李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

多年來，我國(guó)分類課征模式的個(gè)人所得稅因在公平和效率等方面均存在缺陷而一直受到詬病，雖然也曾實(shí)施提高工資薪金所得稅費(fèi)用扣除額、調(diào)整課稅級(jí)次和稅率等改革措施，但是這些措施均為局部性的，并未對(duì)個(gè)人所得稅制構(gòu)成全局性影響。2018年3月，李克強(qiáng)總理在十三屆全國(guó)人大一次會(huì)議《政府工作報(bào)告》中提出要“改革個(gè)人所得稅”；同年6月19日，《中華人民共和國(guó)個(gè)人所得稅法修正案(草案)》提請(qǐng)十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第三次會(huì)議審議，并隨后向社會(huì)征求意見；同年8月31日，第十三屆全國(guó)人大常委會(huì)第五次會(huì)議通過了關(guān)于修改個(gè)人所得稅法的決定，新的個(gè)人所得稅法自2019年1月1日起施行，2018年10月1日起先將工資薪金所得的基本費(fèi)用扣除額提高至每月5000元。

2019年個(gè)人所得稅改革是一次不同于以往的具有里程碑意義的系統(tǒng)性改革，其主要舉措如下：首先，將原有的分類課征模式改為了分類綜合課征模式，將工資薪金、勞務(wù)報(bào)酬、稿酬和特許權(quán)使用費(fèi)等4項(xiàng)所得合并為了綜合所得；其次，完善了個(gè)人所得稅的費(fèi)用扣除模式，一方面將基本費(fèi)用扣除額提高到每月5000元，另一方面設(shè)立了子女教育、繼續(xù)教育、大病醫(yī)療、住房貸款利息或住房租金、贍養(yǎng)老人等6項(xiàng)專項(xiàng)附加扣除；最后，優(yōu)化調(diào)整稅率結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大3%、10%、20%三檔低稅率的所得級(jí)距，相應(yīng)縮小25%稅率的級(jí)距，30%、35%、45%三檔高稅率的級(jí)距保持不變。

這次個(gè)人所得稅改革意圖的主基調(diào)是提高個(gè)人所得稅的公平性，同時(shí)這次改革是在全面“營(yíng)改增”之后，各方寄予厚望的減稅舉措(何代欣，2018)。根據(jù)國(guó)家稅務(wù)總局?jǐn)?shù)據(jù)，僅2019年上半年，改革就使得個(gè)人所得稅收入減少3077億元，(1)“國(guó)家稅務(wù)總局2019年上半年新聞發(fā)布會(huì)實(shí)錄”，http://www.chinatax.gov.cn/n810219/n810724/c4539744/content.html。總體平均稅率下降幅度巨大(萬(wàn)瑩 等，2019)。對(duì)于這次稅制改革的實(shí)際效應(yīng)，已有多篇文獻(xiàn)使用各類微觀數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行了模擬測(cè)算，一般均認(rèn)為這次稅制改革全面降低了個(gè)人所得稅的稅負(fù)，但就減稅額分布而言，收入較高者在這次改革中獲益更多。如劉蓉等(2019)使用CGSS 2015微觀調(diào)查數(shù)據(jù)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，收入越高的個(gè)體，享受全額專項(xiàng)附加扣除的可能性越大，因此盡管提高基本費(fèi)用扣除和增加專項(xiàng)附加扣除對(duì)中低收入者有一定的減負(fù)效果，但給中高收入者帶來的相對(duì)收益更大。王鈺等(2019)使用CHIP 2013數(shù)據(jù)的測(cè)算顯示，不僅僅專項(xiàng)附加扣除的引入，這次個(gè)人所得稅改革的其他主要措施，包括稅率級(jí)次調(diào)整和基本費(fèi)用扣除額調(diào)整也都具有類似效應(yīng)。費(fèi)茂清等(2020)采用CHFS 2017數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)與原個(gè)人所得稅相比，新的個(gè)人所得稅制度下，就業(yè)人員的稅后收入差距下降幅度縮小。李文(2019)采用CHFS 2013數(shù)據(jù)的測(cè)算表明，這次個(gè)人所得稅改革實(shí)施后，減稅的絕對(duì)額與稅前家庭年收入呈正比，專項(xiàng)附加扣除的引入也使收入較高的家庭獲益更多。

因此，就客觀減稅額而言，2019年個(gè)人所得稅改革帶給收入較高者的正向沖擊應(yīng)當(dāng)更大，相對(duì)收入較低者，收入較高者似乎應(yīng)當(dāng)對(duì)這次稅制改革更加關(guān)注。但是，本文采用廣義雙重差分法利用百度搜索指數(shù)的研究發(fā)現(xiàn)，結(jié)果恰恰相反，收入較低省份個(gè)人對(duì)這次稅制改革的關(guān)注度更高。本文認(rèn)為這是一個(gè)非常值得研究的現(xiàn)象，原因是政策的管理相對(duì)人對(duì)政策的主觀感受才是真正影響政策實(shí)施效果的因素，即稅收政策的作用路徑并非簡(jiǎn)單的“客觀政策措施→政策效應(yīng)”模式，而是“客觀政策措施→納稅人對(duì)客觀政策措施的主觀詮釋→政策效應(yīng)”模式，因此，某種意義上而言，納稅人的主觀感受較客觀事實(shí)可能更加重要。根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，個(gè)體并非標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)所假設(shè)的完全理性，而是有限理性的，由于缺乏完全信息和完美的信息處理能力，且更關(guān)注公平和互惠，其對(duì)政策措施的主觀詮釋往往異于客觀措施本身。這一點(diǎn)在稅收政策領(lǐng)域也有體現(xiàn)。如早在20世紀(jì)60年代，Enrick(1963，1964)的研究就發(fā)現(xiàn)納稅人普遍存在不清楚個(gè)人實(shí)際納稅額的情況，其主觀感知的稅率與稅制規(guī)定的實(shí)際稅率存在顯著差異。后來的一些研究也證實(shí)了稅收認(rèn)知問題的存在(Blaufus et al.，2015；Gideon，2017；Ballard et al.，2018)。國(guó)內(nèi)相關(guān)主題文獻(xiàn)相對(duì)較少，但也有文獻(xiàn)從“稅感”(樊麗明 等，2013；張磊2014)、稅收顯著性(童錦治 等，2011；陳力朋 等，2016；樊勇 等，2018)等方面對(duì)納稅人對(duì)稅負(fù)的主觀感知進(jìn)行了研究。文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，主觀感知稅率與實(shí)際稅率的偏差會(huì)帶來一系列影響，如，會(huì)影響勞動(dòng)供給(Rosen，1976；Fujii et al.，1988；Bartolome，1995；李文，2018)、影響納稅人對(duì)財(cái)政投入數(shù)量的偏好(Csontos et al.，1998；Fisher et al.，2016；陳力朋 等，2017)等。所以，如果決策者忽視納稅人的主觀感受，僅僅在理性人假設(shè)下關(guān)注稅制改革的客觀措施，就可能導(dǎo)致政策的實(shí)際效應(yīng)與預(yù)期效應(yīng)發(fā)生偏離。

