新一轮个人所得税改革的劳动供给效应

吴燕

内容提要：基于中国家庭追蹤调查（CFPS）2018—2020年面板数据，以2018年个人所得税改革为准自然实验，运用双重差分法和固定效应模型，分析此次个人所得税改革对劳动供给的影响并探讨异质性政策效果。研究表明：（1）2018年个人所得税改革显著提高了个体的劳动参与率，对劳动时间没有显著影响。同时减税幅度越大，个体劳动参与的激励作用越强。（2）异质性结果表明：相较于男性和正规就业者，此次个人所得税改革对女性和非正规就业者的劳动参与率影响更大；区分不同收入群体和人才类型，个人所得税改革显著提高了低收入群体的劳动参与率和劳动时间，对中高收入群体和高水平人才的作用则不明显；区分不同地区，个人所得税改革对东部地区劳动者的劳动参与率影响更大，中部次之，西部稍弱；区分不同家庭类型，个人所得税改革对享受专项附加扣除、有老人或小孩以及有房贷家庭劳动者的劳动参与促进作用更为明显。文章的结论为个人所得税改革的政策效应评估提供了微观证据，同时为进一步完善个人所得税制度提高劳动供给助力经济高质量发展提供了政策参考。

关键词：个人所得税; 劳动供给; 双重差分法; 准自然实验

中图分类号：F812.42  文献标识码：A  文章编号：2095-1280（2024）01-0046-15

一、引言

目前我国处于人口老龄化和经济转型的关键时期，人口老龄化加剧和出生率下降带来的劳动力短缺、劳动力成本上升和劳动力供需失衡等矛盾日趋严重。根据国家统计局数据，我国2022年人口出生率仅为6.77‰，65周岁及以上人口占比达14.9%，劳动力人口占总人口比重为62%，劳动年龄人口的数量和比重自2012年起连续10年出现双降。根据中国社科院人口所与社会科学文献出版社2019年发布的《人口与劳动绿皮书：中国人口与劳动问题报告 NO.19》，我国劳动力负增长的时代加速来临，不仅给劳动力市场供求关系带来结构性转变，同时成为制约经济高质量发展的一大瓶颈。在此背景下，考虑增加劳动力人口总量的同时，就业增长动力要由增量主导向存量开发调整，要更加依靠对现有人力资源的开发。因此，如何鼓励劳动参与、创造新供给和持续释放劳动力供给潜力是我国进入新发展阶段面临的重要问题。

税收是国家宏观调控的重要手段，作为直接税的个人所得税，其调节收入分配、改变劳动供给、刺激消费和帮助弱势群体增加收入的功能作用显著。优化个人所得税制度影响劳动供给内在动力机制，通过直接改变劳动者的边际工资释放微观经济个体潜力与活力，创造新供给。2018年我国实行了最新一轮的个人所得税改革，其亮点在于，首次实行综合与分类相结合的个人所得税制度和首次启用专项附加扣除制度，同时调高费用扣除标准、调整税率级距和创新实施“互联网+”征管模式。费用扣除标准的提高和综合税制的调整直接指向缓解中低收入群体压力，这意味着我国个人所得税制度进入了精细化管理的新阶段。对这次个人所得税改革的政策效应进行评估，意义重大但却鲜有研究。为此，本文试图评估新一轮个人所得税改革对个人劳动供给的影响，同时探讨减税的劳动供给效应在不同群体的异质性效果，以期为进一步优化个人所得税制度，更好发挥减税政策稳定就业和劳动供给效应提供理论支撑与经验借鉴。

二、理论分析与文献综述

税收尤其是个人所得税，通过直接改变劳动者税后工资水平影响其劳动供给决策。根据Becker（1965）新古典主义的劳动-休闲选择模型，个人所得税会通过影响税后工资对劳动供给产生两种效应——替代效应和收入效应。以个人所得税费用扣除标准为例，个人所得税费用扣除标准的提高，降低了工资薪金所得的边际税率，因此使得个人的税后工资收入增加。税后工资收入也是闲暇的价格，从而闲暇的机会成本增加，替代效应使得人们减少闲暇时间转而增加劳动供给量。相反，由于减税后使得税后工资增加，休闲是一种正常商品，收入效应使得劳动供给减少。上述两种效应的作用相反，其净效应取决于替代效应和收入效应的相对大小。若替代效应占优，减税会产生正向激励，促使个体增加劳动供给；反之，若收入效应占优，减税会产生负向激励，促使个体减少劳动供给。

