عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت

فصلنامه علمي- پژوهشي مطالعات اقتصادي كاربردي ايران سال چهارم شمارهي 61 زمستان 6931 صفحات: 25-52 عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت *1 ابراهیم نصیراالسالمی 5 تیمور رحمانی 3 حمید ابریشمی تاریخ دریافت: 9324/06/92 تاریخ پذیرش: 9324/00/91 چکیده تنوع بخشی به منابع درآمدها اعمال یک سیاست استراتژیک در اقتصاد و مدیریت است. با تنوعبخشی امکان دسترسی با ثباتتر و انعطافپذیرتری به اهداف و کارکردهای مدیریت مالی فراهم میشود. در این مقاله اثر متغیرهایی مانند نوسانات تولید ناخالص داخلی شاخص تنوعبخشی مالیات سهم مالیاتهای غیرمستقیم نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی نرخ رشد درآمدهای نفتی تولید ناخالص داخلی سرانه سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی و ضریب جینی بر نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت با استفاده از روش مدل خود رگرسیونی و توزیع با وقفه (ARDL) مورد بررسی و تحلیل قرار گرفته است. نتایج بهدستآمده از تخمین مدل رگرسیونی نشان میدهند که ساختار مالیاتها و همچنین ساختار اقتصاد در یافتن ترکیبی از مالیاتها که ثبات درآمدی برای دولت به وجود آورند نقش مهمی دارند عالوه بر این ساختار هر مالیات نیز بر عملکرد مالیاتی و نتایج آن اثر تعیینکنندهای دارد. کلیدواژهها: مالیات ثبات و پایداری درآمدی مدل خودرگرسیونی و توزیع با وقفه( ARDL ) طبقهبندی H2,C5,C22 :JEL Email: enasiroleslami@yahoo.com Email: trahmani@ut.ac.ir Email: abrishami_hamid@yahoo.com 1. استادیار گروه آمار دانشگاه بوعلی سینا ( * نویسنده مسئول( 5. دانشیار گروه اقتصاد دانشگاه تهران 3. استاد گروه اقتصاد دانشگاه تهران

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 26 مقدمه یکی از راهه یا کسب درآمد برای دولت اخذ مالیات است. هنگامیکه از مالیاتها صحبت میشود در حقیقت بحث سهم دولت از درآمد ملی و یا سرمایه ملی استفاده و برداشت از آن در رسیدن به اهداف کلی دولت تثبیت اقتصادی تأمین مخارج دولت و توزیع درآمد نقش اساسی را بازی میکند. مالیات از مهمترین ابزارهای اقتصادی است که در رشد و توسعه پایدار تأمین عدالت اقتصادی از طریق توزیع مجدد درآمد و ثروت و تخصیص بهینه منابع نقش دارد. همچنین با اخذ مالیات عادالنه و واقعی میتوان بر مشکالت مهم اجتماعی و اقتصادی دولتها مانند کسری بودجه معضل بیکاری و کاهش سرمایهگذاری در بخشه یا تولیدی فائق آمد. هر چند که تأمین مخارج دولت از منابع دیگر همچون نفت استقراض از بانک مرکزی و غیره میتواند صورت گیرد اما تجربهه یا گذشته کشورها نشان میدهد که تکیه بر درآمدهای غیرمالیاتی نامعقول زیانبخش و ناپایدار است و اتکا بر درآمدهای مالیاتی یکی از سالمترین روشه یا تأمین درآمد برای دولتها است. در اقتصاد حجم مالیات معموال از طریق اندازهگیری نسبت درآمدهای مالیاتی به محصول ناخالص داخلی یا ملی ارزیابی میشود که به نسبت مالیاتی موسوم است. مهمترین عوامل مؤثر بر نسبت مالیاتها عبارتاند از میزان هزینههای دولت امکانات موجود درآمدهای غیرمالیاتی )شامل استقراض( ظرفیت مالیاتی کشور و محصول ناخالص داخلی. با توجه به هزینههای دولت و نااطمینانی کشور به درآمدهای نفتی اصالح نظام مالیاتی کشور یکی از مهمترین مسائل اقتصاد کشور است. با توجه به افزایش هزینههای عمومی دولت و نوسانات درآمد نفتی طبیعی است که دولت برای تأمین این هزینهها نیاز به درآمد مالیاتی مطلوب و مناسب دارد. حجم درآمدهای مالیاتی در کشور نشان میدهد که شکاف زیادی میان ظرفیت بالقوه و بالفعل مالیاتی کشور وجود دارد. با توجه به اطالعات آماری بهدستآمده پایین بودن سهم مالیاتها در تأمین مخارج دولت است که کسری بودجه دولت در ساله یا مختلف را تشدید نموده است بنابراین اصالح و تجدیدنظر در نظام مالیاتی کشور ضروری است. 1. مبانی نظری و پیشینه تحقیق داشتن درآمدهای باثبات و پایدار برای دولت به علت افزایش تقاضای روز افزون کاالها و خدمات عمومی امری اجتنابناپذیر است بنابراین دولتها عالوه بر رشد درآمد مالیاتها باید به ثبات آنها نیز توجه داشته باشند. بررسی متون اقتصادی حاکی از آن است که محققین متعددی در زمینه پایداری و درآمدهای پایدار مطالب ارزشمندی را به رشته تحریر درآوردهاند. در این بررسی میتوان به تعریف

