新一輪個人所得稅改革的勞動供給效應

吳燕

內容提要：基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2018—2020年面板數據，以2018年個人所得稅改革為準自然實驗，運用雙重差分法和固定效應模型，分析此次個人所得稅改革對勞動供給的影響并探討異質性政策效果。研究表明：（1）2018年個人所得稅改革顯著提高了個體的勞動參與率，對勞動時間沒有顯著影響。同時減稅幅度越大，個體勞動參與的激勵作用越強。（2）異質性結果表明：相較于男性和正規就業者，此次個人所得稅改革對女性和非正規就業者的勞動參與率影響更大；區分不同收入群體和人才類型，個人所得稅改革顯著提高了低收入群體的勞動參與率和勞動時間，對中高收入群體和高水平人才的作用則不明顯；區分不同地區，個人所得稅改革對東部地區勞動者的勞動參與率影響更大，中部次之，西部稍弱；區分不同家庭類型，個人所得稅改革對享受專項附加扣除、有老人或小孩以及有房貸家庭勞動者的勞動參與促進作用更為明顯。文章的結論為個人所得稅改革的政策效應評估提供了微觀證據，同時為進一步完善個人所得稅制度提高勞動供給助力經濟高質量發展提供了政策參考。

關鍵詞：個人所得稅; 勞動供給; 雙重差分法; 準自然實驗

中圖分類號：F812.42? 文獻標識碼：A? 文章編號：2095-1280（2024）01-0046-15

一、引言

目前我國處于人口老齡化和經濟轉型的關鍵時期，人口老齡化加劇和出生率下降帶來的勞動力短缺、勞動力成本上升和勞動力供需失衡等矛盾日趨嚴重。根據國家統計局數據，我國2022年人口出生率僅為6.77‰，65周歲及以上人口占比達14.9%，勞動力人口占總人口比重為62%，勞動年齡人口的數量和比重自2012年起連續10年出現雙降。根據中國社科院人口所與社會科學文獻出版社2019年發布的《人口與勞動綠皮書：中國人口與勞動問題報告 NO.19》，我國勞動力負增長的時代加速來臨，不僅給勞動力市場供求關系帶來結構性轉變，同時成為制約經濟高質量發展的一大瓶頸。在此背景下，考慮增加勞動力人口總量的同時，就業增長動力要由增量主導向存量開發調整，要更加依靠對現有人力資源的開發。因此，如何鼓勵勞動參與、創造新供給和持續釋放勞動力供給潛力是我國進入新發展階段面臨的重要問題。

稅收是國家宏觀調控的重要手段，作為直接稅的個人所得稅，其調節收入分配、改變勞動供給、刺激消費和幫助弱勢群體增加收入的功能作用顯著。優化個人所得稅制度影響勞動供給內在動力機制，通過直接改變勞動者的邊際工資釋放微觀經濟個體潛力與活力，創造新供給。2018年我國實行了最新一輪的個人所得稅改革，其亮點在于，首次實行綜合與分類相結合的個人所得稅制度和首次啟用專項附加扣除制度，同時調高費用扣除標準、調整稅率級距和創新實施“互聯網+”征管模式。費用扣除標準的提高和綜合稅制的調整直接指向緩解中低收入群體壓力，這意味著我國個人所得稅制度進入了精細化管理的新階段。對這次個人所得稅改革的政策效應進行評估，意義重大但卻鮮有研究。為此，本文試圖評估新一輪個人所得稅改革對個人勞動供給的影響，同時探討減稅的勞動供給效應在不同群體的異質性效果，以期為進一步優化個人所得稅制度，更好發揮減稅政策穩定就業和勞動供給效應提供理論支撐與經驗借鑒。

二、理論分析與文獻綜述

稅收尤其是個人所得稅，通過直接改變勞動者稅后工資水平影響其勞動供給決策。根據Becker（1965）新古典主義的勞動-休閑選擇模型，個人所得稅會通過影響稅后工資對勞動供給產生兩種效應——替代效應和收入效應。以個人所得稅費用扣除標準為例，個人所得稅費用扣除標準的提高，降低了工資薪金所得的邊際稅率，因此使得個人的稅后工資收入增加。稅后工資收入也是閑暇的價格，從而閑暇的機會成本增加，替代效應使得人們減少閑暇時間轉而增加勞動供給量。相反，由于減稅后使得稅后工資增加，休閑是一種正常商品，收入效應使得勞動供給減少。上述兩種效應的作用相反，其凈效應取決于替代效應和收入效應的相對大小。若替代效應占優，減稅會產生正向激勵，促使個體增加勞動供給；反之，若收入效應占優，減稅會產生負向激勵，促使個體減少勞動供給。

