公共服務(wù)滿意度、稅制公平與納稅遵從——經(jīng)濟與管理

 實證分析
（一）公共服務(wù)滿意度測量指標
為了準確反映納稅人公共服務(wù)滿意度的高低，需要構(gòu)建有效的測量指標。由于公共服務(wù)滿意度屬于無法直接測量的潛變量（latent variable），因而需要設(shè)計不同的測量指標構(gòu)建測量模型加以估計。本文分別從行政服務(wù)和基礎(chǔ)服務(wù)兩個方面選擇滿意度評價指標構(gòu)建測量模型。在選取指標時遵循兩個原則：原則一，屬于公眾關(guān)心的領(lǐng)域。如果選取的指標對納稅人而言比較陌生，則納稅人對該指標反應(yīng)不敏感，填寫問卷會比較隨意，導(dǎo)致數(shù)據(jù)偏差。原則二，屬于政府負責(zé)的公共服務(wù)領(lǐng)域。本文的目的是揭示政府表現(xiàn)與納稅人態(tài)度行為之間的關(guān)系，因而所測量的公共服務(wù)滿意度必須是納稅人認為應(yīng)由政府財政支持的服務(wù)，以此確保測量效度。
根據(jù)以上兩個原則，我們通過深入訪談和開放式問卷調(diào)查等方式初步確定了三個指標測量行政服務(wù)滿意度，包括政府行政部門日常行政服務(wù)的及時性、服務(wù)態(tài)度和服務(wù)能力。同時，初步確定了四個指標測量基礎(chǔ)服務(wù)滿意度，具體包括教育、醫(yī)療、交通和城市環(huán)境。確定上述測量指標后，編寫了調(diào)查問卷，除了人口統(tǒng)計學(xué)變量外，所有測量指標均采用里克特5點量表的形式。通過網(wǎng)絡(luò)攔截和現(xiàn)場填寫等方式收集了286份問卷，剔除填寫信息不全的問卷后獲得276份有效問卷。為了檢驗測量指標設(shè)置的合理性，按照交叉驗證的方法先對隨機選取的146份問卷進行探索性因素分析，然后再對其余的130份問卷進行驗證性因素分析，使用的軟件分別為spss17和lisrel8.7。
探索性因素分析的結(jié)果見表1。進行探索性因素分析時進行了KMO and Bartlett球形檢驗，KMO值為0.845，球形檢驗的P值為0.000，說明所有7個指標適合進行探索性因素分析。根據(jù)特征根大于1的標準提取因子后，7個指標分成了2個因子，每個因子對應(yīng)的所有測量指標的載荷都超過0.7的標準，兩個因子的累積方差解釋達到77.867%，信度系數(shù)α的值均超過0.8，所有指標的CITC值均接近或超過0.7（其中，trans和invir兩個指標的CITC值分別為0.683和0.617）。所有這些結(jié)果表明測量指標結(jié)構(gòu)符合預(yù)期結(jié)果。
驗證性因子分析的結(jié)果如表2所示。所有測量指標的標準化載荷均達到或超過0.7的標準，除invir指標外，所有指標對應(yīng)的R2都大于0.5的標準，invir指標對應(yīng)的R2亦接近0.5的標準，T值檢驗皆有顯著性，這些數(shù)據(jù)表明各測量指標具有良好的內(nèi)部效度以及信度。模型擬合指數(shù)中，卡方值大于0.05，卡方自由度比值小于2，CFI、TLI和NFI的值都大于0.9，RMSEA的值小于0.08，說明模型擬合度良好。
綜合上述結(jié)果，7個指標能夠較為可靠地反映本文所測量的行政服務(wù)滿意度和基礎(chǔ)服務(wù)滿意度兩個概念，可以作為潛變量測量指標用于下一步實證分析。
（二）稅制公平與納稅遵從的測量
1. 稅制公平測量。稅收公平可以是多維概念，如橫向公平和縱向公平等不同角度的公平，也可以是單維概念。本文需要測量的是納稅人感受到的稅收制度公平性，因而與后者較為接近。此外，由于本文所要考察的納稅人是居民個人（包括工薪階層、個體經(jīng)營者和自由職業(yè)者）而不是企業(yè)，因而，稅收制度選擇個人所得稅制度。同時，由于我國個人所得稅征稅項目中工資薪金所得項目涉及面最廣，既涉及工薪階層，也涉及個體經(jīng)營者、個人獨資企業(yè)業(yè)主（如業(yè)主扣除額），因而選擇工資薪金稅收制度作為待測量的稅收制度。具體方法是描述工資薪金個人所得稅制度，然后詢問納稅人對該制度的公平性評價（該變量記為fairn，下同），應(yīng)答方式為李克特五點量表。