本文的貢獻(xiàn)在于：首先，以納稅人對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的主觀關(guān)注度為研究對(duì)象，并嘗試以行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論加以分析，為全面正確研究稅制改革效應(yīng)提供了一個(gè)新的視角；其次，采用百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)度量納稅人對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度，并采用廣義雙重差分模型實(shí)施實(shí)證研究，這是現(xiàn)有相關(guān)主題文獻(xiàn)所未使用過的研究方法。

二、理論分析及研究假設(shè)

2019年的個(gè)人所得稅改革帶來了全面的減稅，如前所述，已有文獻(xiàn)多證明收入較高個(gè)人獲得的減稅額較多。就省級(jí)數(shù)據(jù)而言，各省份人均減稅額也與其人均收入基本正相關(guān)，2019年人均可支配收入最高的北京和上海人均個(gè)人所得稅(2)由于個(gè)人所得稅主要由城鎮(zhèn)常住人口繳納，因此，準(zhǔn)確起見，人均稅額按照城鎮(zhèn)常住人口計(jì)算。較2018年分別降低2494.94元和2016.80元，而人均可支配收入最低的黑龍江和吉林人均個(gè)人所得稅降低額僅分別為163.21元和152.80元。(3)根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和中經(jīng)網(wǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算?？紤]到城鎮(zhèn)常住人口中多數(shù)并不繳納個(gè)人所得稅，因此，納稅人真正人均減稅額要遠(yuǎn)高于上述數(shù)據(jù)，(4)據(jù)國(guó)家稅務(wù)總局?jǐn)?shù)據(jù)，2019年1—7月，全國(guó)繳納個(gè)人所得稅的納稅人累計(jì)人均減稅1491元。轉(zhuǎn)引自國(guó)家稅務(wù)總局網(wǎng)站，http://www.chinatax.gov.cn/chinatax/n810219/n810724/c5137652/content.html。進(jìn)而使得人均收入較高省市與人均收入較低省市的納稅人人均減稅額差距更大。因此，就減稅額而言，這次的改革給收入較高納稅人帶來的沖擊似乎應(yīng)當(dāng)更強(qiáng)烈，收入較高者對(duì)改革的關(guān)注度也自然應(yīng)當(dāng)更高。據(jù)此，提出假設(shè)：

Ha：對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度與個(gè)人收入正相關(guān)。

但是，行為經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，個(gè)體是有限理性的，其主觀感受與客觀事實(shí)之間會(huì)發(fā)生一定偏離，使得其行為常常與標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型相悖。具體到這次個(gè)人所得稅改革，以下原因可能導(dǎo)致收入相對(duì)較低者感受到更強(qiáng)烈的主觀沖擊，從而提高其對(duì)改革的關(guān)注。

1.價(jià)值函數(shù)的敏感性遞減導(dǎo)致收入較低者對(duì)減稅更加敏感

標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型認(rèn)為個(gè)體在任何情況下對(duì)一定數(shù)量貨幣價(jià)值的認(rèn)定都是一致的，但這常常并不符合現(xiàn)實(shí)。Thaler(1980)在研究消費(fèi)者搜尋行為(consumer search behavior)時(shí)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)消費(fèi)者發(fā)現(xiàn)商店中標(biāo)價(jià)25美元的商品在10分鐘路程之外的另一個(gè)商店僅售20美元時(shí)，多數(shù)人選擇去另一個(gè)商店購(gòu)買商品以節(jié)約5美元，此時(shí)，在消費(fèi)者的心目中，5美元的價(jià)值是高于10分鐘路程所帶來的成本的；如果商品的價(jià)格不是25美元，而是500美元時(shí)，多數(shù)人不會(huì)選擇去10分鐘之外另一個(gè)售價(jià)為495美元的商店購(gòu)買該商品，很顯然，此時(shí)消費(fèi)者認(rèn)為5美元的價(jià)值低于10分鐘路程所帶來的成本。Kahneman et al.(1984)的研究也得出了類似的結(jié)果。

Thaler(1980)指出，可以依據(jù)韋伯-費(fèi)希納定律(Weber-Fechner law)對(duì)此加以分析。韋伯-費(fèi)希納定律量化了對(duì)給定刺激中變化的感知，認(rèn)為任何剛剛能被注意到的刺激的變化與該刺激本身是等比例的，若這個(gè)刺激是價(jià)格，則Δp/p=k，其中，Δp為剛剛能被注意到的價(jià)格變化，p為價(jià)格，k為一個(gè)常數(shù)。換言之，一個(gè)變量的變化給人們帶來的主觀刺激的力度與該變量本身的規(guī)模成正比，同樣數(shù)量的變化對(duì)于基礎(chǔ)規(guī)模不同的變量而言，帶給人們的主觀感受不同。

這種現(xiàn)象的原理可以用行為經(jīng)濟(jì)學(xué)前景理論的價(jià)值函數(shù)加以解釋。Kahneman et al.(1979)建立了前景理論，指出在不確定前提下，人們是依據(jù)價(jià)值函數(shù)而不是標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)期望效用理論的效用函數(shù)來實(shí)施決策評(píng)估的。價(jià)值函數(shù)呈非對(duì)稱的S形(見圖1)，具有三個(gè)特征：參照依賴，即收益和損失是針對(duì)參照點(diǎn)而言的變化，而非所獲得的效用總量；損失厭惡，即在收益區(qū)間為凹函數(shù)，在損失區(qū)間為凸函數(shù)，因而同樣數(shù)量損失所帶來的價(jià)值減少高于同樣數(shù)量收益所帶來的價(jià)值增加；遞減的敏感性，即收益和損失的邊際價(jià)值隨著它們絕對(duì)額的擴(kuò)大而降低(Kahneman et al.，1979；Tversky et al.，1991)。遞減的敏感性意味著離參照點(diǎn)越遠(yuǎn)，損失或收益變化對(duì)價(jià)值v的影響越弱，因此v(-20)-v(-25)>v(-495)-v(-500)，可見，在價(jià)格25美元的基礎(chǔ)上節(jié)省5美元所帶來的價(jià)值增加高于在價(jià)格500美元基礎(chǔ)上節(jié)省5美元所帶來的價(jià)值增加，而二者的差距可能相當(dāng)高，以至只有當(dāng)損失(收益)的變化與損失(收益)本身的比例相等(如均等于前文所說的常數(shù)k)時(shí)，個(gè)體所感受到的主觀價(jià)值變化才相同。

