我國稅收收入地區(qū)差異性研究
——基于分層線性模型的影響因素分析

安博文 侯震梅 李春玉

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

（西藏大學(xué)理學(xué)院，西藏 拉薩 850000）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

稅收是一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)命脈，是我國財(cái)政收入的主要來源，同時(shí)稅收又是國家進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段。改革開放以來，稅收在國民經(jīng)濟(jì)中的宏觀調(diào)控作用越來越重要。1983年的“利改稅”在國營企業(yè)中普遍推行，以稅收形式固定了國家與企業(yè)的分配關(guān)系；1994年我國實(shí)施大規(guī)模稅收制度改革， 開啟了國稅地稅分設(shè)的新篇章，并嚴(yán)格規(guī)范了內(nèi)資企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅，實(shí)現(xiàn)了稅收制度向適應(yīng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制要求的跨越；2015年我國實(shí)施供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，同時(shí)也提出了“一帶一路”倡議，此后我國與世界各國的貿(mào)易往來日益緊密， 進(jìn)出口貿(mào)易的增加給稅收收入也帶來了全新的增長(zhǎng)點(diǎn)。 2018年全國地方級(jí)稅收收入75954.79 億元，與2015年相比增長(zhǎng)了21.21 個(gè)百分點(diǎn)，其中廣東省作為進(jìn)出口大省，其稅收收入9737.51 億元，占全國地方級(jí)稅收收入的12.82%，西藏自治區(qū)稅收收入155.93 億元，占全國地方級(jí)稅收收入的0.21%，廣東稅收收入是西藏稅收收入的62.45 倍，數(shù)據(jù)表明了隨著我國稅收收入的大幅增加，各地區(qū)的稅收收入差異越發(fā)明顯。 我國稅收收入地區(qū)差異性的影響因素有哪些？ 這些影響因素的地區(qū)差異現(xiàn)狀如何？ 又會(huì)給稅收收入帶來怎樣的影響？ 本文將對(duì)這三個(gè)問題展開研究。

稅收收入會(huì)受到多方面的影響，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了廣泛研究。 具體來講，可以從國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)周期、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人民生活水平以及對(duì)外貿(mào)易依存度等維度進(jìn)行分析。 Hines 與Summers（2009）指出GDP是國家稅收收入的總源頭，經(jīng)濟(jì)水平的快速發(fā)展將會(huì)顯著促進(jìn)稅收收入增長(zhǎng)；檀學(xué)燕和張濤（2008）研究發(fā)現(xiàn)，國家財(cái)政支出的本質(zhì)就是對(duì)GDP 的再使用和再分配，可以直接決定稅收收入增長(zhǎng)。凱恩斯主義認(rèn)為，國家稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有周期性關(guān)系，劉新利（2009）研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展周期對(duì)稅收收入周期具有決定性影響；王鳳平和張文鋮（2019）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)周期和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都會(huì)影響到我國稅收收入增速下降，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是導(dǎo)致稅收收入增速下降的主要原因。 從我國三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展和結(jié)構(gòu)調(diào)整來看，余海斌與樊麗明（2015）認(rèn)為以農(nóng)業(yè)為主的第一產(chǎn)業(yè)提供的稅收很少，而舒服華（2018）又進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)稅收收入影響比較顯著。 郭樹華等（2018）認(rèn)為人均收入既可以衡量一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，還可以量化該區(qū)域納稅人對(duì)稅負(fù)的承受程度，并且人均收入水平的高低與該區(qū)域的稅收收入水平呈正方向變動(dòng)。 楊得前（2014）認(rèn)為進(jìn)出口貿(mào)易的稅收往往是發(fā)展中國家稅收的重要組成部分，而對(duì)外貿(mào)易依存度的高低直接反映了該國的經(jīng)濟(jì)開放度。