72 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 1 از درآمدهای پایدار اشاره کرد. بر مبنای تعریف هیکس درآمد پایدار عبارت است از: حداکثر هیکس درآمد قابلدسترس در یک دوره زمانی با تضمین ایجاد همان سطح درآمد در دوره آینده در شرایطی که نظام اقتصادی با محدودیتهای منابع نیروی کار سرمایههای تولیدی توسط بشر و سرمایههای طبیعی مواجه است. بهطورکلی میتوان گفت در ارتباط با متغیرهای مالیه عمومی )از جمله درآمدهای مالیاتی کسری بودجه و...( دو موضوع مهم و تا حدی قابل تفکیک را میتوان مطرح کرد. موضوع اول تداومپذیری 5 است و به تحلیل بودجه دولت از این منظر میپردازد که آیا با ساختار موجود مالیاتها و هزینهه یا مالی دولت و روند آنها در بلندمدت دولت توانایی مالی خود را حفظ میکند یا ناچار به تعدیل در ساختار مالیاتها و مخارج میشود. چنانچه دولت ناچار به تعدیل در ساختار مالی خود باشد وضعیت بودجه دولت تداومپذیر نیست. موضوع دوم ناپایداری و بیثباتی مالی دولت است به این معنی که مالیاتها یا مخارج دولت و یا هر دو دچار نوسانات چشمگیر باشند و به همین دلیل بیثباتی در کسری بودجه دولت نیز بروز نماید که خود مشکالتی را در تأمین کسری بودجه دولت در کوتاهمدت فراهم کرده و از طریق پیامدهایی که بر سرمایهگذاری بهجا میگذارد بر رشد بلندمدت اقتصاد اثر منفی میگذارد. 3 میان ساختار اقتصادی و تنوعبخشی درآمد و ثبات درآمد مالیاتی دولت ارتباط نزدیکی وجود دارد. تنوعبخشی درآمد از طریق تعامل خود با ساختارهای اقتصادی بر ثبات درآمدی تأثیر میگذارد به عبارت دیگر یک اقتصاد که از صنایع و بخشه یا مختلف تشکیلشده است زمینه را برای تعریف ساختار مالیاتی متنوع دولت فراهم میکند. الزم به ذکر است که رابطه مثبت بین تنوعبخشی و ثبات کامال ذاتی است. رابطه علت و معلولی بین تنوعبخشی و بیثباتی اقتصادی نزدیک 06 سال است که مورد توجه تحقیقات اقتصادی است. در ادبیات علمی مربوطه بهطور عمومی این دید پذیرفتهشده که: الف( تنوع اقتصادی یک اثر مثبت روی ثبات اقتصادی دارد. ب( تخصصگرایی بیشتر بیثباتی ناشی از ادوار تجاری را افزایش میدهد. ج( اقتصاد بزرگتر تمایل بیشتر به افزایش تنوع و در نتیجه ثبات بیشتر دارد. )1991( 2 به این موضوع اشاره میکنند که حساسیت و ثبات درآمدهای مالیاتی به دای و ماکگویر ویژگیهای ساختاری مالیات بستگی دارد. آنها پایههای مالیاتی مختلفی را مورد آزمون قرار میدهند و نتیجه میگیرند که در بعضی از پایههای مالیاتی رابطهی بین نرخ رشد و نوسانپذیری منفی است و برای همهی پایههای مالیاتی یکسان نیست بنابراین بهینهسازی سیستمهای مالیاتی ایالتی با طراحی مناسب ساختارهای مالیاتی امکانپذیر است. 1. Hicks, J. R. 2. Fiscal Sustainability 4. Dye and McGuire 3. عرب مازار و دیگران

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 28 5 از متغیرهای )5660( 1 بهجای استفاده از متغیرهای نماینده در مطالعهی اخیر بوروس فاکسو و توتل واقعی برای پایههای مالیاتی و درآمد استفاده کردهاند. در این تحلیل آنها نتیجه میگیرند که معافیت مستمری در بخشه یا خصوصی و عمومی بر کشش درآمدی بلندمدت درآمدهای مالیاتی فردی )5662( 3 بر نتیجهی عکس دارد اما در مورد درآمد بر فروش هیچ متغیری چنین تأثیری ندارد. فلیکس اساس تخمینهای زوبل و هولکامب ویژگیهای رشد و ثبات منابع درآمد مالیاتی را بررسی میکند. نتایج تجربی وی با مطالعات پیشین سازگار است. تخمین کشش نشان میدهد که مالیات بر درآمد فردی بیشترین رشد را داشته است درحالیکه مالیات بر درآمد شرکتها رشد بسیار کم و درعینحال نوسان بسیاری در طول دورهی تجاری داشته است. )5662( 2 در مطالعهای مشاهده نمودند که ایالتهایی که درآمد خود اسجوگویست والکر و واالس را بدون تکیهی کامل بر مالیات بر دارایی تنوعبخشی میکنند سطح مالیات بر دارایی کمتر و سطح )5669( 2 نیز در مطالعهای چنین نتیجه مخارج باالتری نسبت به سایر ایالتها در آمریکا دارند. کارول گرفته است که هم تنوعبخشی مالیاتی و هم غیرمالیاتی باعث کاهش نوسانپذیری درآمد میشود. )5616( 0 بر اهمیت در نظر گرفتن شرایط اقتصادی و پورتفوی مالیاتی در تعیین کورینا و نلسون نرخ رشد و نوسانپذیری درآمد مالیاتی ایالت تأکید میکنند. نتایج آنها نشان میدهد که در کوتاهمدت دولتها قادر به تغییر زیرساخت اقتصادی نیستند اما میتوانند با تغییر در پورتفوی مالیاتی خود آثار سوء دورهه یا تجاری بر وضعیت مالی خود را کاهش دهند. )5616( 7 در مورد تنوع درآمدی یک مطالعه موردی انجام داده است و بهطور خاص او به یان بررسی اثرات تنوع درآمد و ثبات اقتصادی بر ثبات و پایداری درآمد با استفاده از دادهه یا پانل ایالتی در طول دوره 5662-1920 پرداخته است. به پیروی از مطالعه وایت )1923( او تعریف بیثباتی درآمد را از طریق نوسانات کوتاهمدت پورتفوی مالیاتی حول روند رشد مورد انتظار آن تعریف میکند و آن را با انحراف معیار پورتفوی اندازهگیری میکند. نتایج نشان میدهد که هر چند تنوع درآمدی ثبات و پایداری درآمد را افزایش داده است و یل اثر آن بستگی به ثبات اقتصادی دارد. موسوی میر حسین و دیگران )1327( در واقع مقاله خود نشان می دهد که الگوی گری بکر نتایج جدید و جذابی در مورد مالیات بندی بهینه بر کاالهای ترکیبی ارایه می کند. با توجه به اینکه مقاالت ارایه شده در این زمینه بیشتر به نقش کشش متقاطع فراغت پرداخته اند و از آن جا که تئوری های 1. Bruce, Fox and Tuttle 2. Proxy 3. Felix 4. Sjoquist, Walker and Wallace 5. Carroll 6. Cornia and Nelson 7. Yan

