陳帥　方宏

摘 要：在總結(jié)國內(nèi)外文獻的基礎(chǔ)上，通過2013—2017年31個省份的面板數(shù)據(jù)建立回歸模型，實證研究個人所得稅調(diào)整對勞動力供給空間分布影響的動態(tài)效應(yīng)。利用最小二乘法的估計結(jié)果表明，我國個人所得稅和勞動力供給之間呈現(xiàn)出“倒U”型關(guān)系。對東部、中部和西部地區(qū)分別進行參數(shù)估計，結(jié)果表明，個人所得稅調(diào)整對勞動力供給的分布影響存在著顯著的空間差異，東部和西部地區(qū)呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系，中部地區(qū)呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。最后，提出政策建議。

關(guān)鍵詞：個人所得稅;勞動力供給;空間分布;動態(tài)效應(yīng)

中圖分類號：F812.42? ? ? ? 文獻標(biāo)志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）28-0075-06

一、個稅改革對勞動力供給效應(yīng)可能產(chǎn)生的影響

改革開放以來，我國城鄉(xiāng)間二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)一直存在，城市和農(nóng)村的生產(chǎn)要素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在很大差異。在過去的四十多年中，我國勞動力的轉(zhuǎn)移在這種經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下主要呈現(xiàn)出由農(nóng)村地區(qū)向城市地區(qū)、由農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)向非農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、由內(nèi)陸經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)向沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)遷移的特征。但是近年來，我國農(nóng)民工短缺現(xiàn)象開始呈現(xiàn)不斷蔓延之勢，東部沿海發(fā)達地區(qū)的“用工荒”現(xiàn)象逐年加重，許多以內(nèi)陸地區(qū)為主要來源的農(nóng)民工，放棄了繼續(xù)向沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移、尋找工作的機會。近幾年，“用工荒”已經(jīng)從東部沿海地區(qū)逐步蔓延到中、西部地區(qū)，甚至一些勞動力輸出地也出現(xiàn)了農(nóng)民工短缺。這種現(xiàn)象體現(xiàn)出我國經(jīng)濟長期增長的收斂性，即經(jīng)濟落后地區(qū)追趕富裕地區(qū)的趨勢，同時勞動力的空間轉(zhuǎn)移和地區(qū)的工資水平、勞動生產(chǎn)率等要素的調(diào)整內(nèi)生相關(guān)。現(xiàn)代稅收理論認為，征稅對勞動力可能產(chǎn)生的效應(yīng)有兩種，收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，當(dāng)商品性質(zhì)不同時，對應(yīng)的勞動供給曲線的形狀不同，而且這兩種效應(yīng)相互制約，難以表明稅收促進還是阻礙勞動力供給[1]。在現(xiàn)有制度背景條件下，本文從以下方面來探討個稅改革對勞動力供給效應(yīng)可能產(chǎn)生的影響。

第一，個人所得稅總量和比重偏低。稅收作為我國財政收入的主要來源，其本質(zhì)是滿足社會公共需要，參與國民收入分配，促進社會就業(yè)，從而實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)步增長。從上頁圖1可以看出，盡管我國個人所得稅近年來由于經(jīng)濟增長與稅收征管水平的提高，絕對量數(shù)額在不斷增長，但是占稅收總收入的比重不到10%，這是因為我國目前仍以增值稅等流轉(zhuǎn)稅為主體稅種。且我國個稅功能尚未充分發(fā)揮，個稅占GDP的比重近乎低于所有OECD國家，且與OECD整體8.72%占比相比明顯偏低[2]。我國個稅僅以分類征收一種模式征收較為單一，未體現(xiàn)稅收公平原則，嚴(yán)重影響了個稅的征收額。

