税收能力、税收努力与税收比率：回归方法与典型税制法
出处：按学科分类—经济 经济科学出版社《公共经济学大辞典》第661页（24273字）
【内容介绍】：
公共部门规模的富有意义的国家间比较，主要通过某一时点的税收比率的变化进行统计解释。
所谓税收比率一般是指税收收入(不包括社会保障税)占国民生产总值(GNP)或国内生产总值(GDP)的比率。大量的分析通常采用单一方程回归模型来确认各国税收比率差异的决定因素。
从某种意义上说，这种方法通过假定某一国家可衡量的特征与其既定规模的政府表露的偏好即税收比率具有规则关系，来构建税收的实证理论。然而，最近有关税收比率的研究已从严格的实证分析(目的在于获得信息)转向规范应用，目的在于进行各国的税收努力比较。
劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1967，p．478－499)最先利用税收比率分析的统计结果来比较税收努力。本文简要介绍这些研究成果，目的在于一方面弄清税收能力、税收努力与税收比率三者之间的关系，另一方面了解在实证分析中回归变量是如何选择的。
1．税收努力与税收比率分析
从理论上说，各国间的税收比率差异(
)可以分为税收能力的变差(
)和税收努力的变差(
)，因而，
方程式(1)是对各国间税收比率差异的概念性分解，表明了确定这种差异决定因素的两种可能的方法。如果目标是解释税收比率的差异，就可以利用下列形式的随机模型：
T／Y=f(X1，X2，…，Xn，U) (2)
式中，T／Y代表税收比率，X，代表自变量，代表税收能力和税收努力差异的决定因素，U代表误差项。这可以冠以税收比率方法。
另一方面，如果目标是确定国家间的税收努力差异，则方程式(2)中的Xi就被定义是反映税收能力的差异，而且因为
剩余(U)的某种表达就成为一种努力的比较标准。这可冠以税收努力方法。
税收努力公式化表述需要对诸如仅影响税收能力的因素作为解释变量进行推测。
假定这些解释变量不是那些影响政府的税收意愿因素的代用标准，如某一个自变量没有包括在内以反映较高的公共支出水平。倘若作为一个自变量包括在内，这些问题伴随着这种假设可以通过考察人均收入的可能解释来说明。在税收努力方法中，有人认为，较高的人均收入表明了较高的税收剩余，从而代表了一种潜在的较大的税基。
然而，也有人认为，较高的人均收入不会导致公共服务的需求增加，因而也不会导致国民收入中政府份额的增加。
税收能力影响决定支出需求影响的这种假设，等同于假设可观测的税收比率有规则地与税收能力因素相关，但不与税收努力因素具有规则相关性，诸如那些可以作为较高公共服务水平需求的代用标准的因素。
在模型正确表述的前提下，这两种方法之间有类似之处。
最重要的是，这两种方法都可以用于比较目的。税收努力方法通过允许计算税收努力指数，即实际税收收入占估计的税收收入比率，而可以直接进行国际比较。
这里所说的估计的税收收入就是税收能力，即把一国的一系列“平均”有效税率适用于其税基而计算出来的税收比率，也就是样本国家的净回归系数。
因此，税收努力方法可以导致一种观察结果，诸如(1)给定A国代用税基的定义，(2)给定样本国家平均利用这些税基的程度，A国的征税水平低于预期的水平。结果，这种方法可能表明，A国已揭示出一种征税水平低于(样本)平均水平的偏好(倾向)，这等同于说A国的税收努力较低。就这一点来说，这种方法不是什么规范性的。
它只是表明，一个国家的税收努力的高低是可比的，但不能确定是应当提高还是应当降低。源于这种情况的政策含义是，由于(依据假设)对于所有税收能力因素都有减免，提高税收比率的主要障碍是政府不愿意增加税收。
这种方法实质上强调的是这样一个问题，即从一国的税收能力以及其他国家的实践来看，增税是否可行。
税收比率这种差异解释方法强调的是这样的问题，即某一既定国家的征税水平为什么相对较高或较低。显着的回归系数可能表明，有一系列既定的经济和社会特征的国家，其征税水平很可能高于那些没有这些特征的国家。尽管这种方程所包含的“预期”征税水平可能与实际税收水平相当，但利用这种剩余来推断增税的可行性似乎是不适当的。
税收比率方法更为重要的是信息目标，即旨在解释各国间税收比率差异的原因。
在一个适当的推测性模型的限制下，无论用哪种方法，目的之一就是尽可能地解释税收比率的差异。在税收比率分析中，自变量是税收能力和税收努力的代用标准，其中，后者包括较高公共支出水平需求所导致的增加税收的压力。
从理论上说，解释变量的总和提供了一种对国家间税收比率差异的典型而全面的解释，因此，任何没有解释的因素是由于遗漏的变量和一个随机因素造成的。
税收努力方法的一个目标同样是尽可能地解释税收比率的差异，但是在这样的限制条件下，即只是反映税收能力的变量包括在内。如果在对税收能力产生一定影响的两种替代性代用标准之间做出选择，而且从推测角度来看两者似乎同样可接受，那么，有人认为，解释较大部分差异的变量应当予以选择，因为它无疑是预测各国间税收能力差异(这些差异也是由于那种影响所致)的较好的变量。
2．为什么要进行税收努力的比较
