个人所得税制度改革的劳动供给效应——基于自然实验的研究途径，本文主要内容关键词为：个人所得税论文,制度改革论文,效应论文,途径论文,自然论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引 言
所得税制度是政府调控个人收入差距的重要工具。所得税制度的实施不仅会改变微观个体的收入分配状况，而且可能会影响微观个体的劳动供给行为。根据劳动供给理论，所得税制度改革会引起微观个体在劳动选择方面产生两种作用方向相反的效应——收入效应和替代效应，如果收入效应小于替代效应，劳动供给将增加；否则，劳动供给将减少。由于劳动供给理论无法确定所得税制度改革的收入效应和替代效应孰大孰小，经济学者不得不通过经验研究的途径来分析所得税制度改革对微观个体劳动供给行为的影响。
税收制度改革劳动供给效应早期的经验研究途径是在税收对收入产生线性预算约束的假设下，依据微观截面数据，应用普通最小二乘法和两阶段最小二乘法估计劳动供给的净工资弹性。然而，税收对收入产生线性预算约束的假设背离了累进税体系对收入产生非线性预算约束的经济现实。[1]依据美国1975年PSID的微观截面数据，Hausman在非线性预算约束假设下，应用极大似然法对已婚女性劳动供给方程进行了估计，得出已婚女性净工资弹性约为1的研究结论。[2-3]随后，大量相关的研究在此分析框架下展开。[4]通过对已有研究结果的总结，Ehrenberg和Smith指出男性劳动供给对于净工资率变化的反应很小；而女性劳动供给对于净工资率变化的反应要明显大于男性，女性劳动供给的替代效应大于收入效应。[5]
然而，使用截面数据进行回归分析的重要假设为相似的微观个体具有相似的行为，因而估计结果与回归函数的设定密切相关。由于工资偏好等因素是不可观测的，势必导致估计结果存在偏差。为了克服截面数据回归方法的不足，Burtless等使用美国CPS(Current Population Survey)时间序列数据分析了不同人口属性群体的劳动供给趋势，发现净工资率的变化对工作时间产生了影响，而对劳动参与并没有产生影响。[6-7]但Burtless等的研究并没有考虑到经济环境的改变对劳动供给产生的影响，且他们使用的分组数据分析方法无法估计劳动供给弹性。Blundell等依据英国1978年至1992年的截面数据，应用群体估计量(grouping estimators) 估算了不同特征群体的劳动供给弹性。[8]
Meyer指出，使用经验研究方法不可避免地带来估计结果的内部和外部有效性问题，如重要变量被忽略、宏观经济运行趋势干扰和微观个体间相互作用等。为了得到准确的劳动供给效应估计结果，需要尽可能地将阻碍分析的因素从分析框架中剔除掉，应用自然实验方法基于税收制度改革对个体收入产生的外生变化来分析劳动供给的反应可能是解决问题的有效途径。[9]以美国1986年税改法案为自然实验，Eissa应用差中差(difference in differences)方法估算出已婚女性高收入群体劳动供给的净工资弹性约为0.8。[10]应用类似方法，Feldstein应用税收申报表数据估计了边际税率对应税收入的影响[11]；Bianchi等研究了冰岛税收制度改革对劳动供给的影响[12]。
尽管国外对税收制度改革劳动供给效应的研究已经相当广泛，但国内相关的研究却比较鲜见，其主要原因是微观数据的匮乏。依据微观截面数据，于洪和余显才分别应用二元选择模型研究了企业类型、年龄、性别和工资率等因素对劳动供给行为的影响，认为税率变动不会对劳动供给产生影响。[13-14]然而，由于他们均将被解释变量设置为二元选择变量，无法得到劳动供给弹性的估计值，自然也无法定量估计税改对劳动供给的影响。
2005年我国政府进行了个人所得税制度改革，规定自2006年1月1日起，工资和薪金所得扣除标准将从每月800元提高至每月1600元。2005年所得税制度改革为分析我国微观个体的劳动供给行为提供了一次难得的自然实验机会。借鉴国外研究的有益思路，本文依据税改前后的微观面板数据，应用微观经济计量方法对已婚女性群体和已婚男性群体的就业方程和工作时间方程进行了回归分析，并应用差中差方法分析了税收制度改革的劳动供给效应。本文的第二部分将介绍差中差方法，第三部分对数据进行统计描述，第四部分论述回归模型的设计，第五部分对估计结果进行分析，最后给出研究结论。
二、差中差方法