隨后，有關個人所得稅改革對勞動供給影響的實證研究在此基礎上展開，并得到越來越多學者和政策制定者的關注。相關研究大致可以歸納為以下三類：第一類文獻發現個人所得稅減免會顯著提高個體的勞動參與率，對勞動時間沒有影響。Triest（1990）利用1984年PSID的微觀截面數據，對已婚婦女勞動供給彈性和勞動時間進行了估計，結論顯示勞動參與比勞動時間更富有彈性。Eissa和Liebman（1996）利用雙重差分法借助美國1986年收入所得稅抵免法案（EITC）這一自然實驗發現EITC使單親母親勞動參與率提高了2.8%，但對勞動時間沒有顯著影響。張世偉等（2008）發現中國2005年個人所得稅改革顯著提高已婚女性勞動參與率。葉菁菁等（2017）運用CHFS2011—2013年微觀面板數據發現，2011年個人所得稅改革總體上提高了個體的勞動參與率，但對勞動時間沒有顯著影響。劉蓉等（2019）認為2011年個人所得稅改革提高了中老年的勞動參與率，但對在職勞動者勞動時間的影響不明顯。第二類文獻的觀點則相反，他們認為個人所得稅減免只會影響個體的勞動時間，對勞動參與率影響不顯著。Ziliak和Thomas（2005）認為在個人效用上工作時間和消費互補，凈工資和稅后工資的增加會提高個人的勞動時間。劉怡等（2010）發現，2005年個人所得稅改革顯著增加了女性的勞動時間，平均每周增加3.72小時。第三類文獻發現個人所得稅改革會同時影響個體勞動參與率和勞動時間。Meyer和Rosenbaum（1999）運用差分法估計1986年美國ETIC對單身母親勞動供給行為的影響，研究結果表明，個人所得稅改革顯著提高了單身母親的勞動參與率和工作時間。劉華等（2022）發現中國2018年個人所得稅改革顯著提高了個體的勞動參與率和勞動時間。

通過文獻回顧發現，減稅對勞動供給的影響沒有得到一致的結論?？赡艿脑蚴牵旱谝?，中國和美國等其他國家的稅制背景不同，中國歷次個人所得稅改革的內容也不盡相同。美國較多關注1986年收入所得稅抵免法案（EITC），主要針對的是低收入群體，中國以往歷次個人所得稅改革主要集中于費用扣除標準的提高。第二，研究數據的差異?；貧w結果與回歸方程的設定密切相關，一些文獻運用截面數據進行回歸分析隱含了一個重要假設，即相似的微觀個體行為應該相似，并沒有考慮到偏好、能力等一些不可觀測因素。研究數據從橫截面數據、時間序列數據和地區性調查問卷轉向具有全國代表性的抽樣調查微觀面板數據和官方數據的新趨勢。第三，研究方法的差異。使用經驗研究法不可避免地導致估計結果的內部和外部有效性問題。研究方法也從傳統的最小二乘法和兩階段最小二乘法到更為規范的經濟學實證分析工具，如運用雙重差分法和固定效應模型克服個人所面臨的邊際稅率和其行為決策上的內生性問題、微觀個體的不可觀測異質性（偏好，能力等）以及宏觀經濟運行趨勢等遺漏變量產生的偏誤。

此外，減稅的勞動供給效應在不同群體之間的影響也存在異質性。從性別來看，大部分研究得出個人所得稅減免對女性的勞動供給影響大于男性，女性的勞動供給更富有彈性。張世偉和周闖（2010）運用微觀模擬方法研究了工薪所得稅免征額標準提升的效果，發現已婚女性勞動供給富有彈性，已婚男性勞動供給缺乏彈性。尹音頻和楊曉姝（2013）得出相似的結論，發現我國2008年和2011年兩次個人所得稅改革對女性勞動供給產生顯著的正向效應，男性的勞動供給彈性較小。從收入水平來看，部分觀點認為，個人所得稅制度實行超額累進稅率，在實行減稅政策的同時，不可避免地出現高收入群體受到的減稅激勵程度大于低收入群體，導致低收入群體勞動供給水平增加較少或不顯著。也有研究得出相反的結論，認為低收入群體受到個人所得稅減免的激勵更大，更愿意增加勞動供給。從地區來看，馮楠等（2021）發現2011年個人所得稅改革使得西部地區中老年勞動供給意愿顯著高于東部和中部地區。劉華等（2022）則發現2018年個人所得稅減免對西部地區個體勞動參與和勞動時間的影響不顯著。

綜上所述，國內有關個人所得稅改革與勞動供給的研究多集中于2005年、2008年和2011年這三次改革，主要評估個人所得稅費用扣除標準的提高對個體勞動供給的影響，且沒有形成一致的結論，同時也缺乏微觀代表性和時效性。2018年個人所得稅改革較以往改革有了更大程度的變化，首次實行綜合與分類相結合的個人所得稅制度和引入六項專項附加扣除等，然而基于2018年個人所得稅改革分析新一輪減稅的勞動供給效應的研究較為缺乏，沒有考慮多變量（費用扣除標準、綜合稅制和專項附加扣除制度）并行的減稅效應，同時也尚未探討不同減免力度對勞動供給的影響。此外，已有文獻在分析個人所得稅的勞動供給效應時，主要探討性別、不同收入群體和地區層面的異質性，鮮有從人才類型的角度探討個人所得稅的勞動供給效應以及從家庭特征的角度分析專項附加扣除制度的效應。

