有限理性與納稅人稅負感知：誰更關(guān)注2019年個人所得稅改革？

李 文

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)

一、引言及相關(guān)文獻回顧

多年來，我國分類課征模式的個人所得稅因在公平和效率等方面均存在缺陷而一直受到詬病，雖然也曾實施提高工資薪金所得稅費用扣除額、調(diào)整課稅級次和稅率等改革措施，但是這些措施均為局部性的，并未對個人所得稅制構(gòu)成全局性影響。2018年3月，李克強總理在十三屆全國人大一次會議《政府工作報告》中提出要“改革個人所得稅”；同年6月19日，《中華人民共和國個人所得稅法修正案(草案)》提請十三屆全國人大常委會第三次會議審議，并隨后向社會征求意見；同年8月31日，第十三屆全國人大常委會第五次會議通過了關(guān)于修改個人所得稅法的決定，新的個人所得稅法自2019年1月1日起施行，2018年10月1日起先將工資薪金所得的基本費用扣除額提高至每月5000元。

2019年個人所得稅改革是一次不同于以往的具有里程碑意義的系統(tǒng)性改革，其主要舉措如下：首先，將原有的分類課征模式改為了分類綜合課征模式，將工資薪金、勞務(wù)報酬、稿酬和特許權(quán)使用費等4項所得合并為了綜合所得；其次，完善了個人所得稅的費用扣除模式，一方面將基本費用扣除額提高到每月5000元，另一方面設(shè)立了子女教育、繼續(xù)教育、大病醫(yī)療、住房貸款利息或住房租金、贍養(yǎng)老人等6項專項附加扣除；最后，優(yōu)化調(diào)整稅率結(jié)構(gòu)，擴大3%、10%、20%三檔低稅率的所得級距，相應(yīng)縮小25%稅率的級距，30%、35%、45%三檔高稅率的級距保持不變。

這次個人所得稅改革意圖的主基調(diào)是提高個人所得稅的公平性，同時這次改革是在全面“營改增”之后，各方寄予厚望的減稅舉措(何代欣，2018)。根據(jù)國家稅務(wù)總局數(shù)據(jù)，僅2019年上半年，改革就使得個人所得稅收入減少3077億元，(1)“國家稅務(wù)總局2019年上半年新聞發(fā)布會實錄”，http://www.chinatax.gov.cn/n810219/n810724/c4539744/content.html。總體平均稅率下降幅度巨大(萬瑩 等，2019)。對于這次稅制改革的實際效應(yīng)，已有多篇文獻使用各類微觀數(shù)據(jù)庫進行了模擬測算，一般均認為這次稅制改革全面降低了個人所得稅的稅負，但就減稅額分布而言，收入較高者在這次改革中獲益更多。如劉蓉等(2019)使用CGSS 2015微觀調(diào)查數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，收入越高的個體，享受全額專項附加扣除的可能性越大，因此盡管提高基本費用扣除和增加專項附加扣除對中低收入者有一定的減負效果，但給中高收入者帶來的相對收益更大。王鈺等(2019)使用CHIP 2013數(shù)據(jù)的測算顯示，不僅僅專項附加扣除的引入，這次個人所得稅改革的其他主要措施，包括稅率級次調(diào)整和基本費用扣除額調(diào)整也都具有類似效應(yīng)。費茂清等(2020)采用CHFS 2017數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)與原個人所得稅相比，新的個人所得稅制度下，就業(yè)人員的稅后收入差距下降幅度縮小。李文(2019)采用CHFS 2013數(shù)據(jù)的測算表明，這次個人所得稅改革實施后，減稅的絕對額與稅前家庭年收入呈正比，專項附加扣除的引入也使收入較高的家庭獲益更多。

因此，就客觀減稅額而言，2019年個人所得稅改革帶給收入較高者的正向沖擊應(yīng)當更大，相對收入較低者，收入較高者似乎應(yīng)當對這次稅制改革更加關(guān)注。但是，本文采用廣義雙重差分法利用百度搜索指數(shù)的研究發(fā)現(xiàn)，結(jié)果恰恰相反，收入較低省份個人對這次稅制改革的關(guān)注度更高。本文認為這是一個非常值得研究的現(xiàn)象，原因是政策的管理相對人對政策的主觀感受才是真正影響政策實施效果的因素，即稅收政策的作用路徑并非簡單的“客觀政策措施→政策效應(yīng)”模式，而是“客觀政策措施→納稅人對客觀政策措施的主觀詮釋→政策效應(yīng)”模式，因此，某種意義上而言，納稅人的主觀感受較客觀事實可能更加重要。根據(jù)行為經(jīng)濟學(xué)理論，個體并非標準經(jīng)濟學(xué)所假設(shè)的完全理性，而是有限理性的，由于缺乏完全信息和完美的信息處理能力，且更關(guān)注公平和互惠，其對政策措施的主觀詮釋往往異于客觀措施本身。這一點在稅收政策領(lǐng)域也有體現(xiàn)。如早在20世紀60年代，Enrick(1963，1964)的研究就發(fā)現(xiàn)納稅人普遍存在不清楚個人實際納稅額的情況，其主觀感知的稅率與稅制規(guī)定的實際稅率存在顯著差異。后來的一些研究也證實了稅收認知問題的存在(Blaufus et al.，2015；Gideon，2017；Ballard et al.，2018)。國內(nèi)相關(guān)主題文獻相對較少，但也有文獻從“稅感”(樊麗明 等，2013；張磊2014)、稅收顯著性(童錦治 等，2011；陳力朋 等，2016；樊勇 等，2018)等方面對納稅人對稅負的主觀感知進行了研究。文獻普遍認為，主觀感知稅率與實際稅率的偏差會帶來一系列影響，如，會影響勞動供給(Rosen，1976；Fujii et al.，1988；Bartolome，1995；李文，2018)、影響納稅人對財政投入數(shù)量的偏好(Csontos et al.，1998；Fisher et al.，2016；陳力朋 等，2017)等。所以，如果決策者忽視納稅人的主觀感受，僅僅在理性人假設(shè)下關(guān)注稅制改革的客觀措施，就可能導(dǎo)致政策的實際效應(yīng)與預(yù)期效應(yīng)發(fā)生偏離。