從上述分析來看，稅收收入的影響因素很多，那么如何科學(xué)測(cè)度這些因素對(duì)稅收收入的影響便成了一個(gè)至關(guān)重要的問題。 許多學(xué)者也對(duì)這一問題展開研究，主要成果有：（1）基于參數(shù)和非參數(shù)的稅收征管效率模型。王德祥和李建軍（2009）建立稅收隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)對(duì)稅收征管效率水平進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)征管效率有較弱的正效應(yīng)；張斌（2018）采用四分法DEA Malmquist 模型對(duì)稅收征管效率進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)規(guī)模技術(shù)變動(dòng)是稅收征管效率提升的核心動(dòng)力，而且各地區(qū)之間稅收征管效率存在較大差異。 （2）基于多元線性回歸的稅收收入影響因素模型。 余海斌和樊麗明（2015）通過多元線性回歸模型對(duì)稅收收入質(zhì)量影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率、財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)稅收收入質(zhì)量影響并不顯著，而經(jīng)濟(jì)與人員方面的因素對(duì)稅收收入質(zhì)量影響較大；檀學(xué)燕和張濤（2008）通過多元線性回歸模型對(duì)稅收收入增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)投資、凈出口對(duì)稅收的影響很大。 （3）基于因子分析的稅收收入影響因素模型。 郭樹華等（2018）通過因子回歸模型對(duì)稅收收入影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)在GDP 中的占比與稅收收入呈正相關(guān)；楊得前通過因子回歸模型對(duì)稅收收入規(guī)模的影響因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人均GDP、農(nóng)村居民純收入、對(duì)外貿(mào)易依存度和城鎮(zhèn)就業(yè)人口比重對(duì)稅收規(guī)模有促進(jìn)作用。（4）基于指數(shù)分解的稅收收入影響因素模型。孫玉棟（2008）采用指數(shù)體系構(gòu)建法研究稅收收入快速增長(zhǎng)的影響因素，發(fā)現(xiàn)稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，而且稅收政策和征管因素對(duì)稅收收入的影響程度開始逐年提高。

綜合以上分析，相關(guān)學(xué)者對(duì)稅收收入的影響因素都進(jìn)行了深入研究，并且成果頗豐，但鮮有文獻(xiàn)涉及稅收收入差異性的影響因素研究；再從影響因素的測(cè)度方法來看，多數(shù)學(xué)者采用的是不區(qū)分層次的計(jì)量模型，可能忽略解釋變量之間的相互作用。 基于此，本文構(gòu)建影響因素的分層結(jié)構(gòu)對(duì)稅收收入的差異性展開研究，既能考慮層間因素交互作用對(duì)稅收收入差異性的影響，還能進(jìn)一步用下層因素解釋本層因素的差異性。 常用的分層結(jié)構(gòu)為完整的兩層線性模型，當(dāng)兩層變量回歸系數(shù)的正負(fù)相同時(shí)，表示第二層變量對(duì)第一層變量關(guān)聯(lián)作用的加強(qiáng)；當(dāng)兩層變量回歸系數(shù)的正負(fù)不同時(shí)，表示第二層變量對(duì)第一層變量關(guān)聯(lián)作用的減弱（薛艷，2016）。

