李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)

一、 引言及相關(guān)文獻綜述

當(dāng)前，我國的個人所得稅改革箭在弦上，雖然對個人所得稅的關(guān)注更多集中于公平效應(yīng)，但其變革所可能帶來的對效率的影響也不容忽視，其中，個人所得稅改革對與其聯(lián)系密切的勞動供給的效應(yīng)非常值得研究。那么，個人所得稅改革對我國勞動供給可能帶來什么樣的效應(yīng)？個人所得稅稅負(fù)降低能否導(dǎo)致勞動時間的增加？個人所得稅的勞動供給效應(yīng)受什么因素的影響？這些都是亟待回答的問題，本文擬從個體稅收認(rèn)知對個人所得稅勞動供給效應(yīng)影響的角度對上述問題進行探討。

眾所周知，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟學(xué)模型，個人所得稅負(fù)擔(dān)的改變會帶來收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，從而可能導(dǎo)致理性納稅人勞動供給的改變，而工作時間改變的最終結(jié)果則取決于收入效應(yīng)和替代相應(yīng)的相對大小。為了驗證個人所得稅改變對勞動供給的最終影響，眾多文獻就不同視角、不同期間、不同研究對象采用不同的方法進行了實證分析。多數(shù)文獻同意個人所得稅稅負(fù)與勞動供給存在負(fù)向關(guān)系，即使存在正向關(guān)系，也是一種較罕見的現(xiàn)象，而非規(guī)律(Manski,2012)。但是，個人所得稅稅負(fù)變化的效應(yīng)如何實現(xiàn)則取決于諸多因素。國外的研究多數(shù)認(rèn)為，男性的勞動供給對稅收變化的彈性較小，而女性的勞動供給對稅收變化更為敏感(Stelcner et al.,1985;MaCurdy et al.,1990;Eissa,1996)，但也有文獻得出相反結(jié)論(Keane,2011)。國內(nèi)也有文獻對此問題進行了研究：張世偉等(2008)基于自然實驗途徑對2005年我國個人所得稅制度改革對勞動供給的影響進行實證分析，發(fā)現(xiàn)改革導(dǎo)致已婚女性群體勞動供給增加了1.12%；尹音頻等(2013)應(yīng)用微觀模擬方法，對我國2008年和2011年兩次個人所得稅改革對勞動供給的影響程度進行分析，發(fā)現(xiàn)個人所得稅改革對女性勞動供給的影響程度更大，尤其是對中低收入階層女性勞動供給的激勵作用最大；余顯才(2006)通過對調(diào)查問卷的Logit回歸發(fā)現(xiàn)，總體而言，勞動供給的所得稅彈性是缺乏的，除婚姻狀況外，其他變量均無統(tǒng)計學(xué)意義；沈向民等(2016)通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，個人所得稅稅負(fù)變動對我國社會成員勞動供給的影響程度不高，且這種影響與年齡、學(xué)歷、單位性質(zhì)等有關(guān)，但與性別關(guān)系不大。

上述研究各有千秋，研究結(jié)論也都有其內(nèi)在價值，但是，這些研究一般均未深入涉及兩個因素：第一，個體對自身個人所得稅稅額的準(zhǔn)確了解程度如何；第二，個體能夠在多大程度上自主決定工作時間。筆者認(rèn)為，這兩個因素對個人所得稅的勞動供給效應(yīng)至關(guān)重要。

首先，個人所得稅對勞動供給的效應(yīng)是建立在稅楔改變個體稅收數(shù)額進而影響個體行為的基礎(chǔ)上的，一般的研究均隱含著個體準(zhǔn)確了解自身的應(yīng)納稅額，進而能夠根據(jù)應(yīng)納稅額的改變而調(diào)整勞動時間的假設(shè)。但是，一些文獻表明，在現(xiàn)實中，許多個體并不準(zhǔn)確知道自身的稅額和稅負(fù)(Enrick,1963、1964；Wagstaff，1965；Blaufus et al.,2015；Gideon,2017)，即大量個體的稅收認(rèn)知程度有限，這就從根本上動搖了個人所得稅變動影響個體勞動供給的最根本的隱含假設(shè)。