第二，人口結(jié)構(gòu)問題突出。隨著醫(yī)療水平的進步和可支配收入的增加，我國居民人均預(yù)期壽命不斷延長，人口少子化和老齡化問題不斷凸顯[3]，人口紅利不斷減少，新增就業(yè)人口的個稅上繳額遠遠低于國家財政的社會養(yǎng)老保障支出，從而減弱勞動力供給的適應(yīng)性。由于經(jīng)濟發(fā)展的不平衡，社會貧富差距越來越大，個稅調(diào)節(jié)社會分配收入的公平效應(yīng)受到質(zhì)疑，而房價的高速上漲、消費水平的提高以及撫養(yǎng)壓力的增加等因素卻增大了社會成員謀求更高工資水平的就業(yè)動力，這些外在因素的存在大大削弱了個人所得稅對勞動供給的影響。近年來的就業(yè)選擇趨勢顯示，越來越多的畢業(yè)生更傾向于事業(yè)單位和國有企業(yè)的工作，因其穩(wěn)定性較強，社會福利待遇好[4]。一般情況下，這些群體即使退休也不會輕易更換工作，即不會再提供額外的勞動力供給，此時不僅是個稅，就是工資收入的變動也難以對勞動力供給產(chǎn)生較大的影響。

第三，個人所得稅管理缺失導(dǎo)致影響有限。從收入水平劃分來看，中低收入群體是勞動力供給的主要群體，高收入者和低收入者占比較小。但是從收入數(shù)額來看，高收入者財富占社會財富總額較大份額，所以個人所得稅的行為調(diào)節(jié)最有效的目標(biāo)應(yīng)該是高收入群體。但在實際生活中，高收入者的收人來源廣泛，主要表現(xiàn)為工資薪金所得以外的財產(chǎn)性收入和隱性收入，稅務(wù)部門很難準(zhǔn)確掌握，例如高收入的明星群體人員容易存在偷稅漏稅的現(xiàn)象。而且由于在國外存在避稅天堂，企業(yè)股東個人存在跨國避稅的激勵，其結(jié)果是高收入者實際納稅不足。再從個人所得稅對個體工商戶的課征情況看，由于受累進稅率征管難度所限，大多選擇對個體工商戶采用定額征收的方式，這使得個人所得稅的實際稅負低干名義稅負，削弱了個人所得稅對勞動力供給的影響。

二、文獻綜述

隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的顯著成果，我國經(jīng)濟步入穩(wěn)步增長的經(jīng)濟新常態(tài)，但是同時受到勞動供給量減少，勞動要素成本上升，企業(yè)自主創(chuàng)新能力不足，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等供給側(cè)問題的困擾[5]。為此，社會對個稅改革給予高度的重視，學(xué)者們通過實證研究提出了自己的觀點，采用綜合與分類征收相結(jié)合的征收模式，科學(xué)設(shè)計征稅范圍、累進稅率、費用扣除等稅制要素，建立“基本扣除+專項扣除”機制，以家庭為單位計征，加大對高收入階層的征收力度[6]。Mitze等（2010）重點關(guān)注了東德和西德統(tǒng)一前后，德國16個州之間的移民變化和GDP、失業(yè)率、勞動生產(chǎn)率及物價之間的關(guān)系。與新古典經(jīng)濟增長理論一致的是，勞動力一般多從高失業(yè)率和低工資水平的地區(qū)轉(zhuǎn)移到有更多就業(yè)機會的地區(qū)。移民地區(qū)就業(yè)機會的增加和本地工作數(shù)量的減少使得區(qū)域勞動力市場的差異逐漸消失。從長期勞動力市場均衡看，區(qū)域間失業(yè)率的差異主要由高失業(yè)風(fēng)險導(dǎo)致的實際工資水平的差異造成，而要素價格在不同區(qū)域?qū)②呌谙嗤琜7]。Bonin（2008）等人認為，歐盟國家內(nèi)部存在著明顯的實際工資、收入和失業(yè)率的差異，但是合理的勞動力配置政策能夠顯著地減少地區(qū)差距的擴大，因此歐盟應(yīng)該重視設(shè)計旨在符合不同國家經(jīng)濟增長方式和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的移民政策[8]。Coulombe（2006）認為，勞動生產(chǎn)率對勞動力轉(zhuǎn)移的影響和經(jīng)濟增長的收斂性密切相關(guān)：在增長絕對收斂的假設(shè)前提下，勞動力轉(zhuǎn)移與地區(qū)勞動生產(chǎn)率的初始條件緊密相關(guān)。而造成長期均衡下勞動生產(chǎn)率水平差異的主要因素是地區(qū)間人力資本存量的不同[9]。Blanchard和Katz（1992）的新古典勞動力遷移模型，構(gòu)建了一個由3個方程組成的聯(lián)立方程模型，該模型包含了就業(yè)人口和失業(yè)人口之差、就業(yè)人口占勞動力的比率、勞動力占總?cè)丝诘谋嚷实?個內(nèi)生變量，通過該模型計算出失業(yè)率和參與率對勞動力遷出的效應(yīng)。在該模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建1個包含長期遷移方程的模型，而不是僅將短期的差分變量放入模型[10]。Harris和Todaro（1970）證明個體遷移決策是建立在個體素質(zhì)、進入城市后找到工作的概率和收入，以及遷移的實際成本和機會成本等因素綜合權(quán)衡后的結(jié)果的基礎(chǔ)上。如果城市的預(yù)期收入大于遷移成本，則做出遷移的決定，否則就不會遷移。由農(nóng)村向城市的勞動力轉(zhuǎn)移的傳統(tǒng)認識，正伴隨著我國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的進程發(fā)生了悄然轉(zhuǎn)變[11]。