二、指標(biāo)體系構(gòu)建與分層模型構(gòu)建

（一）理論機(jī)制與指標(biāo)選擇

在稅收收入差異性影響因素的指標(biāo)選擇上，主要參考了以下學(xué)者的構(gòu)建思路。 在省際差異性層面：（1）楊得前（2014）指出，我國稅收收入的主要來源之一就是進(jìn)出口貿(mào)易，而對(duì)外貿(mào)易依存度更是反映了我國的經(jīng)濟(jì)開放度；（2）固定資產(chǎn)投資與稅收收入呈正向變動(dòng)（竇清紅和張京萍，2001），陳青文（2014）又精確指出，固定資產(chǎn)投資可以從項(xiàng)目實(shí)施和增量投入兩個(gè)方面促進(jìn)我國稅收收入；（3）郭樹華等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，人均收入水平與地區(qū)稅收收入呈正相關(guān)，隨著人民生活水平的提高，我國的稅收收入也相應(yīng)增加；（4）社會(huì)消費(fèi)品零售額反映了全社會(huì)購買力的實(shí)際程度，與增值稅具有較高的相關(guān)性，是影響稅收收入的重要指標(biāo)（劉超群，2012；申煥婷，2017）。 在縣域差異性層面：（1）第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展決定了城市化水平，舒服華（2018）研究發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)增加值與稅收收入有顯著關(guān)系；（2）在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的今天，黃一杰和祝捷（2015）認(rèn)為各級(jí)政府越來越需要將更多的財(cái)政投入到醫(yī)療衛(wèi)生、文化教育等人民生活的各個(gè)方面；（3）顧建蓉（2010）研究發(fā)現(xiàn)，稅收政策可以對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款余額產(chǎn)生一定影響，而居民儲(chǔ)蓄存款余額也會(huì)反作用于稅收。

綜上所述，政府財(cái)政支出和固定資產(chǎn)再生產(chǎn)是政府進(jìn)行宏觀調(diào)控的兩種途徑，向社會(huì)提供著公共服務(wù)和公共產(chǎn)品； 第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與企業(yè)所得稅直接相關(guān)， 居民收入水平和居民儲(chǔ)蓄能力與個(gè)人所得稅直接相關(guān)； 供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以來， 社會(huì)商品購買力對(duì)稅收收入的影響也逐步加強(qiáng)；隨著”一帶一路”倡議的提出，日漸增加的進(jìn)出口貿(mào)易給我國稅收收入帶來了諸多不確定因素。 因此，本研究用第二產(chǎn)業(yè)增加值衡量第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平， 用公共財(cái)政支出衡量政府財(cái)政支出情況， 用居民儲(chǔ)蓄存款余額衡量居民儲(chǔ)蓄能力， 用進(jìn)出口總額衡量進(jìn)出口貿(mào)易， 用固定資產(chǎn)投資衡量固定資產(chǎn)再生產(chǎn)，用人均可支配收入衡量居民收入水平，用社會(huì)消費(fèi)品零售額衡量社會(huì)商品購買力。 詳細(xì)的核心影響因素構(gòu)成如圖1 所示。

本文的樣本數(shù)據(jù)來源于2018年中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒（縣市卷）和2018年中國統(tǒng)計(jì)年鑒的31 個(gè)省、市、自治區(qū)2046 個(gè)縣域的截面數(shù)據(jù)，各個(gè)指標(biāo)的具體符號(hào)、計(jì)量單位和數(shù)據(jù)預(yù)處理方法見表1。

圖1 核心影響因素構(gòu)成

表1 影響因素構(gòu)建

（二）基于分層線性的因素分析模型

分層線性模型（HLM）最早是由Lindley 和Smith（1972）提出的，Stephen W. Raudenbush（1988）對(duì)分層線性模型進(jìn)行推廣并成功地應(yīng)用在了教育方面。 在我國的教育心理、人文地理以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)等方面也都得到了廣泛應(yīng)用，常用的分層線性模型主要有零模型、隨機(jī)系數(shù)模型和完整模型。

首先建立零模型， 即在每一層中不加入自變量。 該模型旨在把影響我國稅收收入地區(qū)差異性的總體方差分解為省際方差和省內(nèi)縣域方差。

層1（縣域）：

層2（省份）：

假設(shè)：

由式（2）得：

定義組內(nèi)相關(guān)系數(shù)：

用于衡量在各項(xiàng)稅收差異中省際差異性所占的比例。

其次建立隨機(jī)系數(shù)模型，即僅在層1 中加入自變量。 該模型旨在分析各縣域第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、政府財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄能力對(duì)縣域之間稅收收入差異性的解釋程度。