其次，個體勞動時間的改變并非完全由其主觀決定，而是其主觀意志和客觀條件共同作用的結(jié)果。即只有個體在客觀上具備一定的對工作時間的自主決定權(quán)時，其改變工作時間的意愿才能夠?qū)崿F(xiàn)。因此，如果不將個體對工作時間的自主決定能力與工作時間的改變共同納入分析框架，結(jié)論將發(fā)生偏差。

鑒于上述原因，本文擬在問卷調(diào)查基礎(chǔ)上探討在個體有限理性的前提下個體稅收認(rèn)知對個人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響，同時將個體對工作時間的自主決定能力納入系統(tǒng)分析框架。鑒于變量特性、變量之間的關(guān)系及擬達(dá)到的目的，本文擬采用似不相關(guān)雙變量Probit模型。本文的貢獻在于：第一，打破個體理性人假設(shè)，將個體稅收認(rèn)知納入分析框架；第二，將個人所得稅降低是否增加工作時間與個體的工作時間決定能力作為雙變量同時納入實證分析框架，避免割裂二者關(guān)系而導(dǎo)致的結(jié)論偏差。

二、個體稅收認(rèn)知與個人所得稅的勞動供給效應(yīng)

(一)個體稅收認(rèn)知及其對個人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響途徑

所謂個體稅收認(rèn)知，指納稅人對實際納稅額的主觀認(rèn)知程度。新古典經(jīng)濟學(xué)理論假設(shè)經(jīng)濟主體是理性人，且信息的獲取是沒有成本的，但現(xiàn)實并非如此。首先，行為經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為人并非是完全理性的，而是有限理性的，這種有限理性表現(xiàn)在：第一，個體是信息不完全的，其掌握的僅僅是不完全的有限信息，且往往無法分辨信息的準(zhǔn)確與否；第二，個體不具有完美的信息處理能力，常常無法依據(jù)所掌握的信息做出最優(yōu)選擇；第三，個體并非道德和情感中性的，感性的主觀因素在個體決策中具有重要影響。其次，現(xiàn)實中對信息的獲取和處理是有交易費用的，若收益低于交易費用則會引發(fā)理性無知現(xiàn)象。這就導(dǎo)致現(xiàn)實中的個體會依據(jù)自身的主觀感受有選擇地獲取某些信息或不獲取某些信息，同時在依據(jù)自身所掌握的有限且可能并不正確的信息實施判斷時，可能會產(chǎn)生偏差。納稅人對自身實際納稅額的了解同樣存在上述問題。

20世紀(jì)60年代起，有文獻提出個體的稅收認(rèn)知問題，并對此進行了探討。Enrick(1964)通過在美國的問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，納稅人普遍存在不清楚個人實際納稅額的情況，且更傾向于低估實際納稅額，低估稅額者與高估稅額者的比例為2∶1。Wagstaff(1965)的問卷調(diào)查分析結(jié)果顯示，只有12.6%的納稅人對其實際納稅額有準(zhǔn)確了解，而對實際納稅額高估和低估者的比重相當(dāng)；同時，低收入者傾向于高估其實際稅額，高收入者則相反。近年來的研究也證實了稅收認(rèn)知問題的存在，如Blaufus et al.(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，大量德國民眾不清楚自己所得稅的實際負(fù)擔(dān)；Gideon(2017)的研究表明，個體會低估工薪的最高邊際稅率，高估股利的最高邊際稅率，并高估自身的平均稅率；Ballard et al.(2018)對美國密歇根州的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，86%的被調(diào)查者高估其個人所得稅實際平均稅率。