圖1 前景理論的價(jià)值函數(shù)

就2019年個(gè)人所得稅改革而言，雖然收入較高者獲得了更多的減稅絕對(duì)額，但是中低收入者減稅的相對(duì)幅度更高。根據(jù)李文(2019)的估算，全部家庭減稅的平均相對(duì)幅度是37.3%，但家庭收入小于6萬(wàn)元、6萬(wàn)～10萬(wàn)元、10萬(wàn)～20萬(wàn)元家庭的減稅幅度分別為47.76%、68.04%和65.36%，即中低收入者個(gè)人所得稅減稅的k值高于高收入者，因此其因減稅而感受到的主觀刺激更加強(qiáng)烈，所以可能因此而對(duì)稅制改革更加關(guān)注。

2.啟發(fā)式?jīng)Q策使收入較低者認(rèn)為其在改革中獲益更多

Simon(1955，1956)指出，人并非標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)所假設(shè)的理性“經(jīng)濟(jì)人”，在信息獲取和計(jì)算方面僅具有有限的能力，在面對(duì)復(fù)雜現(xiàn)實(shí)世界中的多重目標(biāo)時(shí)，只能采用簡(jiǎn)單的感知和選擇機(jī)制，以在一定程度上滿足其自身需求。這種“簡(jiǎn)單的感知和選擇機(jī)制”就是基于直覺推斷的決策啟發(fā)式。

Tversky et al.(1974)率先對(duì)啟發(fā)式進(jìn)行了較為系統(tǒng)的研究，認(rèn)為個(gè)人的認(rèn)知能力是有限的，對(duì)決策變量的計(jì)算會(huì)引發(fā)認(rèn)知緊張，使得個(gè)體會(huì)使用簡(jiǎn)單的啟發(fā)式而非確切計(jì)算來實(shí)施決策。其提出了代表性啟發(fā)式和易得性啟發(fā)式概念，指出：首先，人們往往選擇輸入信息中最具有代表性的特征來進(jìn)行預(yù)測(cè)，而很少關(guān)注這種預(yù)測(cè)的精確性如何；其次，人們會(huì)依據(jù)與某個(gè)事件相關(guān)的例子被想到的容易程度來判斷該事件發(fā)生的概率，而一個(gè)例子是否容易被想到與其顯著性有關(guān)。簡(jiǎn)而言之，人們?cè)谶M(jìn)行判斷的時(shí)候會(huì)特別關(guān)注一個(gè)事物最具代表性、最顯著的特征，會(huì)利用自身記憶中較為深刻容易記起的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，而不是去實(shí)施精確的計(jì)算。這種基于直覺的啟發(fā)式在較為簡(jiǎn)便有效的同時(shí)，常常會(huì)導(dǎo)致一些偏差。

由于稅收制度較復(fù)雜，缺乏專業(yè)技能的個(gè)體很難精確掌握稅制并做出最優(yōu)判斷，因此納稅人會(huì)選擇理性疏忽，不是依據(jù)實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)來做出理性的稅收決策，而是運(yùn)用簡(jiǎn)單的啟發(fā)式，如片面關(guān)注政策較為顯眼的特征，不經(jīng)過確切計(jì)算來降低決策成本(Shah et al.，2008；Blaufus et al.，2013；Gideon，2017)。如Blaufus et al.(2013)發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于對(duì)其凈收入適用一個(gè)較高稅率的方案而言，納稅人更喜歡對(duì)其毛收入適用一個(gè)較低稅率的方案，雖然前者的實(shí)際稅負(fù)更低，其原因是多數(shù)個(gè)體是使用簡(jiǎn)單的啟發(fā)式而不是依據(jù)實(shí)際稅負(fù)做出理性稅收決策。因此名義稅率變化對(duì)感知稅負(fù)產(chǎn)生了一個(gè)非理性的過高影響，如果決策者利用框架效應(yīng)(5)框架效應(yīng)指對(duì)于同一個(gè)客觀問題，不同的描述方式會(huì)導(dǎo)致人們做出不同的決策判斷。所謂框架，即指對(duì)問題的描述方式。對(duì)稅率加以強(qiáng)調(diào)時(shí)，對(duì)名義稅率變化的高估會(huì)顯著增加。這種現(xiàn)象可以使增加稅收收入與降低納稅人的感知稅負(fù)同時(shí)實(shí)現(xiàn)。

具體到2019年個(gè)人所得稅改革，如前所述，其最主要和最突出的改革措施是擴(kuò)大三檔低稅率的所得級(jí)距而保持三檔高稅率的級(jí)距不變、提高基本費(fèi)用扣除額并設(shè)立專項(xiàng)附加扣除等，同時(shí)稅制改革的相關(guān)宣傳特別強(qiáng)調(diào)了這些措施會(huì)使得大量收入較低者不用再納稅或應(yīng)納稅額將大幅減少。由于個(gè)人所得稅采用累進(jìn)稅率，還需要考慮各類費(fèi)用扣除，較為復(fù)雜，非專業(yè)人員難以準(zhǔn)確評(píng)估不同收入水平個(gè)人的實(shí)際稅負(fù)，因此，許多納稅人就根據(jù)稅制改革的突出特征，聯(lián)系自己對(duì)相關(guān)措施的印象，采用直覺推斷的啟發(fā)式判斷，認(rèn)為稅制改革是傾向于公平的，對(duì)收入較低者有利，進(jìn)而使得收入較低者的主觀感受獲得了更強(qiáng)烈的正向沖擊。

3.減稅為收入較低者帶來了特別的“零價(jià)格”收益

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，需求與價(jià)格呈反向關(guān)系，價(jià)格越低需求越高。但是，Shampanier et al.(2007)發(fā)現(xiàn)，與價(jià)格為一個(gè)很小的正數(shù)相比，當(dāng)價(jià)格為零時(shí)消費(fèi)者需求會(huì)大幅上升，這種上升遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的預(yù)測(cè)。一個(gè)典型的事例就是，當(dāng)星巴克提供免費(fèi)咖啡時(shí)，許多消費(fèi)者會(huì)不惜花費(fèi)大量時(shí)間來排隊(duì)領(lǐng)取，而這些咖啡不過價(jià)值兩、三美元。于是Shampanier et al.(2007)提出了“零價(jià)格模型”，指出，當(dāng)一個(gè)產(chǎn)品變?yōu)槊赓M(fèi)時(shí)，消費(fèi)者對(duì)它的直覺價(jià)值(或收益)提高了，似乎認(rèn)為商品的零定價(jià)不僅降低了成本，而且增加了收益。這種現(xiàn)象可以用情感因素來解釋，即沒有負(fù)面影響(沒有成本)的選擇會(huì)引發(fā)更加積極的情感反應(yīng)，這種對(duì)情感的依賴被定義為“情感啟發(fā)式”(Slovic et al.，2007)。

