稅收認(rèn)知影響個(gè)人所得稅的勞動供給效應(yīng)嗎
——基于似不相關(guān)雙變量Probit模型的分析

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)綜述

當(dāng)前，我國的個(gè)人所得稅改革箭在弦上，雖然對個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)人所得稅稅負(fù)降低能否導(dǎo)致勞動時(shí)間的增加？個(gè)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(gè)體稅收認(rèn)知對個(gè)人所得稅勞動供給效應(yīng)影響的角度對上述問題進(jìn)行探討。

眾所周知，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，個(gè)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(shí)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(yàn)證個(gè)人所得稅改變對勞動供給的最終影響，眾多文獻(xiàn)就不同視角、不同期間、不同研究對象采用不同的方法進(jìn)行了實(shí)證分析。多數(shù)文獻(xiàn)同意個(gè)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(gè)人所得稅稅負(fù)變化的效應(yīng)如何實(shí)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(xiàn)得出相反結(jié)論(Keane,2011)。國內(nèi)也有文獻(xiàn)對此問題進(jìn)行了研究：張世偉等(2008)基于自然實(shí)驗(yàn)途徑對2005年我國個(gè)人所得稅制度改革對勞動供給的影響進(jìn)行實(shí)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(gè)人所得稅改革對勞動供給的影響程度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)個(gè)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(jì)學(xué)意義；沈向民等(2016)通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，個(gè)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(jià)值，但是，這些研究一般均未深入涉及兩個(gè)因素：第一，個(gè)體對自身個(gè)人所得稅稅額的準(zhǔn)確了解程度如何；第二，個(gè)體能夠在多大程度上自主決定工作時(shí)間。筆者認(rèn)為，這兩個(gè)因素對個(gè)人所得稅的勞動供給效應(yīng)至關(guān)重要。

首先，個(gè)人所得稅對勞動供給的效應(yīng)是建立在稅楔改變個(gè)體稅收數(shù)額進(jìn)而影響個(gè)體行為的基礎(chǔ)上的，一般的研究均隱含著個(gè)體準(zhǔn)確了解自身的應(yīng)納稅額，進(jìn)而能夠根據(jù)應(yīng)納稅額的改變而調(diào)整勞動時(shí)間的假設(shè)。但是，一些文獻(xiàn)表明，在現(xiàn)實(shí)中，許多個(gè)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(gè)體的稅收認(rèn)知程度有限，這就從根本上動搖了個(gè)人所得稅變動影響個(gè)體勞動供給的最根本的隱含假設(shè)。

其次，個(gè)體勞動時(shí)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(gè)體在客觀上具備一定的對工作時(shí)間的自主決定權(quán)時(shí)，其改變工作時(shí)間的意愿才能夠?qū)崿F(xiàn)。因此，如果不將個(gè)體對工作時(shí)間的自主決定能力與工作時(shí)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(gè)體有限理性的前提下個(gè)體稅收認(rèn)知對個(gè)人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響，同時(shí)將個(gè)體對工作時(shí)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(xiàn)在于：第一，打破個(gè)體理性人假設(shè)，將個(gè)體稅收認(rèn)知納入分析框架；第二，將個(gè)人所得稅降低是否增加工作時(shí)間與個(gè)體的工作時(shí)間決定能力作為雙變量同時(shí)納入實(shí)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(gè)體稅收認(rèn)知與個(gè)人所得稅的勞動供給效應(yīng)

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

所謂個(gè)體稅收認(rèn)知，指納稅人對實(shí)際納稅額的主觀認(rèn)知程度。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論假設(shè)經(jīng)濟(jì)主體是理性人，且信息的獲取是沒有成本的，但現(xiàn)實(shí)并非如此。首先，行為經(jīng)濟(jì)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(gè)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(gè)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(gè)體并非道德和情感中性的，感性的主觀因素在個(gè)體決策中具有重要影響。其次，現(xiàn)實(shí)中對信息的獲取和處理是有交易費(fèi)用的，若收益低于交易費(fèi)用則會引發(fā)理性無知現(xiàn)象。這就導(dǎo)致現(xiàn)實(shí)中的個(gè)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(shí)在依據(jù)自身所掌握的有限且可能并不正確的信息實(shí)施判斷時(shí)，可能會產(chǎn)生偏差。納稅人對自身實(shí)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(xiàn)提出個(gè)體的稅收認(rèn)知問題，并對此進(jìn)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(gè)人實(shí)際納稅額的情況，且更傾向于低估實(shí)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(shí)際納稅額有準(zhǔn)確了解，而對實(shí)際納稅額高估和低估者的比重相當(dāng)；同時(shí)，低收入者傾向于高估其實(shí)際稅額，高收入者則相反。近年來的研究也證實(shí)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(shí)際負(fù)擔(dān)；Gideon(2017)的研究表明，個(gè)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(gè)人所得稅實(shí)際平均稅率。