本文的貢獻在于：首先，以納稅人對2019年個人所得稅改革的主觀關(guān)注度為研究對象，并嘗試以行為經(jīng)濟學(xué)理論加以分析，為全面正確研究稅制改革效應(yīng)提供了一個新的視角；其次，采用百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)度量納稅人對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度，并采用廣義雙重差分模型實施實證研究，這是現(xiàn)有相關(guān)主題文獻所未使用過的研究方法。

二、理論分析及研究假設(shè)

2019年的個人所得稅改革帶來了全面的減稅，如前所述，已有文獻多證明收入較高個人獲得的減稅額較多。就省級數(shù)據(jù)而言，各省份人均減稅額也與其人均收入基本正相關(guān)，2019年人均可支配收入最高的北京和上海人均個人所得稅(2)由于個人所得稅主要由城鎮(zhèn)常住人口繳納，因此，準確起見，人均稅額按照城鎮(zhèn)常住人口計算。較2018年分別降低2494.94元和2016.80元，而人均可支配收入最低的黑龍江和吉林人均個人所得稅降低額僅分別為163.21元和152.80元。(3)根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)計算?？紤]到城鎮(zhèn)常住人口中多數(shù)并不繳納個人所得稅，因此，納稅人真正人均減稅額要遠高于上述數(shù)據(jù)，(4)據(jù)國家稅務(wù)總局數(shù)據(jù)，2019年1—7月，全國繳納個人所得稅的納稅人累計人均減稅1491元。轉(zhuǎn)引自國家稅務(wù)總局網(wǎng)站，http://www.chinatax.gov.cn/chinatax/n810219/n810724/c5137652/content.html。進而使得人均收入較高省市與人均收入較低省市的納稅人人均減稅額差距更大。因此，就減稅額而言，這次的改革給收入較高納稅人帶來的沖擊似乎應(yīng)當更強烈，收入較高者對改革的關(guān)注度也自然應(yīng)當更高。據(jù)此，提出假設(shè)：

Ha：對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度與個人收入正相關(guān)。

但是，行為經(jīng)濟學(xué)認為，個體是有限理性的，其主觀感受與客觀事實之間會發(fā)生一定偏離，使得其行為常常與標準經(jīng)濟學(xué)模型相悖。具體到這次個人所得稅改革，以下原因可能導(dǎo)致收入相對較低者感受到更強烈的主觀沖擊，從而提高其對改革的關(guān)注。

1.價值函數(shù)的敏感性遞減導(dǎo)致收入較低者對減稅更加敏感

標準經(jīng)濟學(xué)模型認為個體在任何情況下對一定數(shù)量貨幣價值的認定都是一致的，但這常常并不符合現(xiàn)實。Thaler(1980)在研究消費者搜尋行為(consumer search behavior)時發(fā)現(xiàn)，當消費者發(fā)現(xiàn)商店中標價25美元的商品在10分鐘路程之外的另一個商店僅售20美元時，多數(shù)人選擇去另一個商店購買商品以節(jié)約5美元，此時，在消費者的心目中，5美元的價值是高于10分鐘路程所帶來的成本的；如果商品的價格不是25美元，而是500美元時，多數(shù)人不會選擇去10分鐘之外另一個售價為495美元的商店購買該商品，很顯然，此時消費者認為5美元的價值低于10分鐘路程所帶來的成本。Kahneman et al.(1984)的研究也得出了類似的結(jié)果。

Thaler(1980)指出，可以依據(jù)韋伯-費希納定律(Weber-Fechner law)對此加以分析。韋伯-費希納定律量化了對給定刺激中變化的感知，認為任何剛剛能被注意到的刺激的變化與該刺激本身是等比例的，若這個刺激是價格，則Δp/p=k，其中，Δp為剛剛能被注意到的價格變化，p為價格，k為一個常數(shù)。換言之，一個變量的變化給人們帶來的主觀刺激的力度與該變量本身的規(guī)模成正比，同樣數(shù)量的變化對于基礎(chǔ)規(guī)模不同的變量而言，帶給人們的主觀感受不同。