2. 納稅遵從的測量。納稅遵從的測量較為復(fù)雜。測量納稅遵從的直接方法是以從稅務(wù)機關(guān)取得納稅人違反稅法的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的。然而，由于涉及納稅人的隱私問題，取得數(shù)據(jù)的請求通常需要很長時間才能獲得批準，而且允許使用的數(shù)據(jù)也往往只能是小部分不規(guī)則的數(shù)據(jù)，難以滿足研究需要。即使最終獲得了可用數(shù)據(jù)，其研究結(jié)果也無法復(fù)制，難以進行不同研究結(jié)果之間的比較。因而，只有非常少的研究文獻采用了通過稅務(wù)機關(guān)獲取數(shù)據(jù)的方式測量納稅遵從。就本文而言，獲取稅務(wù)機關(guān)的客觀數(shù)據(jù)測量納稅遵從幾乎不可能。因為要將納稅人的公共服務(wù)滿意度及稅制公平評價數(shù)據(jù)與其納稅遵從數(shù)據(jù)匹配，就必須獲知納稅人的真實身份信息，這一要求既不符合研究倫理，也不可能被稅務(wù)機關(guān)所支持。
本文借鑒Henderson和Kaplan（2005）對納稅遵從的測量方法，通過模擬假設(shè)的稅務(wù)情景，詢問被調(diào)查者如果他（她）處于該情景所描述的情況下，將如何進行納稅遵從決策。具體方法是向被調(diào)查者描述一位在中國境內(nèi)兩家公司取得工資收入的居民納稅人J，如果按照要求申報納稅就會面臨補稅①，而選擇不申報就可以少納稅，選擇不申報不會被稅務(wù)機關(guān)發(fā)現(xiàn)，然后詢問被調(diào)查者如果處于J的決策情況下，逃稅的可能性是多大（該變量記為compl，下同），應(yīng)答方式為李克特五點量表。
（三）實證檢驗與結(jié)果
1. 問卷與數(shù)據(jù)收集。在確定了測量指標后，則編寫正式的調(diào)查問卷。數(shù)據(jù)收集方式主要通過網(wǎng)絡(luò)攔截、現(xiàn)場填寫兩種方式進行，共獲得問卷385份。為了保證數(shù)據(jù)的可靠性，剔除信息不全和明顯填寫不認真的問卷16份。對其余問卷進一步檢查后，發(fā)現(xiàn)其中有相當(dāng)一部分問卷職業(yè)類別是學(xué)生。學(xué)生問卷在有關(guān)稅務(wù)領(lǐng)域的實驗研究和調(diào)查研究中大量存在，如Spicer和Becker（1980）以及Carnes和Englebrecht（1995）都使用了學(xué)生樣本，但這些研究都是基于美國多數(shù)大學(xué)生都有納稅申報經(jīng)驗的情況而實施的，而目前我國的在校學(xué)生基本不存在具有納稅申報經(jīng)歷的情況，如果使用這部分問卷，很可能帶來研究結(jié)果的偏差問題，因此，刪除了所有學(xué)生問卷，最終用于實證分析的有效問卷為306份。
2. 初始模型估計結(jié)果。為了驗證本文提出的理論假設(shè)，首先建立和估計一個初始模型（簡稱模型1，下同），模型1預(yù)期稅制公平評價正向影響納稅遵從，而公共服務(wù)中的行政服務(wù)滿意度和基礎(chǔ)服務(wù)滿意度均正向影響稅制公平評價。模型1及其各項估計參數(shù)見圖2（使用的軟件為lisrel8.7，下同）。潛變量行政服務(wù)與基礎(chǔ)服務(wù)測量指標的參數(shù)估計結(jié)果見表3。
