作用取决于纳税人的绝对风险厌恶下降速度。

在实证研究领域，收入是逃税模型中的重要因素。纳税人对税收负担的感知来自于对收入“公平”或“不公平”的关注，该感知关系到纳税人是否决定逃税。大部分的实证研究显示，在大多数范围内，收入与逃税存在显著正相关。Clotfelter（1983）研究表明税后收入水平与个人申报不足存在显著正相关。Baldry（1986）的实验结果有力支持了“净收入高的纳税人更加试图逃税”的预测。Feinstein（1991）使用“纳税遵从测量项目”（Taxpayer Compliance Measurement Program，TCMP）1982年和1985年的数据，运用“部分发现控制模型（Fractional Detection Controlled Model）”进行估计，混合模型估计结果显示，收入与逃税存在显著正相关。

二、模型设定

Feinstein（1991）运用“部分发现控制模型”研究税收流失时，采用联立方程，第一个是纳税遵从行为，假设服从Tobit模型；第二个是发现程序，以进行税收流失估计。Cummings、Martinez-Vazquez、McKee和Torgler（2009）在研究税收道德与纳税遵从的关系时，采用问卷与实验相结合来获取研究数据。而纳税遵从是否存在固定效应或随机效应？本文通过面板Tobit模型，以及固定效应和随机效应两种模型的比较，观测高收入者逃税与收入、年龄、性别、行业、职业等经济人口特征变量的相关性。

构建面板数据Xit（i = 1，2，3，…，535；t=2008，2009，…，2012），回归模型如下：

Yit=Xˊitβ+Zˊiα+Uit

i=1，2，3，…，535；t=2008，2009，…，2012。

三、变量定义

（一）因变量定义

在规范研究中，典型的逃税模型大多将真实收入、申报收入作为重要变量，而将少申报收入作为衡量遵从度的标志，少申报的收入越大，纳税不遵从程度越高。在实证研究中，一般都直接以逃税或少缴纳的税额作为遵从度的衡量标志（Spicer和Becker，1980；Clotfelter，1983；Slemrod，1985；Baldry，1986；Feinstein，1991；Feinstein，1999；Erard和 Feinstein，2007）。

本文以纳税人被查补税额（Y）为因变量：包括税款与滞纳金。查补税额（Y）＞0，则认为不遵从，而且数额越大、查补税额比例越高，则不遵从程度越高。查补税额（Y）≤0，则认为遵从。

（二）自变量定义

收入（Income）。对收入的定义，规范研究与实证研究的区别之一是：有的学者将收入作为外生变量，如Allingham和Sandmo（1972）的A-S模型认为收入是外生给定的变量，纳税人知道而税务当局不知道。而有些学者却认为收入是内生变量，如Alm、Cherry、Jones和McKee（2010）。Clotfelter（1983）以1969年TCMP审核分类的申报不足与超额申报后的调整后总收入数据为自变量。Chang和Schultz（1990）基于框架效应分析预缴税款对纳税遵从的影响时，以调整后的总收入作为自变量，作为衡量收入水平的第一个指标。

中国实行分类个人所得税制，共有11个税目，部分纳税人存在：1）从两处以上取得工薪、劳务收入；2）对应于不同个税税目的收入。本文以纳税人全部所得扣除相关费用，即以应纳税所得额当作其收入状况，作为衡量收入水平的指标，属于计税收入。由于工资薪金、个体工商户采用超额累进税率，其他税目采用比例税率，本文假设累进税率对纳税遵从的影响与比例税率是相同的。

年龄（Age）。随着年龄的增长，纳税人的税收经历也在增加，对税收的态度也会逐渐变化。Clotfelter（1983）认为年龄对纳税遵从存在影响，他将TCMP申报表的年龄分为30～44岁、45～64岁、65岁以上的老年人，考察不同年龄段纳税人的遵从情况。Slemrod（1985）也在逃税模型中加入年龄变量。Hasseldine（1999）认为纳税人遵从存在年龄的差异。Spicer和Becker（1980）认为不同年龄段人群对财政不公平的认识是不一样的，从而产生不同的逃税行为。Cummings、Martinez-Vazquez、McKee和Torgler（2009）则研究不同年龄段个体的税收道德对纳税遵从的影响。Grable（2000）以1075位受调查者（年龄20～75岁，均值43.5岁）受调查者作为对象，研究人们面对日常资金问题的财务风险容忍（Financial risk tolerance），假设年轻人的风险容忍大于老年人。