由此可以看出，個體對實際納稅額的錯誤認(rèn)識是較普遍存在的，而這種稅收認(rèn)知問題會直接影響個人所得稅對勞動供給的效應(yīng)。首先，個體稅收認(rèn)知欠缺會破壞個人所得稅變動對勞動供給影響的內(nèi)在作用機制。個人所得稅稅負(fù)影響勞動供給的內(nèi)在機制是，個人所得稅作為稅楔，導(dǎo)致雇主支付的工薪數(shù)額與雇員得到的工薪數(shù)額產(chǎn)生差異，而個人所得稅所導(dǎo)致的稅后工薪的變化，最終會引起勞動供給的變動。但是，如果個體的稅收認(rèn)知較差，即個體對自身個人所得稅的實際數(shù)額并不清楚，其對個人所得稅變動的實際意義的理解就不會準(zhǔn)確，進而個人所得稅的變動與勞動供給變動之間的內(nèi)在作用機制就會受到影響，個人所得稅變動所可能導(dǎo)致的勞動供給變動結(jié)果就會存在不符合理論預(yù)期的不確定性。其次，個體稅收認(rèn)知狀況在一定程度上反映了個體對個人所得稅稅負(fù)的敏感程度。不論個人所得稅的納稅方式是源泉扣繳還是自行申報，若想獲知個人的準(zhǔn)確納稅額應(yīng)當(dāng)不是一件特別困難的事情，即個體獲取其實際稅額信息的成本并不太高。在這種情況下，若一個人仍然不清楚自身的應(yīng)納稅額，原因可能是：第一，其主觀上對稅收不夠重視，即使信息獲取成本不高也不愿意去了解準(zhǔn)確的稅額；第二，其可能因為文化水平較低或缺乏相關(guān)稅收知識而對個人所得稅較為生疏，進而對個人所得稅稅額不夠敏感。個體對個人所得稅稅負(fù)敏感程度的缺乏，會導(dǎo)致其與稅負(fù)變動相關(guān)的勞動供給彈性降低，從而削弱個人所得稅對其勞動供給造成的影響。

(二)個體稅收認(rèn)知的影響因素

對于稅收認(rèn)知的影響因素，有的研究認(rèn)為，個體的收入越高、受教育程度越高，其稅收認(rèn)知水平就越好(Wagfstaff,1965; Blaufus et al.,2015)；有的研究認(rèn)為，稅款被直接征收的程度、稅種的重要性、公民是否能夠直接決定稅率等是影響稅收認(rèn)知的重要因素(Ordeshook,1979)；有的研究認(rèn)為源泉扣繳方式對個體的稅收認(rèn)知并沒有顯著影響(Enrick,1964)；還有研究發(fā)現(xiàn)，納稅人對稅款使用效率的主觀感受會影響稅收認(rèn)知，相對相信稅款被有效使用的人而言，相信稅款被無效率使用的人對其稅負(fù)的高估程度更大(Ballard et al.,2018)。

筆者認(rèn)為，個體稅收認(rèn)知是主觀范疇的概念，個體的自身特征及個人所得稅的特點均會對其構(gòu)成影響：第一，個體的收入水平可能影響稅收認(rèn)知。一方面，收入較高者其稅額的絕對額也較高，可能會使納稅人認(rèn)為這是一項較重要的支出，因此更關(guān)心稅額，從而稅收認(rèn)知水平較高；另一方面，收入較高者由于總體收入水平高，也可能因此對個人所得稅的稅額支出并不敏感，因此不太關(guān)心實際稅額，從而稅收認(rèn)知水平較低。收入較低者的情況可能相反。所以，收入水平對稅收認(rèn)知的影響是不確定的。第二，個體的受教育程度可能影響稅收認(rèn)知。一般而言，受教育程度越高，文化水平越高，其對個人所得稅的了解越多，可能越清楚自身的實際稅額。因此，受教育程度與稅收認(rèn)知水平可能存在正相關(guān)關(guān)系。第三，個體的年齡、性別和職業(yè)可能影響稅收認(rèn)知。同一年齡段、同一性別或相似職業(yè)的個體，其經(jīng)歷及價值觀可能存在相似之處，因此，稅收認(rèn)知水平也可能存在相似之處，但年齡、性別、職業(yè)對稅收認(rèn)知水平的具體影響方向不明。第四，個人所得稅的繳納方式可能影響稅收認(rèn)知。在我國，個人所得稅存在兩種納稅方式——源泉扣繳和自行申報，源泉扣繳方式下稅收的計算和扣繳均由他人完成，而自行申報方式下納稅人自身對稅額計算、繳納的參與程度可能更大，因此，相對于自行申報，源泉扣繳方式會降低納稅人的稅收認(rèn)知。但是，在我國當(dāng)前的個人所得稅制度下，一些需要自行申報的納稅人往往由財務(wù)人員或稅務(wù)代理人員代為完成納稅申報，且不少需要自行申報納稅的個體工商戶是定期定額納稅的“雙定戶”，其個人所得稅是與其他稅種混合在一起繳納的，因此，自行申報與源泉扣繳是否對納稅人的稅收認(rèn)知構(gòu)成顯著的不同影響也未可知。