本文可能的邊際貢獻在于：第一，本文利用最新的微觀面板數據運用雙重差分法以2018年個人所得稅改革為準自然實驗全面評估新一輪減稅對個體勞動供給的影響，既是對現有稅收政策和勞動供給關系研究的補充，也完善了新一輪減稅的微觀效應評估。第二，與已有文獻不同，本文豐富了減稅的勞動供給效應的異質性，特別地，本文從有無享受專項附加扣除制度這一維度探討2018年個人所得稅改革對不同家庭勞動供給的影響，這不僅是一個新的研究內容，同時也與當下推進中國式現代化優化個人所得稅制度相契合，為未來我國個人所得稅專項附加扣除制度的精細化設計和更加精準地制定就業政策提供參考依據。

三、數據來源與模型設定

（一）數據來源

本文主要使用的數據來源于北京大學社會科學調查中心中國家庭追蹤調查（CFPS）2018年和2020年兩輪的追蹤面板數據，該調查使用分層抽樣方法從全國城鄉范圍內抽樣，具有全國人口的代表性。該面板數據記錄了樣本在2018年和2020年詳細的人口特征、家庭特征和有關就業、工資收入的數據，為本文的分析提供了有利的數據支撐。本文選取年齡在16—65歲之間的工薪勞動者作為基礎樣本，剔除農民和個體工商戶。由于無法觀測到非工作者的影子工資，進而無法測算是否受到個人所得稅改革影響，因此我們保留了2018年勞動收入為非零的個體。由于2018年個人所得稅改革的部分減稅政策于10月1日起開始實施，在2018年10—12月以及在2019年納入調查的樣本的勞動收入查能受到個人所得稅改革前和改革后的共同影響，因此予以剔除。進一步，剔除性別和年齡錯配的樣本、有工作且勞動時間缺失的樣本以及任意一期主要變量缺失的樣本。最后，本文得到3861個工薪勞動者兩年的平衡面板數據。

為了度量勞動力面臨的市場需求和經濟發展程度對勞動力市場的影響，本文控制了樣本所在省份的GDP增長率和非農產業總值占比，此部分數據來自《中國統計年鑒》。此外，運用CFPS2012—2020年五年平衡面板數據進行平行趨勢檢驗，以驗證結果的可靠性。

（二）模型設定

參考Eissa和Liebman（1996），本文以2018年個人所得稅改革為準自然實驗，運用雙重差分法和固定效應模型研究減稅對個體勞動供給的影響，設定計量模型如下：

其中，Yipt表示處于省級p的個體i在時間t的勞動供給。Treati*Post為模型的核心解釋變量，其系數β1度量了此次個人所得稅改革對個體勞動供給的影響。Treati為個人所得稅改革影響變量，不隨時間變化，被個體固定效應吸收，Post為個人所得稅改革前后的時間啞變量，不隨個體變化，被時間固定效應吸收，因此模型（1）中無須再對其進行分別控制。Xipt表示影響勞動供給的個體和家庭特征變量①。Zpt為省級層面的控制變量，包括省級GDP增長率和非農產業總值占比。αi為個體固定效應，控制了個體不隨時間變化的因素，減弱了由不可觀測因素如個體能力、偏好、社會關系等遺漏變量產生估計偏誤的可能。δt為年度固定效應，控制了全國層面的宏觀沖擊。εipt表示隨機擾動項。

（三）變量說明

（1）被解釋變量：勞動供給。本文選取勞動參與率和周勞動時間作為衡量勞動供給的指標。勞動參與率（Work）為啞變量，根據CFPS數據庫“當前工作狀態”設定，1表示個體有工作，0表示退出勞動力市場。周勞動時間（Hour）根據數據庫中每周工作時間（小時）來表示。

（2）解釋變量：Treati*Post為本文的解釋變量，表示個人所得稅改革影響變量和改革時間變量的交互項。如果年份為2018年，Post=0；如果年份為2020年，Post=1。借鑒徐潤和陳斌開（2015）的做法，本文采用了三種指標來構造個人所得稅改革影響變量（Treat）：①是否受到個人所得稅改革影響（Treat1）。若個體的稅額減免為正值，則為受到個人所得稅改革影響，即實驗組，Treat1=1；反之，若個體的稅額減免為零，則未受到個人所得稅改革影響，即控制組Treat1=0。②稅額減免（Treat2），定義為根據2018年稅前收入按照新老稅率表分別計算2020年稅率下應納稅額和2018年稅率下應納稅額的減少值，結果以千元表示。稅額減免=（舊稅制下2018年應納稅額-新稅制下2020年應納稅額）/1000。③稅率減免（Treat3），單位為%，定義為根據個體2018年稅前收入按照個人所得稅改革前后適用稅率計算的邊際稅率減少值。計算公式為：稅率減免=100×稅額減免/2018年稅前收入。本文首先構造連續型的稅額減免變量，再根據稅額減免構建是否受到個人所得稅改革影響變量和稅率減免變量，構造過程如下：

