公共服务满意度、税制公平与纳税遵从——经济与管理

 实证分析
（一）公共服务满意度测量指标
为了准确反映纳税人公共服务满意度的高低，需要构建有效的测量指标。由于公共服务满意度属于无法直接测量的潜变量（latent variable），因而需要设计不同的测量指标构建测量模型加以估计。本文分别从行政服务和基础服务两个方面选择满意度评价指标构建测量模型。在选取指标时遵循两个原则：原则一，属于公众关心的领域。如果选取的指标对纳税人而言比较陌生，则纳税人对该指标反应不敏感，填写问卷会比较随意，导致数据偏差。原则二，属于政府负责的公共服务领域。本文的目的是揭示政府表现与纳税人态度行为之间的关系，因而所测量的公共服务满意度必须是纳税人认为应由政府财政支持的服务，以此确保测量效度。
根据以上两个原则，我们通过深入访谈和开放式问卷调查等方式初步确定了三个指标测量行政服务满意度，包括政府行政部门日常行政服务的及时性、服务态度和服务能力。同时，初步确定了四个指标测量基础服务满意度，具体包括教育、医疗、交通和城市环境。确定上述测量指标后，编写了调查问卷，除了人口统计学变量外，所有测量指标均采用里克特5点量表的形式。通过网络拦截和现场填写等方式收集了286份问卷，剔除填写信息不全的问卷后获得276份有效问卷。为了检验测量指标设置的合理性，按照交叉验证的方法先对随机选取的146份问卷进行探索性因素分析，然后再对其余的130份问卷进行验证性因素分析，使用的软件分别为spss17和lisrel8.7。
探索性因素分析的结果见表1。进行探索性因素分析时进行了KMO and Bartlett球形检验，KMO值为0.845，球形检验的P值为0.000，说明所有7个指标适合进行探索性因素分析。根据特征根大于1的标准提取因子后，7个指标分成了2个因子，每个因子对应的所有测量指标的载荷都超过0.7的标准，两个因子的累积方差解释达到77.867%，信度系数α的值均超过0.8，所有指标的CITC值均接近或超过0.7（其中，trans和invir两个指标的CITC值分别为0.683和0.617）。所有这些结果表明测量指标结构符合预期结果。
验证性因子分析的结果如表2所示。所有测量指标的标准化载荷均达到或超过0.7的标准，除invir指标外，所有指标对应的R2都大于0.5的标准，invir指标对应的R2亦接近0.5的标准，T值检验皆有显著性，这些数据表明各测量指标具有良好的内部效度以及信度。模型拟合指数中，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，说明模型拟合度良好。
综合上述结果，7个指标能够较为可靠地反映本文所测量的行政服务满意度和基础服务满意度两个概念，可以作为潜变量测量指标用于下一步实证分析。
（二）税制公平与纳税遵从的测量
1. 税制公平测量。税收公平可以是多维概念，如横向公平和纵向公平等不同角度的公平，也可以是单维概念。本文需要测量的是纳税人感受到的税收制度公平性，因而与后者较为接近。此外，由于本文所要考察的纳税人是居民个人（包括工薪阶层、个体经营者和自由职业者）而不是企业，因而，税收制度选择个人所得税制度。同时，由于我国个人所得税征税项目中工资薪金所得项目涉及面最广，既涉及工薪阶层，也涉及个体经营者、个人独资企业业主（如业主扣除额），因而选择工资薪金税收制度作为待测量的税收制度。具体方法是描述工资薪金个人所得税制度，然后询问纳税人对该制度的公平性评价（该变量记为fairn，下同），应答方式为李克特五点量表。
2. 纳税遵从的测量。纳税遵从的测量较为复杂。测量纳税遵从的直接方法是以从税务机关取得纳税人违反税法的相关数据为基础的。然而，由于涉及纳税人的隐私问题，取得数据的请求通常需要很长时间才能获得批准，而且允许使用的数据也往往只能是小部分不规则的数据，难以满足研究需要。即使最终获得了可用数据，其研究结果也无法复制，难以进行不同研究结果之间的比较。因而，只有非常少的研究文献采用了通过税务机关获取数据的方式测量纳税遵从。就本文而言，获取税务机关的客观数据测量纳税遵从几乎不可能。因为要将纳税人的公共服务满意度及税制公平评价数据与其纳税遵从数据匹配，就必须获知纳税人的真实身份信息，这一要求既不符合研究伦理，也不可能被税务机关所支持。
本文借鉴Henderson和Kaplan（2005）对纳税遵从的测量方法，通过模拟假设的税务情景，询问被调查者如果他（她）处于该情景所描述的情况下，将如何进行纳税遵从决策。具体方法是向被调查者描述一位在中国境内两家公司取得工资收入的居民纳税人J，如果按照要求申报纳税就会面临补税①，而选择不申报就可以少纳税，选择不申报不会被税务机关发现，然后询问被调查者如果处于J的决策情况下，逃税的可能性是多大（该变量记为compl，下同），应答方式为李克特五点量表。