這種現(xiàn)象的原理可以用行為經(jīng)濟學(xué)前景理論的價值函數(shù)加以解釋。Kahneman et al.(1979)建立了前景理論，指出在不確定前提下，人們是依據(jù)價值函數(shù)而不是標準經(jīng)濟學(xué)期望效用理論的效用函數(shù)來實施決策評估的。價值函數(shù)呈非對稱的S形(見圖1)，具有三個特征：參照依賴，即收益和損失是針對參照點而言的變化，而非所獲得的效用總量；損失厭惡，即在收益區(qū)間為凹函數(shù)，在損失區(qū)間為凸函數(shù)，因而同樣數(shù)量損失所帶來的價值減少高于同樣數(shù)量收益所帶來的價值增加；遞減的敏感性，即收益和損失的邊際價值隨著它們絕對額的擴大而降低(Kahneman et al.，1979；Tversky et al.，1991)。遞減的敏感性意味著離參照點越遠，損失或收益變化對價值v的影響越弱，因此v(-20)-v(-25)>v(-495)-v(-500)，可見，在價格25美元的基礎(chǔ)上節(jié)省5美元所帶來的價值增加高于在價格500美元基礎(chǔ)上節(jié)省5美元所帶來的價值增加，而二者的差距可能相當高，以至只有當損失(收益)的變化與損失(收益)本身的比例相等(如均等于前文所說的常數(shù)k)時，個體所感受到的主觀價值變化才相同。

圖1 前景理論的價值函數(shù)

就2019年個人所得稅改革而言，雖然收入較高者獲得了更多的減稅絕對額，但是中低收入者減稅的相對幅度更高。根據(jù)李文(2019)的估算，全部家庭減稅的平均相對幅度是37.3%，但家庭收入小于6萬元、6萬～10萬元、10萬～20萬元家庭的減稅幅度分別為47.76%、68.04%和65.36%，即中低收入者個人所得稅減稅的k值高于高收入者，因此其因減稅而感受到的主觀刺激更加強烈，所以可能因此而對稅制改革更加關(guān)注。

2.啟發(fā)式?jīng)Q策使收入較低者認為其在改革中獲益更多

Simon(1955，1956)指出，人并非標準經(jīng)濟學(xué)所假設(shè)的理性“經(jīng)濟人”，在信息獲取和計算方面僅具有有限的能力，在面對復(fù)雜現(xiàn)實世界中的多重目標時，只能采用簡單的感知和選擇機制，以在一定程度上滿足其自身需求。這種“簡單的感知和選擇機制”就是基于直覺推斷的決策啟發(fā)式。

Tversky et al.(1974)率先對啟發(fā)式進行了較為系統(tǒng)的研究，認為個人的認知能力是有限的，對決策變量的計算會引發(fā)認知緊張，使得個體會使用簡單的啟發(fā)式而非確切計算來實施決策。其提出了代表性啟發(fā)式和易得性啟發(fā)式概念，指出：首先，人們往往選擇輸入信息中最具有代表性的特征來進行預(yù)測，而很少關(guān)注這種預(yù)測的精確性如何；其次，人們會依據(jù)與某個事件相關(guān)的例子被想到的容易程度來判斷該事件發(fā)生的概率，而一個例子是否容易被想到與其顯著性有關(guān)。簡而言之，人們在進行判斷的時候會特別關(guān)注一個事物最具代表性、最顯著的特征，會利用自身記憶中較為深刻容易記起的相關(guān)經(jīng)驗，而不是去實施精確的計算。這種基于直覺的啟發(fā)式在較為簡便有效的同時，常常會導(dǎo)致一些偏差。

由于稅收制度較復(fù)雜，缺乏專業(yè)技能的個體很難精確掌握稅制并做出最優(yōu)判斷，因此納稅人會選擇理性疏忽，不是依據(jù)實際稅收負擔來做出理性的稅收決策，而是運用簡單的啟發(fā)式，如片面關(guān)注政策較為顯眼的特征，不經(jīng)過確切計算來降低決策成本(Shah et al.，2008；Blaufus et al.，2013；Gideon，2017)。如Blaufus et al.(2013)發(fā)現(xiàn)，相對于對其凈收入適用一個較高稅率的方案而言，納稅人更喜歡對其毛收入適用一個較低稅率的方案，雖然前者的實際稅負更低，其原因是多數(shù)個體是使用簡單的啟發(fā)式而不是依據(jù)實際稅負做出理性稅收決策。因此名義稅率變化對感知稅負產(chǎn)生了一個非理性的過高影響，如果決策者利用框架效應(yīng)(5)框架效應(yīng)指對于同一個客觀問題，不同的描述方式會導(dǎo)致人們做出不同的決策判斷。所謂框架，即指對問題的描述方式。對稅率加以強調(diào)時，對名義稅率變化的高估會顯著增加。這種現(xiàn)象可以使增加稅收收入與降低納稅人的感知稅負同時實現(xiàn)。

