所得税劳动供给效应的实证研究

摘要：个人所得税是最为复杂的税种之一，其完善需要以充分掌握各种相关信息为条件，这其中就包括了对纳税人税收行为的认识，对劳动供给的影响是其中之一。国外的同类研究历史较长，成果较多，但国内的研究非常有限，这成了进一步完善个人所得税的一个阻碍。本文以大范围的调查问卷数据为基础，以计量分析和描述统计为手段，试图达到揭示包括性别、年龄、文化程度、地区、婚姻状况、收入、收入比和单位性质等在内的自变量对税收劳动供给弹性的不同影响的目的，以为制定与国情相符的税制提供纳税人税收行为的信息。关键词：税率劳动供给弹性免征额劳动供给弹性收入效应替代效应

一、引言

近年来，关于个人所得税改革的议论此起彼伏。有的强调功能定位（刘尚希，２００３）；有的建议调整税制模式（李志远，２００４）；有的主张提高免征额（朱青，２００３）；有的认为应降低税率、减少级次（张青，２００５）等等，不一而足。然而，在２００５年１０月，我国对个人所得税只进行了有限的局部调整，一是为实现公平目标，将工资、薪金所得的月免征额提高到１６００元；二是为充分掌握纳税人的信息，增加了全员全额扣缴的规定。除此之外，其他改革建议并未被采纳。于是，对个人所得税的研究突然偃旗息鼓。这是否意味着个人所得税制已经完善？如果不完善，为什么不使调整一步到位？今后对个税研究的重点方向又在哪里？针对这些问题，有必

要对税制调整的基本条件进行分析，为今后的改革做出理论铺垫。就笔者看来，所得税的局部调整只是权宜之计，与其说是理论逻辑使然，不如说是社会舆论使然。这种局部调整缘于国家目前对纳税人的各种信息掌握还很不充分，这其中就应包括对纳税人税收行为的充分认识，

而这些信息恰恰是税制完善的首要前提。

本文研究的目的就在于揭示纳税人的税收行为之一的劳动供给问题。对该问题的研究，

就收集到的文献来看，国内目前只有于洪（２００４）对此有过实证分析，得出的结论是我国的劳动力供给并不是完全缺乏弹性的。就企业性质而言，劳动力供给弹性与企业的稳定性成反比；就性别而言，女性相对地对个人所得税的变化较为敏感，弹性也相对较大；就年龄而言，４０

岁以上的工薪群体的劳动供给弹性明显弱于４０岁以下的劳动者；就工资水平而言，月均工资处于３０００￣５０００元的工薪群体劳动力供给弹性较小。因而，劳动力供给弹性会因企业性质、

年龄、性别和工资水平的不同而表现出差异。国外对此问题的实证研究有着较长的历史。

Ｂｒｅａｋ（１９５７）对英国的３００多名律师和会计师作了问卷调查，发现收入效应和替代效应所占比例大体相同，前者为１０．１％，后者为１３．１％。因而他得出的结论是这种反应不具有重大的经济或社会意义；Ｆｉｅｌｄｓ和Ｓｔａｎｂｕｒｙ（１９７０）在重新设置了Ｂｒｅａｋ的调查问题之后重复了他的调查，发现样本的１８．９％有抑制效应，１１．２％有激励效应。所以他们得出的结论是所得税对劳动

供给有抑制效应，这与Ｂｒｅａｋ的研究有些许出入；Ｈｏｌｌａｎｄ（１９７７）对所得税的劳动供给效应做了一次调查，结果发现与假想的一次总负税相比，所得税似乎使得工作努力程度下降，但却使退休时间推迟。不过多数人认为没有效应，亦即总体上是不具有弹性的；Ｂｒｏｗｎ和Ｌｅｖｉｎ