73 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 سنتی پیشنهاد می کنند که نرخهای متفاوت مالیاتی بایستی بر مبنای کشش متقاطع فراغت باشند ولی چون اقتصاد دانان اطالعات بسیار اندکی درباره مقدار این پارامترها دارند لذا می توان بر اساس الگوی تخصیص زمان گری بکر و بر اساس تابع تولید خانوار این محدودیتهای اطالعاتی را در مورد کاربری بودن تئوری های اقتصادی کاهش داد. این مقاله به بررسی وضع مالیات بر کاالهای ترکیبی در مدل تخصیص زمان گری بکر )1902( از لحاظ نظری می پردازد. نتایج حاکی از آن است که سیستم بهینه مالیاتی اساسا به سهم عوامل تولیدی و کشش جانشینی آنها در تولید خانوار بستگی دارد. عباسیان و فشی )1392( در مطالعه خود به بررسی رهیافتی در رهایی از بودجه ی نفتی و عدم اتکا به درآمدهای حاصل از منابع طبیعی می پردازد. در این مقاله اشاره می شود که ظرفیت مالی جایگزینی مناسب برای رسیدن به این هدف است. برآورد کمی ظرفیت مالی در دو مرحله صورت میگیرد. در مرحله ی اول با استفاده از مدل مرزی تصادفی و از روش خود توضیحبرداری با وقفه های گسترده ) ARDL (ضرایب متغیرهای تأثیرگذار بر نسبت مالی تخمین زده میشود و در ادامه با مدل سازی منحنی الفر این ظرفیت معرفی و برآورد میگردد. نتایج برآورد الگوی کوتاه مدت نشان می دهد که ظرفیت مالی بهینه با توجه به نسبت های مالی کشور در مجموع بیش از مقدار موجود است و با وجود چنین منبع وسیع درآمدی نباید تنها به درآمدهای نفتی بسنده کرد. 2. روش و مدل تحقیق همانگونه که در بخش قبل اشاره شد مطالعه حاضر به دنبال شناسایی عوامل مؤثر بر روی بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت است. جهت نیل به این هدف نیازمند تعریف مشخصی از بیثباتی هستیم. قبل از هر چیزی الزم است اشارهای به مفهوم بیثباتی و روشهای اندازهگیری آن داشته باشیم مفهوم بیثباتی اشاره به دو موضوع دارد: نامشخص بودن پیشامدها و نامشخص بودن احتمال وقوع پیشامدها. در ادامه به توضیح دو رویکرد اصلی برای اندازهگیری بیثباتی متغیرهای اقتصادی پرداخته میشود. 1-2. شاخصه یا بیثباتی و ناپایداری شاخصه یا متعددی در مباحث مقدماتی علم آمار به منظور اندازهگیری میزان بیثباتی یک متغیر وجود دارد. از این شاخصها میتوان به واریانس انحراف معیار ضریب تغییرات و... اشاره نمود که این شاخصها مقدار مشخصی را برای بیثباتی یک متغیر در یک بازه زمانی اختصاص میدهند. در صورتی که در اینجا نیازمند شاخصی از مفهوم بیثباتی هستیم که به ازای هر دوره )سال فصل و...( مقدار متمایزی داشته باشد. در واقع به منظور شناسایی عوامل مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی نیازمند یک سری زمانی هستیم که بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت را در هر نقطه مشخص زمانی نشان دهد. در ادبیات به منظور رفع این مشکل از شاخصه یا بازگشتی استفادهشده است. به این صورت که با کاربرد شاخصه یا واریانس انحراف معیار ضریب تغییرات و... برای زیر دورهه یا بازگشتی میتوان یک

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 30 سری زمانی از بیثباتی یک متغیر ایجاد نمود. الزم به اشاره است که این شاخصها جزء گروه شاخصه یا غیرشرطی دستهبندی میشوند. در دههه یا اخیر استفاده از شاخصه یا بازگشتی به منظور محاسبه بیثباتی متغیرهای اقتصادی )5611( 1 از شاخص انحراف معیار بازگشتی به عنوان متداول شده است. برای مثال ابک و اهارت سنجهای از بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت استفاده نمودهاند. از دههه یا 26 میالدی به بعد رویکرد متفاوتی برای اندازهگیری بیثباتی متغیرهای اقتصادی بر پایه واریانس شرطی رایج شده است. به کمک روشه یا فوقالذکر مقادیر بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت محاسبهشده و به عنوان متغیر وابسته مورداستفاده قرار میگیرد. متغیرهایی که به عنوان عوامل مؤثر و متغیر توضیحی به کار میبریم عبارتاند از: نوسانات تولید ناخالص داخلی شاخص تنوعبخشی سهم مالیاتهای غیرمستقیم نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی نرخ رشد درآمدهای نفتی تولید ناخالص داخلی سرانه سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی و ضریب جینی. به همین منظور در قالب یک مدل رگرسیونی نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت به صورت تابعی از متغیرهای ذکرشده به صورت زیر در نظر گرفتهشده است: که متغیرهای مورداستفاده به صورت زیر تعریف میشوند: Vtax= F (Vgdp, Div, Rr, Tgdp, Goil, Gdpp, Agri, Gini) 1-1-2. نوسانات درآمدهای مالیاتی( Vtax ) متغیر وابسته در این مطالعه بیانگر نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت است. به منظور تعریف این متغیر 5 متغیر درآمدهای مالیاتی دولت در طول دوره 2 سال محاسبهشده است. انحراف معیار استاندارد بازگشتی انتخاب طول دوره 2 سال به منظور لحاظ دوره متوسط سیکلهای تجاری بوده است. با توجه به اینکه شاخص معرفیشده در اینجا فاقد واحد است قابلیت مقایسه برای آن در دورهه یا زمانی مختلف وجود دارد. 2-1-2. نوسانات تولید ناخالص داخلی )Vgdp( به منظور تعریف این متغیر همانند نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت از ضریب تغییرات تعدیلشده بازگشتی متغیر تولید ناخالص داخلی و در طول دوره 2 سال استفادهشده است. 3-1-2. شاخص تنوعبخشی درآمدهای مالیاتی )Div( مطابق با انتظارت تئوریکی پیشبینی میشود که تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی منجر به کاهش نوسانات این درآمدها گردد. کسب درآمد از یک پایه مالیاتی بهاحتمالزیاد همراه با نوسانات بیشتری خواهد بود زیرا هرگونه نوسان در این پایه مالیاتی موجب انتقال نوسان بهکل درآمدهای مالیاتی دولت 1. Christian Ebeke and Helene Ehrhart 2. Moving (or rolling)