首先計算2018年工薪勞動者的應納稅額，舊稅制下工資薪金所得和勞務報酬所得單獨計稅，需要分開計算，計算過程如下：CFPS數據詢問了樣本過去12個月主要工作的工資性收入和一般工作的工資性收入，參考劉蓉和林志建（2019），本文將主要工作收入減去年終獎后作為年稅后工資、薪金所得，年稅后工資薪金除以12，作為月稅后基本工資，將一般工作收入作為勞務報酬所得。按照2018年舊稅制稅率表倒推出工薪勞動者2018年每月的基本工資，每月稅前基本工資=（每月稅后基本工資金-3500×適用稅率-速算扣除數）/（1-適用稅率），2018年每月工資應納稅額等于2018年每月稅前基本工資減去2018年每月稅后基本工資。每月的工資應納稅額乘以12可得出一年的工資應納稅額。勞務報酬的應納稅額根據一般工作收入進行測算，全年分12次計稅，計算公式為：如果不含稅收入額為3360元以下，稅前勞務報酬=（不含稅的勞務報酬-800×稅率）/（1-稅率）；如果不含稅收入額為3360元以上，稅前勞務報酬=（不含稅的勞務報酬-速算扣除數）/[1-稅率×（1-20%）]，據此計算出一次稅前勞務報酬，乘以12得到一年的稅前勞務報酬 ，2018年勞務報酬的應納稅額等于2018年稅前勞務報酬減去2018年稅后勞務報酬。因此，2018年總應納稅額等于基本工資的應納稅額加上勞務報酬的應納稅額。

其次，根據2018年稅前收入按照2020年個人所得稅稅率表計算2020年工薪勞動者的應納稅額，新稅制下工資薪金所得和勞務報酬所得按年征收合并計稅①。2020年應納稅額=2018年稅前收入-[（2018年稅前收入-60000-專項附加扣除）×適用稅率-速算扣除數]，其中2018年稅前收入等于2018年稅前工資收入加上2018年勞務報酬。根據2018年個人所得稅制度和專項附加扣除辦法，參考劉蓉和寇璇（2019）的做法，專項附加扣除②計算規則如下：子女教育費用扣除按照子女是否滿3歲接受學歷教育的規定，按照每個子女每月1000元標準計算扣除額度。老人贍養費用扣除按照父母是否滿60歲以上的規定計算。數據中無法獲取獨生子女的信息，根據樣本平均年齡為41歲判斷，滿足獨生子女且父母年齡在60歲以上的樣本可能極少，因此按照非獨生子女的辦法計算。房貸利息扣除按照只有一套房且正在還貸均可以每月抵扣1000元。房屋租金扣除按照是否租房的規定，由于無法獲取樣本所在城市信息，按照中間值每月可以抵扣1100元。大病醫療扣除按照減去社保報銷的部分，超過15000元在80000元內據實扣除的規定。子女教育、房貸和房屋租金均可在夫妻之間進行分配，囿于數據的限制，本文采取夫妻之間收入較高的一方扣除③。

（3）控制變量：主要包含個體、家庭和省級層面的特征變量。具體包括：①個體特征變量：受教育程度（1表示接受過高等教育，表示最高學歷為高中、中專、高專、大學本科及以上，0表示受教育程度為小學、初中）、戶口（1表示城鎮戶口，0表示農村戶口）、婚姻狀況（1表示個體處于已婚狀態，0表示未婚）、健康狀況（1表示非常健康、很健康、比較健康，0表示一般和不健康）。②家庭特征變量：家庭總人口數、少兒撫養比（家庭0-16歲兒童人數除以家庭勞動力16-60歲總人數）、老年贍養比（家庭65歲以上老年人數除以家庭勞動力16-60歲總人數）、擁有的住房數量、家庭人均純收入（取對數表示）。③省級層面特征變量：GDP增長率、非農產業總值占比（第二、第三產業總值除以地區生產總值）。

主要變量的描述性統計如表1所示。從表1可以看出，實驗組的平均勞動參與要高于控制組，勞動時間要低于控制組。實驗組的平均稅額減免為2411元，稅率減免為2.762%，由于控制組未受到個人所得稅改革影響，稅額減免和稅率減免為0。從控制變量來看，實驗組受到高等教育的比例更大，城市戶口類型占比高于控制組，這反映了社會資本的差異。實驗組的健康狀況要優于控制組，家庭規模以及少兒撫養比和老年贍養比，實驗組低于控制組。此外控制組的房屋套數、家庭人均純收入明顯低于實驗組，這反映了家庭財富積累的差異。從第（3）列看出，實驗組和控制組的各項指標均存在一定差異。

四、實證結果分析

（一）基本回歸結果

表2根據模型（1）進行基準回歸估計了個人所得稅減免對個體勞動供給的影響。從表2可以看出，新一輪個人所得稅改革總體上提高了個體的勞動參與率，對勞動時間沒有顯著影響。具體來看，相對于未受到個人所得稅改革影響的控制組，2018年個人所得稅減免使得受到個人所得稅改革影響的實驗組勞動參與率提高了5.5%，且這一影響在1%水平下顯著。從連續變量稅額減免和稅率減免的回歸發現，減稅的勞動供給效應與減稅力度相關，稅額減免每提高1000元使得實驗組勞動參與率相對控制組來說提高0.6%，稅率減免每提高1%使得實驗組的相對勞動參與率提高0.7%。這可能是由于減稅以后閑暇的相對價格提高，勞動供給的替代效應較收入效應占優，因此減稅對個體產生正向激勵，促使勞動參與率的提高。但對于已經進入勞動力市場的勞動者來說，2018年個人所得稅改革使得周勞動時間增加，但其結果在統計上不顯著。這可能是由于合同制的存在，個體面臨最低勞動時間的約束，使得其在工作時間的決策上缺乏彈性。因此，表2的結果表明，個人所得稅減免政策改革能夠作為創造新供給助力經濟高質量發展的又一突破口。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