具體到2019年個人所得稅改革，如前所述，其最主要和最突出的改革措施是擴大三檔低稅率的所得級距而保持三檔高稅率的級距不變、提高基本費用扣除額并設(shè)立專項附加扣除等，同時稅制改革的相關(guān)宣傳特別強調(diào)了這些措施會使得大量收入較低者不用再納稅或應(yīng)納稅額將大幅減少。由于個人所得稅采用累進稅率，還需要考慮各類費用扣除，較為復(fù)雜，非專業(yè)人員難以準確評估不同收入水平個人的實際稅負，因此，許多納稅人就根據(jù)稅制改革的突出特征，聯(lián)系自己對相關(guān)措施的印象，采用直覺推斷的啟發(fā)式判斷，認為稅制改革是傾向于公平的，對收入較低者有利，進而使得收入較低者的主觀感受獲得了更強烈的正向沖擊。

3.減稅為收入較低者帶來了特別的“零價格”收益

根據(jù)標準經(jīng)濟學(xué)理論，需求與價格呈反向關(guān)系，價格越低需求越高。但是，Shampanier et al.(2007)發(fā)現(xiàn)，與價格為一個很小的正數(shù)相比，當價格為零時消費者需求會大幅上升，這種上升遠遠超過了標準經(jīng)濟學(xué)模型的預(yù)測。一個典型的事例就是，當星巴克提供免費咖啡時，許多消費者會不惜花費大量時間來排隊領(lǐng)取，而這些咖啡不過價值兩、三美元。于是Shampanier et al.(2007)提出了“零價格模型”，指出，當一個產(chǎn)品變?yōu)槊赓M時，消費者對它的直覺價值(或收益)提高了，似乎認為商品的零定價不僅降低了成本，而且增加了收益。這種現(xiàn)象可以用情感因素來解釋，即沒有負面影響(沒有成本)的選擇會引發(fā)更加積極的情感反應(yīng)，這種對情感的依賴被定義為“情感啟發(fā)式”(Slovic et al.，2007)。

根據(jù)國家稅務(wù)總局數(shù)據(jù)，個人所得稅改革之后，僅2019年上半年就有累計1.15億人無需再繳納工薪個人所得稅。(6)“國家稅務(wù)總局2019年上半年新聞發(fā)布會實錄”，http://www.chinatax.gov.cn/n810219/n810724/c4539744/content.html。如果將個人所得稅看作公共品的價格，那么，在某種程度上，這些人相當于可以免費(即以零價格)獲得公共品。少量繳稅與完全不繳稅之間，由于情感啟發(fā)式的影響，納稅人的主觀感受存在質(zhì)的區(qū)別，從而使得因收入較低而在改革之后不再繳納個人所得稅的原納稅人在主觀上獲得了額外的“零價格”收益，進而感受到更強烈的正向沖擊。

4.人際比較使低收入者獲得更好的主觀感受

行為經(jīng)濟學(xué)和心理學(xué)的諸多文獻發(fā)現(xiàn)，人們往往將自己的滿意程度建立在將自身狀況與他人狀況的對比之上(Kahneman et al.，2006)，標準經(jīng)濟學(xué)理論中的帕累托改善是不存在的，因為一個人境況的改善就意味著其他人境況的自動惡化，因此，人際比較會對個體的主觀感受造成比較嚴重的影響。在涉稅事務(wù)上也是如此。Krishna et al.(2003)指出，基于競選的需要，稅制設(shè)計者會采取類似市場營銷中使消費者感知價格最小化的技巧，在稅收征收數(shù)量一定的前提下，最小化納稅人自身的感知稅負，同時在某些情況下，最大化納稅人主觀感知的他人的稅負，以降低其感知的自身相對稅負。2019年個人所得稅改革措施看似對高收入者不太友好，如在擴大較低稅率適用的所得級距的同時，保持了較高稅率原有的所得級距，且沒有降低最高邊際稅率。這就可能使得收入較低者主觀上認為收入較高者的稅負下降較少，從而形成一種印象，就是其在稅制改革中的待遇是優(yōu)于收入較高者的，從而在比較中得到更多的心理滿足。

收入較低者更好的心理感受也可以從另一個角度加以解釋。Thaler(1985)認為，個體從一樁交易中獲取的效用包括獲得效用和交易效用，其中，前者取決于獲得的貨物的價值與支出之間的對比，后者則取決于支出與參照價格的對比，即個體若認為自己付出的價格較參照價格更低，則其交易效用就會提高。參照價格是個體依據(jù)一定的線索主觀確定的。在這次個人所得稅改革中，收入較低者為自己付出的價格(稅負)所確定的參照價格是收入較高者的付出，由于較高稅率的所得級距并未改變，因此收入較低者據(jù)此設(shè)定了一個較高的參照價格，從而認為自己支付的價格較參照價格低，進而在對比中獲得了更多的交易效用和更好的主觀感受。

根據(jù)以上分析，在這次個人所得稅改革中，收入較低者可能因獲得了更多的正向主觀沖擊而對改革更加關(guān)注，因此建立與前述假設(shè)Ha相對的假設(shè)：

Hb：對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度與個人收入負相關(guān)。

三、實證分析

(一)基準模型設(shè)定及回歸結(jié)果

本文擬使用雙重差分模型來估計納稅人對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度。數(shù)據(jù)除文中單獨說明的之外，均來源于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫。