91 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 میگردد. پس انتظار میرود که افزایش سهم پایههای مالیاتی مختلف با کاهش تأثیرپذیری کل درآمدهای مالیاتی از شوکه یا بخشه یا مختلف موجب ثبات بخشی به درآمدهای مالیاتی دولت گردد بنابراین شاخص تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی به عنوان یکی دیگر از متغیرهای توضیحی 1 به نوسانات این درآمدها مورداستفاده قرارگرفته است. در این قسمت از شاخص هرفیندال هیرشمن منظور محاسبه معیاری از تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی استفادهشده است که به صورت زیر تعریف میگردد: Div t = 1 5 i=1 R i 2 )1( 1 5 2 R i i=1 که در رابطه باال R 2 i داللت بر مجذور سهم هریک از اجزای درآمدهای مالیاتی دولت دارد و همچنین 2 R i نیز نشاندهنده مجذور سهم بهینه هر یک از این اجزاء است. با توجه به اینکه درآمدهای مالیاتی در ایران به 2 گروه تقسیمبندی )مالیات بر شرکتها مالیات بر درآمد مالیات بر ارث مالیات بر کاالها و خدمات مالیات بر واردات( میشوند سهم بهینه هریک از این گروهها با تنوعبخشی کامل در درآمدهای مالیاتی برابر با 6/5 است. پس پسطه باال را میتوان به صورت زیر نیز نشان داد: Div t = 1 5 i=1 R i 2 0/8 )5( مقدار این شاخص بین صفر و یک است که مقدار صفر این شاخص داللت بر نبود تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی دولت دارد )وجود تنها یک منبع درآمدی(. افزایش مقدار این شاخص به سمت عدد یک نمایانگر افزایش تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی دولت است. همچنین رسیدن این شاخص به عدد یک داللت بر تنوعبخشی کامل درآمدهای مالیاتی دارد. 4-1-2. سهم مالیاته یا غیرمستقیم )Rr( با توجه به نظریهه یا هموارسازی مصرف )نظریهه یا چرخه زندگی درآمد دائمی فریدمن( استدالل میشود که روند متغیر مصرف از روند متغیر درآمد ثبات بیشتری دارد. به بیانی دیگر نوسان متغیر مصرف به مراتب از نوسان متغیر درآمد کمتر است. در نتیجه میتوان گفت با توجه به اینکه مالیاته یا غیرمستقیم تابعی از متغیر باثباتتری هستند این گروه مالیاتی از ثبات بیشتری نسبت به مالیاته یا مستقیم برخوردار باشند. بنابراین انتظار بر این است که افزایش سهم مالیاته یا غیرمستقیم در مقابل مالیاته یا مستقیم موجب کاهش در نوسانات کل درآمدهای مالیاتی دولت گردد. 1. Herfindal-Hirschman Index

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 32 5-1-2. نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی )Tgdp( در این مطالعه از نسبت مالیاتها به تولید ناخالص داخلی به عنوان یکی دیگر از متغیرهای توضیحی نوسانات درآمدهای مالیاتی استفادهشده است. 6-1-2. نرخ رشد درآمدهای نفتی )Goil( درآمدهای نفتی در ایران یکی از متغیرهای مهم و تأثیرگذار بر متغیرهای کالن اقتصادیاند بخش نفت نهتنها به عنوان یکی از فعالیتهای مهم اقتصادی بر سایر متغیرهای اقتصادی تأثیر میگذارد بلکه درآمدهای حاصل از آن نقش مهمی را به عنوان منبع مهم مالی دولت و درآمد ارزی کشور ایفا میکند. سهم باالی درآمدهای نفتی از کل بودجه دولت )نزدیک به 26 درصد( داللت میکند که روند درآمدهای نفتی ممکن است بر روی روند درآمدهای مالیاتی دولت تأثیرگذار باشد. بهگونهای که در دورهه یا که درآمدهای نفتی رو به افزایش باشد احساس نیاز کمتری به درآمدهای مالیاتی میشود که این موضوع ممکن است که موجب بروز نوساناتی در درآمدهای مالیاتی دولت گردد. در واقع انتظار میرود که با افزایش دسترسی آسانتر دولت به درآمدهای نفتی درآمدهای مالیاتی با نوسانات بیشتری روبهرو شوند. 7-1-2. تولید ناخالص داخلی سرانه )Gdpp( میتوان ظرفیت مالیاتی کشور را بهعنوان یکی دیگر از متغیرهای اصلی توضیحدهنده نوسانات درآمدهای مالیاتی معرفی نمود. ظرفیت مالیاتی اشاره به حداکثر میزان درآمدهای مالیاتی دارد که با توجه به سطح و نحوه توزیع درآمد ملی و ترکیب آن بین بخشه یا مختلف اقتصادی در یک دوره بلندمدت قابل اخذ است. از لحاظ تئوریکی انتظار بر این است که افزایش ظرفیت مالیاتی همراه با کاهش در نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت باشد. با توجه به مشکالت موجود در اندازهگیری ظرفیت مالیاتی در مطالعه حاضر از متغیرهای به عنوان نماینده ظرفیت مالیاتی کشور استفادهشده است. این متغیرها به ترتیب عبارتاند از: تولید ناخالص داخلی سرانه سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی و ضریب جینی. تولید ناخالص داخلی سرانه نمایندهای مناسب از سطح درآمد ملی است که انتظار میرود با افزایش آن ظرفیت مالیاتی کشور بیشتر شود. در نتیجه پیشبینی میشود که این متغیر اثری منفی بر روی نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت داشته باشد. 8-1-2. سهم ارزش افزوده بخشه یا مختلف )Agri( سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی به عنوان نمایندهای از ترکیب تولید ناخالص داخلی که بر ظرفیت مالیاتی تأثیرگذار است مورداستفاده قرار گرفته است. انتظار بر این است که افزایش سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی موجب کاهش ظرفیت مالیاتی گردد. از دالیل اصلی این موضوع میتوان به دو مورداشاره نمود اوال بخش کشاورزی همراه با انواع معافیت و تخفیفهای مالیاتی است و ثانیا حسابرسی این بخش از سایر بخشه یا اقتصادی )صنعت و خدمات( مشکلتر است. درنتیجه پیشبینی