1995年，Essia提出分析税收制度改革对劳动供给影响的差中差方法，该方法首先从劳动力总体中分离出一个受税改影响较大的群体(目标群体)和一个受税改影响较小的群体(对照群体)，然后通过比较两个群体劳动供给变化量来估算税收制度改革对目标群体劳动供给的影响。
根据劳动供给理论，劳动供给变化涉及劳动参与(或就业)变化和就业条件下(人均)工作时间变化。首先，税收制度改革可能会对目标群体和对照群体的就业率产生影响。假设
和
分别表示目标群体税改后和税改前的就业率，则-)表示目标群体就业率的绝对变化量，而-)/表示目标群体就业率的变化率。假设
和
分别表示对照群体税改后和税改前的就业率，则(-)表示对照群体就业率的绝对变化量，而(-)/表示对照群体就业率的变化率。就业率变化的一部分是由税改引起的，而另一部分则是由非税改因素变化引起的，如劳动需求变动或社会规范变化等。如果非税改因素对目标群体和对照群体就业率的影响是相同的，则税收制度改革导致目标群体就业率的相对变化量为(-)-(-))，目标群体就业率的相对变化率为((-)/-(-)/)。
其次，税收制度改革可能对目标群体和对照群体的工作时间产生影响。假设
和
分别表示目标群体税改后和税改前的(人均)工作时间，则(-)表示目标群体工作时间的绝对变化量，而(-)/表示目标群体工作时间的变化率。假设
和
分别表示对照群体税改后和税改前的(人均)工作时间，则(-)表示对照群体工作时间的绝对变化量，而(-)/表示对照群体工作时间的变化率。同样，工作时间变化的一部分是由税改引起的，而另一部分则是由非税改因素变化引起的。如果非税改因素对目标群体和对照群体工作时间的影响是相同的，则税收制度改革导致目标群体工作时间的相对变化量为((-)-(-))，目标群体工作时间的相对变化率为((-)/-(-)/)。
由于目标群体和对照群体的分类并不是随机的，非税改因素对目标群体和对照群体工作时间和就业率的影响通常是不同的，需要消除作用于目标群体和对照群体不同的外在和内在因素影响。首先，外在的宏观经济冲击包括在税改的同时其他公共政策的变动，需要在样本选择时剔除掉受其他公共政策影响的数据，保证目标群体和对照群体中样本不受其他公共政策变动的干扰。其次，目标群体和对照群体可观测的个体属性存在差别，如受教育程度、经验和工作单位类型等，需要通过在回归模型中尽可能多地引入个体属性变量加以控制以消除个体属性差异导致的劳动供给差异。
三、数据的统计描述
本文使用的数据来自于吉林省2005年11月和2006年5月的入户调查数据，利用精确匹配技术获得微观个体税改前和税改后的人口特征和经济活动特征数据，包括受教育程度、年龄、婚姻状况、学龄前子女数、健康状况、就业状况、工资和周工作时间等。2005年税改的主要内容是将起征点由每月800元提高到每月1 600元，本文将税改前或税改后月工资收入大于800元的微观个体(可能受到税改影响)归入目标群体，将税改前和税改后月工资收入均小于800元的微观个体(未受到税改影响)归入对照群体。为了避免在此期间贫困救助政策变动和婚姻状况对劳动供给行为分析的干扰，本文将贫困家庭群体和未婚群体从样本中去除掉。
表1给出了已婚女性在税改前后劳动供给的变动情况，可以发现税改后对照群体的就业率增长了9.41%，而目标群体的就业率增长了6.65%；对照群体就业条件下周平均工作时间增长了7.92%，而目标群体就业条件下周平均工作时间增长了3.65%。就业率和工作时间的增长导致劳动供给的增长，对照群体劳动供给增长了18.07%，而目标群体劳动供给增长了10.55%。通过差中差方法计算可知，与对照群体相比，目标群体的就业率增长率、工作时间增长率和劳动供给增长率相对降低了2.76%、4.27%和7.52%，说明如果目标群体和对照群体在个人属性等方面不存在明显差异，则2005年税收制度改革将导致已婚女性受税改影响群体劳动供给下降。
表2给出了已婚男性在税改前后劳动供给的变动情况，可以发现税改后对照群体的就业率增长了0.59%，而目标群体就业率增长了1.58%；对照群体就业条件下周平均工作时间增长了6.03%，而目标群体就业条件下周平均工作时间增长了6.99%。因而导致对照群体劳动供给增长了6.65%，而目标群体劳动供给增长了8.67%。通过差中差方法计算可知，与对照群体相比，目标群体的就业率增长率、工作时间增长率和劳动供给增长率相对增加了0.99%、0.96%和2.01%，说明如果目标群体和对照群体在个人属性等方面不存在明显差异，则2005年税收制度改革将导致已婚男性受税改影响群体劳动供给轻微上升。