由此可以看出，個(gè)體對實(shí)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(gè)人所得稅對勞動供給的效應(yīng)。首先，個(gè)體稅收認(rèn)知欠缺會破壞個(gè)人所得稅變動對勞動供給影響的內(nèi)在作用機(jī)制。個(gè)人所得稅稅負(fù)影響勞動供給的內(nèi)在機(jī)制是，個(gè)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(gè)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(gè)體的稅收認(rèn)知較差，即個(gè)體對自身個(gè)人所得稅的實(shí)際數(shù)額并不清楚，其對個(gè)人所得稅變動的實(shí)際意義的理解就不會準(zhǔn)確，進(jìn)而個(gè)人所得稅的變動與勞動供給變動之間的內(nèi)在作用機(jī)制就會受到影響，個(gè)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(gè)體稅收認(rèn)知狀況在一定程度上反映了個(gè)體對個(gè)人所得稅稅負(fù)的敏感程度。不論個(gè)人所得稅的納稅方式是源泉扣繳還是自行申報(bào)，若想獲知個(gè)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(gè)體獲取其實(shí)際稅額信息的成本并不太高。在這種情況下，若一個(gè)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?yàn)槲幕捷^低或缺乏相關(guān)稅收知識而對個(gè)人所得稅較為生疏，進(jìn)而對個(gè)人所得稅稅額不夠敏感。個(gè)體對個(gè)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(gè)人所得稅對其勞動供給造成的影響。

(二)個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)體稅收認(rèn)知是主觀范疇的概念，個(gè)體的自身特征及個(gè)人所得稅的特點(diǎn)均會對其構(gòu)成影響：第一，個(gè)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(xiàng)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(gè)人所得稅的稅額支出并不敏感，因此不太關(guān)心實(shí)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(gè)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(gè)人所得稅的了解越多，可能越清楚自身的實(shí)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(gè)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(gè)體，其經(jīng)歷及價(jià)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(gè)人所得稅的繳納方式可能影響稅收認(rèn)知。在我國，個(gè)人所得稅存在兩種納稅方式——源泉扣繳和自行申報(bào)，源泉扣繳方式下稅收的計(jì)算和扣繳均由他人完成，而自行申報(bào)方式下納稅人自身對稅額計(jì)算、繳納的參與程度可能更大，因此，相對于自行申報(bào)，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(gè)人所得稅制度下，一些需要自行申報(bào)的納稅人往往由財(cái)務(wù)人員或稅務(wù)代理人員代為完成納稅申報(bào)，且不少需要自行申報(bào)納稅的個(gè)體工商戶是定期定額納稅的“雙定戶”，其個(gè)人所得稅是與其他稅種混合在一起繳納的，因此，自行申報(bào)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(gè)體稅收認(rèn)知對個(gè)人所得稅改革所導(dǎo)致的勞動供給變動的影響，因此，以個(gè)人所得稅降低一定幅度是否增加工作時(shí)間作為被解釋變量。之所以未考慮工作時(shí)間減少，是因?yàn)?，如前所述，多?shù)文獻(xiàn)同意個(gè)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(gè)人所得稅降低所引發(fā)的工作時(shí)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(shí)世界中，許多個(gè)體并不完全擁有自主決定工作時(shí)間的能力，如前所述，個(gè)人所得稅改變后，若個(gè)體改變其工作時(shí)間，必須符合兩個(gè)條件：第一，其主觀上愿意改變工作時(shí)間；第二，其客觀上具有改變工作時(shí)間的能力。因此，個(gè)體自主決定工作時(shí)間的能力與其工作時(shí)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(gè)方程之間的內(nèi)在聯(lián)系問題，提高估計(jì)的效率。目前，國內(nèi)運(yùn)用雙變量Probit模型實(shí)施分析的文獻(xiàn)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(xiàn)將雙變量Probit模型應(yīng)用于稅收研究領(lǐng)域。