（１９７４）也就税收对劳动供给的效应进行过研究，并证明有７４％的被调查者认为不会因此改

所得税劳动供给效应的实证研究□余显才

所得税劳动供给效应的实证研究中国分配・就业论坛

２８－－《管理世界》（月刊）

２００６年第１１期

变劳动决策，而打算增加和减少工作时间的人分别占到了１５％和１１％。这与此前Ｂｒｅａｋ等人的研究结果是一致的，即对大多数工薪阶层来说（通常有６５％￣８０％），所得税效应只是次要因素；Ｗａｔｔｓ（１９７４）利用截面数据对此问题进行研究的结果表明对达到标准工作年龄的男子而言，其劳动供给曲线是向后弯曲的，弹性较低（大约在－０．１～－０．２之间）。但对妇女而言，劳动供给弹性则是正的，并且有可能较大；Ａｂｂｏｔｔ和Ａｓｈｅｎｆｅｌｔｅｒ（１９７６）则对美国纳税人作了时间序列研究，利用１９２７￣１９６７年的人均数据对结合劳动供给和消费者需求的系统作了估计，结论也是劳动供给曲线是向后弯曲的，弹性在－０．０７～－０．１４之间；另外，阿什费尔特和赫克曼也利用截面数据分析了男性工作时数的变化，得出总体弹性值为－０．１５，而对已婚妇女的研究结果则有所不同。Ｈｅｃｋｍａｎ（１９７４）对已婚妇女的截面数据的研究就揭示了她们的劳动供给存在较大的正工资效应，因而弹性也较大；Ｄｉｘｉｔ（１９７５）对美国纳税人的劳动供给弹性作了计量研究，证明弹性值为负，即以收入效应为主。二、样本说明根据广泛调查对样本数量的要求，本次调查共发放问卷５５０份，收回有效问卷５２０份，有效回收率为９５％。样本采集采取了整群抽样为主、随机抽样为辅的抽样方式。之所以选择这种方式，原因之一在于我国目前的个人所得税的纳税人从数量上来看主要是工薪阶层。而工薪阶层的纳税方式一般是单位代扣代缴，因而有理由认为选择某一收入水平能反映社会平均收入状况的单位作为整群进行抽样更能反映工薪阶层收入的层级分布。原因之二在于单纯的整群抽样方式并不能很好地涵盖少数但重要的高收入群体，因为这一群体往往存在于特殊的行业或是从事自由职业。但对这一群体的税收反应行为进行研究是指导个人所得税调整的重要依据，因而就在这一群体中选择了随机抽样的方式来获取样本。所以，样本的收入分布实际上包括了高、中、低收入者，其中以中等收入者为主，月收入范围主要集中在１３００￣８５００元，共３９１份，占７５％。在此基础上再采集部分较低收入者和较高收入者作为调查对象，以期使结果更具代表性，同时也更能反映现阶段社会成员收入的构成状况。例如２００４

年，全国在岗职工的平均货币工资为１６０２４元，月均为１３３５元。部分高收入行业，如证券业则达到人均５０５２９元，月均为４２１０元，但低收入行业月均只有８１７元!"。这种样本的构成状况也符合国际上在做同类研究时分别按高、低收入采集样本的惯例；

样本的地域分布涵盖了上海、北京、江苏、浙江、山东、广东、福建、湖南、湖北、江西、山西、黑龙江、河南、安徽、河北、山西、四川、贵州和新疆等东、中、西部省市。其中，样本以东部沿海地区为主，主要原因在于东部地区市场经济更为发达，个人所得税对经济要素的影响从理论上来说要强于中西部地区，因而更具有代表性。样本的单位分布以国有和集体企业为主，共３５１份，占６７．５％，其余部分由外资企业

、

私营企业、自由职业以及政府机关的样本构成，这和我国在职员工的单位构成是相适应的。例如２００４

年全国在岗职工人数总量为１０５７６万人，其中国有单位为６４３８万人，集体单位为８５１万人，总计占６８．９％#"；年龄分布以２０￣４０岁为主，再适量采集部分４０￣６０岁的样本作为补充。

三、基本模型

本次研究所要了解的反应变量是劳动供给，这是不同于连续变量的分类变量，其结论通常是以大

或小、强或弱等特征进行描述的，是二分类变量。因而，适用于连续变量的一般线性和非线性模型并不适合分类变量的情形。对于这种分类因变量的分析，如果考察的影响因素较少，且同为分类变量时，

可用列联表（ｃｏｎｔｉｎｇｅｎｃｙｔａｂｌｅ）的形式对其进行处理，并使用χ２检验来进行分析。当存在分类的混杂因素时，还可应用Ｍａｎｔｅｌ－Ｈａｅｎｓｚｅｌχ２进行统计学