層1（縣域）：

層2（省份）：

假設(shè)：

由式（5）得：

定義層1 解釋方差的比例系數(shù)為：

用于測(cè)量對(duì)層1 總體方差的解釋比例。

最后建立完整模型，即在兩層都加入自變量。 該模型旨在分析各省份進(jìn)出口貿(mào)易、固定資產(chǎn)再生產(chǎn)、居民收入水平和社會(huì)商品購買力對(duì)各縣域變量的解釋程度。

層1（縣域）：

層2（省份）：

假設(shè)：

式（7）和式（8）表明，所有縣域的各項(xiàng)稅收可以分解成5 部分，即總截距、省份層的主效應(yīng)（進(jìn)出口總額的主效應(yīng)、固定資產(chǎn)投資的主效應(yīng)、人均可支配收入的主效應(yīng)和社會(huì)消費(fèi)品零售額的主效應(yīng)）、縣域?qū)拥闹餍?yīng)（第二產(chǎn)業(yè)增加值的主效應(yīng)、公共財(cái)政支出的主效應(yīng)和居民儲(chǔ)蓄存款余額的主效應(yīng)）、兩層的交互效應(yīng)（進(jìn)出口總額與第二產(chǎn)業(yè)增加值的互動(dòng)、進(jìn)出口總額與公共財(cái)政支出的互動(dòng)、進(jìn)出口總額與居民儲(chǔ)蓄存款余額的互動(dòng)、固定資產(chǎn)投資與第二產(chǎn)業(yè)增加值的互動(dòng)、固定資產(chǎn)投資與公共財(cái)政支出的互動(dòng)、固定資產(chǎn)投資與居民儲(chǔ)蓄存款余額的互動(dòng)、人均可支配收入與第二產(chǎn)業(yè)增加值的互動(dòng)、人均可支配收入與公共財(cái)政支出的互動(dòng)、人均可支配收入與居民儲(chǔ)蓄存款余額的互動(dòng)、社會(huì)消費(fèi)品零售額與第二產(chǎn)業(yè)增加值的互動(dòng)、社會(huì)消費(fèi)品零售額與公共財(cái)政支出的互動(dòng)和社會(huì)消費(fèi)品零售額與居民儲(chǔ)蓄存款余額的互動(dòng)）以及隨機(jī)誤差。

定義層1 隨機(jī)系數(shù)βqj解釋方差的比例系數(shù)為：

用于測(cè)量對(duì)層1 隨機(jī)系數(shù)βqj方差的解釋比例。

三、實(shí)證分析

（一）現(xiàn)狀分析

從進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展來看，2017年我國進(jìn)出口總額278099.2 億元，與2013年相比增長(zhǎng)了7.72%。 全局莫蘭指數(shù)為0.0692，且統(tǒng)計(jì)量值遠(yuǎn)小于1.96，說明不存在空間集聚效應(yīng)，從圖2 也可以看出，進(jìn)出口主要集中在東南、東部沿海地區(qū)，尤其是廣東進(jìn)出口總額達(dá)到了68168.8 億元，占到了當(dāng)年的24.27%，青海、西藏等西部地區(qū)進(jìn)出口較低，東南部與中西部出現(xiàn)了很明顯的差距，這也是東南沿海省份與中西部省份稅收收入差異大的原因。

從固定資產(chǎn)再生產(chǎn)能力來看，2017年我國全社會(huì)固定資產(chǎn)投資641238.4 億元， 與2013年相比增長(zhǎng)了43.68%。 全局莫蘭指數(shù)為0.0745，且統(tǒng)計(jì)量值遠(yuǎn)小于1.96，說明不存在空間集聚效應(yīng)，從圖3 也可以看出，圖中呈現(xiàn)出明顯的階梯狀，東部沿海和東南部最高，其次為東北部和西北部，最后為西南部，這也是地方性稅收收入出現(xiàn)差異的又一原因。