本文除將個(gè)人所得稅降低一定幅度是否增加工作時(shí)間作為被解釋變量建立Probit方程(即方程一)外，也將工作時(shí)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(gè)Probit方程擾動項(xiàng)相關(guān)的基礎(chǔ)上，對二者進(jìn)行最大似然估計(jì)。由于兩個(gè)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(gè)人所得稅降低一定幅度是否增加工作時(shí)間。為了研究更全面，本文將個(gè)人所得稅的降低幅度設(shè)定為20%和40%兩檔，分別實(shí)施回歸分析，兩個(gè)變量分別以tim 20和tim 40表示，若勞動時(shí)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(gè)體的稅收認(rèn)知(real)。根據(jù)前文分析，若個(gè)體稅收認(rèn)知水平較低，則其對個(gè)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(gè)體稅收認(rèn)知與個(gè)人所得稅降低是否增加工作時(shí)間應(yīng)當(dāng)存在正相關(guān)關(guān)系。本文中，個(gè)體稅收認(rèn)知賦值如下：不太清楚個(gè)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(gè)體，其勞動供給彈性可能不同，因此，個(gè)人所得稅降低后，其工作時(shí)間的變動就可能不同。但是，由于現(xiàn)實(shí)中每個(gè)個(gè)體的偏好各異，同一收入水平的個(gè)體對個(gè)人所得稅降低的反應(yīng)會存在差異，因此，收入水平對個(gè)人所得稅降低增加工作時(shí)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(gè)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(gè)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(gè)人收入在家庭中所占份額(pro)。一方面，個(gè)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(gè)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?yàn)槭杖敕蓊~較低，從而其收入不夠重要，個(gè)人所得稅降低后個(gè)人增加勞動時(shí)間所提高的收入對家庭而言也同樣不重要，所以，個(gè)人所得稅降低個(gè)體增加工作時(shí)間的動機(jī)不強(qiáng)烈。因此，個(gè)人收入在家庭中所占份額的影響方向不確定。本文將個(gè)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(shí)，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(gè)比率應(yīng)當(dāng)更高。因此，性別對個(gè)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(shí)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(gè)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(gè)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(gè)體，將年齡劃分為4個(gè)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(gè)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(gè)人所得稅降低對個(gè)體工作時(shí)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)?；橐鰻顟B(tài)不同的個(gè)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(gè)體的勞動供給彈性可能存在差異，進(jìn)而對個(gè)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(gè)體，價(jià)值觀、職業(yè)特點(diǎn)等可能類似，因而可能對個(gè)人所得稅降低存在相似的反應(yīng)。但個(gè)人所得稅降低對每個(gè)行業(yè)個(gè)體工作時(shí)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(gè)虛擬變量，具體變量賦值見表1。

(8)個(gè)人所得稅的繳納方式(pay)。根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，費(fèi)用的支付方式對個(gè)人主觀感受的影響非常顯著，如同樣數(shù)額的費(fèi)用，若以現(xiàn)金支付則個(gè)體對付款的感受就比較深刻，而以銀行卡支付個(gè)體的感受就相對輕微。個(gè)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(bào)方式而言，個(gè)人所得稅繳納所引發(fā)的個(gè)體對付費(fèi)的主觀感受會較為輕微，其對個(gè)人所得稅的重視程度可能也相對較低，因此，個(gè)人所得稅降低對其工作時(shí)間的影響也會較低，而自行申報(bào)方式可能相反。但由于適用自行申報(bào)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(gè)體工商戶其個(gè)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(bào)為0。

(二)方程二的變量選擇

方程二的被解釋變量是工作時(shí)間決定能力(dec)，賦值規(guī)則是：無法自主決定工作時(shí)間為0，能夠在一定程度上決定工作時(shí)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(gè)體由于財(cái)務(wù)自由度較大，可能具有更大的自主決定工作時(shí)間的能力；另一方面，相同收入水平的個(gè)體其職業(yè)及工作狀態(tài)各不相同，因此，在工作時(shí)間的自主決定能力方面，可能不具有共性，進(jìn)而收入水平與工作時(shí)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(gè)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(shí)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(shí)間的能力是否真正不同還有待檢驗(yàn)。

(3)年齡(age)。不同年齡段的個(gè)體其觀念、工作特點(diǎn)可能存在一些系統(tǒng)差異，因此，年齡與自主決定工作時(shí)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(gè)體在工作時(shí)間的確定方面具有一定的規(guī)律性，但是否確實(shí)具有這種規(guī)律性尚需檢驗(yàn)。

(5)職業(yè)(car 1～car 6)。不同職業(yè)的特點(diǎn)不同，可能導(dǎo)致從事不同職業(yè)的個(gè)人在自主決定工作時(shí)間的能力方面存在系統(tǒng)差異。一般而言，職業(yè)對個(gè)體工作時(shí)間自主決定能力的影響可能有如下幾個(gè)方面：第一，工作單位制度的限制。許多工作單位對工作時(shí)間是有較為明確的限制的，個(gè)體常常無法自主增加或減少工作時(shí)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(shí)間沒有制度約束，但卻有潛在的其他限制因素。如許多個(gè)體工商戶，其往往是依據(jù)市場狀況確定營業(yè)時(shí)間的，而一旦營業(yè)時(shí)間對外公布，就得每天嚴(yán)格按照這個(gè)時(shí)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(gè)人所得稅納稅人實(shí)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(jì)發(fā)展方面是一個(gè)較為典型的二線城市，在實(shí)施問卷調(diào)查時(shí)，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(jì)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(jì)占76.94%，行政機(jī)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(jì)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(gè)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(jì)見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(gè)人所得稅降低20%和降低40%時(shí)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(gè)人所得稅降低20%還是降低40%，似然比檢驗(yàn)P值均顯示在1%水平上拒絕兩個(gè)Probit方程擾動項(xiàng)相關(guān)系數(shù)ρ=0的原假設(shè)，即兩個(gè)方程的擾動項(xiàng)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(gè)模型包含了過多的冗余變量，因此其估計(jì)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(jìn)行相應(yīng)刪減后，可以看到較準(zhǔn)確的回歸結(jié)果。