随后，有关个人所得税改革对劳动供给影响的实证研究在此基础上展开，并得到越来越多学者和政策制定者的关注。相关研究大致可以归纳为以下三类：第一类文献发现个人所得税减免会显著提高个体的劳动参与率，对劳动时间没有影响。Triest（1990）利用1984年PSID的微观截面数据，对已婚妇女劳动供给弹性和劳动时间进行了估计，结论显示劳动参与比劳动时间更富有弹性。Eissa和Liebman（1996）利用双重差分法借助美国1986年收入所得税抵免法案（EITC）这一自然实验发现EITC使单亲母亲劳动参与率提高了2.8%，但对劳动时间没有显著影响。张世伟等（2008）发现中国2005年个人所得税改革显著提高已婚女性劳动参与率。叶菁菁等（2017）运用CHFS2011—2013年微观面板数据发现，2011年个人所得税改革总体上提高了个体的劳动参与率，但对劳动时间没有显著影响。刘蓉等（2019）认为2011年个人所得税改革提高了中老年的劳动参与率，但对在职劳动者劳动时间的影响不明显。第二类文献的观点则相反，他们认为个人所得税减免只会影响个体的劳动时间，对劳动参与率影响不显著。Ziliak和Thomas（2005）认为在个人效用上工作时间和消费互补，净工资和税后工资的增加会提高个人的劳动时间。刘怡等（2010）发现，2005年个人所得税改革显著增加了女性的劳动时间，平均每周增加3.72小时。第三类文献发现个人所得税改革会同时影响个体劳动参与率和劳动时间。Meyer和Rosenbaum（1999）运用差分法估计1986年美国ETIC对单身母亲劳动供给行为的影响，研究结果表明，个人所得税改革显著提高了单身母亲的劳动参与率和工作时间。刘华等（2022）发现中国2018年个人所得税改革显著提高了个体的劳动参与率和劳动时间。

通过文献回顾发现，减稅对劳动供给的影响没有得到一致的结论。可能的原因是：第一，中国和美国等其他国家的税制背景不同，中国历次个人所得税改革的内容也不尽相同。美国较多关注1986年收入所得税抵免法案（EITC），主要针对的是低收入群体，中国以往历次个人所得税改革主要集中于费用扣除标准的提高。第二，研究数据的差异。回归结果与回归方程的设定密切相关，一些文献运用截面数据进行回归分析隐含了一个重要假设，即相似的微观个体行为应该相似，并没有考虑到偏好、能力等一些不可观测因素。研究数据从横截面数据、时间序列数据和地区性调查问卷转向具有全国代表性的抽样调查微观面板数据和官方数据的新趋势。第三，研究方法的差异。使用经验研究法不可避免地导致估计结果的内部和外部有效性问题。研究方法也从传统的最小二乘法和两阶段最小二乘法到更为规范的经济学实证分析工具，如运用双重差分法和固定效应模型克服个人所面临的边际税率和其行为决策上的内生性问题、微观个体的不可观测异质性（偏好，能力等）以及宏观经济运行趋势等遗漏变量产生的偏误。

此外，减税的劳动供给效应在不同群体之间的影响也存在异质性。从性别来看，大部分研究得出个人所得税减免对女性的劳动供给影响大于男性，女性的劳动供给更富有弹性。张世伟和周闯（2010）运用微观模拟方法研究了工薪所得税免征额标准提升的效果，发现已婚女性劳动供给富有弹性，已婚男性劳动供给缺乏弹性。尹音频和杨晓姝（2013）得出相似的结论，发现我国2008年和2011年两次个人所得税改革对女性劳动供给产生显著的正向效应，男性的劳动供给弹性较小。从收入水平来看，部分观点认为，个人所得税制度实行超额累进税率，在实行减税政策的同时，不可避免地出现高收入群体受到的减税激励程度大于低收入群体，导致低收入群体劳动供给水平增加较少或不显著。也有研究得出相反的结论，认为低收入群体受到个人所得税减免的激励更大，更愿意增加劳动供给。从地区来看，冯楠等（2021）发现2011年个人所得税改革使得西部地区中老年劳动供给意愿显著高于东部和中部地区。刘华等（2022）则发现2018年个人所得税减免对西部地区个体劳动参与和劳动时间的影响不显著。