從居民收入水平來看，2017年我國人均可支配收入為25973.8 元，與2013年相比增長(zhǎng)了41.85%， 其中包括工資性收入14620.28 元、經(jīng)營凈收入4501.85 元、財(cái)產(chǎn)凈收入2107.35 元和轉(zhuǎn)移凈收入4744.31 元。 全局莫蘭指數(shù)為0.1748，且統(tǒng)計(jì)量值遠(yuǎn)小于1.96，說明不存在空間集聚效應(yīng)， 從圖4 也可以看出，東部和東南部沿海偏高，中西部地區(qū)相差不大，這就導(dǎo)致了東部和中西部稅收收入的差異。

從社會(huì)商品購買力來看，2017年我國社會(huì)消費(fèi)品零售額為366261.6 億元，與2013年相比增長(zhǎng)了50.82%。 全局莫蘭指數(shù)為0.0762， 且統(tǒng)計(jì)量值遠(yuǎn)小于1.96，說明不存在空間集聚效應(yīng)，從圖5也可以看出，各省社會(huì)消費(fèi)品零售額分布情況見圖5，圖中顯示，東部地區(qū)明顯高于西部地區(qū)，尤其是廣東的社會(huì)消費(fèi)品零售額為38200.1 億元， 占全國的10.5%，西藏、青海和寧夏的社會(huì)消費(fèi)品零售額合計(jì)為2292.7 億元，還不足全國的1%， 這就導(dǎo)致了我國稅收收入東西部差異大。

圖2 進(jìn)出口總額分布情況

圖3 固定資產(chǎn)投資分布情況

圖4 人均可支配收入分布情況

圖5 社會(huì)消費(fèi)品零售額分布情況

采用核密度估計(jì)作出縣域?qū)佑绊懸蛩氐暮嗣芏葓D。 從圖6-圖8 可以看出，第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額都呈現(xiàn)右偏態(tài)勢(shì)，而且峰度很高， 說明2046 個(gè)縣域的差異很大，考慮各個(gè)指標(biāo)的差異程度， 第二產(chǎn)業(yè)增加值差異最大，其次是居民儲(chǔ)蓄存款余額，最后為公共財(cái)政支出。

圖6 第二產(chǎn)業(yè)增加值核密度估計(jì)

圖7 公共財(cái)政支出核密度估計(jì)

（二）影響因素的結(jié)果分析

采用HLM 軟件對(duì)式 （1）和式（2）進(jìn)行計(jì)算，得到零模型的計(jì)算結(jié)果，如表2 所示。

該模型信度估計(jì)顯示， 層1截距的信度估計(jì)為0.986， 信度越接近于1， 說明模型對(duì)各項(xiàng)稅收的估計(jì)值與各項(xiàng)稅收真實(shí)值越接近， 因此用2046 個(gè)縣域的稅收均值來估計(jì)我國所有縣域的稅收均值十分可靠。 固定效應(yīng)顯示，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的各項(xiàng)稅收的總平均數(shù)為0.3427，通過計(jì)算得到縣域平均稅收95%的置信區(qū)間為7.93-41.72 億元。 隨機(jī)效應(yīng)顯示，各縣域?qū)嶋H平均稅收方差的χ2 檢驗(yàn)在1%的水平下顯著，說明縣域之間在各項(xiàng)稅收上存在顯著差異。 省內(nèi)縣域發(fā)展不平衡是造成各項(xiàng)稅收差異性的一大原因，為了進(jìn)一步細(xì)化產(chǎn)生差異性的原因，在層1 中加入解釋變量。 再根據(jù)式（3）計(jì)算發(fā)現(xiàn)，我國縣域間各項(xiàng)稅收差異大是由省際和省內(nèi)雙重原因造成的，其中有64.1%是由于各省之間發(fā)展不平衡，剩下的35.9%則是由于省內(nèi)縣域之間發(fā)展不平衡。