表3给出了可能影响目标群体和对照群体劳动供给的个人属性均值，可以发现对照群体和目标群体在年龄(或经验)和学龄前孩子比例方面不存在明显差异，但目标群体的受教育年限明显高于对照群体，目标群体的技术职称拥有率明显高于对照群体，当然目标群体的工资水平也明显高于对照群体。在就业的单位类型分布方面，目标群体和对照群体存在明显差异，目标群体在事业单位和国有企业就业的相对比例远高于对照群体，而对照群体在个体工商业和其他企业就业的相对比例高于目标群体。此外，目标群体的其他家庭成员收入要高于对照群体。由于目标群体和对照群体个人属性存在明显差别，并进而可能导致劳动需求的明显差别，因而只有对个人属性和劳动需求因素加以控制才能较准确地度量税收制度改革对目标群体劳动供给的影响。
四、回归模型
通过应用回归分析的方法对微观个体的人口属性和劳动需求因素差异加以控制，可以较准确地度量税收制度改革对目标群体劳动供给的影响。劳动供给变化涉及就业率变化和就业条件下工作时间变化，因而需要对就业方程和工作时间方程进行估计。设微观个体的就业方程为：
根据生命周期理论，个体在人生的不同阶段其市场生产率和家庭生产率是不同的，导致其就业倾向和工作时间存在差异。根据人力资本理论，教育年限和技术职称反映了个体的人力资本积累情况，具有较高教育程度和专业化技能的个体，其市场劳动生产率较高，会对其就业偏好和工作时间产生影响。户口类型体现了城市劳动力市场中的歧视状况，家庭其他成员收入相当于个体的非劳动收入。照顾学龄前孩子会增加个体的家庭劳动时间，减少市场劳动时间，同时由于学龄前孩子会增加家庭支出，从而会促进个体增加劳动供给，因而在理论上学龄前孩子对劳动供给的影响是不确定的，需要通过经验研究加以确定。综上所述，本文将年龄(及其平方)、教育年限(及其平方)、技术职称(虚拟变量，具有技术职称为1，不具有技术职称为0)、户口类型(虚拟变量，农业户口为1，非农业户口为0)引入就业方程和工作时间方程。此外，从劳动需求的角度，工作单位类型会对工作时间产生影响，因而在工作时间方程中引入6个工作单位类型虚拟变量(以事业单位为参照组)加以控制。
由于可能存在一些既影响个体的就业又影响其就业条件下工作时间的因素，本文将首先采用Heckman两阶段估计方法对由就业方程和工作时间方程构成的二元样本选择模型进行估计。[15-16]如果逆米尔斯比的系数没有通过显著性检验，即就业方程和工作时间方程的随机扰动项不相关，则应用极大似然方法分别对就业方程和工作时间方程构成的两部分模型进行估计。
五、结果分析
依据税改前后的微观面板数据，本文应用Heckman两阶段估计方法对已婚女性群体和已婚男性群体的就业方程和工作时间方程进行了回归分析。从已婚女性工作时间方程的估计结果中发现，逆米尔斯比系数为7.0555，在10%水平下显著，就业方程和工作时间方程误差项相关系数估计值为0.6717，说明应用Heckman两阶段估计方法是恰当的。然而，应用Heckman两阶段估计方法对已婚男性工作时间进行估计时却发现，逆米尔斯比系数没有通过显著性检验，说明应用极大似然方法分别对就业方程和工作时间方程进行估计更合适。
表4给出应用Heckman两阶段法对已婚女性和应用极大似然法对已婚男性的就业方程和工作时间方程估计的结果，从就业方程的估计结果中可以发现，具有技术职称明显地增加了就业概率，说明具有专业技能的微观个体在劳动力市场具有竞争优势；家庭其他成员收入对就业概率具有负的影响，说明收入效应在起主要作用；学龄前孩子对已婚女性就业概率存在显著的负向影响，而教育对已婚男性就业概率存在显著的正向影响，说明男性在家庭收入方面承担主要责任，而女性在照顾家庭方面承担主要责任；POST为正说明与税改前相比，目标群体和对照群体税改后就业率均呈现出递增趋势；已婚女性TARGET项为正说明与对照群体相比，女性目标群体具有较高就业偏好，同时TARGET与POST交叉项为正，说明税改对女性目标群体就业概率起到了激励效应；已婚男性TARGET项和TARGET与POST交叉项均未通过显著性检验，说明税改对已婚男性目标群体就业概率没有显著影响。