1.被解釋變量

由于關(guān)注度缺乏直接的衡量數(shù)據(jù)，本文擬采用百度指數(shù)與個人所得稅相關(guān)的搜索指數(shù)作為對個人所得稅的關(guān)注度。百度搜索指數(shù)是百度指數(shù)的一種，“是以網(wǎng)民在百度的搜索量為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，以關(guān)鍵詞為統(tǒng)計對象，科學(xué)分析并計算出各個關(guān)鍵詞在百度網(wǎng)頁搜索中搜索頻次的加權(quán)和”。(7)資料來源：百度指數(shù)官網(wǎng)，http://index.baidu.com/v2/main/index.html#/help。這樣做的原因是，在互聯(lián)網(wǎng)相當發(fā)達的當今，人們已經(jīng)形成了對網(wǎng)絡(luò)的極度依賴，幾乎所有個人的生活和工作相關(guān)事項都訴諸網(wǎng)絡(luò)，而百度又是我國最大的互聯(lián)網(wǎng)搜索引擎，曾一度占據(jù)搜索引擎市場份額的八成以上。根據(jù)美國網(wǎng)站通訊流量監(jiān)測機構(gòu)Statcounter的數(shù)據(jù)，2020年7月，百度在全平臺(包括PC端、移動端和平板設(shè)備)搜索市場的份額為69.55%，而在近年來迅速崛起的移動端和平板設(shè)備搜索市場，其份額更是分別高達83.34%和91.57%(陳永偉，2020)。因此，百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)能夠較好反映人們對某個事物的興趣和關(guān)注程度。

本文加總了2017年1季度—2020年2季度共14個季度全國除港澳臺地區(qū)之外的31個省、直轄市、自治區(qū)(以下簡稱“省”)與個人所得稅相關(guān)的近20個關(guān)鍵詞的百度搜索指數(shù)日均值，以此作為對個人所得稅關(guān)注度的代理變量。

圖2為2017年1季度—2020年2季度各省份搜索指數(shù)日均值，可以看出，在2019年1季度(橫軸數(shù)值為9)，各省的搜索指數(shù)日均值一般均出現(xiàn)了一個較明顯的高峰，而在2020年2季度(橫軸數(shù)值為14)，該指標也普遍存在上揚，說明人們對個人所得稅的關(guān)注度在2019年1季度和2020年2季度有較明顯的變化。

圖2 2017年1季度—2020年2季度各省份搜索指數(shù)日均值

由于搜索指數(shù)的絕對額與人口數(shù)量相關(guān)，因此，將搜索指數(shù)日均值除以城鎮(zhèn)常住人口計算搜索指數(shù)的人均日均值。為了減少異方差和優(yōu)化分布，對搜索指數(shù)人均日均值取自然對數(shù)作為被解釋變量，在模型中以lnindex表示。

2.沖擊強度變量

由于2019年個人所得稅改革是在全國各地同時實施的，沒有涇渭分明的處理組和控制組，因此，無法采用普通雙重差分模型，本文采用廣義雙重差分模型。廣義雙重差分模型可適用于政策一次性推開，但不同個體接受政策沖擊不同的情形。在廣義雙重差分模型中，所有個體均屬于處理組，但其處理程度依沖擊強度變量的不同而不同。因此，廣義雙重差分模型的處理組變量并非取值為0或1的二元變量，而是一個顯示接受沖擊強度的連續(xù)變量。

由于個人所得稅與個人收入密切相關(guān)，這次個人所得稅改革對不同收入水平個人的沖擊強度不同，所以，本文采用與Perez-Truglia(2020)類似的處理方式，以個人收入為基礎(chǔ)設(shè)置個人收入指數(shù)作為沖擊強度變量建立廣義雙重差分模型。

多年來，我國的個人所得稅收入主要來自于工資薪金所得稅，如2018年工資薪金所得稅占剔除稅款滯納金、罰款之外的全部個人所得稅收入的67.42%，而就納稅人數(shù)量而言，工薪階層納稅人所占比重可能更高。這次個人所得稅的改革措施中，不論是綜合所得的設(shè)立、稅率所得級次的調(diào)整還是專項附加扣除的建立，都與工薪階層直接相關(guān)，因此，此處的個人收入使用工資收入更為合理。但是，由于缺乏各省2019年和2020年的季度平均工資數(shù)據(jù)，同時對2003—2018年分省城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資和城鎮(zhèn)居民可支配收入年度數(shù)據(jù)的面板固定效應(yīng)回歸發(fā)現(xiàn)，二者在1%水平上顯著正相關(guān)，且組內(nèi)R2高達0.9676，因此，本文以城鎮(zhèn)居民月人均收入的季度數(shù)據(jù)作為計算個人收入指數(shù)的基礎(chǔ)。

個人收入指數(shù)的公式為：

incomedxit=(incomeit-incomemin,t)/(incomemax,t-incomemin,t)

其中：i=1,…,31；t=1,…,14；incomedxit為i省t季度的個人收入指數(shù)；incomeit為i省t季度的城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入；incomemin,t和incomemax,t分別為t季度各省城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入的最小值和最大值。incomedxit∈[0,1]，可以看出，個人收入指數(shù)實際上代表了某省城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入在當期全部省份中的位置。