在式（1）中分別加入解釋變量得到單因素的隨機(jī)系數(shù)模型，用HLM 軟件對(duì)每一個(gè)解釋變量分別計(jì)算，結(jié)果如表3 所示。

圖8 居民儲(chǔ)蓄存款余額核密度估計(jì)

表2 零模型計(jì)算結(jié)果

表3 單因素的隨機(jī)系數(shù)模型計(jì)算結(jié)果

表3 計(jì)算結(jié)果顯示，經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的第二產(chǎn)業(yè)增加值與各項(xiàng)稅收的平均斜率為0.7813（信度估計(jì)為0.932），第二產(chǎn)業(yè)增加值與各項(xiàng)稅收間斜率方差的χ2 檢驗(yàn)在1%的水平下顯著，說明各縣域第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)各項(xiàng)稅收的促進(jìn)作用在省內(nèi)差異明顯；再根據(jù)式（6）計(jì)算發(fā)現(xiàn)，各縣域第二產(chǎn)業(yè)增加值可以解釋省內(nèi)造成各縣域稅收收入差異原因的54.81%。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的公共財(cái)政支出與各項(xiàng)稅收的平均斜率為0.5066（信度估計(jì)為0.880），公共財(cái)政支出與各項(xiàng)稅收間斜率方差的χ2 檢驗(yàn)在1%的水平下顯著，說明各縣域公共財(cái)政支出對(duì)各項(xiàng)稅收的促進(jìn)作用在省內(nèi)差異明顯；再根據(jù)式（6）計(jì)算發(fā)現(xiàn)，各縣域公共財(cái)政支出可以解釋省內(nèi)造成各縣域稅收收入差異原因的49.90%。經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的居民儲(chǔ)蓄存款余額與各項(xiàng)稅收的平均斜率為0.5943（信度估計(jì)為0.853），居民儲(chǔ)蓄存款余額與各項(xiàng)稅收間斜率方差的χ2 檢驗(yàn)在1%的水平下顯著，說明各縣域居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)各項(xiàng)稅收的促進(jìn)作用在省內(nèi)差異明顯；再根據(jù)式（6）計(jì)算發(fā)現(xiàn)，各縣域居民儲(chǔ)蓄存款余額可以解釋省內(nèi)造成各縣域稅收收入差異原因的42.13%。

綜合表3 的分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)省內(nèi)差異性原因的解釋比例最高，為54.81%；公共財(cái)政支出的解釋能力次之，為49.90%；居民儲(chǔ)蓄存款余額的解釋能力偏弱，為42.13%。 這3 個(gè)模型對(duì)省內(nèi)稅收收入差異性原因的解釋比例僅有50%左右，還有一半的原因未被解釋，因此考慮將這三個(gè)解釋變量同時(shí)引入隨機(jī)系數(shù)模型，用HLM 軟件的計(jì)算結(jié)果，如表4 所示。

表4 隨機(jī)系數(shù)模型計(jì)算結(jié)果

表4 中固定效應(yīng)顯示，省內(nèi)所有與稅收收入差異性相關(guān)的因素，即第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)其影響均在1%的水平下顯著，回歸系數(shù)依次為0.4156、0.1800 和0.0896，說明隨著第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額的增加，我國稅收收入將呈現(xiàn)出不同程度的增加。 隨機(jī)效應(yīng)顯示，第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額與各項(xiàng)稅收間斜率方差的χ2 檢驗(yàn)均在1%的水平下顯著，說明各縣域第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)各項(xiàng)稅收的促進(jìn)作用在省內(nèi)有顯著差異，從而進(jìn)一步考慮在層2 中引入省際間的解釋變量，以此解釋層1 中解釋變量差異性大的原因。再根據(jù)式（6）計(jì)算發(fā)現(xiàn)，省內(nèi)的這三個(gè)變量共同解釋了各縣域間稅收收入差異的61.89%，已經(jīng)明顯高于單個(gè)變量的解釋比例。