综上所述，国内有关个人所得税改革与劳动供给的研究多集中于2005年、2008年和2011年这三次改革，主要评估个人所得税费用扣除标准的提高对个体劳动供给的影响，且没有形成一致的结论，同时也缺乏微观代表性和时效性。2018年个人所得税改革较以往改革有了更大程度的变化，首次实行综合与分类相结合的个人所得税制度和引入六项专项附加扣除等，然而基于2018年个人所得税改革分析新一轮减税的劳动供给效应的研究较为缺乏，没有考虑多变量（费用扣除标准、综合税制和专项附加扣除制度）并行的减税效应，同时也尚未探讨不同减免力度对劳动供给的影响。此外，已有文献在分析个人所得税的劳动供给效应时，主要探讨性别、不同收入群体和地区层面的异质性，鲜有从人才类型的角度探讨个人所得税的劳动供给效应以及从家庭特征的角度分析专项附加扣除制度的效应。

本文可能的边际贡献在于：第一，本文利用最新的微观面板数据运用双重差分法以2018年个人所得税改革为准自然实验全面评估新一轮减税对个体劳动供给的影响，既是对现有税收政策和劳动供给关系研究的补充，也完善了新一轮减税的微观效应评估。第二，与已有文献不同，本文丰富了减税的劳动供给效应的异质性，特别地，本文从有无享受专项附加扣除制度这一维度探讨2018年个人所得税改革对不同家庭劳动供给的影响，这不仅是一个新的研究内容，同时也与当下推进中国式现代化优化个人所得税制度相契合，为未来我国个人所得税专项附加扣除制度的精细化设计和更加精准地制定就业政策提供参考依据。

三、数据来源与模型设定

（一）数据来源

本文主要使用的数据来源于北京大学社会科学调查中心中国家庭追踪调查（CFPS）2018年和2020年两轮的追踪面板数据，该调查使用分层抽样方法从全国城乡范围内抽样，具有全国人口的代表性。该面板数据记录了样本在2018年和2020年详细的人口特征、家庭特征和有关就业、工资收入的数据，为本文的分析提供了有利的数据支撑。本文选取年龄在16—65岁之间的工薪劳动者作为基础样本，剔除农民和个体工商户。由于无法观测到非工作者的影子工资，进而无法测算是否受到个人所得税改革影响，因此我们保留了2018年劳动收入为非零的个体。由于2018年个人所得税改革的部分减税政策于10月1日起开始实施，在2018年10—12月以及在2019年纳入调查的样本的劳动收入查能受到个人所得税改革前和改革后的共同影响，因此予以剔除。进一步，剔除性别和年龄错配的样本、有工作且劳动时间缺失的样本以及任意一期主要变量缺失的样本。最后，本文得到3861个工薪劳动者两年的平衡面板数据。

为了度量劳动力面临的市场需求和经济发展程度对劳动力市场的影响，本文控制了样本所在省份的GDP增长率和非农产业总值占比，此部分数据来自《中国统计年鉴》。此外，运用CFPS2012—2020年五年平衡面板数据进行平行趋势检验，以验证结果的可靠性。

（二）模型设定

参考Eissa和Liebman（1996），本文以2018年个人所得税改革为准自然实验，运用双重差分法和固定效应模型研究减税对个体劳动供给的影响，设定计量模型如下：

其中，Yipt表示处于省级p的个体i在时间t的劳动供给。Treati*Post为模型的核心解释变量，其系数β1度量了此次个人所得税改革对个体劳动供给的影响。Treati为个人所得税改革影响变量，不随时间变化，被个体固定效应吸收，Post为个人所得税改革前后的时间哑变量，不随个体变化，被时间固定效应吸收，因此模型（1）中无须再对其进行分别控制。Xipt表示影响劳动供给的个体和家庭特征变量①。Zpt为省级层面的控制变量，包括省级GDP增长率和非农产业总值占比。αi为个体固定效应，控制了个体不随时间变化的因素，减弱了由不可观测因素如个体能力、偏好、社会关系等遗漏变量产生估计偏误的可能。δt为年度固定效应，控制了全国层面的宏观冲击。εipt表示随机扰动项。

（三）变量说明

（1）被解释变量：劳动供给。本文选取劳动参与率和周劳动时间作为衡量劳动供给的指标。劳动参与率（Work）为哑变量，根据CFPS数据库“当前工作状态”设定，1表示个体有工作，0表示退出劳动力市场。周劳动时间（Hour）根据数据库中每周工作时间（小时）来表示。