3.處理期變量

雖然2018年4季度將工資薪金所得的基本費用扣除額從每月3500元提高到了5000元，但真正的個人所得稅全面改革是2019年1季度實施的，因此，將2019年1季度及之后設(shè)定為處理期。同時，由于2020年3月1日—6月30日是實行綜合分類課征模式改革后的第一個申報期，因此，可能又面臨另一次較大的政策沖擊，所以2019年個人所得稅改革本身的處理期截至2019年4季度。即處理期變量以t1901表示，2017年1季度—2018年4季度取值為0，2019年1季度—2019年4季度取值為1。

主要變量含義見表1。

表1 主要變量含義

變量的主要描述性統(tǒng)計指標見表2。

表2 變量主要描述性統(tǒng)計

基準廣義雙重差分模型如下：

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+λt+εit

(1)

其中：λt為時間固定效應(yīng)，在本模型中作為傳統(tǒng)雙重差分模型中處理期變量的替代(如前所述，2019年1季度個人所得稅系統(tǒng)改革之前也不斷有關(guān)于個人所得稅改革的舉措出現(xiàn)，如2018年1季度政府工作報告提出改革個人所得稅的決定、2018年2季度個人所得稅法修正案(草案)提請審議、2018年3季度個人所得稅法修正案(草案)向社會征求意見、2018年4季度提高工資薪金所得稅的基本費用扣除額等，以信息含量更大的時間固定效應(yīng)替代傳統(tǒng)雙重差分模型的處理期變量能夠在很大程度上對這些改革舉措進行控制)。α1反映了收入水平本身所導(dǎo)致的個人對個人所得稅的關(guān)注度，而本文最感興趣的是沖擊強度變量incomedx與處理期變量t1901的交互項系數(shù)α2，其反映的正是2019年個人所得稅改革對不同收入水平個人所得稅關(guān)注度所帶來的沖擊，從另一個角度可以理解為不同收入水平人群對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度。

本文探討分析了機器人學(xué)傳統(tǒng)教學(xué)過程中存在的弊端，結(jié)合實際，提出相應(yīng)的教學(xué)改革設(shè)想，在教學(xué)過程中采用任務(wù)驅(qū)動等教學(xué)方法，實現(xiàn)學(xué)生熟練掌握理論知識、加強實踐鍛煉、提高動手操作技能和綜合學(xué)習(xí)能力的目標。本課程的教學(xué)改革方案已在機械電工程2018屆專業(yè)試行，從學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣、學(xué)習(xí)效果來看，達到預(yù)期的目標?！?/p>

基準模型采用2017年1季度—2019年4季度共12個季度的省級面板數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果見表3。個人收入指數(shù)incomedx的系數(shù)為0.2184，且在5%水平顯著，說明平均收入越高省份的個人越關(guān)注個人所得稅。incomedx與處理期變量t1901的交互項系數(shù)為-0.2358，且在1%水平顯著，說明2019年個人所得稅改革對不同省份人群個人所得稅關(guān)注度的沖擊隨平均收入降低而增強，換言之，平均收入越低省份的個人越關(guān)注這次稅制改革。通過這個結(jié)果可以合理推斷，在微觀層面，收入較低個人更關(guān)注這次個人所得稅改革。這驗證了假設(shè)Hb：對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度與個人收入負相關(guān)。

表3 主要回歸結(jié)果

(二)進一步分析及穩(wěn)健性檢驗

基準模型反映的信息不夠完整，且僅僅憑借基準模型尚不能確定回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，因此，需要實施進一步的分析及相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗。

1.加入控制變量

首先，加入人均移動電話用戶數(shù)的對數(shù)(lnphone)。隨著智能手機的廣泛使用，越來越多的人通過移動端上網(wǎng)。根據(jù)百度搜索指數(shù)數(shù)據(jù)，2017年1月1日—2020年6月30日，對“個人所得稅”的全國搜索日均值(包括PC端和移動端)為28767次，其中移動端搜索日均值為23982次，占全部搜索量的83.37%，因此，移動電話用戶數(shù)可能會決定搜索的便利程度，從而影響搜索量。所以，將人均移動電話用戶數(shù)的對數(shù)作為控制變量加入基準模型。

其次，加入人均寬帶接入用戶數(shù)的對數(shù)(lnbroadb)。雖然移動端上網(wǎng)比重越來越高，但寬帶上網(wǎng)也占有一定比例，因此，寬帶用戶數(shù)可能也會影響搜索量，所以將人均寬帶接入用戶數(shù)的對數(shù)也作為控制變量納入。

最后，加入人均普通本?？飘厴I(yè)生數(shù)的對數(shù)(lnedu)。雖然目前各個教育層次的人群均普遍上網(wǎng)，但人口的受教育程度或許會影響搜索量，因此，需要在模型中對人口的受教育程度進行控制。由于無法獲得近期各省人口受教育程度的確切數(shù)據(jù)，而一般而言，人均普通本專科畢業(yè)生較多的地區(qū)其人口的受教育程度也相對較高，因此，用人均普通本?？飘厴I(yè)生數(shù)作為人口受教育程度的代理變量。

上述人均數(shù)均是按照城鄉(xiāng)常住人口計算的，因為移動電話用戶數(shù)、寬帶接入用戶數(shù)等既包括城鎮(zhèn)用戶也包括農(nóng)村用戶，如果人均數(shù)僅按照城鎮(zhèn)常住人口計算會發(fā)生偏差。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+λt+εit