根據(jù)國(guó)家稅務(wù)總局?jǐn)?shù)據(jù)，個(gè)人所得稅改革之后，僅2019年上半年就有累計(jì)1.15億人無(wú)需再繳納工薪個(gè)人所得稅。(6)“國(guó)家稅務(wù)總局2019年上半年新聞發(fā)布會(huì)實(shí)錄”，http://www.chinatax.gov.cn/n810219/n810724/c4539744/content.html。如果將個(gè)人所得稅看作公共品的價(jià)格，那么，在某種程度上，這些人相當(dāng)于可以免費(fèi)(即以零價(jià)格)獲得公共品。少量繳稅與完全不繳稅之間，由于情感啟發(fā)式的影響，納稅人的主觀感受存在質(zhì)的區(qū)別，從而使得因收入較低而在改革之后不再繳納個(gè)人所得稅的原納稅人在主觀上獲得了額外的“零價(jià)格”收益，進(jìn)而感受到更強(qiáng)烈的正向沖擊。

4.人際比較使低收入者獲得更好的主觀感受

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)的諸多文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，人們往往將自己的滿意程度建立在將自身狀況與他人狀況的對(duì)比之上(Kahneman et al.，2006)，標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的帕累托改善是不存在的，因?yàn)橐粋€(gè)人境況的改善就意味著其他人境況的自動(dòng)惡化，因此，人際比較會(huì)對(duì)個(gè)體的主觀感受造成比較嚴(yán)重的影響。在涉稅事務(wù)上也是如此。Krishna et al.(2003)指出，基于競(jìng)選的需要，稅制設(shè)計(jì)者會(huì)采取類似市場(chǎng)營(yíng)銷中使消費(fèi)者感知價(jià)格最小化的技巧，在稅收征收數(shù)量一定的前提下，最小化納稅人自身的感知稅負(fù)，同時(shí)在某些情況下，最大化納稅人主觀感知的他人的稅負(fù)，以降低其感知的自身相對(duì)稅負(fù)。2019年個(gè)人所得稅改革措施看似對(duì)高收入者不太友好，如在擴(kuò)大較低稅率適用的所得級(jí)距的同時(shí)，保持了較高稅率原有的所得級(jí)距，且沒有降低最高邊際稅率。這就可能使得收入較低者主觀上認(rèn)為收入較高者的稅負(fù)下降較少，從而形成一種印象，就是其在稅制改革中的待遇是優(yōu)于收入較高者的，從而在比較中得到更多的心理滿足。

收入較低者更好的心理感受也可以從另一個(gè)角度加以解釋。Thaler(1985)認(rèn)為，個(gè)體從一樁交易中獲取的效用包括獲得效用和交易效用，其中，前者取決于獲得的貨物的價(jià)值與支出之間的對(duì)比，后者則取決于支出與參照價(jià)格的對(duì)比，即個(gè)體若認(rèn)為自己付出的價(jià)格較參照價(jià)格更低，則其交易效用就會(huì)提高。參照價(jià)格是個(gè)體依據(jù)一定的線索主觀確定的。在這次個(gè)人所得稅改革中，收入較低者為自己付出的價(jià)格(稅負(fù))所確定的參照價(jià)格是收入較高者的付出，由于較高稅率的所得級(jí)距并未改變，因此收入較低者據(jù)此設(shè)定了一個(gè)較高的參照價(jià)格，從而認(rèn)為自己支付的價(jià)格較參照價(jià)格低，進(jìn)而在對(duì)比中獲得了更多的交易效用和更好的主觀感受。

根據(jù)以上分析，在這次個(gè)人所得稅改革中，收入較低者可能因獲得了更多的正向主觀沖擊而對(duì)改革更加關(guān)注，因此建立與前述假設(shè)Ha相對(duì)的假設(shè)：

Hb：對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度與個(gè)人收入負(fù)相關(guān)。

三、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)模型設(shè)定及回歸結(jié)果

本文擬使用雙重差分模型來估計(jì)納稅人對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度。數(shù)據(jù)除文中單獨(dú)說明的之外，均來源于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。

1.被解釋變量

由于關(guān)注度缺乏直接的衡量數(shù)據(jù)，本文擬采用百度指數(shù)與個(gè)人所得稅相關(guān)的搜索指數(shù)作為對(duì)個(gè)人所得稅的關(guān)注度。百度搜索指數(shù)是百度指數(shù)的一種，“是以網(wǎng)民在百度的搜索量為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，以關(guān)鍵詞為統(tǒng)計(jì)對(duì)象，科學(xué)分析并計(jì)算出各個(gè)關(guān)鍵詞在百度網(wǎng)頁(yè)搜索中搜索頻次的加權(quán)和”。(7)資料來源：百度指數(shù)官網(wǎng)，http://index.baidu.com/v2/main/index.html#/help。這樣做的原因是，在互聯(lián)網(wǎng)相當(dāng)發(fā)達(dá)的當(dāng)今，人們已經(jīng)形成了對(duì)網(wǎng)絡(luò)的極度依賴，幾乎所有個(gè)人的生活和工作相關(guān)事項(xiàng)都訴諸網(wǎng)絡(luò)，而百度又是我國(guó)最大的互聯(lián)網(wǎng)搜索引擎，曾一度占據(jù)搜索引擎市場(chǎng)份額的八成以上。根據(jù)美國(guó)網(wǎng)站通訊流量監(jiān)測(cè)機(jī)構(gòu)Statcounter的數(shù)據(jù)，2020年7月，百度在全平臺(tái)(包括PC端、移動(dòng)端和平板設(shè)備)搜索市場(chǎng)的份額為69.55%，而在近年來迅速崛起的移動(dòng)端和平板設(shè)備搜索市場(chǎng)，其份額更是分別高達(dá)83.34%和91.57%(陳永偉，2020)。因此，百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)能夠較好反映人們對(duì)某個(gè)事物的興趣和關(guān)注程度。