利用雙重差分法進行回歸分析的關鍵假設是，實驗組和控制組具有相同的時間變化趨勢，即滿足平行趨勢假定。在本文的回歸中，可能存在的是不同收入組的勞動者隨著時間變化會做出不同趨勢的勞動供給決策。例如，收入較高的勞動者隨著時間的變化勞動供給的增量可能大于（或小于）本身收入較低的勞動者。借鑒田鴿和張勛（2022）的做法，本文采取事件研究法利用CFPS2012—2020年五年平衡面板數據對實驗組和控制組是否滿足平行趨勢假定進行檢驗。以個人所得稅改革前2012年作為基準期，將其余年份2014年、2016年、2018年和2020年的年份虛擬變量與實驗組變量Treat的交乘項作為解釋變量引入回歸方程，同時加入省份變量和時間變量的交互項以控制省份隨時間變化的不可觀測因素，回歸結果如表3所示。結果顯示，在2018年個人所得稅改革前，勞動參與率和勞動時間的政策效應系數都不顯著，個人所得稅改革后，勞動參與率的系數顯著為正，減稅促進了勞動參與率的提高。因此，實驗組和控制組的勞動供給決策具有相同的時間變化趨勢，本文的估計模型滿足平行趨勢假定。

2.限制樣本回歸

表3對于雙重差分法的重要假設平行趨勢假定進行了檢驗。然而，針對本文的雙重差分模型設計，仍然可能存在的質疑是實驗組以控制組作為參照組，事實上比較的是不同收入群體，收入區間過寬可能導致實驗組和控制組的個體特征差異較大，導致兩組群體的不可比性。由于個人所得稅實行7級超額累進稅率，在稅率分界點處邊際稅負發生較大變動，在稅率分界點的上下收入區間內的樣本又具有相似的個體特征，同時符合局部隨機條件。因此，本文借鑒斷點回歸法的思路，按照稅收層級根據稅前收入選取稅率分界點的上下收入區間再次進行回歸。本文選取年稅前收入在42000元、60000元、96000元、204000元上下1000元收入區間的樣本進行限制樣本回歸①，回歸結果如表4所示?？梢钥闯?，和基準回歸結論一致，2018年個人所得稅減免顯著提高了居民的勞動與率，對勞動時間沒有顯著影響。

3.PSM-DID

在估計個人所得稅改革對居民勞動供給的影響時，可能存在樣本自選擇帶來的偏誤。為了進一步驗證回歸結果的穩健性，參照王秀燕（2019）的做法，本文采用傾向得分匹配（PSM）方法通過匹配得到不存在顯著差異的未受到個人所得稅改革影響和受到影響的個體，再進行雙重差分（DID）估計。匹配變量為基準回歸中的控制變量，匹配方法為一對一最近鄰匹配（半徑為0.01），匹配后重新估計減稅的勞動供給效應，結果如表5所示。從表5可以看出，傾向得分匹配方法的結論和基本回歸結論一致，表明基準結果是穩健的。

4.排除其他因素沖擊

為進一步驗證工薪勞動者的勞動供給的提高是源于2018年個人所得稅改革而并非同期其他政策沖擊或隨機因素導致的，借鑒劉蓉等（2019）的做法，我們將樣本人群換為農民。將農民的收入根據2018年個人所得稅稅率表按照同樣方法構造實驗組和控制組，理論上，農業生產屬于免征范圍，不受個人所得稅改革的影響，不應當有相應的政策效果，即交互項的回歸系數應當不顯著異于0，否則我們有理由懷疑，基準結論是其他政策變革或隨機因素所帶來的。結果發現，勞動參與率和勞動時間的交互項回歸系數均不顯著，排除了其他因素沖擊帶來的干擾，證實基準結果的可靠性。

五、異質性分析

（一）按性別分組

由于社會傳統、生育、照顧子女和贍養老人等因素，男性一般作為家庭的主要經濟收入來源，女性往往充當第二收入者角色，這使得男性在是否選擇就業上呈現剛性特征，女性的就業決策則更富有彈性，因此，減稅的勞動供給效應在男性和女性之間可能存在顯著差異。為此，我們把樣本分為男性和女性，分別進行分樣本回歸，結果如表7（1）-（2）列所示。從表7可以看出，減稅促進了男性和女性勞動參與率的提高，但對女性勞動參與率的影響高于男性。對于勞動時間，2018年減稅并未顯著增加男性和女性的勞動時間。這和以往文獻結論一致，以往文獻指出，在歷次所得稅改革中男性缺乏勞動供給彈性，女性的勞動供給彈性較大。