99 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 میشود که افزایش سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی از طریق کاهش ظرفیت مالیاتی منجر به افزایش نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت گردد. 9-1-2. ضریب جینی )Gini( ضریب جینی نیز به عنوان یکی دیگر از متغیرهای تأثیرگذار بر ظرفیت مالیاتی و نماینده توزیع درآمد در جامعه مورداستفاده قرارگرفته است. هر چه توزیع درآمد در جامعه عادالنهتر باشد امکان اخذ مالیات به مراتب بیشتر است و در نتیجه ظرفیت مالیاتی نیز باالتر خواهد بود. با توجه به اینکه ضریب جینی بیشتر به معنی بدتر شدن توزیع درآمد در جامعه و کاهش ظرفیت مالیاتی است انتظار میرود که افزایش ضریب جینی همراه با افزایش نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت باشد. 3. یافتههای تحقیق در ادامه به اندازهگیری و محاسبه متغیرهای مدل بر اساس روش توضیح داده شده میپردازیم: 1-3. نوسانات درآمدهای مالیاتی )Vtax( متغیر وابسته در این مطالعه بیانگر نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت است. همانطور که اشاره شد برای محاسبه بیثباتی درآمدهای مالیاتی از ضریب تغییرات تعدیلشده بازگشتی درآمدهای مالیاتی دولت استفاده خواهد شد. نتایج آزمون اثرات ARCH داللت بر این دارد که نمیتوان از رویکرد واریانس شرطی به منظور محاسبه بیثباتی درآمدهای مالیاتی استفاده نمود. زیرا آزمون ARCH مورد بررسی قرارگرفته و با توجه به مقدار احتمال 6/7325 که در مقابل آماره آزمون = 0/1136 F و = 0/1209 2 χ 2 = nr ارائهشده است فرض داشتن وجود اثرات ARCH برای متغیر درآمدهای مالیاتی دولت رد شده است. لذا به منظور تعریف متغیر بیثباتی درآمدهای مالیاتی از شاخص ضریب 1 متغیر درآمدهای مالیاتی دولت در طول دوره 2 سال استفادهشده است. تغییرات تعدیلشده بازگشتی 2-3. شاخص تنوعبخشی درآمدهای مالیاتی )Div( 5 به منظور محاسبه معیاری همانطور که توضیح داده شد در این مطالعه از شاخص هرفیندال- هیرشمن از تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی استفادهشده است. مقادیر متوسط بیشینه و کمینه این شاخص در طول دوره مورد بررسی به ترتیب برابر با 6/92 6/29 و 6/77 بوده است. تمامی این مقادیر داللت بر تنوعبخشی نسبتا باال در درآمدهای مالیاتی دولت دارد. البته الزم به اشاره است که با حذف نوسانات کوتاهمدت روند کلی این شاخص در طول دوره مورد بررسی نزولی بوده که نمایانگر کاهش تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی دولت است. 1. Moving (or rolling) 2. Herfindal-Hirschman Index

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 34 3-3. بررسی مانایی متغیرها مانایی از الزامات مهم در برآورد الگوهای اقتصادی با دادهه یا سری زمانی به شمار میرود. برای شناسایی سریهای زمانی مانا از نا مانا آزمونه یا متعددی وجود دارد که مهمترین این آزمونها آزمون ریشه واحد دیکی- فولر دیکی- فولر تعمیمیافته فیلیپس پرون و KPSS میباشند. در این قسمت برای بررسی مانایی متغی رهای در نظر گرفتهشده از آزمون دیکی فولر فیلیپس پرون و KPSS استفاده میشود. بر اساس نتایج بهدستآمده از آزمون ریشه واحد متغیرها نتیجه میگیریم که متغیرها از نوع (0)I و (1)I و (2)I هستند. لذا با توجه به اینکه مزیت اصلی روش ARDL این است که نیازی به (1)I بودن همه متغیرها نیست این روش برای برآورد مدل بهکاررفته است. 4-3. برآورد الگوی خود رگرسیونی با وقفه توزیعی نتایج برآورد مدل معرفیشده در قسمت قبل با انتخاب حداکثر تعداد وقفه 5 و معیار شوارتز- بیزین در جدول شماره 1 گزارششده است. همانگونه که مشاهده میشود وقفه اول متغیر وابسته )نوسانات درآمدهای مالیاتی( به عنوان متغیر توضیحی در سمت راست مدل آورده شده است. ضریب وقفه اول متغیر وابسته مثبت و در سطح 2 درصد معنیدار است که حاکی از وجود رابطه معنیداری نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت با روند گذشته خود است. ضریب متغیر نوسانات تولید ناخالص داخلی مثبت و معنیدار از لحاظ آماری است. در واقع مطابق با پیشبینیهای تئوریکی افزایش نوسانات تولید ناخالص داخلی همراه با افزایش بیثباتی در درآمدهای مالیاتی دولت خواهد بود. البته ضریب وقفه اول متغیر نوسانات تولید ناخالص داخلی منفی برآورد شده است. از لحاظ تئوریکی انتظار بر این است که افزایش درجه تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی همراه با کاهش بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت باشد. شواهد تجربی این قسمت حاکی از این است که ضریب شاخص تنوعبخشی منفی بهدستآمده اما از لحاظ آماری معنیدار نیست. این موضوع داللت میکند که اثر سیاست تنوعبخشی در کاهش نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت ناچیز بوده است. به منظور تحلیل این واقعیت به بررسی روند اجزای درآمدهای مالیاتی دولت میپردازیم. همانگونه که اشاره شد 2 گروه مالیاتی اصلی در نظام مالیاتی کشور عبارتاند از: مالیات بر درآمد شرکتها مالیات بر درآمد اشخاص مالیات بر ارث مالیات بر کاالها و خدمات و مالیات بر واردات. گروهه یا مالیاتی که به نسبت از سهم باالتری برخوردار بودها دن از بیثباتی شدیدتری نسبت به سایر گروهه یا مالیاتی برخوردار بودهاند. این موضوع را میتوان به عنوان دلیل اصلی ناچیز بودن تأثیرات سیاست تنوعبخشی در کاهش نوسانات درآمدهای مالیاتی عنوان نمود. همچنین میتوان در این راستا به این نکته اشاره کرد که به علت نامناسب بودن ساختارهای اقتصاد ایران و همچنین ساختارهای مالیاتی ایران مشکالت مربوط به نوسانات و بیثباتی مالیاتها با استفاده