本文加總了2017年1季度—2020年2季度共14個(gè)季度全國(guó)除港澳臺(tái)地區(qū)之外的31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)(以下簡(jiǎn)稱“省”)與個(gè)人所得稅相關(guān)的近20個(gè)關(guān)鍵詞的百度搜索指數(shù)日均值，以此作為對(duì)個(gè)人所得稅關(guān)注度的代理變量。

圖2為2017年1季度—2020年2季度各省份搜索指數(shù)日均值，可以看出，在2019年1季度(橫軸數(shù)值為9)，各省的搜索指數(shù)日均值一般均出現(xiàn)了一個(gè)較明顯的高峰，而在2020年2季度(橫軸數(shù)值為14)，該指標(biāo)也普遍存在上揚(yáng)，說明人們對(duì)個(gè)人所得稅的關(guān)注度在2019年1季度和2020年2季度有較明顯的變化。

圖2 2017年1季度—2020年2季度各省份搜索指數(shù)日均值

由于搜索指數(shù)的絕對(duì)額與人口數(shù)量相關(guān)，因此，將搜索指數(shù)日均值除以城鎮(zhèn)常住人口計(jì)算搜索指數(shù)的人均日均值。為了減少異方差和優(yōu)化分布，對(duì)搜索指數(shù)人均日均值取自然對(duì)數(shù)作為被解釋變量，在模型中以lnindex表示。

2.沖擊強(qiáng)度變量

由于2019年個(gè)人所得稅改革是在全國(guó)各地同時(shí)實(shí)施的，沒有涇渭分明的處理組和控制組，因此，無(wú)法采用普通雙重差分模型，本文采用廣義雙重差分模型。廣義雙重差分模型可適用于政策一次性推開，但不同個(gè)體接受政策沖擊不同的情形。在廣義雙重差分模型中，所有個(gè)體均屬于處理組，但其處理程度依沖擊強(qiáng)度變量的不同而不同。因此，廣義雙重差分模型的處理組變量并非取值為0或1的二元變量，而是一個(gè)顯示接受沖擊強(qiáng)度的連續(xù)變量。

由于個(gè)人所得稅與個(gè)人收入密切相關(guān)，這次個(gè)人所得稅改革對(duì)不同收入水平個(gè)人的沖擊強(qiáng)度不同，所以，本文采用與Perez-Truglia(2020)類似的處理方式，以個(gè)人收入為基礎(chǔ)設(shè)置個(gè)人收入指數(shù)作為沖擊強(qiáng)度變量建立廣義雙重差分模型。

多年來，我國(guó)的個(gè)人所得稅收入主要來自于工資薪金所得稅，如2018年工資薪金所得稅占剔除稅款滯納金、罰款之外的全部個(gè)人所得稅收入的67.42%，而就納稅人數(shù)量而言，工薪階層納稅人所占比重可能更高。這次個(gè)人所得稅的改革措施中，不論是綜合所得的設(shè)立、稅率所得級(jí)次的調(diào)整還是專項(xiàng)附加扣除的建立，都與工薪階層直接相關(guān)，因此，此處的個(gè)人收入使用工資收入更為合理。但是，由于缺乏各省2019年和2020年的季度平均工資數(shù)據(jù)，同時(shí)對(duì)2003—2018年分省城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資和城鎮(zhèn)居民可支配收入年度數(shù)據(jù)的面板固定效應(yīng)回歸發(fā)現(xiàn)，二者在1%水平上顯著正相關(guān)，且組內(nèi)R2高達(dá)0.9676，因此，本文以城鎮(zhèn)居民月人均收入的季度數(shù)據(jù)作為計(jì)算個(gè)人收入指數(shù)的基礎(chǔ)。

個(gè)人收入指數(shù)的公式為：

incomedxit=(incomeit-incomemin,t)/(incomemax,t-incomemin,t)

其中：i=1,…,31；t=1,…,14；incomedxit為i省t季度的個(gè)人收入指數(shù)；incomeit為i省t季度的城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入；incomemin,t和incomemax,t分別為t季度各省城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入的最小值和最大值。incomedxit∈[0,1]，可以看出，個(gè)人收入指數(shù)實(shí)際上代表了某省城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入在當(dāng)期全部省份中的位置。

3.處理期變量

雖然2018年4季度將工資薪金所得的基本費(fèi)用扣除額從每月3500元提高到了5000元，但真正的個(gè)人所得稅全面改革是2019年1季度實(shí)施的，因此，將2019年1季度及之后設(shè)定為處理期。同時(shí)，由于2020年3月1日—6月30日是實(shí)行綜合分類課征模式改革后的第一個(gè)申報(bào)期，因此，可能又面臨另一次較大的政策沖擊，所以2019年個(gè)人所得稅改革本身的處理期截至2019年4季度。即處理期變量以t1901表示，2017年1季度—2018年4季度取值為0，2019年1季度—2019年4季度取值為1。

主要變量含義見表1。

表1 主要變量含義

變量的主要描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)見表2。

表2 變量主要描述性統(tǒng)計(jì)

基準(zhǔn)廣義雙重差分模型如下：

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+λt+εit

(1)

其中：λt為時(shí)間固定效應(yīng)，在本模型中作為傳統(tǒng)雙重差分模型中處理期變量的替代(如前所述，2019年1季度個(gè)人所得稅系統(tǒng)改革之前也不斷有關(guān)于個(gè)人所得稅改革的舉措出現(xiàn)，如2018年1季度政府工作報(bào)告提出改革個(gè)人所得稅的決定、2018年2季度個(gè)人所得稅法修正案(草案)提請(qǐng)審議、2018年3季度個(gè)人所得稅法修正案(草案)向社會(huì)征求意見、2018年4季度提高工資薪金所得稅的基本費(fèi)用扣除額等，以信息含量更大的時(shí)間固定效應(yīng)替代傳統(tǒng)雙重差分模型的處理期變量能夠在很大程度上對(duì)這些改革舉措進(jìn)行控制)。α1反映了收入水平本身所導(dǎo)致的個(gè)人對(duì)個(gè)人所得稅的關(guān)注度，而本文最感興趣的是沖擊強(qiáng)度變量incomedx與處理期變量t1901的交互項(xiàng)系數(shù)α2，其反映的正是2019年個(gè)人所得稅改革對(duì)不同收入水平個(gè)人所得稅關(guān)注度所帶來的沖擊，從另一個(gè)角度可以理解為不同收入水平人群對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度。