从工作时间方程的估计结果中可以发现，年龄和教育等项均未通过显著性检验，说明微观个体一旦就业，其工作时间不受这些重要的人力资本因素影响，而主要受劳动需求的因素影响；工作单位类型是影响劳动需求的重要因素，估计结果大多数是显著的且对工作时间影响较大；家庭其他成员收入和学龄前孩子与已婚女性工作时间负相关，而与已婚男性工作时间无关，再次说明男性和女性劳动供给行为存在较大差异；POST为正说明与税改前相比，目标群体和对照群体税改后工作时间均呈现出递增趋势；女性TARGET与POST交叉项为负，说明税改降低了女性目标群体的工作时间；男性TARGET与POST交叉项未通过显著性检验，说明税改对已婚男性目标群体工作时间没有显著影响。综合已婚男性群体的就业率和工作时间的估计结果可知，已婚男性受税改影响群体劳动供给没有弹性。
由回归结果可知税改将影响已婚女性劳动供给行为，因而可以使用差中差方法计算已婚女性劳动供给的净工资弹性。忽略已婚女性就业方程和工作时间方程中不显著的影响因素，重新估计就业方程和工作时间方程，把目标群体和对照群体2005年和2006年的平均个人属性代入就业方程和工作时间方程，可以预测出就业率和就业条件下工作时间，进而可以得出平均劳动供给时间。表5给出了税改前后已婚女性和净工资率的预测结果，可以发现在控制了目标群体和对照群体个体属性差异和需求因素差异的情况下，对照群体就业率增长了1.18%，而目标群体就业率增长了6.78%，导致目标群体就业率相对增长了5.59%；对照群体工作时间增长了7.05%，而目标群体工作时间增长了5.17%，导致目标群体工作时间相对减少了1.88%。由于目标群体就业率相对增长幅度大于工作时间相对减少幅度，因而导致目标群体劳动供给时间相对增长3.84%。对照群体税改后净工资率比税改前增长了6.05%，而目标群体税改后净工资率比税改前增长了17.21%，导致目标群体净工资率相对增长了11.16%。目标群体劳动供给相对变化率除以目标群体净工资率相对变化率可得出目标群体劳动供给净工资弹性，即已婚女性受税改影响群体劳动供给的净工资弹性约为0.344。
需要注意的是，如果目标群体和对照群体的工资率在税改前后以相同的增长率增长，那么目标群体税改后净工资相对增长的11.16%将完全是由税改产生的，劳动供给相对增长的3.84%也将完全是由税改产生的。目标群体净工资率和劳动供给的相对增长，一部分是由起征点提高导致边际税率降低引起的，一部分是由于目标群体工资增长率大于对照群体工资增长率产生的。
为了分离出税收制度改革对目标群体劳动供给的影响，需要考虑目标群体税后工资的相对增长中有多大比例是由税改引起的。假设目标群体中微观个体在税改后所应缴纳的税额为T[,a]，税改后工资按照税改前税率应缴纳的税额为T[,b]，且税改后工作时间为H，则税改前后单位时间应缴税额分别为T[,b]/H和T[,a]/H，可以计算出税改引起的工资率变化为(T[,a]/H-T[,b]/H)，而税改引起的目标群体单位时间工资增长率为：
其中，
为税改前工资。用ΔR除以目标群体税后工资率相对增长率可得出税改引起的工资增长率占税改后工资相对增长率的比例。进而，可以估算出税改引起目标群体就业率、就业条件下工作时间和劳动供给的增长分别为1.63%、-0.54%和1.12%，即2005年税收制度改革导致已婚女性受税改影响群体劳动供给增加1.12%，且劳动供给增加完全是由于就业率上升引起的。
六、结 论
劳动供给行为分析一直是劳动经济学研究的重要内容。由于微观经济数据的匮乏，我国劳动供给行为的研究一直相对滞后。2005年个人所得税制度改革作为一个自然实验，为研究我国劳动供给行为提供了一个良好的数据基础。本文依据税改前后的微观面板数据，应用微观经济计量方法对已婚女性群体和已婚男性群体的就业方程和工作时间方程进行了回归分析，并应用差中差方法估算了已婚女性受税改影响群体的劳动供给弹性。研究结果表明，已婚女性受税改影响群体劳动供给的净工资弹性约为0.344，已婚男性受税改影响群体劳动供给没有弹性；税收制度改革导致已婚女性受税改影响群体劳动供给增加1.12%，劳动供给的增加完全是由就业率上升引起的。
所得税制度是政府调控个人收入差距的重要工具，但经济学者无法在理论上给出所得税制度改革对劳动供给影响的确切答案。如果税收制度改革对劳动供给产生较大影响，则税收制度改革的即期收入分配效应和财政效应就会与中短期收入分配效应和财政效应存在较大偏差。由于我国已婚女性受税改影响群体劳动供给弹性较低，已婚男性受税改影响群体劳动供给没有弹性，且由于我国个人所得税的边际税率较低，导致个人所得税制度改革的劳动供给效应非常微弱，说明所得税制度改革的即期效应和中短期效应基本是等同的，我国所得税税收制度的设计和评价可以忽略微观个体劳动供给行为的反应。