从理论上说，一国的“适当的”收入水平是许多相互联系的、可识别的因素的函数，诸如经济的结构特征、期望收入增长率以及其他社会目标。是否利用宏观经济模型来使税收政策措施合理化，政府决策者常常借助于同其他国家的比较，以测度其自身的财政运行状况。税收努力比较的使用就与这种内部财政分析有关。
税收努力比较有助于援助国和国际组织估价某一国家的公共部门活动是否符合特定标准。例如，假定某一发展中国家的国际收支问题可以追溯到该国政府用持续而大量依赖从中央银行借款为支出融资而产生的超额总需求，而解决这个问题的方法就是对公共部门的国内信贷扩张规定限额(上限)；于是，政府面临这样一种选择，即是削减支出还是提高税收。在这种情况下，比较税收努力的客观标准会有助于做出这种决策。此外，如果援助国或国际组织参与制定和管理稳定计划时，一种客观标准会有助于弄清是增税还是减支。
另一种假设情况是存在一种向发展中国家无条件转让计划，在这种情况下，国际组织可以利用一种客观确定的税收努力指数序列。问题就是在分配这些转让时所用的方法。由于各国做出的税收努力不同，简单地按人均方法或人均收入方法来分配可能会潜在地使有些国家以外部资金替代本国筹措资金。
3．税收努力估计的回归方法：早期研究成果
自从威廉姆森(Williamson，1961，p．43－56)在1960年代初对收入份额与发展阶段间的系统关系首次进行定量分析以来，对税收努力差异的理解不断深入，这主要是因为：(1)增加样本容量，并改变其构成；(2)在原来表示发展阶段的指标中加上一个解释变量，作为衡量所谓的“税柄”(tax handles)一般性指标。
威廉姆森利用人均收入差异来模拟发展阶段的变化，并把33个发达国家和发展中国家的数据适用于一个指数函数。
他的结果表明，虽然税收比率与人均收入之间存在着显着的正向关系，但税收比率的国际差异不如人均收入的国际差异那么明显。普拉斯克特(Plasschaert，1962)利用了20个欠发达国家样本。他推测，作为自变量，人均收入用来代表发展阶段，进口／GNP比率用来表明对贸易征税的潜能。他利用一个联合模型(joint model)估计这些参数，并发现税收比率与进口比率之间存在着一个显着的关系，而税收比率与人均收入之间并没有这种显着关系。辛里克斯(Hinrichs，1966，p．7－31)对40个发展中国家和20个发达国家的研究发现，如果60个国家放在一起，税收比率与人均收入之间的关系是显着的，但单就发展中国家来说，人均收入并不是一个重要的决定因素。他还发现，“就人均收入不到300美元的欠发达国家来看，‘开放度’(用进口比率来衡量)而不是人均收入是政府收入占国民生产总值比重的关键决定因素”。
瑟恩(Thorn，1967，p．19－53)的结果与上述三项研究的结果不同。他利用32个国家的样本发现，人均收入是税收比率的一个重要的决定因素，而进口比率则是一个不重要的因素。此外，他利用虚拟变量表明，就前英国附属国而言，预期的政府收入占GNP的比重较高，而就高度分散的政府结构而言，该比重比较低，这些都与它们的人均收入水平和进口比率无关。
这表明，存在着一个“文化形态”(cultural style)的影响，也就是说，提供服务方法的偏好(公共提供和私人提供)可能在很大程度上解释了政府收入比重的差异。在一项包括66个国家的研究中，魏斯(Weiss，1969，p．384－364)在人均收入和开放度上又加上了许多反映社会、政治和文化因素的虚拟变量。他发现，四个不同的社会经济变量(城市化、识字率、农业部门的就业百分比以及大规模通讯程度指数)应当取代人均收入，而不会降低对差异的解释。
他还发现，一般文化同质性的本质特征和相对代议制政体对收入比重的影响明显是正的。他的统计分析的一般发现表明，对税收比率也存在着一种“地理性”影响。
劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1970，p．328－341)特别注重与征税容易程度和纳税服从程度相关的因素来发展这类研究。他们引入一个货币化变量，该变量用人均硬币和纸币来表示。人均收入与货币化变量之间的共线性关系以及货币化指标与税收比率的较强的关系使人均收入达到不重要的程度。这种发现与这样一个假设相一致，即人均硬币和纸币比人均收入作为衡量税收剩余(taxable surplus)的标准更为适当，它包含了不同国家的自给经济部门(subsistence sector)规模差异。
例如，如果A国和B国具有相同的人均收入，但A国的人均“货币化”水平较高，因此可以判断，A国的自给经济部门规模较小，从而税收能力较大。
根据这些税收比率的研究，可以看出：第一，就发展中国家来看，开放度的差异和人均收入的差异至少可以解释政府收入的差异。
第二，随着样本构成和规模的变化以及解释变量的增加，统计结果很容易变化。
劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1967，p．478－499)利用人均收入和开放度(以进出口总额占GNP的百分比来衡量)作为自变量发现，二者均对税收比率的大小有显着的正向影响。
他们以人均收入高于和低于800美元作为界线，把样本分为高收入组和低收入组。在高收入国家中，他们发现税收比率与这些自变量之间没有显着关系。