本文探討分析了機(jī)器人學(xué)傳統(tǒng)教學(xué)過程中存在的弊端，結(jié)合實(shí)際，提出相應(yīng)的教學(xué)改革設(shè)想，在教學(xué)過程中采用任務(wù)驅(qū)動(dòng)等教學(xué)方法，實(shí)現(xiàn)學(xué)生熟練掌握理論知識(shí)、加強(qiáng)實(shí)踐鍛煉、提高動(dòng)手操作技能和綜合學(xué)習(xí)能力的目標(biāo)。本課程的教學(xué)改革方案已在機(jī)械電工程2018屆專業(yè)試行，從學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣、學(xué)習(xí)效果來看，達(dá)到預(yù)期的目標(biāo)?！?/p>

基準(zhǔn)模型采用2017年1季度—2019年4季度共12個(gè)季度的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見表3。個(gè)人收入指數(shù)incomedx的系數(shù)為0.2184，且在5%水平顯著，說明平均收入越高省份的個(gè)人越關(guān)注個(gè)人所得稅。incomedx與處理期變量t1901的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.2358，且在1%水平顯著，說明2019年個(gè)人所得稅改革對(duì)不同省份人群個(gè)人所得稅關(guān)注度的沖擊隨平均收入降低而增強(qiáng)，換言之，平均收入越低省份的個(gè)人越關(guān)注這次稅制改革。通過這個(gè)結(jié)果可以合理推斷，在微觀層面，收入較低個(gè)人更關(guān)注這次個(gè)人所得稅改革。這驗(yàn)證了假設(shè)Hb：對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度與個(gè)人收入負(fù)相關(guān)。

表3 主要回歸結(jié)果

(二)進(jìn)一步分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)模型反映的信息不夠完整，且僅僅憑借基準(zhǔn)模型尚不能確定回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，因此，需要實(shí)施進(jìn)一步的分析及相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.加入控制變量

首先，加入人均移動(dòng)電話用戶數(shù)的對(duì)數(shù)(lnphone)。隨著智能手機(jī)的廣泛使用，越來越多的人通過移動(dòng)端上網(wǎng)。根據(jù)百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)，2017年1月1日—2020年6月30日，對(duì)“個(gè)人所得稅”的全國(guó)搜索日均值(包括PC端和移動(dòng)端)為28767次，其中移動(dòng)端搜索日均值為23982次，占全部搜索量的83.37%，因此，移動(dòng)電話用戶數(shù)可能會(huì)決定搜索的便利程度，從而影響搜索量。所以，將人均移動(dòng)電話用戶數(shù)的對(duì)數(shù)作為控制變量加入基準(zhǔn)模型。

其次，加入人均寬帶接入用戶數(shù)的對(duì)數(shù)(lnbroadb)。雖然移動(dòng)端上網(wǎng)比重越來越高，但寬帶上網(wǎng)也占有一定比例，因此，寬帶用戶數(shù)可能也會(huì)影響搜索量，所以將人均寬帶接入用戶數(shù)的對(duì)數(shù)也作為控制變量納入。

最后，加入人均普通本?？飘厴I(yè)生數(shù)的對(duì)數(shù)(lnedu)。雖然目前各個(gè)教育層次的人群均普遍上網(wǎng)，但人口的受教育程度或許會(huì)影響搜索量，因此，需要在模型中對(duì)人口的受教育程度進(jìn)行控制。由于無(wú)法獲得近期各省人口受教育程度的確切數(shù)據(jù)，而一般而言，人均普通本?？飘厴I(yè)生較多的地區(qū)其人口的受教育程度也相對(duì)較高，因此，用人均普通本?？飘厴I(yè)生數(shù)作為人口受教育程度的代理變量。

上述人均數(shù)均是按照城鄉(xiāng)常住人口計(jì)算的，因?yàn)橐苿?dòng)電話用戶數(shù)、寬帶接入用戶數(shù)等既包括城鎮(zhèn)用戶也包括農(nóng)村用戶，如果人均數(shù)僅按照城鎮(zhèn)常住人口計(jì)算會(huì)發(fā)生偏差。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+λt+εit

(2)

由表3可見，模型2控制了相關(guān)變量之后，個(gè)人收入指數(shù)incomedx的系數(shù)仍顯著為正，incomedx與處理期變量t1901的交互項(xiàng)的系數(shù)也依然顯著為負(fù)，且這兩個(gè)系數(shù)的大小及顯著程度均與基準(zhǔn)模型相仿。說明加入控制變量后，模型依然穩(wěn)健。

2.控制時(shí)間趨勢(shì)

交互項(xiàng)系數(shù)顯著，也可能是由于時(shí)間趨勢(shì)的影響。也就是說，即使2019年1季度沒有政策沖擊，由于客觀存在的時(shí)間趨勢(shì)，交互項(xiàng)系數(shù)也可能會(huì)呈顯著狀態(tài)。因此，應(yīng)當(dāng)對(duì)時(shí)間趨勢(shì)加以控制。設(shè)定經(jīng)調(diào)整的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)p，其取值等于普通的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)減去1，即設(shè)定2017年1季度取值為0，其他各季度依次分別取值為1～11，(8)如此設(shè)定可使α1為2017年1季度incomedx的系數(shù)，含義更清晰。然后將這個(gè)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)p與個(gè)人收入指數(shù)incomedx的交互項(xiàng)加入模型2，形成模型3。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+α3×incomedxit×p+λt+εit

(3)

由表3可見，經(jīng)調(diào)整的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)p與個(gè)人收入指數(shù)incomedx的交互項(xiàng)系數(shù)α3為0.0177，在5%水平顯著，說明個(gè)體對(duì)個(gè)人所得稅的關(guān)注確實(shí)存在一個(gè)顯著的正向時(shí)間趨勢(shì)。此時(shí)incomedx的系數(shù)α1為0.1828，在10%水平顯著，α1的含義為2017年1季度incomedx的系數(shù)，其數(shù)值表示在2017年1季度，收入越高省份的個(gè)人越關(guān)注個(gè)人所得稅。在隨后時(shí)期，由于顯著正向時(shí)間趨勢(shì)的存在，收入越高省份的個(gè)人對(duì)個(gè)人所得稅本身的關(guān)注度隨時(shí)間流逝不斷提高。

控制了時(shí)間趨勢(shì)之后，個(gè)人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t1901的交互項(xiàng)系數(shù)α2依然在1%水平顯著為負(fù)，且其絕對(duì)值還有所提高，達(dá)到了0.3439?？梢钥闯?，控制了時(shí)間趨勢(shì)后，收入相對(duì)較低省份個(gè)人對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注度更高。進(jìn)一步強(qiáng)化了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。