本文中的年龄为连续型变量，同时，为考虑年龄对纳税遵从影响的波动情况，加入“年龄的平方”这个变量，但在模型检验中不显著。

性别（Gender）。经济学家与政策制定者注意到在很多领域如消费、投资和劳动力市场，性别之间存在很大差异（Francine D.Blau和Lawrence M.Kahn，2000），这种差异由性别的风险偏好、社会偏好和竞争偏好引起（Croson和Gneezy，2009）。许多经济学家的博彩实验研究表明，男性比女性更倾向于风险爱好（Levin，Snyder和Chapman，1988；Powell和Ansic，1997；Schubert，1999；Finucane，2000；Holt和 Laury，2002；Hartog，Ferrer-I-Carbonell 和Jonker，2002；Dohmen，2005；Fehr-Duda，Gennaro和Schubert，2006；Eckel和Crossman，2008a，2008c；Croson和Gneezy，2009）。首先，主要的原因是对风险的情感反应，男性与女性对不确定情境的风险承受是不同的，情境影响到对产出和概率的评估。其次，男性比女性更加自信，他们对潜在风险概率分布的感知也不同。再次，男性更倾向于将洞察风险情形当作挑战而非威胁，这导致风险容忍（Risk tolerance）增加。①Croson R, Gneezy U, Gender Differences in Preference, Journal of Economic Literature，2009, 47（2）：448-474.Chang、Nichols和Schultz（1987）认为面临税务审计风险时男性与女性的态度不一样，②Chang O H, Nichols D R，Schultz J J, Taxpayer Attitudes Toward Tax Audit Risk, Journal of Economic Psychology, 1987, 8（3）:299-309.Hasseldine（1999）也假设性别之间在纳税遵从方面存在差异，Grable（2000）在研究时假设男性的风险容忍大于女性。

行业（Industry）。由于纳税人所处企业性质不同，受到监督与企业资产多样化约束，企业和股东的风险态度会出现差异，这种情况反过来又会影响股东个人的纳税遵从选择。Slemrod（2007）指出，私营企业追求少纳税的动机更大，原因在于其面临的资本压力更小。实际税收稽查也发现，小型私营企业比大型国企逃税的倾向更大，因为国企的决策权与管理权分离，制约因素较多，而私营企业主对所有事项进行决策，企业纳税遵从的选择由个人偏好决定。如Hanlon（2005）以企业微观数据研究税收流失与行业、规模等经济特征之间的关系。

职业（Profession）。一些研究揭示风险偏好的差异会被经历和职业所减弱。比如，实证表明经理与企业家并无性别方面的风险偏好差异，主要原因：一是淘汰（更能承担风险的人们被选择和保留），二是学习（在职业环境中进行学习）。③Croson R, Gneezy U, Gender Differences in Preference, Journal of Economic Literature, 2009, 47（2）：448-474.然而，另一些研究表明职业地位更高的人具有更高的风险容忍（Grable，2000）。因此，在研究过程中，许多学者对职业的划分主要根据：1）所获取的信息；2）行业的近似程度。比如，Feinstein（1991）运用“发现控制模型（Detection Controlled Estimation）”计算税收流失规模时，按照人口特征变量把个体分为农民（填报F表）、医生（包括兽医）、公务员（包括行政人员、公共部门的中层管理人员）、自由执业者（科学家、社会工作者、宗教工作者、律师）、文体人员（演艺人员、艺术家、作家、运动员）。④Feinstein J S, An Econometric Analysis of Income Tax Evasion and Its Detection, RAND Journal of Economics, 1991, 22（1）: 14-35.Hasseldine（1999）在研究性别的遵从差异时，根据样本按职业分为专业人员（38%），办事员或牧师（29%），技术人员（6%），服务/维修/食品服务人员（27%）。国家职业划分标准体现了各个职业的社会经济差异，本文参照此标准并根据研究需要进行适当调整。