他们就其中的52个低收入国家进行单独研究发现，税收比率与人均收入和开放度之间存在着一定程度的显着关系。然而，同整样本相比，人均收入的总体解释方差(total explained variance)和t值大大降低了，进一步证实了以前的看法：虽然人均收入作为发展阶段很大差异的一个指标在很大程度上解释了国家间税收比率的差异，但它在解释单独研究欠发达国家的这种关系时意义不大。
希恩(Shin，1969，p．213－220)试图通过增加变量来扩展税收努力研究，但他的分析在某些地方因没有明确表明推理论据而存在缺陷。他利用劳兹和莫斯的税收数据，在收入和开放度上增加了三个自变量：农业收入与总收入的比率、人口增长率以及价格上涨率。他指出，农业收入比率反映出工业化、城市化和商业化的程度，而且，较高的农业份额意味着相对较小的私人税收剩余(可征税剩余)。因此，他利用农业份额的目的类似于劳兹和莫斯利用货币化变量的目的。
他认为应当包括人口增长率是适当的理由并不充分。一方面，有人认为，较高的人口增长率将导致较大的税收豁免，因此会降低税收比率；而另一方面，有人认为，如果所得税收入的比例非常小，其反应可能实际上是正的，因为消费支出较大。
希恩把消费者价格指数的上涨率作为一个自变量的理由同样不能令人信服。他指出，“……如果一国的税收制度是累进性的，那么，这个国家的通货膨胀率较高，其税收比率可能较高。但是，如果一国依赖于间接税制或比例个人所得税和公司所得税，或者如果个人所得税和公司所得税的累进程度不明显，那么，通货膨胀率可能是中性的。”可是，包含价格变量会提出联立方程问题，因为低税收比率可能意味着公共支出相对来说主要依靠从中央银行借款来融资。
鉴于数据的局限性，希恩仅选择了劳兹一莫斯模型72个国家样本中的47个国家，其中，16个国家是高收入(人均800美元)国家，31个国家是低收入国家。他的结果还表明了人均收入将有助于区分高低收入国家间的税收比率，但不能区分每一组国家内的税收比率。
就欠发达国家而言，他只发现价格上涨率和人口增长率是显着的。这两个变量的显着性难以概念化，但可能是由于变量的多重共线性所致。
实际上，当希恩依据他的方程估计开放度时，显着格局的变化就足以提出这种模糊的想法。总之，依据推测基础，难以把这些因素看作是税收能力的决定因素，即作为税基的指标。如果要推导和比较税收努力指数，这种辩解是必要的。
联合国贸易和发展联合会(United Nations Conference on Trade and Development，1970)对汇集的36个发展中国家1950年～1966年间的横截面数据和时间序列数据进行了税收努力分析。这种汇集数据包括343个观测值，代表税收比率和每一解释变量的年度数据。汇集横截面数据和时间序列数据的主要优点是，它可以大大增加自由度，从而提高估计值的可信度。如果可以假定解释变量的系数在横截面上和随着时间的推移都是相同的，那么，横截面数据就可以汇集。可是，UNCTAD研究中所用的汇集技术出现一个问题：由于因变量的滞后效应以一个自变量隐含地包括在内，所以，误差项是由随机效应和所谓的单个国家效应所构成。
在这种情况下，最小二乘估计不会产生一个一致的无偏估计(Balestra and Nerlove，1966，p．585－612)。
无论是人均收入还是农业在总收入中的份额(农业份额)发现都是显着的，尽管它们高度相关。可是，当按特定年份的横截面数据检验该模型时，农业份额与人均收入之间的共线性导致其中之一或两个都不显着。开放度比率仍然是显着的且是正的。
在接受农业份额比人均收入是更好的衡量经济结构差异的指标并消除“通货膨胀”变量之后，由于似乎包括在其中的推测性理由不多了，他们的结果表明，预期税收比率在开放经济的国家最高，在这些国家，农业份额的水平相对较低；而税收比率在封闭经济的国家最低，在这些国家，农业收入份额相对较高。
上述这些统计分析有两个主要问题应当予以澄清。
首先，在有些情况下，这种先验模型的公式化似乎存在着不足；其次，统计结果的解释有时被描述误差、最小二乘倾向以及变量的大量多重共线性所模糊。
关于公式化问题，在检验税收比率将随着发展阶段的变化而变化的假设中，无论是发达国家还是发展中国家的数据都包括在很多的横截面分析中。因此，这些结果推导出的结论仅作为发展中国家的标准是不牢靠的。还有，在很多早期的研究中，一直用来把税收比率表达成人均收入和开放度的函数的标准线性方程是：
T／Y=α+β1Yp+β2(Xy+My) (3)
式中，Yp代表人均收入，(Xy+My)代表进口加出口总额占GNP的比率。用Y同乘以方程式(3)的两边，得到下列方程式：
T=αY+β1YpY+β2(Xy+My)Y (4)
它表明这个模型的基本假设是：在考虑经济结构等的各国间差异之前，总政府收入水平最初假定是总收入的一定比例。结果，用来衡量收入效应的外生变量(人均收入)的系数可能被低估了。
另一种解释是可能的。如果人均收入作为一个自变量包括在内，它衡量的是可用于征税的剩余，这种剩余超过私人部门生存所必需的总收入的比例加上平均来看政府可以征收上来的总收入的比例之和。因此，税收剩余包含在可用人均收入变量衡量的较高的发展水平中。