當(dāng)前國內(nèi)文獻主要從公平和效率、收入分配調(diào)節(jié)效應(yīng)等角度研究個人所得稅改革的影響。通過比較我國的基尼系數(shù)和國際警戒線的差距，李士梅等（2017）指出，我國個人所得稅改革在調(diào)節(jié)居民收入差距上并沒發(fā)揮應(yīng)有的作用。董巍峰（2012）指出，雖然2011年個稅改革納稅人數(shù)減少，但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，居民收入水平的提高，個人所得稅變成了個薪所得稅[12]。2011年的個稅改革提高了稅收額起征點和減少了稅收層級，有效減輕了中、低收入群體的繳稅負擔(dān)，提高了居民的消費能力，促使企業(yè)自主創(chuàng)新，增加了財政收入[13]。但是個人所得稅的平均稅率過低，在調(diào)節(jié)收入分配差距過程中難以達到橫向公平原則，再分配效應(yīng)較差[14]。勞動力市場和社會就業(yè)緊密相關(guān)，保障民生質(zhì)量的提高，完善收入分配，公平就業(yè)是前提，然而現(xiàn)有研究很少將個稅改革與勞動力市場相結(jié)合。在人口老齡化與經(jīng)濟下行的共同壓力下，政府財政預(yù)算壓力越來越大。Richard Blundell 等（2018）指出，就業(yè)減少和經(jīng)濟停滯導(dǎo)致稅收減少，而社會保險的資格和慷慨程度的提高導(dǎo)致財政開支更大，從而導(dǎo)致家庭收入和勞動收入的不平等[15]。至于個稅改革對勞動力供給的影響，沈向民等（2016）采取問卷調(diào)查和Logistic回歸模型等方法進行實證分析，結(jié)果表明無論是稅率變化還是免征額的調(diào)整，個人所得稅的勞動力供給都缺乏彈性[4];葉菁菁等（2018）從個體的勞動參與率與勞動工作時長等角度研究發(fā)現(xiàn)我國個人所得稅對社會成員勞動供給影響程度不高;李文（2018）基于似不相關(guān)雙變量Probit模型分析發(fā)現(xiàn)，個體稅收認知和個人所得稅增加工作時間之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且邊際效應(yīng)稅額隨稅額降低幅度增加而呈現(xiàn)輕微的遞減趨勢[16]。