四、数据来源

自2008年推行个人所得年收入12万元以上者实施自行申报以来，税务系统的个人所得税申报数据更加具有研究价值，面板数据具有时间趋势的信息。

本文数据来自A省税收征管信息系统，对象是2008—2012年连续五年年应税所得达到12万元的纳税人，共计6637人。未被税务机关稽查的纳税人是否遵从，难以从表面上判断，故选择被税务机关稽查或评估的纳税人作为最终研究对象，共有535人。

2675位（535人/年×5年=2675人）被稽查或评估的纳税人中，最终确定需要补缴税款的有920位，占34.39%，其描述统计如下。

表1 因变量——查补税额（Y）描述统计

自变量及其虚拟变量的描述统计如下表。

表2 连续型自变量描述统计

表3 离散型自变量及虚拟变量描述统计

五、实证研究结果及讨论

Alm、Cherry、Jones和McKee（2010）基于预期效用模型研究不确定性下的纳税决策，从美国公共大学中招募大学生与职员，采用双盲设计，分控制组与对照组，采用实验的方法获取研究数据，运用面板Tobit模型，该模型在逃税研究中得到越来越多的应用。本文与Almetal研究的区别之一在于研究数据的不同，是基于税收征管系统的真实纳税申报数据。

表4 面板Tobit模型下查补税额与人口经济特征相关性

在固定效应与随机效应模型选择中，原假设与备择假设为：

H0：εi与Xit不相关（随机效应模型）；

H1：εi与Xit相关（固定效应模型）；

经豪斯曼检验（Hausman Test），Prob＞chi2=0.0593；拒绝原假设H0，模型设定为固定效应模型：

Yit=αi+βiAgeit+βiIncomeit+Uit

i=1，2，3，…，535；t = 2008，2009，…，2012。

固定效应模型假设横截面个体之间差异为截距不同，斜率相同，即允许不同的横截面个体的截距是不同的，但个体截距在各个不同时期则保持不变。①潘省初：《计量经济学中级教程》，北京：清华大学出版社，2009年版。

本文以A省2008—2012年535位年收入12万元以上纳税人的申报数据为样本，研究纳税遵从与经济人口特征变量之间的关系。结果表明在面板Tobit模型和固定效应模型下，查补税额与收入在1%水平上呈显著正相关，收入越高的纳税人，逃税越多，不遵从行为更显著。这与作者基于横截面数据的实证研究结论一致（洪连埔，2015）。尽管美国多位学者对收入与逃税关系实证研究的结论存在相反之处，但本文两个模型的研究结果支持了收入越高越倾向于逃税的观点（Clotfelter，1983；Feinstein，1991；Andreoni，Erard和Feinstein，1998）。

在面板Tobit模型下，查补税额与年龄的关系不显著；而在固定效应模型下，查补税额与年龄在5%水平上呈显著负相关，随着年龄增长，不遵从行为减少。这与作者关于纳税遵从风险偏好的研究结果一致（洪连埔，2014），即随着年龄的递增，纳税人更趋向于风险厌恶，具有显著相关性。这与Clotfelter（1983）研究的结果一致。在研究样本范围内，每增长1岁，减少的逃税额为2085.43元。

在面板Tobit模型下，在职业方面，相对于其他办事人员和有关人员等低收入者，企业负责人这一高收入人群的查补税额在10%水平上呈显著正相关，即具有显著不遵从的倾向，而工程技术人员、经济技术人员、金融技术人员、其他技术人员、商业服务业人员等与查补税额相关性不显著。性别、行业等两个变量均不显著。在固定效应模型下，性别、行业、职业等三个变量存在共线性，被模型删除，无法得出结论。