由零模型的結(jié)果分析可知，我國縣域間各項(xiàng)稅收差異性有64.1%是來自于各省之間發(fā)展不平衡；在隨機(jī)系數(shù)模型的結(jié)果分析中也體現(xiàn)了層2 引入解釋變量對(duì)層1 進(jìn)行解釋的必要性。 為了考慮層2 解釋變量的加入，需要對(duì)完整模型進(jìn)行計(jì)算，用HLM 軟件對(duì)式（7）和式（8）的計(jì)算結(jié)果，如表5 所示。

表5 完整模型計(jì)算結(jié)果

注：***、**、* 分別表示回歸系數(shù)在1%、5%、10%的水平下顯著。

表5 的計(jì)算結(jié)果顯示：

第一，從各項(xiàng)稅收差異性的省份層面來看：進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額對(duì)稅收收入的主效應(yīng)都呈不顯著的反方向變動(dòng)關(guān)系，即各省進(jìn)出口總額每增加1 萬元各縣域稅收平均減少0.45 萬元，各省固定資產(chǎn)投資每增加1 億元各縣域稅收平均減少0.53 萬元，各省人均可支配收入每增加1 元各縣域稅收平均減少1.79 萬元，各省社會(huì)消費(fèi)品零售額每增加1 億元各縣域稅收平均減少0.15 萬元。

第二，從各項(xiàng)稅收差異性的縣域?qū)用鎭砜矗旱诙a(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的主效應(yīng)都在5%的水平下呈顯著的正方向變動(dòng)關(guān)系， 即各縣域第二產(chǎn)業(yè)增加值每增加1 萬元各縣域稅收平均增加0.09 萬元，各縣域公共財(cái)政支出每增加1 萬元各縣域稅收平均增加0.21 萬元，各縣域居民儲(chǔ)蓄存款余額每增加1 萬元各縣域稅收平均增加0.02 萬元。

第三，進(jìn)出口總額對(duì)第二產(chǎn)業(yè)增加值和居民儲(chǔ)蓄存款余額都在10%的水平下呈正方向變動(dòng)，而對(duì)公共財(cái)政支出呈不顯著的負(fù)方向變動(dòng)，說明進(jìn)出口總額加強(qiáng)了第二產(chǎn)業(yè)增加值和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)，減弱了公共財(cái)政支出對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)。

第四，固定資產(chǎn)投資對(duì)第二產(chǎn)業(yè)增加值和公共財(cái)政支出都在10%的水平下呈正方向變動(dòng)，而對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款余額呈不顯著的負(fù)方向變動(dòng)，說明固定資產(chǎn)投資加強(qiáng)了第二產(chǎn)業(yè)增加值和公共財(cái)政支出對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)，減弱了居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)。

第五，人均可支配收入對(duì)公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額都在5%的水平下呈正方向變動(dòng)，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)增加值呈不顯著的正方向變動(dòng)，說明人均可支配收入加強(qiáng)了第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)。

第六，社會(huì)消費(fèi)品零售額對(duì)第二產(chǎn)業(yè)增加值在5%的水平下呈負(fù)方向變動(dòng)，對(duì)公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額呈不顯著的負(fù)方向變動(dòng)，說明社會(huì)消費(fèi)品零售額減弱了第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)。

最后根據(jù)式（9）計(jì)算層2 變量對(duì)層1 方差的解釋比例，從表6 的計(jì)算結(jié)果發(fā)現(xiàn)：各縣域稅收收入差異性的省際原因中有0.06%能被進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額的差異性所解釋；各縣域第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)稅收收入促進(jìn)作用的差異性有8.22%能被各省間進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額的差異性所解釋；各縣域公共財(cái)政支出對(duì)稅收收入促進(jìn)作用的差異性有23.81%能被各省間進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額的差異性所解釋；各縣域居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入促進(jìn)作用的差異性有32.18%能被各省間進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額的差異性所解釋。