另一类问题包括模型的描述、估计和解释。关于描述，有人已指出，由于出口既是GNP的组成部分，也是开放比率的组成部分，故局部(partial)效应间的区别被扭曲，税收比率的估计值缺乏可信度。
传统模型可能因最小二乘倾向(bias)而受损。使用一般最小二乘法要求解释变量与误差项无关，这等于说因果方向是单向的。如果这个必要的假设没有得到满足，就会产生参数的有偏和不一致的估计。
在传统的模型中，必要假设条件之一可能是收入影响税收，但税收不影响收入。有充分的理由对这种有关开放度变量和收入变量的假设提出质疑。
此外，早期有些研究的结果一直受到变量存在共线性的影响，这种影响的程度是未知的。在某些情况下，甚至对参数估计的可变性的影响也是未知的，因为表明这些相互关系程度的结果没有表现出来。
只要说这一句就够了：在存在很强的相互关系的情况下，不可能准确地分清解释变量的单独效应。
4．税收努力估计的回归方法：巴尔模型
明确陈述各种假设条件对理解依据税收努力分析得到的结果的含义是有益的，因此，巴尔(Bahl，1971，p．570－612)给出税收努力方法的准确定义。在讨论这种分析所需要的隐含假设和明确假设之后，根据先验推理和相互依赖分析的结果形成公式化模型。最后，本节表明和解释统计结果以及相应的税收努力指数，并把它们与以前研究推导出来的税收努力指数进行比较。
4．1 税收努力方法：假设
虽然税收比率无疑税收收入作为收入的函数，但税收努力可以定义为一个国家利用其税收能力的程度，也就是说，税收努力是实际征收上来的税收收入与税收能力的比率。如前所述，为了按照税收努力对各国进行排序，假定税收比率是两个既定的因素的函数：税收能力(T′／Y)和税收努力(E)，即
T／Y=f(T′／Y，E) (5)
由于T′／Y是税收能力项，税收努力又是被利用的税收能力程度，所以，在任何一个既定的国家，税收努力比率都可以表示为：
E=(T／Y)／(T′／Y) (6)
或者，
Ei=T／T′i (7)
因此，只要第i国家的税基代用标准和样本中各国的平均情况既定，第i国家的税收努力比率就是实际税收收入与预期税收收入的比率。
统计分析的第一步(也是这种方法最困难的一步)是只利用可以适当地归类为非税收努力因素的变量，估计一国的税收能力。
剩余的税收努力因素可以认为有很多的决定因素，这里只提到三个因素。
第一个因素是同私人部门相比的公共部门投资的生产率。为了在阐示上简化，令Yp代表人均收入，G代表用税收融资的政府投资，P代表私人投资。如果
，那么，在其他条件不变的情况下，可以预期，税收努力将比较大。例如，如果政府发展计划所规划的投资收益估计超过私人部门等量投资可能获得的收益，那么政府会愿意增加公共目的的资源份额。
如果政府决策者出于分配方面的原因(比如奢侈品消费与保健支出之间的取舍)而把一种介入资源配置过程的愿望包括在其目标函数中，那么，对税收努力水平会产生第二种(正的)影响。第三个可能影响政府的征税意愿的因素与公共部门和私人部门间某些活动的融资责任分工的历史安排性质有关。
例如，如果学费在教育融资中起主要作用，那么，在其他条件不变的情况下，税收努力可能就会降低。这种影响在分析中也被看成一种偏差，源于不能调整T／Y以适应各国在提供共用品上的差异。然而，应当注意到这样的事实，即这三种情况的共同问题是政府获得一种税收份额的愿意不是高于就是低于估计的税收能力。
根据劳兹和莫斯及其以后的研究，税收比率直接与单一方程最小二乘模型中特定的自变量有关，目的是推导出税收能力的估计值。这种方法包含许多隐含的假设。首先，在利用线性模型估计财政能力时，假定政府在总收入(GNP或GDP)中的份额(在从国际角度确定的平均努力水平上)将使一定的不变的百分比平均，而不管经济结构如何。
自变量一般代表这个常数(比如税收能力的常数)的向上或向下调整，取决于本国生产的和取得的收入(GDP)中是否有税收剩余，以及开发利用这种剩余在管理上是否可行。此外，利用线性模型涉及到这种假设，即自变量的局部影响(partial effects)是加性的(additive)。
4．2 规范分析与实证分析
在对这种模型所包含的变量进行选择时，方法不是实证方法就是规范方法。依据规范方法的一种解释，比如可以认为，人均收入和开放度是与税收能力有关的重要指标，它们应当包含在估计方程中，而不管解释变差的水平(level of variation explained)，也不管它们是否显着。
在这种情况下，回归分析主要用来赋予税收能力方程中税基的权数。另一方面，如果方法是实证方法，国家的“平均”行为(用可观测的税收比率与假设的税收能力因素之间的统计关系来衡量)揭示出他们利用某种税基的倾向，继而揭示出这种税基内在的税收剩余。
在这种情况下，对于选择最有约束力的税收能力限制的税基来说，或者说对于鉴别税收剩余最高的经济结构成分来说，拟合良好(goodness of fit)似乎是合理的标准。
据此也可以得到如下结论：与T／Y的相关性不显着的变量应当排除在用来估计税收能力的方程之外。
巴尔模型所采用的方法是实证方法，回归分析的目标是澄清反映这类限制或剩余的因素。然而，拟合良好标准只有在变量间进行选择时才适用。