三、模型設(shè)定及變量選擇

本文擬研究個體稅收認(rèn)知對個人所得稅改革所導(dǎo)致的勞動供給變動的影響，因此，以個人所得稅降低一定幅度是否增加工作時間作為被解釋變量。之所以未考慮工作時間減少，是因為，如前所述，多數(shù)文獻同意個人所得稅稅負(fù)與勞動供給存在負(fù)向關(guān)系，即使存在正向關(guān)系也是一種較罕見的現(xiàn)象，而非規(guī)律(Manski, 2012)，因此，個人所得稅降低所引發(fā)的工作時間減少應(yīng)該并不普遍。由于被解釋變量為二值選擇變量，所以擬采用Probit模型。

但是，在現(xiàn)實世界中，許多個體并不完全擁有自主決定工作時間的能力，如前所述，個人所得稅改變后，若個體改變其工作時間，必須符合兩個條件：第一，其主觀上愿意改變工作時間；第二，其客觀上具有改變工作時間的能力。因此，個體自主決定工作時間的能力與其工作時間的改變存在密切的關(guān)聯(lián)。鑒于此，本文擬采用似不相關(guān)雙變量Probit模型。

雙變量Probit模型能夠解決兩個方程之間的內(nèi)在聯(lián)系問題，提高估計的效率。目前，國內(nèi)運用雙變量Probit模型實施分析的文獻尚不是太多，主要應(yīng)用于農(nóng)戶種糧意愿(李韜，2014)、農(nóng)村信貸市場(黃祖輝 等，2009；黃惠春，2014)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)(溫濤 等，2017)等方面的研究，尚未有文獻將雙變量Probit模型應(yīng)用于稅收研究領(lǐng)域。

本文除將個人所得稅降低一定幅度是否增加工作時間作為被解釋變量建立Probit方程(即方程一)外，也將工作時間決定能力作為被解釋變量建立Probit方程(即方程二)，然后在這兩個Probit方程擾動項相關(guān)的基礎(chǔ)上，對二者進行最大似然估計。由于兩個方程的解釋變量和控制變量不同，因此屬于似不相關(guān)雙變量Probit模型。

(一)方程一的變量選擇

方程一變量定義如表1所示。

表1 方程一變量定義

方程一的被解釋變量為個人所得稅降低一定幅度是否增加工作時間。為了研究更全面，本文將個人所得稅的降低幅度設(shè)定為20%和40%兩檔，分別實施回歸分析，兩個變量分別以tim 20和tim 40表示，若勞動時間增加則賦值為1，不增加賦值為0。

方程一的解釋變量為個體的稅收認(rèn)知(real)。根據(jù)前文分析，若個體稅收認(rèn)知水平較低，則其對個人所得稅降低的敏感程度可能較差，其勞動供給變動的概率也就可能較低，因此，個體稅收認(rèn)知與個人所得稅降低是否增加工作時間應(yīng)當(dāng)存在正相關(guān)關(guān)系。本文中，個體稅收認(rèn)知賦值如下：不太清楚個人所得稅稅額為1；大體知道稅額為2；準(zhǔn)確知道稅額為3。