表6 完整模型的方差解釋比例

四、結(jié)論建議

本文基于我國31 個(gè)省份、2046 個(gè)縣域2017年的稅收相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析， 首先從現(xiàn)狀分析角度對(duì)影響稅收收入地區(qū)差異性的因素進(jìn)行討論；其次將各項(xiàng)稅收作為因變量，第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額作為縣域?qū)幼兞浚M(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、人均可支配收入和社會(huì)消費(fèi)品零售額作為省份層變量，建立稅收收入地區(qū)差異性影響因素的兩層線性模型；最后依次對(duì)零模型、隨機(jī)系數(shù)模型和完整模型進(jìn)行計(jì)算分析。 實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：

（1）我國各縣域稅收收入差異很大，而且省際原因大于省內(nèi)縣域原因，即有64.1%的差異是由省際原因造成的，有35.9%是由省內(nèi)各縣域間發(fā)展不平衡造成的。

（2）縣域間第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額與稅收收入在5%的水平下呈顯著的正向關(guān)聯(lián)，其中第二產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)稅收收入的促進(jìn)程度最強(qiáng)，公共財(cái)政支出次之，居民儲(chǔ)蓄存款余額的促進(jìn)程度偏弱。

（3）省份間進(jìn)出口總額加強(qiáng)了縣域間第二產(chǎn)業(yè)增加值和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)，減弱了縣域間公共財(cái)政支出對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)；省份間固定資產(chǎn)投資加強(qiáng)了縣域間第二產(chǎn)業(yè)增加值和公共財(cái)政支出對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)，減弱了縣域間居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)；省份間人均可支配收入加強(qiáng)了縣域間第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)；省份間社會(huì)消費(fèi)品零售額減弱了縣域間第二產(chǎn)業(yè)增加值、公共財(cái)政支出和居民儲(chǔ)蓄存款余額對(duì)稅收收入的正向關(guān)聯(lián)。

基于上述研究結(jié)論，這里針對(duì)如何提高我國稅收收入以及如何縮小各省份、縣域稅收收入差異性提出幾點(diǎn)建議：

（1）優(yōu)化稅收營商環(huán)境，推進(jìn)辦稅便利化。 首先要逐步簡(jiǎn)化辦稅手續(xù)和辦稅流程，縮短辦稅時(shí)間；還要拓寬辦稅渠道，切實(shí)減輕納稅人的負(fù)擔(dān)。

（2）優(yōu)化第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展結(jié)構(gòu)。 國家可以適當(dāng)增加對(duì)第二產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)的投資力度，加強(qiáng)進(jìn)出口貿(mào)易與第二產(chǎn)業(yè)的交流聯(lián)系，讓第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)就業(yè)，提高廣大職工的工資水平；以工業(yè)為代表的第二產(chǎn)業(yè)仍是我國走向現(xiàn)代化的根本動(dòng)力，要逐步形成具有特色的工業(yè)體系，提高產(chǎn)品質(zhì)量，促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)由規(guī)模速度型高速增長(zhǎng)階段向質(zhì)量效率型高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)型。

（3）投資、出口和消費(fèi)是拉動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車，也是促進(jìn)我國稅收收入的重要措施。 投資方面要增加政府的公共財(cái)政支出和固定資產(chǎn)再生產(chǎn)投入；出口方面要繼續(xù)擴(kuò)大市場(chǎng)開放程度，進(jìn)一步降低進(jìn)出口關(guān)稅，堅(jiān)持共建“一帶一路”，深化多雙邊貿(mào)易合作；消費(fèi)方面可以通過拉動(dòng)內(nèi)需來刺激消費(fèi)，提高社會(huì)購買力。

（4）努力實(shí)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展成果、公共財(cái)政投入資金、居民儲(chǔ)蓄存款余額的省際系統(tǒng)化，省內(nèi)共享化，縮小各省份、縣域的發(fā)展差距。