无论是规范分析还是实证分析，回归方法很难处理一国对某一特定税基是征税还是不征税的偏好，在估计的回归系数中有所反映，可能包括了政治影响和纯粹的税收能力因素。
4．3 税收努力模型
可以想像到的影响税收能力的变量不计其数，对这些变量进行考察也是可能的。
但是，我们必须要考虑到数据的有限性以及方法上和先验上的限制。
在选择解释变量时必须考虑到方法限制是其衡量指标的重叠程度(如出口是Xy和Yp的组成部分)以及它们是共线性的程度。
从先验角度来看，只有影响税收能力的税收变量才包括在内，数据的有限性限制了某些有关变量的使用，如个人所得、收入分配以及自给经济部门收入的真实水平。因此，方法就是证明影响税收能力的基本因素是合理的，并澄清这些基本因素的每一因素的代用指标。
从历史角度来看，有两类因素一直用来解释税收比率在国家间的差异：即发展阶段和外贸部门的规模，前者通常用人均收入来衡量，后者用进出口总额占收入的份额来衡量。下列建立的模型用决定税收能力的三个一般因素来表示：外贸部门的规模、发展阶段以及增值的部门构成指标。
外贸部门的规模 这里所作的假设是税收能力直接与外贸部门的规模有关，首先是因为出口水平占收入的份额越大，表明货币化程度越高，在管理上易于征税的产业结构占比重较大；其次是因为随之而来的进口份额越高，税收的征收管理难度越小。
此外，初级出口产品的有利的世界市场条件会在出口收益中产生相对大量的税收剩余，从而提高税收能力。
在解决这个问题的税收努力方法中，作为外贸部门影响税收能力的一种解释，我们必须剔除这种变量，即当出口收入较高时，国家间税收转移可能很大(因此，提高税收比率的政治阻力可能减弱)。然而，鉴于需求因素、较高的外国所有权水平以及发达国家与发展中国家间有关外国收益的信贷协议(crediting arrangements)，这种可能也许是存在的。
这里，使原假设(null hypothesis)概念化的难度远不及界定适当反映从而产生的较大税基的外贸部门规模的指标。似乎有三种选择(Lotz and Morss，1970，p．328－341)：即进口比率(My)、出口比率(Xy)以及进口加出口比率(Xy+My)，这些都是指占GNP的比率，下文中，第三种比率也称为开放度比率。从先验角度看，证明利用开放度比率是适当的取决于如下假设，即该变量应当反映总体可利用的贸易税基。
假定一个不变贸易量构成的差异不影响税收能力，也就是说，外贸总体水平既定的情况下，进口部分和出口部分相对规模的国家间差异对税收比率没有影响。如果外贸变量必须反映易于课征公司所得税或出口税的税基规模，那么，出口比率将更为适当。如果无论从管理上还是从政治上，对大量的出口商征税比对其他国内生产者征税更可行，那么，可得到结论，在其他条件不变的情况下，出口比率越高，税收比率越高。
换言之，利用进口比率作为自变量可能反映这样一种企图，即捕捉进口税基规模在各国间的差异。
一般来说，进口比率与开放度比率之间差异不大，因为，它们都以近似相同的方式与经济结构有关。然而，同进口比率或开放度比率相比，出口比率与采矿收入份额、税收比率的关系更为密切。进口比率与税收比率之间的这种微弱关系可以作这样的分析。可以肯定，税收能力中的一部分是进口税的税基，即进口总值减去不征税进口价值。如果免税或者按差别税率征税(如用于出口的原材料、机器和设备、必需品)的进口产品价值的一部分与总体进口比率年呈规则变化，那么，总体进口比率不是一个令人满意的税收能力指标。因此，进口比率与税收比率之间的关系不牢靠。出口比率所显示出来的这种关系比较强是因为间接效应和上述讨论的那些直接效应。
采矿出口份额比较大的国家具有较大的总体出口份额和较高的税收比率，之所以有这种关系是因为这个部门所产生的收入中包含的税收剩余比较大。
上述从先验的和经验的角度考虑表明，出口比率(Xy)是外贸部门规模差异所导致的国家间税收能力差异的较好的指标。可是，经验分析表明，外贸部门规模作为税收比率决定因素的重要性在很大程度上是由于出口总额和收入总额(GNP)中采矿和石油的重要性所致。
发展阶段 从传统上说，发展阶段一直是用人均收入来衡量：在其他条件不变的情况下，人均收入越高，表明税收能力越大。
但是，在早期的研究中，用人均收入作为发展阶段指标得到各种结果。一方面，它能令人满意地解释发达国家与发展中国家之间的税收比率的差异，但另一方面，它不能有效地解释发展中国家之间的差异。这种失败的原因至少有两种可能的解释。第一，人均收入不同隐含着重要的结构差异(即货币化部门的相对规模)，这种结构差异影响着税收能力。
第二，国家间比较的准确性因本币转换成美元必然会出现误差。这种误差对税收能力估计值的影响可以通过指出隐含地利用人均收入作为解释变量规定了现行汇率是一国税收能力的一个决定因素来阐示。
例如，方程式
T／Y=a+bYp (8)
可以修正为
T／Y=a+b(Y′p／R) (9)
式中，R代表官方汇率，Y′p代表以本币单位衡量的Yp。求(9)式对汇率的偏导数，得到：
(10)
它表明，对于汇率中的每一美元货币单位差异(以本币单位表示的人均收入既定)，税收比率相差－bY′p／R2。因此，从所使用的汇率不反映本币购买力中的真实国家间差异这个意义上说，税收比率对人均收入差异的反应得不到准确估计。