第三，個(gè)體稅收認(rèn)知與個(gè)人所得稅降低一定幅度后增加工作時(shí)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(gè)人所得稅納稅額確實(shí)會影響個(gè)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(shí)間之間顯著正相關(guān)，教育程度在稅額降低20%時(shí)與工作時(shí)間增加之間顯著負(fù)相關(guān)，但在稅額降低40%時(shí)與工作時(shí)間增加之間的關(guān)系不顯著。收入、個(gè)人收入在家庭中所占份額、性別、婚姻狀態(tài)、職業(yè)、個(gè)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(shí)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(shí)間決定能力都存在正相關(guān)關(guān)系，與行政機(jī)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(shí)間的能力。性別的影響不顯著，事業(yè)單位、國有企業(yè)、個(gè)體工商戶[注]個(gè)體工商戶的工作時(shí)間決定能力與行政機(jī)關(guān)不存在顯著差異，看似不符合常理，但實(shí)際上有其內(nèi)在邏輯。行政機(jī)關(guān)工作人員的工作時(shí)間是受單位制度約束的，而個(gè)體工商戶的工作時(shí)間是受市場約束的。筆者曾經(jīng)詢問過一些個(gè)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(shí)間是依據(jù)市場特點(diǎn)確定的，是較為固定的，因此他們很難自行改變工作時(shí)間。等在工作時(shí)間決定能力方面與行政機(jī)關(guān)不存在顯著差異。而這兩種情況下估計(jì)結(jié)果的相似性也說明了模型是比較穩(wěn)健的。

為了驗(yàn)證模型的MLE估計(jì)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(jìn)一步估計(jì)個(gè)人稅收認(rèn)知的平均邊際效應(yīng)。結(jié)果表明，在個(gè)人所得稅降低20%和降低40%時(shí)，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(gè)人所得稅稅額降低20%時(shí)個(gè)人稅收認(rèn)知對工作時(shí)間增加的邊際效應(yīng)稍高于稅額降低40%時(shí)，即稅收認(rèn)知對工作時(shí)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(gè)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(jì)算個(gè)人所得稅稅額(cal)[注]本變量賦值規(guī)則為：能夠根據(jù)個(gè)人所得稅法準(zhǔn)確計(jì)算個(gè)人應(yīng)納稅額=3，大體能夠計(jì)算個(gè)人應(yīng)納稅額=2，不會計(jì)算個(gè)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(jìn)行定序Probit回歸，最終結(jié)果為:教育程度(edu)和能否準(zhǔn)確計(jì)算個(gè)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(jī)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(gè)體的文化知識水平，而能否準(zhǔn)確計(jì)算個(gè)人所得稅稅額則反映了個(gè)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(gè)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(gè)人所得稅降低是否增加工作時(shí)間及工作時(shí)間決定能力納入同一個(gè)回歸分析框架，考察個(gè)體稅收認(rèn)知對個(gè)人所得稅勞動供給效應(yīng)的影響，結(jié)果表明：第一，個(gè)體稅收認(rèn)知與個(gè)人所得稅降低一定幅度后增加工作時(shí)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(gè)人所得稅納稅額確實(shí)會影響個(gè)人所得稅對勞動供給的效應(yīng)；第二，個(gè)人所得稅稅額降低20%時(shí)個(gè)人稅收認(rèn)知對工作時(shí)間增加的邊際效應(yīng)(0.0925)稍高于稅額降低40%時(shí)(0.0905)，即稅收認(rèn)知對工作時(shí)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(gè)體稅收認(rèn)知主要受個(gè)人教育程度和稅收知識水平影響，這兩個(gè)因素與個(gè)人稅收認(rèn)知顯著正相關(guān)；第四，年齡、教育程度對個(gè)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(gè)體的工作時(shí)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(jī)關(guān)工作人員具有更強(qiáng)的工作時(shí)間決定能力。但性別的影響不顯著。

個(gè)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(gè)重要方面。鑒于現(xiàn)實(shí)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(gè)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(gè)問題。鑒于稅收認(rèn)知與個(gè)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(xiàng)長期的工作，政府可以通過加強(qiáng)稅法宣傳等方式在較短時(shí)期內(nèi)提高納稅人的個(gè)人所得稅知識水平，以強(qiáng)化個(gè)人的稅收認(rèn)知，使稅收政策的作用渠道更加通暢。