方程一的控制變量為：

(1)收入(inc)。不同收入水平的個體，其勞動供給彈性可能不同，因此，個人所得稅降低后，其工作時間的變動就可能不同。但是，由于現(xiàn)實中每個個體的偏好各異，同一收入水平的個體對個人所得稅降低的反應(yīng)會存在差異，因此，收入水平對個人所得稅降低增加工作時間是否存在顯著的系統(tǒng)影響不確定。本文中收入變量依據(jù)月收入的不同水平分檔賦值，由于繳納與勞動所得相關(guān)的個人所得稅的納稅人的收入大多在3500元以上，因此，本文問卷調(diào)查的對象為收入在3500元以上的個人所得稅納稅人，收入變量的最低檔也是從3501元起算。收入變量的具體賦值見表1。

(2)個人收入在家庭中所占份額(pro)。一方面，個人收入在家庭收入中所占份額越小，其收入對家庭的重要性就越低，其勞動的供給彈性可能就越高，個人所得稅的高低對其勞動供給的影響可能就越顯著。另一方面，正因為收入份額較低，從而其收入不夠重要，個人所得稅降低后個人增加勞動時間所提高的收入對家庭而言也同樣不重要，所以，個人所得稅降低個體增加工作時間的動機不強烈。因此，個人收入在家庭中所占份額的影響方向不確定。本文將個人收入占家庭收入的份額分為5檔，變量賦值也為1～5(見表1)。

(3)性別(gen)。一般來說，男性往往是家庭收入的主要來源，相對而言，女性的工資較低；同時，基于社會分工，除工作之外，女性還須承擔(dān)大量的養(yǎng)育子女等任務(wù)，其參加工作的剛性較男性低。因此，如前所述，國外許多研究發(fā)現(xiàn)女性的勞動供給彈性顯著高于男性。但是，我國的情況與國外有所不同，雖然我國的女性在家庭分工方面與國外類似，近年來也有越來越多的女性由于種種原因退出勞動力市場，但是，我國女性有著與男性一起工作的傳統(tǒng)，尤其是城市女性，工作參與比率較高，2015年15歲以上女性中的勞動力比率，世界平均水平為49.6%，高收入國家為52.2%，而我國為63.6%，[注]“World Development Indicators (2017)”， http://wdi.worldbank.org/table/2.2.若僅考慮城市范圍，這個比率應(yīng)當(dāng)更高。因此，性別對個人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響在我國是否存在性別差異也無法從理論上實施判斷。性別變量的賦值為女性為1，男性為0。

(4)年齡(age)。隨著年齡的變化，個人在觀念、工作狀況、面臨的支出需求等方面可能存在有規(guī)律的變化，因此，勞動供給對個人所得稅降低的反應(yīng)也可能存在一定的規(guī)律性。本文調(diào)查的是18歲以上的個體，將年齡劃分為4個檔次，分別賦值為1～4(見表1)。

(5)教育程度(edu)。教育程度不同，個人可能在能力、觀念等方面存在差異，隨著教育程度的逐步提高，個人所得稅降低對個體工作時間的影響與教育程度之間可能存在一定相關(guān)性。本文依據(jù)學(xué)歷不同將教育程度分別賦值1～4(見表1)。

(6)婚姻狀態(tài)(mar)。婚姻狀態(tài)不同的個體其家庭結(jié)構(gòu)、支出需求、收入水平和收入結(jié)構(gòu)均存在差異，因此，不同婚姻狀況個體的勞動供給彈性可能存在差異，進而對個人所得稅變動的反應(yīng)可能不同。本文設(shè)置了婚姻狀態(tài)虛擬變量，已婚賦值為1，其他賦值為0。

(7)職業(yè)(car 1～car 6)。相同職業(yè)的個體，價值觀、職業(yè)特點等可能類似，因而可能對個人所得稅降低存在相似的反應(yīng)。但個人所得稅降低對每個行業(yè)個體工作時間是否增加的影響不確定。本文依據(jù)不同職業(yè)分類設(shè)置了6個虛擬變量，具體變量賦值見表1。