綜合國內(nèi)外研究，本文認為當(dāng)前的研究存在以下不足。首先，由于存在“Kuznets悖論”，絕對收入理論（AIH）遭受到前所未有的挑戰(zhàn)。Kuznets（1942）對美國的研究發(fā)現(xiàn)，儲蓄率并未像AIH表明的那樣隨居民收入的增加而不斷增加，而是呈現(xiàn)出長期的穩(wěn)定性[17]。其次，LCH-PIH（生命周期假說和持久收入假說）及其后續(xù)理論假定個人消費和其持久收入保持固定的比例，而已經(jīng)有的大量實證研究表明個人消費傾向與其持久收入呈現(xiàn)遞減關(guān)系（Ferrer-i-Carbonell，2005[18];Alvarez-Cuadrado & Long，2011[19]），從而削弱了其適用性。再次，相對收入假說（RIH）能很好地解釋“Kuznets悖論”，也不否定個人消費傾向遞減規(guī)律，是一個較好的研究框架。但是長期以來，經(jīng)濟學(xué)家習(xí)慣于假定個體是彼此獨立的只關(guān)心自身消費效用的“理性經(jīng)濟人”，加之將相對消費水平引入效用函數(shù)使效用最大化問題的處理比較困難，因此RIH理論沒有受到足夠的重視。基于相對收入假說，對我國個人所得稅和勞動力供給關(guān)系的研究更是少之又少。劉文勇（2005）基于中國宏觀數(shù)據(jù)的研究涉及到RIH，結(jié)果支持該理論，然而由于同類研究極為缺乏，穩(wěn)健性尚需進一步研究確認[20]。鑒于個人所得稅改革從方案制定、計劃實施到實際產(chǎn)生影響的過程整體具有時間滯后效應(yīng)，因此本文為研究2011年個稅改革對勞動力供給的影響，采取滯后兩年的做法，利用2013—2017年31個省份的面板數(shù)據(jù)建立計量模型，實證分析個人所得稅對勞動力供給的影響及空間差異，并且針對各個地區(qū)個人所得稅改革的實施情況提出建議。

三、實證研究

（一）模型設(shè)定

在國內(nèi)、外學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，本文設(shè)定勞動力供給為被解釋變量，以個人所得稅為解釋變量，同時設(shè)定人口老齡化、技術(shù)水平、城鎮(zhèn)化水平、政府就業(yè)保障水平、教育水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)作為控制變量。圖2是個人所得稅改革和勞動力供給之間的散點圖，表明兩者之間存在明顯的“倒U型”關(guān)系。

因此，本文的回歸模型設(shè)定如下：

empi，t=β0+ɑ0empi，t-1+β1taxi，t+β2tax■■+β3agei，t+β4teci，t+β5urbi，t+β6expi，t+β7edui，t+β8indi，t+γi+μt+εi，t（1）

其中，i、t 分別代表省份i和時間t，γi為地區(qū)固定效應(yīng)，μt為時間固定效應(yīng)，εi，t為殘差項。

（二）變量說明

一是勞動力供給emp。勞動力供給和就業(yè)水平關(guān)聯(lián)密切，為保持數(shù)據(jù)穩(wěn)定性，本文以就業(yè)人數(shù)對數(shù)值衡量。二是個人所得稅tax。個人所得稅的變化主要表現(xiàn)在對居民可支配收入的影響，以個人所得稅和居民可支配收入的比重來衡量。考慮到城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民人口數(shù)的差異，本文以平均每戶3.5人為基數(shù)，與居民人均可支配收入的乘積為居民可支配收入。三是人口老齡化水平age。采用國家統(tǒng)計局抽樣調(diào)查中65歲以上老年人數(shù)占調(diào)查總?cè)藬?shù)的比重進行衡量?？紤]到近年來我國人口結(jié)構(gòu)問題比較突出，低出生率與低死亡率以及二胎政策效果不是很理想，導(dǎo)致人口老齡化程度越來越嚴(yán)重，增長速度遠超過國際發(fā)達國家，給社會造成就業(yè)負擔(dān)。四是技術(shù)水平tec。采用地方財政科學(xué)技術(shù)支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。考慮到技術(shù)水平對勞動力市場的影響主要有兩種：損失效應(yīng)和補償效應(yīng)。短期條件下，技術(shù)進步替代了人工勞動，削減了一定的就業(yè)崗位，因此可能會造成部分勞動力失業(yè)，而長期條件下，技術(shù)進步帶來勞動生產(chǎn)率的提高，更多資本的積累可以投入擴大再生產(chǎn)，進而創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位和就業(yè)機會[21]。五是城鎮(zhèn)化水平urb。采用城鎮(zhèn)人口數(shù)占人口總數(shù)的比重衡量，一個地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平能更好地反映該地區(qū)的就業(yè)水平。六是政府就業(yè)保障水平exp。采用地方財政社會保障和就業(yè)支出占地方財政預(yù)算支出的比重衡量，一個地區(qū)的政府對就業(yè)的保障有助于該地區(qū)對人才的吸引，從而促進該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。七是教育水平edu。以每10萬人口高中階段平均在校生數(shù)的對數(shù)值衡量，教育是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，教育的先進性更能吸引企業(yè)落戶，從而帶動該地區(qū)的就業(yè)潮。八是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ind。采用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的占比衡量，現(xiàn)代社會更多的是服務(wù)型社會，第三產(chǎn)業(yè)是社會居民優(yōu)先選擇就業(yè)的產(chǎn)業(yè)。