官方汇率的国家间差异(即使在均衡状态下)充其量衡量的是一种货币在国际交易的商品和服务上的购买力差异，而不是整个购买力差异。
当以美元表示的人均收入在广泛不同的发展水平上用来比较各国时，才有可能有高度可比性(Beckerman，1966，p．7－10 and p．27－37)。
衡量发展阶段的另一种方法是农业部门所产生的收入百分比。
一般来说，较高的农业部门活动水平将伴随着较大的自给经济部门，商业化和工业化程度不高，人均收入也就比较低。而且，农业部门的增值中所包含的税收剩余也比较低，因为，第一，农业工资收入者的收入相对较低，第二，当农产品是由大部分是由很多小农场主生产的时，边际毛利相对较低，第三，这类农业企业并不像经济中的其他部门在税收的征收管理上那么容易。农业部门的相对规模对税收比率的(负)影响还有其他两种可能解释：第一，政府不愿意对本国生产和消费的食品征税，第二，对农业部门征税有政治压力。从税收努力角度来看，这些是对农业份额作为一个解释变量不可接受的解释。
尽管农业份额作为衡量发展阶段的指标也会受到各国在估计这种自给经济部门所产生的收入的做法上差异的影响，但它避免了使用官方汇率所产生的问题。此外，有经验数据为下列观点提供了佐证：就业中的农业份额与经济结构和税收比率都有关。在就74个发展国家作为样本进行研究时，阿德尔曼和莫斯(Adelman and Morris，1965，p．562)发现，按就业衡量的农业部门的相对规模与人均收入、教育水平、大众传播程度、中产阶级的实力(人数)、观念现代化程度等负相关。劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1969)利用一个因素分析法也发现，农业就业份额与人均收入、识字率、城市化呈负相关。
这些发现在一的程度上进一步证实了下列观点，即农业部门的相对重要性与发展阶段有关。衡量自给经济部门规模的另一种可能是通过构建一个变量，反映货币化程度的国家间差异。
在以前的研究中，劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1970)为此而使用了人均硬币和纸币。在我们的这篇文章中，劳兹和莫斯的公式基于先验原因而被拒绝，“货币减去准货币占GNP的百分比”。
可是，这个变量与任何其他因变量或该变量与税收比率之间没有明显关系。有证据表明，农业收入份额很大的国家，人均收入可能很低，进出口比率非常小。
最后，农业份额较大可以说是低税收比率的一个比较可靠的预测指标。
在巴尔模型中，农业份额(Ay)用来表示发展阶段。
从先验角度来看，它是一个表明经济发展水平(人均收入表示)国家间差异的良好指标，而从经验角度来看，它表明了与税收比率的比较可靠的简单关系。
生产收入分部门构成 假定除了总体经济发展水平和外贸部门规模的影响外，收入的部门分配对税收能力也有影响。
显然，在这些部门之间，政府可用来征税的剩余变化很大。这里检验的特定假设是采矿部门一般比其他部门产生的剩余大，因而它是税收能力的正的决定因素。
鉴于采矿行业伴随着大量的固定投资，经营限制在几个大型企业，因而征收所得税或出口税在管理上比较容易。采矿部门的税收能力较高的另一个看起来合理的但在税收努力公式中不能接受的解释是由于采矿公司通常大部分由外国控制，提高税收水平的实际阻力将会减弱，或者从本国居民的观点来说，当采矿业在总收入中所占份额相对很大时，每一美元收入的既定税收水平的负担降低了。
据此可得到结论，政府愿意提高征税水平，因为这样做在政治上是可行的。
劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1969)发现，矿产和石油在出口总额中的比重与出口比率、公司所得税比率之间有很强的正相关。
在一定程度上需要特别考察采矿份额的进一步证据在劳兹和莫斯、希恩以及UNCTAD的研究结果中找到，在这些研究成果中，由于在财政能力方程式中，没有调整采矿收入份额的国家间差异，所以，特别依赖采矿业的国家在财政努力的排序上可能较高。
有证据表明，采矿份额较大的国家，其人均收入可能明显较高，出口比率较高，而农业份额较低。采矿份额表现出比分析中的其他任何解释变量与税收比率的关系都密切，也就是说，采矿份额较大的国家，其税收比率明显较高。正如所预期的那样，采矿／收入份额与采矿／出口份额具有很高的相关性，而这两个份额又与税收比率明显相关。
这就进一步证实了这种怀疑：当出现大量的采矿活动时，开放度比率或出口比率对税收比率的影响尤其显着。
在巴尔的统计分析中，采矿份额(Ny)用作解释变量，表明采矿／收入份额和采矿／出口份额越大的国家，其税收能力越高。
估计方程 上述所作的假设是：税收能力是三个主要因素的函数，即发展阶段、收入的部门构成以及外贸部门的规模。这些因素利用农业收入份额、采矿收入份额以及出口收入份额可以分别测定。简单相关矩阵表明，分别来看，三个逼近变量中的每一个变量都与税收比率显着相关。在形成单一估计税收能力的公式中，这三个因素以某种方法应当合并到一个方程中，以便估计比如假定收入构成差异和发展阶段差异保持不变的情况下，外贸部门规模微小差异对税收能力的影响。第一个目标就是要确定这些局部效应(partial effects)在统计上是否是显着的。