(8)個人所得稅的繳納方式(pay)。根據(jù)行為經(jīng)濟學(xué)理論，費用的支付方式對個人主觀感受的影響非常顯著，如同樣數(shù)額的費用，若以現(xiàn)金支付則個體對付款的感受就比較深刻，而以銀行卡支付個體的感受就相對輕微。個人所得稅的繳納方式可能存在類似效應(yīng)。代扣代繳方式相對自行申報方式而言，個人所得稅繳納所引發(fā)的個體對付費的主觀感受會較為輕微，其對個人所得稅的重視程度可能也相對較低，因此，個人所得稅降低對其工作時間的影響也會較低，而自行申報方式可能相反。但由于適用自行申報方式納稅的納稅人也不一定是由本人親自納稅，且許多作為雙定戶的個體工商戶其個人所得稅的繳納是與其他種類稅款的繳納混合在一起的，因此，前述效應(yīng)也可能不存在。本變量的賦值規(guī)則為：源泉扣繳為1，自行申報為0。

(二)方程二的變量選擇

方程二的被解釋變量是工作時間決定能力(dec)，賦值規(guī)則是：無法自主決定工作時間為0，能夠在一定程度上決定工作時間為1。

方程二的解釋變量為：

(1)收入(inc)。一方面，收入較高的個體由于財務(wù)自由度較大，可能具有更大的自主決定工作時間的能力；另一方面，相同收入水平的個體其職業(yè)及工作狀態(tài)各不相同，因此，在工作時間的自主決定能力方面，可能不具有共性，進而收入水平與工作時間決定能力之間可能不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

(2)性別(gen)。由于不同性別的個體在社會中承擔(dān)的角色不同，因此男性與女性在自主決定工作時間方面可能存在系統(tǒng)差異。但是在當(dāng)前的我國，男性與女性所從事的職業(yè)在很大程度上存在重疊，因此，二者自主決定工作時間的能力是否真正不同還有待檢驗。

(3)年齡(age)。不同年齡段的個體其觀念、工作特點可能存在一些系統(tǒng)差異，因此，年齡與自主決定工作時間的能力之間可能存在一定的相關(guān)性。

(4)教育程度(edu)。教育程度可能會使個體在工作時間的確定方面具有一定的規(guī)律性，但是否確實具有這種規(guī)律性尚需檢驗。

(5)職業(yè)(car 1～car 6)。不同職業(yè)的特點不同，可能導(dǎo)致從事不同職業(yè)的個人在自主決定工作時間的能力方面存在系統(tǒng)差異。一般而言，職業(yè)對個體工作時間自主決定能力的影響可能有如下幾個方面：第一，工作單位制度的限制。許多工作單位對工作時間是有較為明確的限制的，個體常常無法自主增加或減少工作時間。第二，與職業(yè)有關(guān)的其他因素的限制。有一些職業(yè)，雖然看似對工作時間沒有制度約束，但卻有潛在的其他限制因素。如許多個體工商戶，其往往是依據(jù)市場狀況確定營業(yè)時間的，而一旦營業(yè)時間對外公布，就得每天嚴(yán)格按照這個時間工作，“連請假都不可能”，某種程度上，這種市場約束可能比制度約束還要嚴(yán)格。

四、數(shù)據(jù)來源及回歸結(jié)果

筆者對山東省青島市18歲以上且月收入3500元以上的個人所得稅納稅人實施了問卷調(diào)查，共收回有效問卷308份。青島市在社會經(jīng)濟發(fā)展方面是一個較為典型的二線城市，在實施問卷調(diào)查時，又特別關(guān)注了樣本的性別比例、年齡分布、收入水平分布、職業(yè)分布、教育程度分布等特征。所有樣本中，男性占58.44%，女性占41.56%；年齡在31～50歲者最多，占82.79%，18～30歲及51～60歲者占17.21%；收入處于5001～10000元之間者合計占74.67%，低于此區(qū)間者占11.69%，高于此區(qū)間者占13.64%；職業(yè)為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)者最多，合計占76.94%，行政機關(guān)和事業(yè)單位者占21.11%；大專和本科教育程度者占主體，合計80.20%，大專以下者占12.66%，碩士及以上者占7.14%。樣本的這些比例分布大致符合我國個人所得稅納稅人群體的特征，因此具有一定的代表性。