93 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 از تنوعبخشی مالیاتها قابلحل نمیباشد که این امر میتواند ناشی از درحالتوسعه بودن اقتصاد ایران و نیاز به انجام تحوالت در بخشه یا مختلف اقتصاد ازجمله مالیاتها باشد. بنابراین رویکرد تئوری پورتفوی مالیاتی نوسانات مالیاتی که ناشی از متغیرهای کالن اقتصادی است را نمیتواند از بین ببرد. ارائه طرح تحول مالیاتی توسط دولت به مجلس میتواند تأییدی بر ادعا باشد. ضریب متغیر سهم مالیاتهای غیرمستقیم منفی و از لحاظ آماری معنیدار است. به این معنی که افزایش سهم مالیاتهای غیرمستقیم همراه با کاهش در بیثباتی درآمدهای مالیاتی بوده است که موافق با پیشبینیهای تئوریکی است. مثبت بودن ضریب نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی حاکی از این است که فرضیه افزایش بیثباتی درآمدهای مالیاتی در اثر افزایش سهم مالیاتها از تولید ناخالص داخلی برای نظام مالیاتی ایران رد نشده و یا به عبارتی تأییدشده است. ضریب نرخ رشد درآمدهای نفتی مطابق با انتظارات تئوریکی مثبت است اما از لحاظ آماری معنیدار نیست. ضریب متغیر تولید ناخالص داخلی سرانه منفی و معنیدار از لحاظ آماری بوده است. همانگونه که اشاره شد افزایش تولید ناخالص داخلی سرانه همراه با افزایش ظرفیت مالیاتی کشور خواهد بود و انتظار میرود از این طریق موجب کاهش بیثباتی درآمدهای مالیاتی شود. ضریب سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی مثبت و معنیدار از لحاظ آماری بوده است. همچنین ضریب جینی نیز رابطه مستقیمی با نوسانات درآمدهای دولتی داشته است هرچند که از لحاظ آماری معنیدار نمیباشد. جدول 1: نتایج کوتاهمدت مدل خودتوضیحی وقفهه یا گسترده P-VALUE آماره آزمون t انحراف معیار ضریب 62650 5226 621275 623727 نوسانات درآمدهای مالیاتی )-1( 62661 3291 620026 52065 نوسانات تولید ناخالص داخلی 62662-3255 622925-12912 نوسانات تولید ناخالص داخلی )1-( 62059-62291 620672-625920 شاخص تنوعبخشی 62699-1273 625139-623710 سهم مالیاتهای غیرمستقیم 62099 62395 05275 52201 نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی 62611 5226 22233 122255 نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی )1-( 62202 62721 626331 625222 نرخ رشد درآمدهای نفتی 62660-3269 626361-626931 تولید ناخالص داخلی سرانه 6262 5256 1223 3210 سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی 62191 1232 1262 1221 ضریب جینی 6/70 ضریب تعیین 6 /76 ضریب تعیین تعدیلشده 1/22 آماره دوربین- واتسون منبع: نتایج تحقیق

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 36 به منظور بررسی خوبی برازش مدل رگرسیونی در جدول 1 به بررسی نتایج برخی از آزمونه یا بعد از برآورد پرداختهشده است. ابتدا نرمال بودن جمالت اخالل مورد بررسی قرار گرفته که از آماره جارک-برا به این منظور استفاده شده است. نتیجه این آزمون داللت بر عدم رد فرضیه صفر نرمال بودن جمالت اخالل دارد. از سوی دیگر واریانس همسانی و عدم وجود خودهمبستگی جمالت اخالل از فروض اولیه برآورد مدله یا رگرسیونی محسوب میگردند و استحکام نتایج تجربی بهدستآمده به برقراری این فروض بستگی دارد. همچنین نتایج آزمونه یا واریانس همسانی و عدم وجود خودهمبستگی برای مدل رگرسیونی خود توضیحی وقفهه یا گسترده )ARDL( گزارششده است. نتایج این آزمونها داللت بر عدم رد فروض واریانس همسانی و عدم وجود خود همبستگی در جمالت اخالل دارد. همانطوری که در جدول باال مشاهده میشود روابط کوتاه مدت بین متغیرها نیز تأیید میشود. با توجه به تأیید روابط کوتاه مدت بین شوکه یا متغیرها استفاده از روش برآورد مدل تصحیح خطا برای تعدیل خطاها در بلندمدت الزم است که در جدول زیر نتایج حاصل از برآورد مدل تصحیح خطا ارائه میگردد. جدول 2: نتایج حاصل از برآورد مدل تصحیح خطا( ECM ) متغیرها ضریب آماره آزمون t 5226 623727 تفاضل نوسانات درآمدهای مالیاتی )1-( 5291 12906 تفاضل نوسانات تولید ناخالص داخلی -3211-12712 تفاضل نوسانات تولید ناخالص داخلی )1-( -62291-625920 تفاضل شاخص تنوعبخشی -1273-623710 تفاضل سهم مالیاتهای غیرمستقیم 62365 12201 تفاضل نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی 3226 135255 تفاضل نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی )1-( 62721 625222 تفاضل نرخ رشد درآمدهای نفتی -3269-626931 تفاضل تولید ناخالص داخلی سرانه 5256 3210 تفاضل سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی 1220 1221 تفاضل ضریب جینی -7221-6202 جزء تصحیح خطا ECM(-1) منبع: نتایج تحقیق تمام متغیرها به جز متغیرهای تفاضل شاخص تنوعبخشی تفاضل سهم مالیاتهای غیرمستقیم تفاضل نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی تفاضل نرخ رشد درآمدهای نفتی و تفاضل ضریب جینی از لحاظ آماری معنیدار است. اما آنچه بیشتر در مدل ECM موردتوجه و دارای اهمیت اساسی است ضریب ECM(-1) است که سرعت تعدیل فرآیند عدم تعادل را نشان میدهد. همانگونه که از جدول مشخص است ضریب برآوردی ECM(-1) برابر 6/02- است. این ضریب نشاندهنده این است که

92 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 با وارد آمدن هرگونه شوک و عدم تعادل تعدیل این انحرافها با سرعت 6/02 انجام میشود. به عبارت دیگر در صورت بروز هرگونه انحراف از عدم تعادل معادله نوسانات درآمدهای مالیاتی نسبت به رابطه بلندمدت خود در یک دوره 6/02 از این انحرافها در دوره بعد تعدیلشده و به سمت رابطه تعادل بلندمدت خود حرکت میکند. جدول 3: نتایج آزمونه یا خوبی برازش P value مقدار آماره نوع آزمون فرض صفر )H0 ) آزمون 6272 6262 Jarque-bera توزیع جمالت اخالل حاصل از برآورد رگرسیون نرمال است نرمال بودن جمالت اخالل 0.706 0.147=F Arch ناهمسانی واریانس وجود ندارد)همسانی واریانس( واریانس همسانی 0.368 0.858=F LM test خود همبستگی بین جمالت اخالل وجود ندارد. عدم وجود خود همبستگی منبع: نتایج تحقیق 5-3. ثبات ساختاری به منظور بررسی ثبات ساختاری معادله از آزمونه یا CUSUMT و CUSUMST که توسط براون ارائهشده استفاده میکنیم. این آزمونها بر اساس جمع تجمعی جمالت پسماند و جمع تجمعی مجذور جمالت پسماند انجام میشوند. در این آزمون فرضیه صفر ثبات پارامترها را در سطح معنیداری 2 درصد مورد آزمون قرار میدهد. فاصله اطمینان در این آزمون دو خط مستقیم است که سطح اطمینان 92 درصد را نشان میدهد. اگر نمودارهای پسماند تجمعی و مجذور پسماند تجمعی در داخل فاصله اطمینان باشد فرضیه صفر مبنی بر نبود شکست ساختاری پذیرفته میشود و نشاندهنده ثبات ساختاری معادله برآورد شده است و اگر نمودار از فاصله اطمینان بیرون زده باشد فرضیه مقابل مبنی بر شکست ساختاری پذیرفته میشود. آماره CUSUMT برای یافتن تغییرات سیستماتیک در ضرایب رگرسیون و آماره CUSUMST زمانی که انحراف از پایداری ضرایب رگرسیون اتفاقی و ناگهانی است مفید واقع میشود. نتایج آزمونCUSUMT در نمودار نشانگر این است که تغییرات سیستماتیک در ضرایب رگرسیون وجود ندارد. در نمودار شماره 1 آزمون CUSUMST همراه با خطوط بحرانی در سطح معنیداری 2 درصد نشان دادهشده است در این آزمون نیز همانند آزمون CUSUMT خروج از نقاط بحرانی ناپایداری پارامترها یا ناپایداری واریانس را نشان میدهد. معموال CUSUMST بین خطوط با سطح معنیداری 2 درصد قرار میگیرد پیشنهاد میکند که واریانس جمالت اخالل تا حدودی پایدار است ولی با این وجود انحراف از پایداری ضرایب اتفاقی و ناگهانی رخ میدهد. بنابراین نتایج آزمون فوق که از خروجی نرمافزار مایکروفیت به دست آمدهاند گویای ثبات ساختاری معادالت تخمین زده شده است.