（2）解释变量：Treati*Post为本文的解释变量，表示个人所得税改革影响变量和改革时间变量的交互项。如果年份为2018年，Post=0；如果年份为2020年，Post=1。借鉴徐润和陈斌开（2015）的做法，本文采用了三种指标来构造个人所得税改革影响变量（Treat）：①是否受到个人所得税改革影响（Treat1）。若个体的税额减免为正值，则为受到个人所得税改革影响，即实验组，Treat1=1；反之，若个体的税额减免为零，则未受到个人所得税改革影响，即控制组Treat1=0。②税额减免（Treat2），定义为根据2018年税前收入按照新老税率表分别计算2020年税率下应纳税额和2018年税率下应纳税额的减少值，结果以千元表示。税额减免=（旧税制下2018年应纳税额-新税制下2020年应纳税额）/1000。③税率减免（Treat3），单位为%，定义为根据个体2018年税前收入按照个人所得税改革前后适用税率计算的边际税率减少值。计算公式为：税率减免=100×税额减免/2018年税前收入。本文首先构造连续型的税额减免变量，再根据税额减免构建是否受到个人所得税改革影响变量和税率减免变量，构造过程如下：

首先计算2018年工薪劳动者的应纳税额，旧税制下工资薪金所得和劳务报酬所得单独计税，需要分开计算，计算过程如下：CFPS数据询问了样本过去12个月主要工作的工资性收入和一般工作的工资性收入，参考刘蓉和林志建（2019），本文将主要工作收入减去年终奖后作为年税后工资、薪金所得，年税后工资薪金除以12，作为月税后基本工资，将一般工作收入作为劳务报酬所得。按照2018年旧税制税率表倒推出工薪劳动者2018年每月的基本工资，每月税前基本工资=（每月税后基本工资金-3500×适用税率-速算扣除数）/（1-适用税率），2018年每月工资应纳税额等于2018年每月税前基本工资减去2018年每月税后基本工资。每月的工资应纳税额乘以12可得出一年的工资应纳税额。劳务报酬的应纳税额根据一般工作收入进行测算，全年分12次计税，计算公式为：如果不含税收入额为3360元以下，税前劳务报酬=（不含税的劳务报酬-800×稅率）/（1-税率）；如果不含税收入额为3360元以上，税前劳务报酬=（不含税的劳务报酬-速算扣除数）/[1-税率×（1-20%）]，据此计算出一次税前劳务报酬，乘以12得到一年的税前劳务报酬 ，2018年劳务报酬的应纳税额等于2018年税前劳务报酬减去2018年税后劳务报酬。因此，2018年总应纳税额等于基本工资的应纳税额加上劳务报酬的应纳税额。

其次，根据2018年税前收入按照2020年个人所得税税率表计算2020年工薪劳动者的应纳税额，新税制下工资薪金所得和劳务报酬所得按年征收合并计税①。2020年应纳税额=2018年税前收入-[（2018年税前收入-60000-专项附加扣除）×适用税率-速算扣除数]，其中2018年税前收入等于2018年税前工资收入加上2018年劳务报酬。根据2018年个人所得税制度和专项附加扣除办法，参考刘蓉和寇璇（2019）的做法，专项附加扣除②计算规则如下：子女教育费用扣除按照子女是否满3岁接受学历教育的规定，按照每个子女每月1000元标准计算扣除额度。老人赡养费用扣除按照父母是否满60岁以上的规定计算。数据中无法获取独生子女的信息，根据样本平均年龄为41岁判断，满足独生子女且父母年龄在60岁以上的样本可能极少，因此按照非独生子女的办法计算。房贷利息扣除按照只有一套房且正在还贷均可以每月抵扣1000元。房屋租金扣除按照是否租房的规定，由于无法获取样本所在城市信息，按照中间值每月可以抵扣1100元。大病医疗扣除按照减去社保报销的部分，超过15000元在80000元内据实扣除的规定。子女教育、房贷和房屋租金均可在夫妻之间进行分配，囿于数据的限制，本文采取夫妻之间收入较高的一方扣除③。

（3）控制变量：主要包含个体、家庭和省级层面的特征变量。具体包括：①个体特征变量：受教育程度（1表示接受过高等教育，表示最高学历为高中、中专、高专、大学本科及以上，0表示受教育程度为小学、初中）、户口（1表示城镇户口，0表示农村户口）、婚姻状况（1表示个体处于已婚状态，0表示未婚）、健康状况（1表示非常健康、很健康、比较健康，0表示一般和不健康）。②家庭特征变量：家庭总人口数、少儿抚养比（家庭0-16岁儿童人数除以家庭劳动力16-60岁总人数）、老年赡养比（家庭65岁以上老年人数除以家庭劳动力16-60岁总人数）、拥有的住房数量、家庭人均纯收入（取对数表示）。③省级层面特征变量：GDP增长率、非农产业总值占比（第二、第三产业总值除以地区生产总值）。