（二）按不同收入水平分組

由于個人所得稅的超額累進稅制，不同收入群體適用的稅率不同，因此不同收入人群減稅效果不一。此外，將工資、薪金所得、勞務報酬所得、稿酬所得、特許權使用費所得等4項勞動所得并作綜合所得，并將其基本扣除（原工資、薪金所得的免征額）由3500元/月提高至5000元/月（6萬/年），按年征收，這將對收入來源多樣化的高收入人群起到有效調節作用，旨在減輕中低收入群體負擔， 其勞動供給效應可能存在差異性。為此，本文根據稅收層級將2018年稅前收入水平小于6萬元的個體劃分為低收入群體，將2018年稅前收入水平大于等于6萬元的個體劃分為中高收入群體，然后進行分組回歸，結果如表7（3）-（4）列所示。結果發現，2018年減稅顯著提高了低收入群體的勞動參與率，對中高收入群體的勞動參與沒有顯著影響。在勞動時間方面，我們發現此次減稅使得低收入群體的勞動時間顯著增加，總體上增加了每周1.233小時，特別地，對于受到減稅力度較大的低收入群體，稅額減免每提高1千元使得低收入群體的周勞動時間增加1.059小時，稅率減免每提高1%使得其周勞動時間增加0.392小時。因此，結果表明，此次減稅的勞動供給效應主要作用于低收入群體，這可能是因為，最高減稅幅度隨著收入的增加而下降①，低收入群體受到的減稅效果更大，對減稅更為敏感，減稅激勵促使替代效應大于收入效應，使得勞動供給增加；高收入群體受到的減稅效果較小，對減稅不敏感從而沒有改變“工作-閑暇”決策。

（三）按就業類型分組

參考何勤英等（2022），本文將簽訂合同的勞動者定義為正規就業者，未簽訂合同的勞動者定義為非正規就業者。正規就業者勞動關系相對穩定，受到勞動合同的約束，使其勞動供給往往由單位外生決定，而不由個體自主決定，從而使減稅的勞動供給彈性較小。非正規就業者一般為臨時工、散工和靈活就業者等，主要收入來源于臨時工作收入或者勞務費收入，在以往按月征收的分類稅制下，可能出現一次性收入過高導致的稅負增加，現行的按年征收模式以及將勞務報酬所得并入勞動所得的綜合所得稅制有效解決了稅負不均衡性問題，使得他們不承擔稅負或承擔更低的稅負，因此受到減稅的激勵更大，其勞動供給彈性更大。為此，本文將樣本按照是否簽訂合同分為正規就業者和非正規就業者，然后分樣本回歸，結果如表8（1）-（2）列所示。從回歸結果可以看出，減稅使得對非正規就業者的勞動參與率要高于簽訂合同的勞動者，和我們的預期一致。未來應該進一步加大稅收減免力度，協調完善財稅政策、社會保障政策和就業政策，為非正規就業者提供社會保障和就業培訓，進一步吸引和留住這部分潛在勞動力資源，從而創造新供給。

（四）按人才類型分組

隨著我國經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，需要依靠更高的生產效率，推動“人口紅利”轉向“人才紅利”。個人所得稅稅負是人才競爭中的重要因素。目前，我國勞動所得稅負過重，勞動所得的最高邊際稅率為45%，這在國際上處于相對較高水平。此次個人所得稅改革雖然調整了稅率級距，但是最高邊際稅率依然維持不變。高水平人才往往收入較高，因此受到的減稅激勵較小，對減稅幅度不敏感，筆者預測此次個人所得稅改革不會顯著增加高水平人才的勞動供給。為此，本文將樣本分為高水平人才和非高水平人才，高水平人才指能為企業帶來巨大效益提升的高水平人才，例如高技術人才、高級管理人才等。根據數據庫中的主要工作職業編碼信息，我們將國家機關、企事業單位負責人、科學研究人員、工程技術人員、醫師和具有中高層以上行政職務的人員劃為高水平人才，其他則為非高水平人才。結果如表8（3）-（4）所示。結果顯示，減稅顯著提高了非高水平人才的勞動參與率，對高水平人才的勞動供給沒有顯著影響。因此，未來個人所得稅改革在促進稅收公平的同時兼顧效率，降低個人所得稅的最高邊際稅率，推出高水平人才補貼政策，吸引人才資源。

（五）按不同地區分組

由于我國地區經濟發展不平衡，東、中、西部地區經濟發展水平和生活成本差異較大。相較于中西部地區，經濟發達的東部地區面臨更高的生活消費水平、養育成本和房貸壓力，2018年個人所得稅改革費用扣除標準的提高和專項附加扣除制度的引入使其受到的減稅激勵更大，筆者預測此次減稅對東部地區勞動者的勞動供給刺激作用更為明顯，對中西部地區影響略小。為此，參照國家統計局的劃分標準將樣本劃分為東中西地區①，進行分組回歸，結果如表9所示。估計結果顯示，在不同的地區，個人所得稅減免對個體勞動參與均有不同程度的促進。減稅使得東部地區勞動者的勞動參與率提高6.5%，中部次之，西部稍弱。從稅額減免和稅率減免的勞動供給影響來看，雖然中部地區和西部地區高于東部地區，但是中部地區和西部地區樣本測算出的減稅幅度小于東部地區，最終其勞動供給效應要弱于東部。