(2)

由表3可見，模型2控制了相關(guān)變量之后，個人收入指數(shù)incomedx的系數(shù)仍顯著為正，incomedx與處理期變量t1901的交互項的系數(shù)也依然顯著為負，且這兩個系數(shù)的大小及顯著程度均與基準模型相仿。說明加入控制變量后，模型依然穩(wěn)健。

2.控制時間趨勢

交互項系數(shù)顯著，也可能是由于時間趨勢的影響。也就是說，即使2019年1季度沒有政策沖擊，由于客觀存在的時間趨勢，交互項系數(shù)也可能會呈顯著狀態(tài)。因此，應(yīng)當對時間趨勢加以控制。設(shè)定經(jīng)調(diào)整的時間趨勢項p，其取值等于普通的時間趨勢項減去1，即設(shè)定2017年1季度取值為0，其他各季度依次分別取值為1～11，(8)如此設(shè)定可使α1為2017年1季度incomedx的系數(shù)，含義更清晰。然后將這個時間趨勢項p與個人收入指數(shù)incomedx的交互項加入模型2，形成模型3。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+α3×incomedxit×p+λt+εit

(3)

由表3可見，經(jīng)調(diào)整的時間趨勢項p與個人收入指數(shù)incomedx的交互項系數(shù)α3為0.0177，在5%水平顯著，說明個體對個人所得稅的關(guān)注確實存在一個顯著的正向時間趨勢。此時incomedx的系數(shù)α1為0.1828，在10%水平顯著，α1的含義為2017年1季度incomedx的系數(shù)，其數(shù)值表示在2017年1季度，收入越高省份的個人越關(guān)注個人所得稅。在隨后時期，由于顯著正向時間趨勢的存在，收入越高省份的個人對個人所得稅本身的關(guān)注度隨時間流逝不斷提高。

控制了時間趨勢之后，個人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t1901的交互項系數(shù)α2依然在1%水平顯著為負，且其絕對值還有所提高，達到了0.3439?？梢钥闯觯刂屏藭r間趨勢后，收入相對較低省份個人對2019年個人所得稅改革的關(guān)注度更高。進一步強化了基準模型的回歸結(jié)果。

3.縮小時間窗口

如前所述，在2017年1季度—2019年4季度期間，尤其是2018年間，還存在一些其他個人所得稅改革的政策沖擊，如政府宣布即將實施個人所得稅改革、個人所得稅法修正案草案提請審議并征求意見、提高工資薪金所得基本費用扣除額等，為了更徹底地摒除這些事件的影響，將時間窗口縮短到2018年4季度和2019年1季度兩期，實施雙重差分估計，形成模型4。

lnindexit=α0+α1×incomedxit+α2×incomedxit×t1901t+Xitγ+λt+εit

(4)

由表3可見，將時間窗口縮短為兩期，徹底排除了其他可能的個人所得稅政策沖擊后，個人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t1901的交互項系數(shù)依然在1%水平顯著，其數(shù)值為-0.3371，與控制時間趨勢之后的模型3的該交互項系數(shù)數(shù)值相近。這進一步驗證了模型的穩(wěn)健性。

4.兩次政策沖擊結(jié)果對比

前述模型雖然已經(jīng)較穩(wěn)健地驗證了收入水平越低省份的個人對2019年個人所得稅改革越關(guān)注，但仍然存在如下可能，即個人收入水平較高省份的民眾可能更不喜歡使用搜索引擎獲取有關(guān)個人所得稅信息。為了排除這種可能性，本文擬對2020年2季度新的個人所得稅制度實施后首個申報季個人所得稅相關(guān)百度搜索指數(shù)的情況實施廣義雙重差分分析。

眾所周知，我國以往的個人所得稅制為分類課征模式，除個體工商戶生產(chǎn)經(jīng)營所得外的其他所得均實行源泉扣繳制度，而分類課征模式下，源泉扣繳數(shù)就等于最終的應(yīng)納稅額。同時，以往也不要求普通納稅人在申報季自行申報納稅，僅要求年應(yīng)納稅所得額高于12萬元的高收入者自行申報。由于這些高收入者中的絕大多數(shù)其稅款已經(jīng)被正確扣繳，因此，其對自行申報也往往并不那么重視，申報時常常直接按照源泉扣繳稅額填列個人所得稅額，這樣就缺乏自行搜尋個人所得稅相關(guān)信息的動機。2019年，個人所得稅改革后，發(fā)生了如下變化：首先，由于工資薪金、勞務(wù)、稿酬和特許權(quán)使用費等四項所得合并為了綜合所得，且還設(shè)立了因人而異的專項附加扣除，使得源泉扣繳數(shù)與個人最終的應(yīng)納稅額發(fā)生偏離的可能性大大增加；同時，各項專項附加扣除的規(guī)定相對復(fù)雜，且如何在夫妻或兄弟姐妹之間分配專項附加扣除也直接影響應(yīng)納稅額的數(shù)量。因此，對于需要納稅的個人而言，為了正確適當?shù)厣陥蠹{稅，就需要獲得足夠的個人所得稅相關(guān)信息。其次，稅法明確要求符合下列情形之一的納稅人依法申報辦理匯算清繳：從兩處以上取得綜合所得，且綜合所得年收入額減除專項扣除后的余額超過6萬元；取得勞務(wù)報酬所得、稿酬所得、特許權(quán)使用費所得中一項或者多項所得，且綜合所得年收入額減除專項扣除的余額超過6萬元；納稅年度內(nèi)預(yù)交稅額低于應(yīng)納稅額；納稅人申請退稅；等等。種種情況導(dǎo)致稅改后需要自行申報的納稅人數(shù)量遠遠超過以往。鑒于上述原因，2019年個人所得稅改革后的納稅申報不再流于形式，而具有了非常實質(zhì)的內(nèi)容，這將強化真正負有納稅義務(wù)的納稅人搜尋個人所得稅相關(guān)信息的動機。