3.縮小時(shí)間窗口

如前所述，在2017年1季度—2019年4季度期間，尤其是2018年間，還存在一些其他個(gè)人所得稅改革的政策沖擊，如政府宣布即將實(shí)施個(gè)人所得稅改革、個(gè)人所得稅法修正案草案提請(qǐng)審議并征求意見、提高工資薪金所得基本費(fèi)用扣除額等，為了更徹底地摒除這些事件的影響，將時(shí)間窗口縮短到2018年4季度和2019年1季度兩期，實(shí)施雙重差分估計(jì)，形成模型4。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+λt+εit

(4)

由表3可見，將時(shí)間窗口縮短為兩期，徹底排除了其他可能的個(gè)人所得稅政策沖擊后，個(gè)人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t1901的交互項(xiàng)系數(shù)依然在1%水平顯著，其數(shù)值為-0.3371，與控制時(shí)間趨勢(shì)之后的模型3的該交互項(xiàng)系數(shù)數(shù)值相近。這進(jìn)一步驗(yàn)證了模型的穩(wěn)健性。

4.兩次政策沖擊結(jié)果對(duì)比

前述模型雖然已經(jīng)較穩(wěn)健地驗(yàn)證了收入水平越低省份的個(gè)人對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革越關(guān)注，但仍然存在如下可能，即個(gè)人收入水平較高省份的民眾可能更不喜歡使用搜索引擎獲取有關(guān)個(gè)人所得稅信息。為了排除這種可能性，本文擬對(duì)2020年2季度新的個(gè)人所得稅制度實(shí)施后首個(gè)申報(bào)季個(gè)人所得稅相關(guān)百度搜索指數(shù)的情況實(shí)施廣義雙重差分分析。

眾所周知，我國(guó)以往的個(gè)人所得稅制為分類課征模式，除個(gè)體工商戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所得外的其他所得均實(shí)行源泉扣繳制度，而分類課征模式下，源泉扣繳數(shù)就等于最終的應(yīng)納稅額。同時(shí)，以往也不要求普通納稅人在申報(bào)季自行申報(bào)納稅，僅要求年應(yīng)納稅所得額高于12萬(wàn)元的高收入者自行申報(bào)。由于這些高收入者中的絕大多數(shù)其稅款已經(jīng)被正確扣繳，因此，其對(duì)自行申報(bào)也往往并不那么重視，申報(bào)時(shí)常常直接按照源泉扣繳稅額填列個(gè)人所得稅額，這樣就缺乏自行搜尋個(gè)人所得稅相關(guān)信息的動(dòng)機(jī)。2019年，個(gè)人所得稅改革后，發(fā)生了如下變化：首先，由于工資薪金、勞務(wù)、稿酬和特許權(quán)使用費(fèi)等四項(xiàng)所得合并為了綜合所得，且還設(shè)立了因人而異的專項(xiàng)附加扣除，使得源泉扣繳數(shù)與個(gè)人最終的應(yīng)納稅額發(fā)生偏離的可能性大大增加；同時(shí)，各項(xiàng)專項(xiàng)附加扣除的規(guī)定相對(duì)復(fù)雜，且如何在夫妻或兄弟姐妹之間分配專項(xiàng)附加扣除也直接影響應(yīng)納稅額的數(shù)量。因此，對(duì)于需要納稅的個(gè)人而言，為了正確適當(dāng)?shù)厣陥?bào)納稅，就需要獲得足夠的個(gè)人所得稅相關(guān)信息。其次，稅法明確要求符合下列情形之一的納稅人依法申報(bào)辦理匯算清繳：從兩處以上取得綜合所得，且綜合所得年收入額減除專項(xiàng)扣除后的余額超過6萬(wàn)元；取得勞務(wù)報(bào)酬所得、稿酬所得、特許權(quán)使用費(fèi)所得中一項(xiàng)或者多項(xiàng)所得，且綜合所得年收入額減除專項(xiàng)扣除的余額超過6萬(wàn)元；納稅年度內(nèi)預(yù)交稅額低于應(yīng)納稅額；納稅人申請(qǐng)退稅；等等。種種情況導(dǎo)致稅改后需要自行申報(bào)的納稅人數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過以往。鑒于上述原因，2019年個(gè)人所得稅改革后的納稅申報(bào)不再流于形式，而具有了非常實(shí)質(zhì)的內(nèi)容，這將強(qiáng)化真正負(fù)有納稅義務(wù)的納稅人搜尋個(gè)人所得稅相關(guān)信息的動(dòng)機(jī)。

改革后的個(gè)人所得稅法規(guī)定，自行申報(bào)辦理匯算清繳的期限為每年的3月1日—6月30日，而一般來說，納稅人往往不太傾向在申報(bào)期的開始辦理匯算清繳，匯算清繳應(yīng)當(dāng)主要是在2季度完成，因此，將2020年2季度設(shè)置為申報(bào)期。仍以百度個(gè)人所得稅相關(guān)搜索指數(shù)為被解釋變量，以2020年2季度為處理期，建立2020年1季度和2季度兩期的廣義雙重差分模型(模型5)如下：

lnindexit=β0+β1×incomedxit+β2×incomedxit×t2002t+Xitγ+λt+εit

(5)

其中，t2002為處理期變量，2020年1季度取值為0，2020年2季度取值為1。由表3可見，個(gè)人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t2002的交互項(xiàng)系數(shù)在5%水平顯著，但是與以2019年1季度為處理期的模型中交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)不同，模型5的交互項(xiàng)系數(shù)是正值，其含義為，在稅制改革后的申報(bào)期，收入較高省份的個(gè)人更關(guān)注個(gè)人所得稅相關(guān)信息。2020年2季度與2019年1季度的不同之處在于，后者是稅制改革的開始，而前者則為申報(bào)期，申報(bào)期期間關(guān)注個(gè)人所得稅的更多為真正負(fù)有納稅義務(wù)的納稅人，而稅制改革開始期間關(guān)注個(gè)人所得稅的可能還有大量的稅制改革后并不繳稅的個(gè)人。這說明，收入較高省份的個(gè)人并非不喜歡使用網(wǎng)絡(luò)搜索引擎查找個(gè)人所得稅信息，2019年1季度雙重差分模型交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)的原因確實(shí)是因?yàn)槭杖胂鄬?duì)較低者對(duì)個(gè)人所得稅改革這一事件更加關(guān)注。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

基于2019年1季度個(gè)人所得稅改革的廣義雙重差分基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果顯示，平均收入越低省份的個(gè)人越關(guān)注2019年個(gè)人所得稅改革。由此可以合理推斷，在微觀層面，收入較低個(gè)人更關(guān)注這次個(gè)人所得稅改革。