（六）按不同家庭類型分組

針對歷次個人所得稅改革費用扣除標準的“一刀切”問題，最新一輪的個人所得稅改革首次啟用專項附加扣除制度，實行差異化扣除，考慮家庭負擔因素，引入包括子女教育、老人贍養、房貸利息和房屋租金等六項專項附加扣除，實現了歷史性的突破。由于首次引入專項附加扣除制度，有必要討論專項附加扣除制度帶來的勞動供給影響。同時，結構類型不同的家庭享受的專項附加扣除制度不同，其減稅幅度不一，對勞動供給的激勵程度可能做出不同的反應。因此本文從家庭特征的異質性討論2018年個人所得稅改革對不同家庭的勞動供給效應。

首先，根據有無享受到專項附加扣除將樣本分為享受專項附加扣除的家庭和無專項附加扣除的家庭，進行分組回歸?；貧w結果如表10（1）-（2）列所示。結果發現，對于享受專項附加扣除的家庭，減稅帶來的總體勞動供給增加更大，減稅帶來其總體勞動參與率提高6.4%，大于基準回歸結果。同時，其勞動供給效應和減稅幅度相關，稅額減免和稅率減免的提高均使得勞動參與率提高。對于無專項附加扣除的家庭，減稅帶來的勞動供給增加較小，減稅帶來其總體勞動參與率提高4.1%。這說明，2018年個人所得稅改革的勞動供給效應主要作用于享受專項附加扣除制度家庭的勞動者，如果未來進一步實行專項附加扣除制度的精細化設計，那么負擔較大的家庭可以更大程度上從減稅政策獲益，從而更好的實現稅收公平和促進就業。

家庭的經濟壓力主要來自養育負擔、贍養負擔和房貸支出。進一步，根據家庭人口結構的不同，我們將樣本細分為有老人或小孩家庭和無老人小孩家庭。根據家庭支出結構的不同，將樣本分為有房貸家庭和無房貸家庭。從表10可以看出，此次個人所得稅改革均提高了有老人小孩家庭和無老人小孩家庭的勞動參與率，且有老人小孩家庭的勞動供給彈性大于無小孩老人家庭的勞動供給彈性。對于有房貸的家庭，此次減稅使得其勞動供給增加更多，總體勞動參與率提高7.8%，大于無房貸家庭?？赡艿慕忉屖怯欣先诵『⒓彝セ蛴蟹抠J的家庭承擔更大的經濟壓力，同時由于可以享受子女教育、老人贍養或房貸利息扣除，受到的個人所得稅減免的激勵力度更大，因此其勞動供給彈性更大。

六、結論與政策建議

在我國人口老齡化背景下，如何通過政策優化提高勞動供給，持續釋放勞動力潛力至關重要。本文利用中國家庭追蹤調查（CFPS）2018—2020年面板數據，運用雙重差分法和固定效應模型分析2018年個人所得稅改革對個人勞動供給的影響及在不同群體之間的政策效果。結果表明：（1）此次個人所得稅改革顯著提高了個體的勞動參與率，減稅幅度越大，個體的勞動參與激勵作用越強。對已經進入勞動力市場的勞動者來說，勞動時間沒有顯著增加。具體地，減稅使得我國總體勞動參與率提高5.5%，稅額減免每提高1000元使得勞動參與率提高0.6%，稅率減免每提高1%使得勞動參與率提高0.7%。結論在經過一系列穩健性檢驗依然成立。（2）此次個人所得稅改革的勞動供給效應存在明顯的異質性。區分性別來看，減稅使得女性的勞動供給彈性大于男性；區分就業類型來看，此次減稅對非正規就業者勞動參與率的影響大于正規就業者。這為針對不同的群體制定就業政策提供了實證依據；區分收入水平來看，此次減稅的勞動供給效應主要作用于低收入群體，顯著提高了低收入群體的勞動參與率和勞動時間，對中高收入群體的勞動供給影響不顯著；區分人才類型來看，此次減稅對高水平人才勞動供給的促進作用不明顯；區分地區來看，此次減稅對東、中、西地區勞動者的勞動參與率均有不同程度的提高，東部最大，中部次之，西部稍弱。這為未來根據經濟水平差異深化個人所得稅改革提供政策參考；區分家庭類型來看，此次減稅使得享受專項附加扣除家庭、有老人或小孩家庭、有房貸家庭勞動者的勞動參與率提高更為明顯，這為未來進一步完善差異化扣除政策奠定基礎。