主要变量的描述性统计如表1所示。从表1可以看出，实验组的平均劳动参与要高于控制组，劳动时间要低于控制组。实验组的平均税额减免为2411元，税率减免为2.762%，由于控制组未受到个人所得税改革影响，税额减免和税率减免为0。从控制变量来看，实验组受到高等教育的比例更大，城市户口类型占比高于控制组，这反映了社会资本的差异。实验组的健康状况要优于控制组，家庭规模以及少儿抚养比和老年赡养比，实验组低于控制组。此外控制组的房屋套数、家庭人均纯收入明显低于实验组，这反映了家庭财富积累的差异。从第（3）列看出，实验组和控制组的各项指标均存在一定差异。

四、实证结果分析

（一）基本回归结果

表2根据模型（1）进行基准回归估计了个人所得税减免对个体劳动供给的影响。从表2可以看出，新一轮个人所得税改革总体上提高了个体的劳动参与率，对劳动时间没有显著影响。具体来看，相对于未受到个人所得税改革影响的控制组，2018年个人所得税减免使得受到个人所得税改革影响的实验组劳动参与率提高了5.5%，且这一影响在1%水平下显著。从连续变量税额减免和税率减免的回归发现，减税的劳动供给效应与减税力度相关，税额减免每提高1000元使得实验组劳动参与率相对控制组来说提高0.6%，税率减免每提高1%使得实验组的相对劳动参与率提高0.7%。这可能是由于减税以后闲暇的相对价格提高，劳动供给的替代效应较收入效应占优，因此减税对个体产生正向激励，促使劳动参与率的提高。但对于已经进入劳动力市场的劳动者来说，2018年个人所得税改革使得周劳动时间增加，但其结果在统计上不显著。这可能是由于合同制的存在，个体面临最低劳动时间的约束，使得其在工作时间的决策上缺乏弹性。因此，表2的结果表明，个人所得税减免政策改革能够作为创造新供给助力经济高质量发展的又一突破口。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验

利用双重差分法进行回归分析的关键假设是，实验组和控制组具有相同的时间变化趋势，即满足平行趋势假定。在本文的回归中，可能存在的是不同收入组的劳动者随着时间变化会做出不同趋势的劳动供给决策。例如，收入较高的劳动者随着时间的变化劳动供给的增量可能大于（或小于）本身收入较低的劳动者。借鉴田鸽和张勋（2022）的做法，本文采取事件研究法利用CFPS2012—2020年五年平衡面板数据对实验组和控制组是否满足平行趋势假定进行检验。以个人所得税改革前2012年作为基准期，将其余年份2014年、2016年、2018年和2020年的年份虚拟变量与实验组变量Treat的交乘项作为解释变量引入回归方程，同时加入省份变量和时间变量的交互项以控制省份随时间变化的不可观测因素，回归结果如表3所示。结果显示，在2018年个人所得税改革前，劳动参与率和劳动时间的政策效应系数都不显著，个人所得税改革后，劳动参与率的系数显著为正，减税促进了劳动参与率的提高。因此，实验组和控制组的劳动供给决策具有相同的时间变化趋势，本文的估计模型满足平行趋势假定。

2.限制样本回归

表3对于双重差分法的重要假设平行趋势假定进行了检验。然而，针对本文的双重差分模型设计，仍然可能存在的质疑是实验组以控制組作为参照组，事实上比较的是不同收入群体，收入区间过宽可能导致实验组和控制组的个体特征差异较大，导致两组群体的不可比性。由于个人所得税实行7级超额累进税率，在税率分界点处边际税负发生较大变动，在税率分界点的上下收入区间内的样本又具有相似的个体特征，同时符合局部随机条件。因此，本文借鉴断点回归法的思路，按照税收层级根据税前收入选取税率分界点的上下收入区间再次进行回归。本文选取年税前收入在42000元、60000元、96000元、204000元上下1000元收入区间的样本进行限制样本回归①，回归结果如表4所示。可以看出，和基准回归结论一致，2018年个人所得税减免显著提高了居民的劳动与率，对劳动时间没有显著影响。

3.PSM-DID

在估计个人所得税改革对居民劳动供给的影响时，可能存在样本自选择带来的偏误。为了进一步验证回归结果的稳健性，参照王秀燕（2019）的做法，本文采用倾向得分匹配（PSM）方法通过匹配得到不存在显著差异的未受到个人所得税改革影响和受到影响的个体，再进行双重差分（DID）估计。匹配变量为基准回归中的控制变量，匹配方法为一对一最近邻匹配（半径为0.01），匹配后重新估计减税的劳动供给效应，结果如表5所示。从表5可以看出，倾向得分匹配方法的结论和基本回归结论一致，表明基准结果是稳健的。