本文研究基于中国税收征管系统个人所得年收入12万元以上纳税申报的面板数据，这是与美国学者研究的重要区别，也是优势之一。首先，尽管国外许多学者采用美国国内收入服务局（IRS）“纳税遵从测量项目”（TCMP）的数据（Clotfelter，1983；Witte和Woodbury，1985；Chang和Schultz，1990；Feinstein，1991；Andreoni，Erard和Feinstein，1998；Feinstein，1999），但TCMP所提供的都是横截面数据。另一些学者通过实验获得研究数据，绝大多数也是横截面数据（Friedland，Maital和 Rutenberg，1978；Spicer和 Becker，1980；Baldry，1986；Alm，McClelland和 Schulze，1992；Alm，Sanchez和 Juan，1995；Alm，Jackson和 McKee，1992a；Holler，Hoelzl，Kirchler，Leder和Mannetti，2008；Alm，Cherry，Jones和McKee，2010）。尽管有学者也采用实验面板数据，比如Jones（2010）基于预期效用模型研究不确定性下的纳税决策，但其数据是在实验室进行实验而获取的，与真实纳税申报数据仍存在较大差异。其次，IRS在提供TCMP的数据时隐去很多重要信息，学者们也只能根据所获数据进行研究。虽然在其他方面的研究中，TCMP数据的明显优点是有机会观察个人的税收报告行为，它胜过于间接测量或自我报告遵从行为，然而TCMP数据也存在一定的缺陷。Clotfelter（1983）指出，就TCMP而言，一是审计员很难发现收入申报不足的各种形式；二是TCMP本身无法反映哪些纳税人未填报纳税申报表；三是TCMP数据删除了许多有关个人或态度的变量，这就失去有关个人行为规范或者对税制公平性的信念等方面的信息，而这些在调查访谈研究中经常被使用。这种观点同样得到Erard和Feinstein（1998）的认可。

六、政策建议

高收入者个人所得税流失的原因有：税制复杂、计算烦琐、条例规定不明确、公民纳税意识淡薄、代扣代缴执行不到位、收入来源渠道多样、稽查力量有限等。“源泉扣缴”和“自行申报”的征收方式，只控制住了工薪阶层，无法有效监管高收入阶层。

本文研究对于高收入者个人所得税管理的启示有以下几个方面：1）提高稽查面。建立高收入者的纳税档案，对高收入行业、高收入人群重点管理，全面提高征管质量，最大限度遏制高收入者偷逃税现象。加快征管信息化建设，建立登记、征收、检查等征管全过程纳税系统，通过部门间的配合，获取第三方信息，全面掌握个人所得来源。加大对高收入者的稽查概率，每年开展个人所得税专项检查，尤其是检查有不良记录的高收入者。2）提高选案准确率。提高稽查面也就是要提高不遵从纳税人被选中稽查的概率，但税收行政资源是有限的，不可能漫无目的地随机抽查。所以提高选案准确率就非常关键，既可以提高不遵从纳税人被稽查的概率，也可以促进税收征管资源的有效利用，理想的选案是针对故意逃税者，而对于非故意逃税者则采用其他方法处理。本文为提高选案准确率提供了参考。由于收入与逃税存在显著正相关性，所以应该将应纳税所得较高的纳税人纳入稽查范围。3）提高稽查发现率。这是增加纳税人稽查风险的重要环节，发现不遵从纳税人逃税的数额，才是税收机关的最终目的。建议借助信息技术平台，充分利用大数据，运用风险管理方法，提高现代税收分析技术水平，以有效提高对高收入者逃税、避税的发现率。4）严格执法，加大惩罚力度。严格执法才能对纳税人形成威慑，这种威慑包括绝对威慑（阻止纳税不遵从的发生）和限制性威慑（对纳税不遵从个体违法次数的限制）。对构成犯罪者追究刑事责任，对逃税者进行曝光，增加违法者的社会成本，提高遵从度。

［1］洪连埔.个人所得税股权转让纳税遵从实证研究［J］.税务研究，2015,（6）.

［2］洪连埔.纳税遵从风险偏好影响因素的实证研究［J］.税务研究，2014,（3）.

［3］潘省初.计量经济学中级教程［M］.北京：清华大学出版社，2009.

［4］Allingham M G, Sandmo A. Income Tax Evasion: A Theoretical Analysis ［J］. Journal of Public Economics, 1972,（1）.

［5］Alm J, Cherry T, Jones M, McKee M. Taxpayer Information Assistance Services and Tax Compliance Behavior ［J］. Journal of Economic Psychology, 2010,（4）.

［6］Alm J, Jackson B R, McKee M. Estimating the Determinants of Taxpayer Compliance with Experimental Data ［J］. National Tax Journal, 1992,（1）.

［7］Alm J, Jackson B R, McKee M. Institutional Uncertainty and Taxpayer Compliance ［J］. The American Economic Review, 1992,（4）.

（责任编辑：小付）

F812.423

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2095-1280（2016）03-0045-07

洪连埔，男，厦门市国家税务局税收科学研究所研究人员，经济学博士。