（三）实证检验与结果
1. 问卷与数据收集。在确定了测量指标后，则编写正式的调查问卷。数据收集方式主要通过网络拦截、现场填写两种方式进行，共获得问卷385份。为了保证数据的可靠性，剔除信息不全和明显填写不认真的问卷16份。对其余问卷进一步检查后，发现其中有相当一部分问卷职业类别是学生。学生问卷在有关税务领域的实验研究和调查研究中大量存在，如Spicer和Becker（1980）以及Carnes和Englebrecht（1995）都使用了学生样本，但这些研究都是基于美国多数大学生都有纳税申报经验的情况而实施的，而目前我国的在校学生基本不存在具有纳税申报经历的情况，如果使用这部分问卷，很可能带来研究结果的偏差问题，因此，删除了所有学生问卷，最终用于实证分析的有效问卷为306份。
2. 初始模型估计结果。为了验证本文提出的理论假设，首先建立和估计一个初始模型（简称模型1，下同），模型1预期税制公平评价正向影响纳税遵从，而公共服务中的行政服务满意度和基础服务满意度均正向影响税制公平评价。模型1及其各项估计参数见图2（使用的软件为lisrel8.7，下同）。潜变量行政服务与基础服务测量指标的参数估计结果见表3。
表3中，除invir指标接近0.7之外，所有指标的标准化载荷都大于0.7的标准，R2也都接近或大于0.5，全部指标的T值都非常显著。因此，测量指标具有较好的内在信度和效度。图2中整个模型的情况良好，卡方自由度之比小于5，CFI、TLI和NFI都大于0.9，RMSEA小于0.08。结构模型的各项参数估计结果符合理论预期，行政服务满意度和基础服务满意度均正向影响税制公平评价，相关系数分别为0.23和0.36，而税制公平评价正向影响纳税遵从度，二者相关系数达到0.65，由于纳税遵从度还受很多其他因素的影响，因而尚有57%的方差未能解释。总体而言，根据模型1的估计结果，假设H1、H2a、H2b和H4初步得到支持。
3. 竞争性模型的比较。虽然模型1初步显示公共服务满意度通过影响税制公平评价进而影响纳税遵从，但这种影响机制是否是唯一的影响机制尚需进一步检验。如果公共服务满意度除了通过影响税制公平评价间接影响纳税遵从之外，还直接影响纳税遵从，那么税制公平在公共服务满意度与纳税遵从之间的关系中扮演不完全中介的角色，否则，是完全中介。基于以上分析，建立模型2进一步确认公共服务满意度、税制公平与纳税遵从之间的作用机制。模型2及其估计结果见图3。
模型2是模型1的扩展模型，不仅包括公共服务满意度对纳税遵从的间接影响，也包括其直接影响。因此，模型2比模型1增加了两条路径：行政服务满意度对纳税遵从的影响以及基础服务满意度对纳税遵从的影响。图3的结果表明，增加的两条路径的路径系数都不显著，行政服务满意度对纳税遵从的影响系数为-0.02（t=-0.20，p>0.05），基础服务满意度对纳税遵从的影响系数为0.13（t=1.64，p>0.05）。同时，增加两条路径后，行政服务满意度、基础服务满意度与税制公平及纳税遵从之间的相关关系没有发生变化，仅系数的大小发生了微小变化，税制公平与纳税遵从的相关系数由0.65变为0.59，纳税遵从的未解释方差由57%减小到56%。由于模型1和模型2属于嵌套模型，因而可以通过卡方值变化判断这些微小变化是否有意义。二者的卡方值变化量为5.42（△χ2=59.02-53.60），p值为0.066>0.05，因而模型改善并不显著。这些结果说明公共服务满意度对纳税遵从的影响完全通过税制公平的传导作用实现，因而税制公平完全中介了公共服务与纳税遵从的关系。
本文假设H3认为由于纳税人对公共服务提供者有不同认识，而该认识可能影响纳税人对公共服务满意度的评价，因而导致行政服务满意度和基本服务满意度对税制公平评价的影响显著不同。从模型1的估计结果来看，行政服务满意度和基本服务满意度与税制公平评价的相关系数分别为0.23和0.36，二者具有一定差异，但这种差异是否显著仍需进一步检验。为了完成这一假设检验，建立模型3。模型3与模型1的不同之处在于限制了行政服务满意度和基础服务满意度对税制公平评价的影响，令二者相等。模型3的估计结果见图4。根据图4显示的结果，除了两种公共服务满意度对税制公平的影响系数发生变化外，其余参数并未发生变化。由于模型3与模型1属于嵌套模型，因而可以通过卡方值变化判断两种公共服务满意度对税制公平评价的影响是否有显著差异。二者的卡方值变化为0.71（△χ2=59.73-59.02），p值为0.399>0.05，因此，两种不同公共服务满意度对税制公平评价的影响不显著，假设H3未得到支持。
为了检验模型的稳健性，在模型1的基础上增加了性别、年龄、教育程度和收入水平等控制变量，这些变量对税制公平评价的影响都不显著，加入模型后也都没有改变或弱化公共服务满意度、税制公平及纳税遵从三者之间的相关关系。