4.排除其他因素冲击

为进一步验证工薪劳动者的劳动供给的提高是源于2018年个人所得税改革而并非同期其他政策冲击或随机因素导致的，借鉴刘蓉等（2019）的做法，我们将样本人群换为农民。将农民的收入根据2018年个人所得税税率表按照同样方法构造实验组和控制组，理论上，农业生产属于免征范围，不受个人所得税改革的影响，不应当有相应的政策效果，即交互项的回归系数应当不显著异于0，否则我们有理由怀疑，基准结论是其他政策变革或随机因素所带来的。结果发现，劳动参与率和劳动时间的交互项回归系数均不显著，排除了其他因素冲击带来的干扰，证实基准结果的可靠性。

五、异质性分析

（一）按性别分组

由于社会传统、生育、照顾子女和赡养老人等因素，男性一般作为家庭的主要经济收入来源，女性往往充当第二收入者角色，这使得男性在是否选择就业上呈现刚性特征，女性的就业决策则更富有弹性，因此，减税的劳动供给效应在男性和女性之间可能存在显著差异。为此，我们把样本分为男性和女性，分别进行分样本回归，结果如表7（1）-（2）列所示。从表7可以看出，减税促进了男性和女性劳动参与率的提高，但对女性劳动参与率的影响高于男性。对于劳动时间，2018年减税并未显著增加男性和女性的劳动时间。这和以往文献结论一致，以往文献指出，在历次所得税改革中男性缺乏劳动供给弹性，女性的劳动供给弹性较大。

（二）按不同收入水平分组

由于个人所得税的超额累进税制，不同收入群体适用的税率不同，因此不同收入人群减税效果不一。此外，将工资、薪金所得、劳务报酬所得、稿酬所得、特许权使用费所得等4项劳动所得并作综合所得，并将其基本扣除（原工资、薪金所得的免征额）由3500元/月提高至5000元/月（6万/年），按年征收，这将对收入来源多样化的高收入人群起到有效调节作用，旨在减轻中低收入群体负担， 其劳动供给效应可能存在差异性。为此，本文根据税收层级将2018年税前收入水平小于6万元的个体划分为低收入群体，将2018年税前收入水平大于等于6万元的个体划分为中高收入群体，然后进行分组回归，结果如表7（3）-（4）列所示。结果发现，2018年减税显著提高了低收入群体的劳动参与率，对中高收入群体的劳动参与没有显著影响。在劳动时间方面，我们发现此次减税使得低收入群体的劳动时间显著增加，总体上增加了每周1.233小时，特别地，对于受到减税力度较大的低收入群体，税额减免每提高1千元使得低收入群体的周劳动时间增加1.059小时，税率减免每提高1%使得其周劳动时间增加0.392小时。因此，结果表明，此次减税的劳动供给效应主要作用于低收入群体，这可能是因为，最高减税幅度随着收入的增加而下降①，低收入群体受到的减税效果更大，对减税更为敏感，减税激励促使替代效应大于收入效应，使得劳动供给增加；高收入群体受到的减税效果较小，对减税不敏感从而没有改变“工作-闲暇”决策。

（三）按就业类型分组

参考何勤英等（2022），本文将签订合同的劳动者定义为正规就业者，未签订合同的劳动者定义为非正规就业者。正规就业者劳动关系相对稳定，受到劳动合同的约束，使其劳动供给往往由单位外生决定，而不由个体自主决定，从而使减税的劳动供给弹性较小。非正规就业者一般为临时工、散工和灵活就业者等，主要收入来源于临时工作收入或者劳务费收入，在以往按月征收的分类税制下，可能出现一次性收入过高导致的税负增加，现行的按年征收模式以及将劳务报酬所得并入劳动所得的综合所得税制有效解决了税负不均衡性问题，使得他们不承担税负或承担更低的税负，因此受到减税的激励更大，其劳动供给弹性更大。为此，本文将样本按照是否签订合同分为正规就业者和非正规就业者，然后分样本回归，结果如表8（1）-（2）列所示。从回归结果可以看出，减税使得对非正规就业者的劳动参与率要高于签订合同的劳动者，和我们的预期一致。未来应该进一步加大税收减免力度，协调完善财税政策、社会保障政策和就业政策，为非正规就业者提供社会保障和就业培训，进一步吸引和留住这部分潜在劳动力资源，从而创造新供给。