基于上述結論，本文提出如下政策建議：（1）在當前勞動力總量下降的背景下，進一步深化個人所得稅改革，降低綜合所得稅負水平，發揮其對勞動供給的正向激勵作用。在我國目前的個人所得稅制下，工薪勞動者成為個人所得稅收入的主要負擔者，據《中國稅務年鑒2022》數據顯示，2021年勞動所得包括工資、薪金所得、勞務報酬所得、稿酬所得和特許使用費所得占個人所得稅收入比重的 63.65%。因此，建議進一步提高基本費用減除標準，建立費用減除標準與通貨膨脹率、經濟發展水平掛鉤的機制、逐步擴大綜合所得征收范圍、完善個人所得稅綜合計征模式等，降低邊際稅率，減輕納稅人勞動所得的稅負水平，強化減稅的勞動供給效應。（2）借鑒國外適時引入“負個人所得稅”，對有工作的低收入群體予以補貼。目前我國的專項附加扣除制度主要針對的是年勞動收入高于6萬元的群體，而年勞動收入低于6萬元的群體無法享受專項附加扣除帶來的減稅效應。建議對年勞動收入低于6萬元的群體同樣實行專項附加扣除申報，根據扣除額度按一定比例進行補貼，進一步激發這部分群體的勞動供給潛力。（3）在調節高收入群體的基礎上，兼顧稅制國際人才競爭的原則，給高水平人才適當的稅收優惠。在勞動力供給減少的背景下，人口紅利要向人才紅利轉變，個人所得稅改革在以公平為導向的同時要兼顧效率，建議降低個人所得稅的最高邊際稅率，建立高水平人才認證制度，并根據行業動態調整。（4）進一步完善個人所得稅專項附加扣除項目與標準。除了提高專項附加扣除的標準以外，還應根據物價水平動態調整子女教育、贍養老人、房貸利息、房屋租金和嬰幼兒照護的扣除標準?？紤]經濟發展水平的不同，家庭生活成本有所差異，借鑒房貸利息和房屋租金的做法，子女教育、贍養老人和嬰幼兒照護實行地區差異化扣除標準，實現“以人為本”的稅負原則，進一步提高個人所得稅勞動供給效應的靶向性。（5）加強財稅政策和其他配套政策的協同。建議開展多形式的職業技能培訓，制定有針對性地就業扶持政策，加強實施勞動保護制度、社會保障制度和失業救濟金等多種措施，激活女性、非正規就業者和中低收入群體這一“蓄水池”，幫助他們積累人力資本，提高勞動力市場匹配，減少就業摩擦。建立健全的育兒服務體系和老年照料服務體系，增強基本公共服務供給，解放因照看家庭被占用的剩余勞動力，創造新供給，更大程度地激發其勞動積極性。

參考文獻：

[1]夏怡然.低工資水平下城市農民工的勞動供給模型[J].中國人口科學，2010，（3）.

[2]Becker G S.A Theory of the Allocation of Time[J].The Economical Journal.1965，（299）.

[3]Triest，R.The Effect of Income Taxation on Labor Supply in the United States[J]. Journal of Human Resources，1990，（3）.

[4]Eissa N，Libeman J，Labor Supply Response to The Earned Income Tax Credit[J].The Quarterly Journal of Economics，1996，（2）.

[5]張世偉，周? 闖，萬相昱.個人所得稅制度改革的勞動供給效應——基于自然實驗的研究途徑[J].吉林大學社會科學學報，2008，（4）.

[6]葉菁菁，吳? 燕，陳方豪，王宇晴.個人所得稅減免會增加勞動供給嗎？——來自準自然實驗的證據[J].管理世界，2017，（12）.

[7]劉? 蓉，湯云鵬，趙嶺曉.個人所得稅改革對中老年勞動力供給的影響研究——基于CHARLS的面板數據[J].北京大學學報（哲學社會科學版），2019，（5）.

[8]Ziliak J P，Thomas J K.The Effect of Income Taxation on Consumption and Labor Supply[J].Journal of Labor Economics，2005，（4）.

[9]劉? 怡，聶海峰，邢春冰.個人所得稅費用扣除調整的勞動供給效應[J].財貿經濟，2010，（6）.

[10]Meyer D，Rosenbaum T.Welfare，the Earned Income Tax Credit，and the Labor Supply of Single Mothers[J].Quarterly Journal of Economics，1999，（3）.

[11]劉? 華，馬? 卓，李? 丹.個人所得稅減免對城鎮職工勞動供給的影響研究[J].稅務研究，2022，（10）.

[12]Meyer B.Natural and Quasi-experiment in Economics[J].Journal of Business and Economics Statistics，1995，（2）.

[13]Kuroda S，Yamamoto I.Estimating Frisch Labor Supply Elasticity in Japan[J].Journal of The Japanese and International Economies，2008，（4）.

[14]張世偉，周? 闖.工薪所得稅減除費用標準提升的作用效果：基于勞動供給行為微觀模擬的研究途徑[J].世界經濟，2010，（2）.

[15]尹音頻，楊曉妹.勞動供給對個人所得稅改革敏感嗎——基于微觀模擬的動態分析[J].財經科學，

2013，（10）.

[16]徐? 潤，陳斌開.個人所得稅改革可以刺激居民消費嗎？——來自2011年所得稅改革的證據[J].金融研究，2015，（11）.

[17]劉? 蓉，林志建.個人所得稅新政對勞動收入分配效應的影響[J].財政研究，2019，（4）.

[18]田? 鴿，張? 勛.數字經濟、非農就業與社會分工[J].管理世界，2022，（5）.

[19]王秀燕，董長瑞，靳衛東.個人所得稅改革與居民消費：基于準實驗研究[J].管理評論，2019，（2）.

[20]何勤英，劉國慶，鄒小園.互聯網使用對農村勞動力就業選擇的影響——基于正規和非正規就業的實證研究[J].農林經濟管理學報，2022，（4）.

[21]田志偉，金? 圣，汪? 豫.個人所得稅年終獎稅收優惠政策的影響研究——基于收入分配和國際人才競爭的視角[J].財政研究，2022，（2）.

[22]馮? 楠，韓樹煜，陳治國.人口老齡化背景下個人所得稅改革對勞動供給的影響[J].稅務與經濟，

2021，（5）.

（責任編輯：易一）