各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3 似不相關(guān)雙變量Probit模型的回歸結(jié)果

注：括號中數(shù)據(jù)為z值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

似不相關(guān)雙變量Probit模型的回歸結(jié)果見表3。表3分別列示了個人所得稅降低20%和降低40%時的回歸結(jié)果，每種情況又分別列示了包括所有變量(1a、2a)和根據(jù)信息準(zhǔn)則標(biāo)準(zhǔn)刪減相關(guān)變量后(1b、2b)的兩種結(jié)果?？梢钥闯觯?/p>

第一，不論個人所得稅降低20%還是降低40%，似然比檢驗P值均顯示在1%水平上拒絕兩個Probit方程擾動項相關(guān)系數(shù)ρ=0的原假設(shè)，即兩個方程的擾動項之間存在相關(guān)關(guān)系，用似不相關(guān)雙變量Probit模型優(yōu)于普通的Probit模型。

第二，模型1a和2a均顯示許多解釋變量和控制變量不顯著，但由于這兩個模型包含了過多的冗余變量，因此其估計結(jié)果是不準(zhǔn)確的。根據(jù)信息準(zhǔn)則標(biāo)準(zhǔn)對變量進行相應(yīng)刪減后，可以看到較準(zhǔn)確的回歸結(jié)果。

第三，個體稅收認(rèn)知與個人所得稅降低一定幅度后增加工作時間之間存在非常顯著的正相關(guān)關(guān)系，與理論預(yù)期相符，表明納稅人是否清楚自身的個人所得稅納稅額確實會影響個人所得稅對勞動供給的效應(yīng)。

第四，年齡與稅額降低后增加工作時間之間顯著正相關(guān)，教育程度在稅額降低20%時與工作時間增加之間顯著負(fù)相關(guān)，但在稅額降低40%時與工作時間增加之間的關(guān)系不顯著。收入、個人收入在家庭中所占份額、性別、婚姻狀態(tài)、職業(yè)、個人所得稅繳納方式等變量的影響均不顯著。

第五，不論稅額降低20%，還是降低40%，顯著影響工作時間決定能力的變量都是相同的，其中，收入、年齡、教育程度與工作時間決定能力都存在正相關(guān)關(guān)系，與行政機關(guān)相比，外資企業(yè)和民營企業(yè)工作人員具有更好的自主決定工作時間的能力。性別的影響不顯著，事業(yè)單位、國有企業(yè)、個體工商戶[注]個體工商戶的工作時間決定能力與行政機關(guān)不存在顯著差異，看似不符合常理，但實際上有其內(nèi)在邏輯。行政機關(guān)工作人員的工作時間是受單位制度約束的，而個體工商戶的工作時間是受市場約束的。筆者曾經(jīng)詢問過一些個體工商戶，如小商店店主、小飯店店主等，得知他們的營業(yè)時間是依據(jù)市場特點確定的，是較為固定的，因此他們很難自行改變工作時間。等在工作時間決定能力方面與行政機關(guān)不存在顯著差異。而這兩種情況下估計結(jié)果的相似性也說明了模型是比較穩(wěn)健的。

為了驗證模型的MLE估計是否一致，對變量刪減后的模型使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤再次回歸，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤與原模型的普通標(biāo)準(zhǔn)誤相似，說明模型的設(shè)定正確，結(jié)果可信。