表3中，除invir指標接近0.7之外，所有指標的標準化載荷都大于0.7的標準，R2也都接近或大于0.5，全部指標的T值都非常顯著。因此，測量指標具有較好的內(nèi)在信度和效度。圖2中整個模型的情況良好，卡方自由度之比小于5，CFI、TLI和NFI都大于0.9，RMSEA小于0.08。結(jié)構(gòu)模型的各項參數(shù)估計結(jié)果符合理論預(yù)期，行政服務(wù)滿意度和基礎(chǔ)服務(wù)滿意度均正向影響稅制公平評價，相關(guān)系數(shù)分別為0.23和0.36，而稅制公平評價正向影響納稅遵從度，二者相關(guān)系數(shù)達到0.65，由于納稅遵從度還受很多其他因素的影響，因而尚有57%的方差未能解釋。總體而言，根據(jù)模型1的估計結(jié)果，假設(shè)H1、H2a、H2b和H4初步得到支持。
3. 競爭性模型的比較。雖然模型1初步顯示公共服務(wù)滿意度通過影響稅制公平評價進而影響納稅遵從，但這種影響機制是否是唯一的影響機制尚需進一步檢驗。如果公共服務(wù)滿意度除了通過影響稅制公平評價間接影響納稅遵從之外，還直接影響納稅遵從，那么稅制公平在公共服務(wù)滿意度與納稅遵從之間的關(guān)系中扮演不完全中介的角色，否則，是完全中介?；谝陨戏治?，建立模型2進一步確認公共服務(wù)滿意度、稅制公平與納稅遵從之間的作用機制。模型2及其估計結(jié)果見圖3。
模型2是模型1的擴展模型，不僅包括公共服務(wù)滿意度對納稅遵從的間接影響，也包括其直接影響。因此，模型2比模型1增加了兩條路徑：行政服務(wù)滿意度對納稅遵從的影響以及基礎(chǔ)服務(wù)滿意度對納稅遵從的影響。圖3的結(jié)果表明，增加的兩條路徑的路徑系數(shù)都不顯著，行政服務(wù)滿意度對納稅遵從的影響系數(shù)為-0.02（t=-0.20，p>0.05），基礎(chǔ)服務(wù)滿意度對納稅遵從的影響系數(shù)為0.13（t=1.64，p>0.05）。同時，增加兩條路徑后，行政服務(wù)滿意度、基礎(chǔ)服務(wù)滿意度與稅制公平及納稅遵從之間的相關(guān)關(guān)系沒有發(fā)生變化，僅系數(shù)的大小發(fā)生了微小變化，稅制公平與納稅遵從的相關(guān)系數(shù)由0.65變?yōu)?.59，納稅遵從的未解釋方差由57%減小到56%。由于模型1和模型2屬于嵌套模型，因而可以通過卡方值變化判斷這些微小變化是否有意義。二者的卡方值變化量為5.42（△χ2=59.02-53.60），p值為0.066>0.05，因而模型改善并不顯著。這些結(jié)果說明公共服務(wù)滿意度對納稅遵從的影響完全通過稅制公平的傳導(dǎo)作用實現(xiàn)，因而稅制公平完全中介了公共服務(wù)與納稅遵從的關(guān)系。
本文假設(shè)H3認為由于納稅人對公共服務(wù)提供者有不同認識，而該認識可能影響納稅人對公共服務(wù)滿意度的評價，因而導(dǎo)致行政服務(wù)滿意度和基本服務(wù)滿意度對稅制公平評價的影響顯著不同。從模型1的估計結(jié)果來看，行政服務(wù)滿意度和基本服務(wù)滿意度與稅制公平評價的相關(guān)系數(shù)分別為0.23和0.36，二者具有一定差異，但這種差異是否顯著仍需進一步檢驗。為了完成這一假設(shè)檢驗，建立模型3。模型3與模型1的不同之處在于限制了行政服務(wù)滿意度和基礎(chǔ)服務(wù)滿意度對稅制公平評價的影響，令二者相等。模型3的估計結(jié)果見圖4。根據(jù)圖4顯示的結(jié)果，除了兩種公共服務(wù)滿意度對稅制公平的影響系數(shù)發(fā)生變化外，其余參數(shù)并未發(fā)生變化。由于模型3與模型1屬于嵌套模型，因而可以通過卡方值變化判斷兩種公共服務(wù)滿意度對稅制公平評價的影響是否有顯著差異。二者的卡方值變化為0.71（△χ2=59.73-59.02），p值為0.399>0.05，因此，兩種不同公共服務(wù)滿意度對稅制公平評價的影響不顯著，假設(shè)H3未得到支持。
為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，在模型1的基礎(chǔ)上增加了性別、年齡、教育程度和收入水平等控制變量，這些變量對稅制公平評價的影響都不顯著，加入模型后也都沒有改變或弱化公共服務(wù)滿意度、稅制公平及納稅遵從三者之間的相關(guān)關(guān)系。