這些變量的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（2013—2017年）》?？紤]到時間滯后效應(yīng)以及西藏與其他地區(qū)數(shù)據(jù)的差異較大，為緩解可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采取滯后兩年的做法，利用2013—2017年31個省份的面板數(shù)據(jù)建立回歸模型，將西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)從樣本中剔除。

（三）實證結(jié)果分析

表1是針對上述模型的估計結(jié)果。第1列為最小二乘（OLS）法回歸結(jié)果。除了tec 指標(biāo)前系數(shù)不顯著以外，其他指標(biāo)系數(shù)均顯著。其中，tax 指標(biāo)的1次項系數(shù)為正，2次項系數(shù)為負，而且兩者在5%置信水平下均顯著，但兩者系數(shù)值過大，雖然證明了個人所得稅與勞動力供給之間存在顯著的倒“U型”關(guān)系，即表明個人所得稅對勞動力供給的影響有時間限制，初期會促進勞動力供給的增長，后期會抑制勞動力供給的增長，但影響效果可能不太理想。城鎮(zhèn)化水平越高、第三產(chǎn)業(yè)越豐富的地區(qū)，對勞動供給的抑制效應(yīng)越強，表明往往這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平高，優(yōu)秀人才集聚，勞動供給易達到飽和狀態(tài)。人口老齡化水平、政府保障支出水平、教育水平越高的地區(qū)，往往促進該地區(qū)的勞動力供給水平，這是因為這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展往往需要新鮮的人才血液，促進市場經(jīng)濟循環(huán)，從而實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定運行。技術(shù)水平的系數(shù)為負，而且不顯著，表明技術(shù)水平對勞動力供給的影響受到補償效應(yīng)和損失效應(yīng)的制約，不同地區(qū)二者大小不同，從而無法確定對勞動力供給影響的方向。

第2列和第3列給出了動態(tài)的FE模型和RE模型的估計結(jié)果，并且與第4列的差分GMM 的估計結(jié)果進行對比。3列的empt-1指標(biāo)前的系數(shù)均為正，而且顯著，表明后1期的勞動力供給水平會促進前1期的勞動力供給，這似乎有點不合常理。但考慮到每一個地區(qū)的政府在制訂該區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展計劃時，往往會提前制訂，若預(yù)期后期社會總勞動供給水平不足，則會在前1期備足充分的勞動力供給水平。FE模型、RE模型的回歸系數(shù)明顯大于差分GMM模型的估計結(jié)果，表明數(shù)據(jù)的內(nèi)生性問題不大。該3列tax的1次項和2次項前的系數(shù)均不顯著，表示個人所得稅對勞動力供給可能沒有顯著影響，這與理論假設(shè)是一致的。