检验，这种方法可以很好地控制混杂因素的影响。

但是这种方法也存在局限性，首先，它虽然可以控制若干个因素的作用，但无法描述其作用的大小和方向，更不能考察各因素间是否存在交互关系；其次，当控制的分类因素较多时，列联表中部分项目的频数可能会很小甚至为０，这将导致检验结果的不可靠；最后，χ２检验也无法对连续性变量的影响进行分析。当自变量中包含连续变量时，检验就无法进行，因而，在本研究中采用了可以很好满足对分类数据建模需求、同时也是目前处理分类因变量

２９－－的标准模型的Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型。基本模型如下式：

Ｌｏｇｉｔ（Ｐ）＝β０＋β１χ１＋…＋βρχｐ（１）

而根据Ｌｏｇｉｔ变换的定义，即Ｌｏｇｉｔ（Ｐ）＝ｌｎ［Ｐ／（１－Ｐ）］（２）Ｐ／（１－Ｐ）称为比值比或优势比，也即某事件出现的概率与不出现的概率之比。将（２）式代入（１）式并运算可得：Ｐ＝ｅｘｐ（β０＋β１χ１＋…＋βｐχｐ）／（１＋ｅｘｐ（β０＋β１χ１＋…＋βｐχｐ））（３）由于因变量是二分类的，所以Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型的误差项应当是服从二项分布，而不是正态分布。因此，该模型实际上不适合使用最小二乘法进行参数估计，而要用最大似然法。另外，由于模型中使用了Ｌｏｇｉｔ变换，因而各自变量的偏回归系数βｉ（ｉ＝１，…，ｐ）表示的是自变量χｉ每改变一个单位，比值比的自然对数值的改变量。而ｅｘｐ（βｉ）即ＯＲ值，表示的是自变量χｉ每变化一个单位，阳性结果（即１所指代的结果）出现概率与不出现概率的比值是变化前的相应比值的倍数，而不是出现阳性结果的概率为变化前的的倍数。不过前一倍数与后一倍数是成正比的关系。但当阳性结果出现的概率较小时（一般认为小于０．１），ＯＲ值大小和发生概率之比是非常接近的，因此就可以近似地认为阳性结果的发生率为变化前的ＯＲ值倍。该模型的回归结果中还提供了用于检验模型预测准确度的指标，通过该部分的输出数据，可以对模型的预测准确度有个大致的把握。四、变量设定及基本假设根据国内外同类研究的经验以及我国的国情，本研究将性别、年龄、文化程度、地区、婚姻状况、收入、收入比以及所在单位性质作为可能影响劳动供给的自变量。１．性别。国外的实证研究表明，对于大致在２０￣６０岁的男性来说，因税收导致的净工资变动对于工时的影响在绝对值上是微不足道的，而在统计学上往往不重要。而对于女性来说，则会因各自具体情况的不同而有较大差异。国内的相关研究（于洪，２００４）也证明，相对于男性来说，女性具有更大的劳动供给弹性。由此体现了在劳动供给弹性上的性别差异。２．年龄。Ｗａｌｅｓ和Ｗｏｏｄｌａｎｄ（１９７９）通过对个人截面数据的分析得出，对达到标准工作年龄的男子而言，其劳动供给曲线是向后弯曲的，弹性颇低。从而找到了年龄对于劳动供给弹性存在影响的证据。

于洪的研究也证实了年龄是影响纳税人劳动供给弹性的显著因素。

３．文化程度。文化程度通常和一个人的工作能力和工作机会相关联。不同文化程度的人，搜寻工

作的成本和获得报酬的高低是不同的，因而表现出来的劳动供给弹性也应该是不同的。文化程度越高，劳动供给变化的可能性越大。但另一方面，文化程度越高的人税收负担能力也越强，这又降低了该群体的劳动供给弹性，最终的影响无法准确确定。

４．地区。地区变量是和中国的特殊国情相联系的，在国外的研究中这并没有成为一个因素。原因就在于我国的地区发展差距以及市场经济的不同发展水平有可能对纳税人的经济行为造成较显著的影响，这主要通过不同地区工作机会的差异来反