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 38 15 10 5 0-5 -10 Plot of Cumulative Sum of Recursive Residuals -15 1359 1364 1369 1374 1379 1384 1389 The straight lines represent critical bounds at 5% significance level نمودار 1: آزمون CUSUM 1.5 Plot of Cumulative Sum of Squares of Recursive Residuals 1.0 0.5 0.0-0.5 1359 1364 1369 1374 1379 1384 1389 The straight lines represent critical bounds at 5% significance level نمودار :2 آزمون CUSUM ST منبع: یافتههای تحقیق )خروجی نرمافزار مایکروفیت( پس از تخمین مدل ARDL باید از وجود همانباشتگی بین متغیرها اطمینان حاصل کرد. همانگونه که قبال اشاره شد چنانچه مجموع ضرایب با وقفه متغیر وابسته کوچکتر از یک باشد الگوی پویا به سمت الگوی تعادلی بلندمدت گرایش خواهد داشت. به منظور آزمون این فرض آماره محاسباتی به صورت زیر تعریف میگردد: t = p i=1 α i 1 p i=1 S αi = (0.3787) 1 (0.15) = 4.142 )3( با توجه به اینکه قدر مطلق مقادیر بحرانی ارائهشده توسط بنرجی دوالدو و مستر در سطح %92 اطمینان برابر با 2/23 است نتیجه گرفته میشود که فرضیه صفر در سطح اطمینان 92 درصد رد

93 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 نمیشود و یا به عبارتی تأیید میشود. به عبارتی وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای توضیحی رد 1 نیز مورد بررسی قرار میگیرد. نمیگردد. در ادامه فرضیه وجود رابطه بلندمدت توسط آزمون کرانهها مقادیر آماره F برای تمامی متغیرهای مورد بررسی در جدول شماره 2 گزارششده است. اگر مقادیر آماره F از حد باالیی مقادیر بحرانی بیشتر باشد وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها مورد تأیید قرار می گیرد. حد پایینی و باالیی مقادیر بحرانی آزمون کرانهها در سطح اطمینان 92 به ترتیب برابر با 5/12 و 3/3 است. بنابراین مقایسه آماره F و حد باالیی مقدار بحرانی )3/3( حاکی از این است که بین متغیرهای موردبررسی در مطالعه حاضر رابطه بلندمدت وجود دارد. در واقع آزمون کرانهها نیز وجود همگرایی در مدل موردبررسی در مطالعه حاضر را تأیید مینماید. متغیر وابسته جدول 4: نتایج آزمون کرانهها آماره F تصمیم در سطح معنیداری پنج درصد وجود رابطه بلندمدت 92602 نوسانات درآمدهای مالیاتی وجود رابطه بلندمدت 532222 نوسانات تولید ناخالص داخلی وجود رابطه بلندمدت 112115 شاخص تنوعبخشی وجود رابطه بلندمدت 102201 سهم مالیاتهای غیرمستقیم وجود رابطه بلندمدت 02222 نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی وجود رابطه بلندمدت 22661 نرخ رشد درآمدهای نفتی عدم وجود رابطه بلندمدت 52220 تولید ناخالص داخلی سرانه وجود رابطه بلندمدت 132279 سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی وجود رابطه بلندمدت 102695 ضریب جینی منبع: نتایج تحقیق با توجه به تأیید وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای توضیحی در ادامه به تجزیه و تحلیل نتایج برآورد بلندمدت مدل خودتوضیحی وقفهه یا گسترده )ARDL( پرداخته میشود. نتایج این قسمت تفاوت قابلمالحظهای با نتایج به دست آمده از برآورد کوتاهمدت مدل خودتوضیحی وقفهه یا گسترده ندارد. به این صورت که در اینجا نیز متغیر نوسانات تولید ناخالص داخلی اثر مثبت و معنیداری بر روی نوسانات درآمدهای مالیاتی دارد. در واقع افزایش نوسانات تولید ناخالص داخلی به همراه افزایش بیثباتی در درآمدهای مالیاتی خواهد بود. ضریب شاخص تنوعبخشی منفی بهدستآمده اما از لحاظ آماری معنیدار نمیباشد. این نتیجه داللت بر رد فرضیه پنجم این مطالعه دارد. به این معنی که افزایش تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی منجر به کاهش در بیثباتی درآمدهای مالیاتی نشده است. این موضوع به دلیل وجود بیثباتی بیشتر در گروهه یا درآمدی با سهم باال رخ داده است. 1. Bound test