由于Probit模型的系數(shù)不是邊際效應(yīng)，因此，進一步估計個人稅收認(rèn)知的平均邊際效應(yīng)。結(jié)果表明，在個人所得稅降低20%和降低40%時，平均邊際效應(yīng)分別為0.0925和0.0905，且均在5%水平顯著。這說明，個人所得稅稅額降低20%時個人稅收認(rèn)知對工作時間增加的邊際效應(yīng)稍高于稅額降低40%時，即稅收認(rèn)知對工作時間增加的邊際效應(yīng)隨稅額降低幅度的增加存在輕微的遞減趨向。

那么，個人稅收認(rèn)知又受什么因素影響呢？根據(jù)前文的分析，以稅收認(rèn)知(real)為被解釋變量，以收入(inc)、年齡(age)、教育程度(edu)、性別(gen)、能否準(zhǔn)確計算個人所得稅稅額(cal)[注]本變量賦值規(guī)則為：能夠根據(jù)個人所得稅法準(zhǔn)確計算個人應(yīng)納稅額=3，大體能夠計算個人應(yīng)納稅額=2，不會計算個人應(yīng)納稅額=1。變量的均值為1.4026，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5477。、各職業(yè)虛擬變量(car 2～car 6)作為解釋變量進行定序Probit回歸，最終結(jié)果為:教育程度(edu)和能否準(zhǔn)確計算個人所得稅稅額(cal)對稅收認(rèn)知具有正向影響，且前者在1%水平顯著，后者在5%水平顯著；相對于行政機關(guān)，外資企業(yè)工作人員具有更好的稅收認(rèn)知能力，但只在10%水平顯著。其他解釋變量均不顯著。教育程度反映了個體的文化知識水平，而能否準(zhǔn)確計算個人所得稅稅額則反映了個體的相關(guān)稅收知識水平，因此，稅收認(rèn)知的最重要影響因素是個體的知識能力素質(zhì)。

五、結(jié)論與啟示

本文采用似不相關(guān)雙變量Probit模型，將個人所得稅降低是否增加工作時間及工作時間決定能力納入同一個回歸分析框架，考察個體稅收認(rèn)知對個人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響，結(jié)果表明：第一，個體稅收認(rèn)知與個人所得稅降低一定幅度后增加工作時間存在非常顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明納稅人是否清楚自身的個人所得稅納稅額確實會影響個人所得稅對勞動供給的效應(yīng)；第二，個人所得稅稅額降低20%時個人稅收認(rèn)知對工作時間增加的邊際效應(yīng)(0.0925)稍高于稅額降低40%時(0.0905)，即稅收認(rèn)知對工作時間增加的邊際效應(yīng)隨稅額降低幅度的增加存在輕微的遞減趨勢；第三，個體稅收認(rèn)知主要受個人教育程度和稅收知識水平影響，這兩個因素與個人稅收認(rèn)知顯著正相關(guān)；第四，年齡、教育程度對個人所得稅勞動供給效應(yīng)也有顯著影響，但收入、性別、婚姻狀況、職業(yè)等因素的影響均不顯著；第五，收入、年齡、教育程度與個體的工作時間決定能力顯著正相關(guān)，外資企業(yè)和民營企業(yè)工作人員也較行政機關(guān)工作人員具有更強的工作時間決定能力。但性別的影響不顯著。

個人所得稅作為政府調(diào)節(jié)公平和效率的重要工具，其對勞動供給的影響也是不容忽視的一個重要方面。鑒于現(xiàn)實中納稅人的有限理性特征，大量納稅人并不具有完美的稅收認(rèn)知能力，這會導(dǎo)致個人所得稅在對勞動供給的影響方面存在一定程度的變形，因此，政府在政策制定過程中應(yīng)當(dāng)注意這個問題。鑒于稅收認(rèn)知與個人的教育程度和稅收知識水平顯著正相關(guān)，而教育程度的提高是一項長期的工作，政府可以通過加強稅法宣傳等方式在較短時期內(nèi)提高納稅人的個人所得稅知識水平，以強化個人的稅收認(rèn)知，使稅收政策的作用渠道更加通暢。