四、穩(wěn)健性檢驗

我國作為人口和經(jīng)濟大國，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、居民的繳稅水平以及不同地區(qū)各項政策的成熟度具有異質(zhì)性，相同數(shù)額的個人所得稅對不同收入水平的居民造成的影響可能不同，因此為了反映個人所得稅對勞動力供給效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，本文將30個樣本?。ㄊ?、自治區(qū)）劃分為東部，中部和西部3個區(qū)域，并且分別對這3個子樣本進行回歸。結(jié)果（見表2、表3和表4）。

對比中部地區(qū)，東部地區(qū)和西部地區(qū)的勞動力供給與個人所得稅之間的關(guān)系同主要的回歸結(jié)果一致。這是因為東部地區(qū)的大城市集聚，經(jīng)濟發(fā)展水平高，人均收入高，是個人所得稅收入來源的主要地區(qū)，而且政策傳導(dǎo)機制更完善。西部地區(qū)資源匱乏，經(jīng)濟發(fā)展水平低，對人才需求高，個人所得稅稅額的大小對居民生活水平質(zhì)量影響更大，勞動力供給變化大，這也是國家對西部地區(qū)實施更優(yōu)惠的稅收政策的原因所在。

五、結(jié)論和啟示

本文利用2013—2017年31個省份的面板數(shù)據(jù)建立回歸模型，實證分析了個人所得稅改革對勞動力供給的影響及地域差異。主要結(jié)論如下：第一，在OLS方法下，個人所得稅和勞動力供給之間呈現(xiàn)出“倒U”型關(guān)系，但是影響效果不是非常理想。第二，城鎮(zhèn)化水平越高、第三產(chǎn)業(yè)越豐富的地區(qū)，對勞動力供給的抑制效應(yīng)越強，而人口老齡化水平、政府保障支出水平、教育水平對勞動力供給的增長均顯示了促進效應(yīng)。第三，動態(tài)FE、RE、差分GMM模型下，多數(shù)變量不顯著，表示個人所得稅對勞動力供給的影響方向不確定，同時注意要結(jié)合前后期的勞動力供給水平的效應(yīng)分析。第四，利用OLS法估計模型，東部地區(qū)和西部地區(qū)個人所得稅的1次項及2次項前系數(shù)雖然顯著，但是兩個地區(qū)的個人所得稅影響效果不同。政府應(yīng)該因地制宜，采取合適的政策完善勞動力供給水平。

基于上述結(jié)論，本文提出以下建議：首先，在中國當(dāng)前制度背景下，個人所得稅還不是主要稅種，無論是稅額還是比重，與國際數(shù)據(jù)相比還有很大差距，且我國個稅的設(shè)定存在很多欠缺，未充分發(fā)揮其收入分配功能。因此，對于個稅改革，首要目標(biāo)應(yīng)是減輕工薪階層的負擔(dān)，讓改革成果真正惠及中低收入者?？梢越梃b國際經(jīng)驗，在房貸利息扣除、二孩撫養(yǎng)支出扣除、養(yǎng)老福利等方面加以改革，采用分類綜合制，減少稅率檔次，擴大級距，降低稅率，優(yōu)化個人所得稅稅率制度[22]。其次，制定妥善的人口政策引導(dǎo)人口由大城市向中小城市的合理有序流動[23]，緩解大城市的勞動供給過度狀態(tài)，促進地區(qū)間的經(jīng)濟交流，實現(xiàn)合理的地區(qū)經(jīng)濟差異化均衡。最后，充分考察不同地區(qū)人口老齡化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育水平等多方面的差異，制定合理的財政補貼政策，保障地區(qū)間就業(yè)的公平和效率。

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Abstract：Based on the domestic and foreign literatures，the paper establishes the regression model based on the panel data of 31 provinces from years 2013 to 2017，and empirically tests the dynamic effect of the personal income tax reform on the spatial distribution of the labor supply.The results shows that there is an“inverted U-type”relationship characterized by the OLS model between the personal income tax reform and the labor supply.There is very obvious spatial different effect of the individual income tax on the labor supply，among the east，middle and west region.There is“inverted U-type”relationship between the personal income tax reform and the labor supply in the east and west region，whereas negative in the middle region.Finally，it gives policy suggestions.

Key words：personal income tax;labor supply;spatial distribution;dynamic effect