（四）按人才类型分组

随着我国经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段，需要依靠更高的生产效率，推动“人口红利”转向“人才红利”。个人所得税税负是人才竞争中的重要因素。目前，我国劳动所得税负过重，劳动所得的最高边际税率为45%，这在国际上处于相对较高水平。此次个人所得税改革虽然调整了税率级距，但是最高边际税率依然维持不变。高水平人才往往收入较高，因此受到的减税激励较小，对减税幅度不敏感，笔者预测此次个人所得税改革不会显著增加高水平人才的劳动供给。为此，本文将样本分为高水平人才和非高水平人才，高水平人才指能为企业带来巨大效益提升的高水平人才，例如高技术人才、高级管理人才等。根据数据库中的主要工作职业编码信息，我们将国家机关、企事业单位负责人、科学研究人员、工程技术人员、医师和具有中高层以上行政职务的人员划为高水平人才，其他则为非高水平人才。结果如表8（3）-（4）所示。结果显示，减税显著提高了非高水平人才的劳动参与率，对高水平人才的劳动供给没有显著影响。因此，未来个人所得税改革在促进税收公平的同时兼顾效率，降低个人所得税的最高边际税率，推出高水平人才补贴政策，吸引人才资源。

（五）按不同地區分组

由于我国地区经济发展不平衡，东、中、西部地区经济发展水平和生活成本差异较大。相较于中西部地区，经济发达的东部地区面临更高的生活消费水平、养育成本和房贷压力，2018年个人所得税改革费用扣除标准的提高和专项附加扣除制度的引入使其受到的减税激励更大，笔者预测此次减税对东部地区劳动者的劳动供给刺激作用更为明显，对中西部地区影响略小。为此，参照国家统计局的划分标准将样本划分为东中西地区①，进行分组回归，结果如表9所示。估计结果显示，在不同的地区，个人所得税减免对个体劳动参与均有不同程度的促进。减税使得东部地区劳动者的劳动参与率提高6.5%，中部次之，西部稍弱。从税额减免和税率减免的劳动供给影响来看，虽然中部地区和西部地区高于东部地区，但是中部地区和西部地区样本测算出的减税幅度小于东部地区，最终其劳动供给效应要弱于东部。

（六）按不同家庭类型分组

针对历次个人所得税改革费用扣除标准的“一刀切”问题，最新一轮的个人所得税改革首次启用专项附加扣除制度，实行差异化扣除，考虑家庭负担因素，引入包括子女教育、老人赡养、房贷利息和房屋租金等六项专项附加扣除，实现了历史性的突破。由于首次引入专项附加扣除制度，有必要讨论专项附加扣除制度带来的劳动供给影响。同时，结构类型不同的家庭享受的专项附加扣除制度不同，其减税幅度不一，对劳动供给的激励程度可能做出不同的反应。因此本文从家庭特征的异质性讨论2018年个人所得税改革对不同家庭的劳动供给效应。

首先，根据有无享受到专项附加扣除将样本分为享受专项附加扣除的家庭和无专项附加扣除的家庭，进行分组回归。回归结果如表10（1）-（2）列所示。结果发现，对于享受专项附加扣除的家庭，减税带来的总体劳动供给增加更大，减税带来其总体劳动参与率提高6.4%，大于基准回归结果。同时，其劳动供给效应和减税幅度相关，税额减免和税率减免的提高均使得劳动参与率提高。对于无专项附加扣除的家庭，减税带来的劳动供给增加较小，减税带来其总体劳动参与率提高4.1%。这说明，2018年个人所得税改革的劳动供给效应主要作用于享受专项附加扣除制度家庭的劳动者，如果未来进一步实行专项附加扣除制度的精细化设计，那么负担较大的家庭可以更大程度上从减税政策获益，从而更好的实现税收公平和促进就业。

家庭的经济压力主要来自养育负担、赡养负担和房贷支出。进一步，根据家庭人口结构的不同，我们将样本细分为有老人或小孩家庭和无老人小孩家庭。根据家庭支出结构的不同，将样本分为有房贷家庭和无房贷家庭。从表10可以看出，此次个人所得税改革均提高了有老人小孩家庭和无老人小孩家庭的劳动参与率，且有老人小孩家庭的劳动供给弹性大于无小孩老人家庭的劳动供给弹性。对于有房贷的家庭，此次减税使得其劳动供给增加更多，总体劳动参与率提高7.8%，大于无房贷家庭。可能的解释是有老人小孩家庭或有房贷的家庭承担更大的经济压力，同时由于可以享受子女教育、老人赡养或房贷利息扣除，受到的个人所得税减免的激励力度更大，因此其劳动供给弹性更大。