基于这些偏回归系数进行检验的特定假设是：税收能力与农业份额(Ay)负相关，与采矿份额(Ny)正相关，与出口比率(Xy)正相关。
假定这种关系是线性的，因此，基本估计方程是：
T／Y=a+b1Ay+b2Ny+b3Xy (11)
该模型至少存在着两个统计估计问题。首先，对三个自变量的成分考察表明，存在一个说明误差(specification error)，因为采矿和农业部门的增值是出口总值的一个组成部分。这种误差的一个潜在的结果是回归系数的有偏估计；因此，在定义变量时要做一定调整。特别地，也要利用另一种估计方程，在该方程中，农业出口份额和采矿出口份额可以从出口总份额中扣除。
T／Y=a+b1Ay+b2Ny+b3(Xy－Axy－Nxy) (12)
此外，采矿份额和出口比率以及采矿和农业份额估计是共线性的；因此，在解释单独效应的指标时必须要小心谨慎。这就是说，一个变量可能不显着，因为它在解释因变量的变化时很不重要，或者因为他是重要的但与另一个自变量相关。
在这后一种情况下发生不显着性，因为多重共线性的一个效应是回归系数标准误差的增加。总之，一个自变量不管是因为哪种原因而出现不显着性都需要从该回归方程中删除这个变量。
4．4 税收努力排序
利用上述方程式回归分析的结果，按税收能力和税收努力对各国排序，排序结果大致可归为四类。第一类是高税收能力－高税收努力国家，这类国家一般主要依赖于采矿部门。
第二类是高税收能力－低税收努力国家，这些国家的税收能力比较高也是因为采矿份额相当重要，但税收努力大大低于国际平均水平的主要原因在于矿物出口的市场条件不同。比如说，铜的世界市场条件可能比锡的世界市场条件更有助于提高税收水平。
第三类是低税收能力－高税收努力国家，这些国家的税收努力较高可以从两个方面来解释。第一，农业出口税基没有包括在内，因此低估了税收能力。第二，这些国家的政府提供某些在大多数国家都由私人部门提供的物品和服务，因而所看到的公共部门“价格”相应较高。第四类是低税收能力－低税收努力国家。
第四类是低税收能力－低税收努力国家。
5．税收努力估计的典型税制方法
估计税收努力的另一种方法是考虑征收每一种税的能力的典型税制方法，并最早由美国的政府间关系顾问委员会(Advisory Commissio on Intergovernmental Relations，1991)应用于美国各州。
提出的问题是：倘若一国按现行税制结构征税，但税率采用国际平均税率，税收收入总水平将会是多少?这种预期收入与实际收入的比较，给出了每一种税以及整个税制的税收努力指数。为了计算每一种税的平均税率，估计每种税的回归方程式：税收收入水平是税基和控制变量的函数。根据这种典型税制方法就可以计算出税收努力指数(Bahl，1972，p．87－124)，并按照国际货币基金组织的定义，把税种归为以下七类：个人所得税(包括工资税但不包括社会保障税)、公司所得税、财产税(包括机动车辆税)、国内间接税(包括销售税、货物税以及其他国内间接税)、进口税、出口税、其他税。
就每一税种而言，都需要找到一种代用税基，以反映各国间实际税基的差异。之所以要用代用税基，主要原因是数据只能从公开的来源取得，而得不到实际税基的数据。
个人所得税和国内间接税假定是对货币化部门的收入亦即在生计部门(subsistence sect。
r)之外产生的收入征税的税种。货币化部门的收入可用GDP扣除农业部门的GDP再加上农业部门的出口值之后的结果表示，所以，个人所得税和国内间接税的税基可以写成下列形式：
个人所得税和国内间接税的税基≈货币化部门的收入≈GDP总额－农业部门的GDP+农业部门的出口值
类似地，其他各种税的税基也可以这样表示：
财产税的税基≈GDP总额
进口税的税基≈进口商品的价值
出口税的税基≈出口商品的价值
公司税的税基≈采矿业和制造业部门的GDP+农业部门的出口值
其他税的税基≈GDP
许多经济学家指出，发展中国家的政府支出和税收政策取决于人均收入水平(Tanzi，1987；Heller and Diamond，1990)，巴尔等(Bahl，Martinez-Vazquez and Wallace，1996)则利用虚拟变量来反映这种可能性：如果一国的人均收入超过400美元，该虚拟变量值为1；如果人均收入等于或不到400美元，该虚拟变量值为0。
根据上述税收分类、代用税基以及外生经济变量，就可以估计下列回归方程式：
lnPERS=b01+b11lnYVAR+b21ypDUM
lnCORP=b02+b12lnNVAR+b22ypDUM
lnSALES=b03+b13lnYVAR+b23ypDUM
lnPROP=b04+b14lnGDP+b24ypDUM
lnEXP=b05+b15lnCOMEXP+b25ypDUM
lnIMP=b06+b16lnCOMIMP+b26ypDUM
lnOH=b07+b17lnYVAR+b27ypDUM
上述各式变量的经济含义是：
ypDUM——人均收入虚拟变量。若人均收入大于400美元，它就等于1；若人均收入小于400美元，它就等于0
lnPERS——个人所得税税收收入的自然对数