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 40 مطابق با انتظار متغیر سهم مالیات غیرمستقیم اثری منفی و معنیدار بر روی متغیر بیثباتی درآمدهای مالیاتی داشته است. در واقع افزایش سهم مالیاتهای غیرمستقیم منجر به کاهش در بیثباتی درآمدهای مالیاتی میشود. جدول 5: نتایج بلندمدت مدل خودتوضیحی وقفهه یا گسترده ضریب انحراف معیار آماره آزمون t P-VALUE 6261 5207 622112 12161 نوسانات تولید ناخالص داخلی 62021-622721 1261-622260 شاخص تنوعبخشی 62602-1297 623630-622921 سهم مالیاتهای غیرمستقیم 62611 5221 165292 529222 نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی 62237 627935 626297 626392 نرخ رشد درآمدهای نفتی 62669-5293 626211-621292 تولید ناخالص داخلی سرانه 62622 1221 5226 22629 سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی 62123 1232 1202 5257 ضریب جینی منبع: نتایج تحقیق ضریب متغیر نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی مثبت و معنیدار بهدستآمده است. به این معنی که افزایش نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی به همراه افزایش در بیثباتی درآمدهای مالیاتی خواهد بود. ضریب متغیر نرخ رشد درآمدهای نفتی مثبت است اما از لحاظ آماری معنیدار نیست. این نتیجه داللت بر رد فرضیه هفتم مطالعه حاضر دارد. سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی اثری موافق با انتظار و معنیدار از لحاظ آماری دارد. همچنین ضریب جینی نیز رابطه مستقیمی با نوسانات درآمدهای دولتی داشته است هرچند که از لحاظ آماری معنیدار نمیباشد. نتیجهگیری مطالعه به دنبال شناسایی اثر عوامل تأثیرگذار بر نوسانات درآمدهای مالیاتی دولت است. به همین منظور نوسانات درآمدهای دولت به صورت تابعی از متغیرهای مختلفی در نظر گرفتهشده است. ازجمله عوامل مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی دولت در ایران در مدل مورداستفاده عبارتاند از: نوسانات تولید ناخالص داخلی شاخص تنوعبخشی سهم مالیاتهای غیرمستقیم نسبت مالیات به تولید ناخالص داخلی نرخ رشد درآمدهای نفتی تولید ناخالص داخلی سرانه سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی و ضریب جینی. به منظور تعریف بیثباتی متغیر وابسته مدل و همچنین نوسانات تولید ناخالص داخلی انحراف معیار 1 متغیرهای موردنظر در طول دوره 2 ساله شده است. نتایج بهدستآمده از تخمین استاندارد بازگشتی 1. Moving (or rolling)

11 فصلنامه علمی- پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران سال چهارم- شماره 16- زمستان 1931 مدل رگرسیونی نشان میدهند که دریافتن ترکیبی از مالیاتها که ثبات درآمدی برای دولت به وجود آورند ساختار مالیاتها و همچنین ساختار اقتصاد نقش مهمی دارند عالوه بر این ساختار هر مالیات نیز بر عملکرد مالیاتی و نتایج اثر تعیینکنندهای دارد. در بررسی نتایج مدل رگرسیونی نتایج زیر اثر عوامل مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی را بهطور خالصه ارائه میدهند: نوسانات تولید ناخالص داخلی نقش مهم و قابلتوجهی در توضیح نوسانات درآمدهای مالیاتی ایفا میکند. سیاست تنوعبخشی در درآمدهای مالیاتی تأثیر معنیداری بر روی نوسانات درآمدهای مالیاتی ندارد. در توضیح علت این امر میتوان به ناکارآمد بودن تنوع موجود در پورتفوی مالیاتی دولت به علت عدم ثبات ساختاری اقتصاد اشاره کرد. افزایش سهم مالیاتهای غیرمستقیم در مقابل مالیاتهای مستقیم همراه باثبات بیشتر در درآمدهای مالیاتی خواهد بود. روند درآمدهای نفتی اثر معنیداری بر روی نوسانات درآمدهای مالیاتی ندارد. افزایش تولید ناخالص داخلی همراه با کاهش نوسانات درآمدهای مالیاتی خواهد بود. افزایش سهم ارزش افزوده بخش کشاورزی منجر به افزایش بیثباتی درآمدهای مالیاتی میگردد. به عبارت دیگر تخفیف مالیاتی بخش کشاورزی بهطور معنیداری بر روی نوسانات درآمدهای مالیاتی اثر دارد.

عوامل اقتصادی مؤثر بر بیثباتی درآمدهای مالیاتی... 42 منابع عباسیان عزتاهلل و فشی فرزانه ) 1392 ( ظرفیت مالی جایگزینی برای درآمدهای نفتی در اقتصاد ایران فصلنامه علمی پژوهشی مطالعات اقتصادی کاربردی در ایران دوره 2 شماره 12. عرب مازار عباس و دیگران ) 1320 ( برآورد بالقوه اقتصادی مالیات در ایران فصلنامه تخصص مالیات دوره جدید شماره دوم مسلسل 26. موسوی میرحسین و دیگران ) 1320 ( تحلیل نظری وضع مالیات بهینه با توجه به الگوی تخصص زمان پژوهشنامه اقتصادی دوره 2 شماره 5 )پیاپی 59(. Brien, S. (2006); Cyclical Volatility in Local Taxes: A Look at County Finance in Georgia. Unpublished term paper. Andrew Young School of Urban and Policy Studies, Georgia State University. Bruce, Fox and Tuttle (2006); Tax Base Elasticities: A Multi-State Analysis of Long- Run and Short-Run Dynamics, Southern Economic Journal 2006, 73(2) Carroll, D. A. (2007); Diversifying Municipal Government Revenue Structures: Fiscal Illusion or Instability? Paper presented at the 19th Annual Conference of Association for Budgeting and Financial Management. Christian E. and Helene E. (2011); T AX R Revenue Instability in Sub Saharan Africa: Consequences and Remedies, Journal of African Economics, 1-27. Cornia, G. C. and Nelson, R. D. (2010); State tax revenue growth and volatility. Federal Reserve Bank of St. Louis Regional Economic Development, 6(1): 23 58. Dissart, J. C. (2003); Regional Economic Diversity and Regional Economic Stability: Research Results and Agenda. International Regional Science Review, 26(4): 423-446. Dye, R. F. and Merriman, D. F. (2004); State Revenue Stability: Alternative Conceptualizations. Paper presented at the National Tax Association Annual Conference. Session Title: New Ideas about State Fiscal Stability. Ebeke, C. and Ehrhart, H., (2011); Does Vat Reduce the Instability of Tax Revenues?. CERDI, Etudes et Documents, E 2011. 24, August. Garrett, Thomas A. (2009); Evaluating State Tax Revenue Variability: A Portfolio Approach, Applied Economics Letters, Volume 16, Issue 3. Hicks, J.R, (1974); Value and Capital, Oxford Univ. Press, Third Edition. Shamsub, H. and Akoto, J. B. (2004); State and Local Fiscal Structures and Fiscal Stress. Journal of Public Budgeting, Accounting & Financial Management, 16(1): 40. Siegel, P. B. and Johnson, T. G. (1995); Regional economic diversity and diversification. Growth & Change, 26(2): 261. Sobel, R. S. and Holcombe, R. G. (1996); MEASURING THE GROWTH AND VARIABILITY OF TAX BASES OVER THE BUSINESS CYCLE. National Tax Journal, 49(4): 535-552. Yan, W. (2010); The Impact of Revenue Diversification and Economic Base on State Revenue Stability. Journal of Public Budgeting, Accounting & Financial Management.