在加入控制變量、控制時(shí)間趨勢(shì)、縮小時(shí)間窗口后，收入較低個(gè)人更關(guān)注2019年個(gè)人所得稅改革這個(gè)結(jié)論依然穩(wěn)健。為了排除個(gè)人收入水平較高省份的民眾可能更不喜歡使用搜索引擎獲取有關(guān)個(gè)人所得稅信息這個(gè)可能性，本文又基于2020年2季度個(gè)人所得稅改革之后的第一個(gè)申報(bào)期實(shí)施了廣義雙重差分回歸，結(jié)果顯示，在申報(bào)期，收入越高省份的個(gè)人越關(guān)注個(gè)人所得稅相關(guān)信息，這進(jìn)一步證實(shí)了對(duì)2019年個(gè)人所得稅改革的關(guān)注程度與個(gè)人收入負(fù)相關(guān)這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

由于2019年個(gè)人所得稅改革所帶來的減稅額與個(gè)人收入呈正比，因此，看似收入越高的個(gè)人因改革所受到的正向沖擊越強(qiáng)烈，進(jìn)而應(yīng)當(dāng)更關(guān)注個(gè)人所得稅改革，但本文的實(shí)證結(jié)果卻顯示現(xiàn)實(shí)情況與此相反。究其原因，本文認(rèn)為，這與個(gè)人有限理性所導(dǎo)致的納稅人對(duì)稅制改革的主觀感知與客觀事實(shí)相偏離有關(guān)。如前所述，由于價(jià)值函數(shù)的敏感性遞減導(dǎo)致收入較低者對(duì)減稅更加敏感、啟發(fā)式?jīng)Q策使收入較低者認(rèn)為其在改革中獲益更多、減稅為收入較低者帶來了特別的“零價(jià)格”收益、人際比較使收入較低者獲得了更好的主觀感受，最終使得收入較低者因這次稅制改革受到了更強(qiáng)烈的沖擊。

(二)政策建議

本文的研究結(jié)果為稅收政策的制定提供了如下啟示：

1.重視納稅人對(duì)稅收政策的主觀感知

本文的研究結(jié)果表明，納稅人對(duì)稅收政策的主觀感知與稅收政策的客觀狀況是有偏離的。納稅人對(duì)稅收政策的感知雖然屬于主觀領(lǐng)域，但相對(duì)客觀事實(shí)，其在某種程度上可以說是更重要的存在，會(huì)實(shí)實(shí)在在地影響到稅收措施的政策效果。因此，在制定稅收政策時(shí)，決策者要充分考慮到這種偏離并對(duì)其進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)估，以修正對(duì)稅收政策效應(yīng)的預(yù)期。

2.采取能夠?yàn)榧{稅人帶來良好心理感受的稅收政策手段

由于納稅人是有限理性的，在信息獲取、信息辨別、信息處理等方面存在局限，且具有較強(qiáng)烈的情感，因此，即使不同稅收措施的客觀結(jié)果相似，其形式不同也會(huì)引發(fā)納稅人不同的主觀感受，從而導(dǎo)致不同的政策效應(yīng)。

以減稅政策為例，一般而言，首先，在具體措施上，簡(jiǎn)單直觀優(yōu)于復(fù)雜晦澀，即使這兩類措施下，納稅人的稅收負(fù)擔(dān)相同。與各類復(fù)雜晦澀的條款相比，簡(jiǎn)單明了的減稅措施能帶給納稅人更直觀的主觀印象，因此也能使其形成更好的心理感受。其次，名義稅率較實(shí)際稅率更重要，因前者較后者更直觀。因此，直接降低名義稅率可能較保持高名義稅率而通過各類優(yōu)惠措施收窄稅基效果更好。再次，對(duì)不同納稅人群體的不同名義稅收待遇會(huì)通過引發(fā)人際比較而影響納稅人的心理感受，即使這些不同的名義稅收待遇其實(shí)質(zhì)上的含義與表面印象可能很不相同。最后，與讓納稅人繳納很低的稅額相比，徹底免稅能夠?yàn)榧{稅人帶來相對(duì)巨大的心理收益。因此，與其使稅額低微的納稅人數(shù)量眾多，可能不如干脆讓這些納稅人不納稅，這不但能夠節(jié)約大量的稅收征收和遵從成本，還會(huì)帶來超額的“零價(jià)格”收益。

在2019年個(gè)人所得稅改革中，一些主要的改革措施看上去簡(jiǎn)單明了，即使缺乏稅收專業(yè)知識(shí)也似乎很容易理解，而且令人印象深刻，同時(shí)這些措施還使大量收入較低者退出了納稅人行列，營(yíng)造了一種有利于收入較低者的氛圍，使得收入較低者自身的感知稅負(fù)降低，同時(shí)其感知的收入較高者的稅負(fù)較高，這進(jìn)一步降低了其自身的感知稅負(fù)，給予了其更多的正向心理感受。

因此，在今后的稅制改革中，應(yīng)當(dāng)細(xì)致研究納稅人的感知特點(diǎn)，采取最適當(dāng)?shù)亩愂照呤侄?，以在獲取既定稅收收入和達(dá)成調(diào)節(jié)目標(biāo)的同時(shí)，盡量改善納稅人的主觀感知。

3.采用能夠使納稅人形成有益主觀感知的話語(yǔ)方式

如前所述，啟發(fā)式的一個(gè)重要特點(diǎn)就是個(gè)體在判斷時(shí)會(huì)特別注重事物的某些顯著特征，而行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論也指出，框架效應(yīng)對(duì)個(gè)體的決策存在巨大影響。因此，稅制改革時(shí)要特別注重宣傳介紹的話語(yǔ)方式，盡量強(qiáng)調(diào)決策者希望讓政策相對(duì)人印象深刻的改革特征，以強(qiáng)化政策相對(duì)人對(duì)稅制改革某些特征的印象，從而在具有直覺推斷特點(diǎn)的啟發(fā)式下，使其形成某些有益的主觀感受，以達(dá)成更好的政策效應(yīng)。如2019年個(gè)人所得稅改革時(shí)特別強(qiáng)調(diào)擴(kuò)大低稅率的所得級(jí)次、提高基本費(fèi)用扣除額、設(shè)立專項(xiàng)附加扣除等措施對(duì)收入較低者的正面影響，同時(shí)大力宣傳收入較低者減稅幅度更大、大量收入較低者不必再繳稅等，就使低收入者在改革中獲得了對(duì)其主觀感受的更強(qiáng)烈的正面沖擊。