六、结论与政策建议

在我国人口老龄化背景下，如何通过政策优化提高劳动供给，持续释放劳动力潜力至关重要。本文利用中国家庭追踪调查（CFPS）2018—2020年面板数据，运用双重差分法和固定效应模型分析2018年个人所得税改革对个人劳动供给的影响及在不同群体之间的政策效果。结果表明：（1）此次个人所得税改革显著提高了个体的劳动参与率，减税幅度越大，个体的劳动参与激励作用越强。对已经进入劳动力市场的劳动者来说，劳动时间没有显著增加。具体地，减税使得我国总体劳动参与率提高5.5%，税额减免每提高1000元使得劳动参与率提高0.6%，税率减免每提高1%使得劳动参与率提高0.7%。结论在经过一系列稳健性检验依然成立。（2）此次个人所得税改革的劳动供给效应存在明显的异质性。区分性别来看，减税使得女性的劳动供给弹性大于男性；区分就业类型来看，此次减税对非正规就业者劳动参与率的影响大于正规就业者。这为针对不同的群体制定就业政策提供了实证依据；区分收入水平来看，此次减税的劳动供给效应主要作用于低收入群体，显著提高了低收入群体的劳动参与率和劳动时间，对中高收入群体的劳动供给影响不显著；区分人才类型来看，此次减税对高水平人才劳动供给的促进作用不明显；区分地区来看，此次减税对东、中、西地区劳动者的劳动参与率均有不同程度的提高，东部最大，中部次之，西部稍弱。这为未来根据经济水平差异深化个人所得税改革提供政策参考；区分家庭类型来看，此次减税使得享受专项附加扣除家庭、有老人或小孩家庭、有房贷家庭劳动者的劳动参与率提高更为明显，这为未来进一步完善差异化扣除政策奠定基础。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：（1）在当前劳动力总量下降的背景下，进一步深化个人所得税改革，降低综合所得税负水平，发挥其对劳动供给的正向激励作用。在我国目前的个人所得税制下，工薪劳动者成为个人所得税收入的主要负担者，据《中国税务年鉴2022》数据显示，2021年劳动所得包括工资、薪金所得、劳务报酬所得、稿酬所得和特许使用费所得占个人所得税收入比重的 63.65%。因此，建议进一步提高基本费用减除标准，建立费用减除标准与通货膨胀率、经济发展水平挂钩的机制、逐步扩大综合所得征收范围、完善个人所得税综合计征模式等，降低边际税率，减轻纳税人劳动所得的税负水平，强化减税的劳动供给效应。（2）借鉴国外适时引入“负个人所得税”，对有工作的低收入群体予以补贴。目前我国的专项附加扣除制度主要针对的是年劳动收入高于6万元的群体，而年劳动收入低于6万元的群体无法享受专项附加扣除带来的减税效应。建议对年劳动收入低于6万元的群体同样实行专项附加扣除申报，根据扣除额度按一定比例进行补贴，进一步激发这部分群体的劳动供给潜力。（3）在调节高收入群体的基础上，兼顾税制国际人才竞争的原则，给高水平人才适当的税收优惠。在劳动力供给减少的背景下，人口红利要向人才红利转变，个人所得税改革在以公平为导向的同时要兼顾效率，建议降低个人所得税的最高边际税率，建立高水平人才认证制度，并根据行业动态调整。（4）进一步完善个人所得税专项附加扣除项目与标准。除了提高专项附加扣除的标准以外，还应根据物价水平动态调整子女教育、赡养老人、房贷利息、房屋租金和婴幼儿照护的扣除标准。考虑经济发展水平的不同，家庭生活成本有所差异，借鉴房贷利息和房屋租金的做法，子女教育、赡养老人和婴幼儿照护实行地区差异化扣除标准，实现“以人为本”的税负原则，进一步提高个人所得税劳动供给效应的靶向性。（5）加强财税政策和其他配套政策的协同。建议开展多形式的职业技能培训，制定有针对性地就业扶持政策，加强实施劳动保护制度、社会保障制度和失业救济金等多种措施，激活女性、非正规就业者和中低收入群体这一“蓄水池”，帮助他们积累人力资本，提高劳动力市场匹配，减少就业摩擦。建立健全的育儿服务体系和老年照料服务体系，增强基本公共服务供给，解放因照看家庭被占用的剩余劳动力，创造新供给，更大程度地激发其劳动积极性。

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（责任编辑：易一）