lnCORP——公司所得税税收收入的自然对数
InSALES——销售税、货物税和其他国内间接税(不包括机动车辆税)税收收入的自然对数
lnPROP——财产税(包括机动车辆税)税收收入的自然对数
lnEXP——出口税税收收入的自然对数
lnIMP——进口税税收收入的自然对数
lnYVAR——GDP总额减去农业部门的GDP加上农业部门的出口值的自然对数
lnNVAR——采矿和制造业部门的GDP加上农业部门的出口值的自然对数
lnGDP——GDP的自然对数
lnCOMEXP——出口商品价值的自然对数
lnCOMIMP——进口商品价值的自然对数
上述这些回归方程的系数用于计算每一种税的平均税率，然后适用于一国的每一种税的税基，就可计算出该国每种税的预期收入水平。
每种税的实际收入数额与相应税种的估计数额的比率，就可以看出这种税同各国该税的平均水平相比在该国的实际利用程度。
6．结语
一国的课税水平通常可以税收收入占GDP(或GNP)的比率即税收比率来衡量。
税收比率的直接决定因素有三，一是政府支出的需要，二是非税收资金来源(包括举债和货币创造)的可利用性和意愿，三是该国的税收能力(Goode，1984，p．84)。税收能力取决于人们的支付能力和政府的征收能力。
税收努力则是这种税收能力的利用程度(Chelliah，1971，p．292－293)。
税收能力和税收努力的评估有助于政府制定政策，也有助于外国债权人评价一国政府的业绩状况虽然影响税收能力的因素不能准确计量和估价，但这种思想实质上是定量的。
一旦税收能力在数量上确定了，税收努力也就计算出来了。
经济学家特别是国际货币基金组织的经济学家认为，税收比率与人均收入、经济开放度(以外贸部门的相对规模表示)以及经济结构(特别是农业和采矿业的相对规模)密切相关(Williamson，1961，p．43－56；Hinrichs，1966，p．546－556；Thorn，1967，p．19－53；Shin，1969，p．213－230)。
如果把发达国家与发展中国家的情况综合考虑，各项研究表明，一国的税收比率与各变量之间的关系是：第一，与人均收入呈正相关，而且具有很高的统计显着性；第二，与进出口总额占GDP(或GNP)比率呈正相关，而且具有很高的统计显着性；第三，与采矿业(包括石油产品)占GDP比率呈正相关，而且具有很高的统计显着性；第四，与农业占GDP比率呈负相关，但回归系数并非总是具有很高的统计显着性；第五，与货币化程度呈正相关，但这一变量的影响难以与人均收入引起的货币化的影响区分开来，故近年来的研究已放弃这一变量。
根据回归方程就可估计出税收比率值(T′y)，这是按照国际标准该国“能够”征收的数量。税收努力水平(E)就等于实际税收比率与估计的税收比率之比，即
E=Ty／T′y
近年来，学术界对发展中国家的税收比率的回归分析(Tait，Gratz and Eichengreen，1979，p．123－156；Bahl，Martinez-Vazquez，Jordan and Wallace，1993；Bahl，MartinezVazquez and Wallace，1996)，仍然使用着劳兹和莫斯(Lotz and Morss，1967)、巴尔(Bahl，1971)以及克利亚、巴斯和凯利(Chellian，Baas and Kelly，1975)构建的回归模型。这些回归方程的一般表达形式如下：
劳兹－莫斯模型：
Ty=a+bYp+cXMy
巴尔模型：
Ty=a+bNy+cAy
克利亚－巴斯－凯利模型：
Ty=a+b(Yp－Xp)+cNy+dX′y
式中各变量的经济含义是：
Ty——税收比率(不包括社会保障缴款)
Yp——以美元表示的人均GNP
XMy——进出口总额占GNP比率
Ny——采矿部门(包括石油部门)的GDP比例
Ay——农业部门的GDP比例
(Yp－Xp)——以美元表示的人均非出口收入
X′y——非矿产品出口占GNP比率
一般来说，如果有某一段时期的各国的横截面数据，就可以利用一般最小二乘法来估计上述方程。
通过比较估计的税收比率与实际税收比率，就可计算出税收努力指数或国际税收比较指数。尽管该指数的数值会因估计方程、选择的样本国家以及时期的长短不同而不同，但最终的国家排序一般都比较接近。
最后需要强调指出的是，税收努力指数比较低并不意味着该国应当增加税收，同样，税收努力指数比较高也不表明该国应当降低税收。这种决策应当主要考虑的是财政支出的需要、各种资金来源、可能要改变的特定税种的影响、管理能力以及计划在政治上能否接受等。着名财政学家古德(Goode，1984，p．88)认为，税收努力分析的最大作用在于告诉政府从何处着手解决预算问题。
预算赤字过大的国家在税收努力指数比较低的情况下，可以通过适当地增加税收来解决预算赤字问题；但是，如果税收努力指数比较高，政府就应当削减预算支出。有人也对税收努力分析提出了批评(Bird，1976，p．244－265；Bolnick，1978，p．62－80)：各国间的条件差异非常之大，以致于一般的理论阐示和定量比较无助于具体国家的政策评估。
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