改革后的個人所得稅法規(guī)定，自行申報辦理匯算清繳的期限為每年的3月1日—6月30日，而一般來說，納稅人往往不太傾向在申報期的開始辦理匯算清繳，匯算清繳應(yīng)當主要是在2季度完成，因此，將2020年2季度設(shè)置為申報期。仍以百度個人所得稅相關(guān)搜索指數(shù)為被解釋變量，以2020年2季度為處理期，建立2020年1季度和2季度兩期的廣義雙重差分模型(模型5)如下：

lnindexit=β0+β1×incomedxit+β2×incomedxit×t2002t+Xitγ+λt+εit

(5)

其中，t2002為處理期變量，2020年1季度取值為0，2020年2季度取值為1。由表3可見，個人收入指數(shù)incomedx與處理期變量t2002的交互項系數(shù)在5%水平顯著，但是與以2019年1季度為處理期的模型中交互項系數(shù)為負不同，模型5的交互項系數(shù)是正值，其含義為，在稅制改革后的申報期，收入較高省份的個人更關(guān)注個人所得稅相關(guān)信息。2020年2季度與2019年1季度的不同之處在于，后者是稅制改革的開始，而前者則為申報期，申報期期間關(guān)注個人所得稅的更多為真正負有納稅義務(wù)的納稅人，而稅制改革開始期間關(guān)注個人所得稅的可能還有大量的稅制改革后并不繳稅的個人。這說明，收入較高省份的個人并非不喜歡使用網(wǎng)絡(luò)搜索引擎查找個人所得稅信息，2019年1季度雙重差分模型交互項系數(shù)為負的原因確實是因為收入相對較低者對個人所得稅改革這一事件更加關(guān)注。

四、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

基于2019年1季度個人所得稅改革的廣義雙重差分基準模型回歸結(jié)果顯示，平均收入越低省份的個人越關(guān)注2019年個人所得稅改革。由此可以合理推斷，在微觀層面，收入較低個人更關(guān)注這次個人所得稅改革。

在加入控制變量、控制時間趨勢、縮小時間窗口后，收入較低個人更關(guān)注2019年個人所得稅改革這個結(jié)論依然穩(wěn)健。為了排除個人收入水平較高省份的民眾可能更不喜歡使用搜索引擎獲取有關(guān)個人所得稅信息這個可能性，本文又基于2020年2季度個人所得稅改革之后的第一個申報期實施了廣義雙重差分回歸，結(jié)果顯示，在申報期，收入越高省份的個人越關(guān)注個人所得稅相關(guān)信息，這進一步證實了對2019年個人所得稅改革的關(guān)注程度與個人收入負相關(guān)這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

由于2019年個人所得稅改革所帶來的減稅額與個人收入呈正比，因此，看似收入越高的個人因改革所受到的正向沖擊越強烈，進而應(yīng)當更關(guān)注個人所得稅改革，但本文的實證結(jié)果卻顯示現(xiàn)實情況與此相反。究其原因，本文認為，這與個人有限理性所導(dǎo)致的納稅人對稅制改革的主觀感知與客觀事實相偏離有關(guān)。如前所述，由于價值函數(shù)的敏感性遞減導(dǎo)致收入較低者對減稅更加敏感、啟發(fā)式?jīng)Q策使收入較低者認為其在改革中獲益更多、減稅為收入較低者帶來了特別的“零價格”收益、人際比較使收入較低者獲得了更好的主觀感受，最終使得收入較低者因這次稅制改革受到了更強烈的沖擊。

(二)政策建議

本文的研究結(jié)果為稅收政策的制定提供了如下啟示：

1.重視納稅人對稅收政策的主觀感知

本文的研究結(jié)果表明，納稅人對稅收政策的主觀感知與稅收政策的客觀狀況是有偏離的。納稅人對稅收政策的感知雖然屬于主觀領(lǐng)域，但相對客觀事實，其在某種程度上可以說是更重要的存在，會實實在在地影響到稅收措施的政策效果。因此，在制定稅收政策時，決策者要充分考慮到這種偏離并對其進行恰當評估，以修正對稅收政策效應(yīng)的預(yù)期。

2.采取能夠為納稅人帶來良好心理感受的稅收政策手段

由于納稅人是有限理性的，在信息獲取、信息辨別、信息處理等方面存在局限，且具有較強烈的情感，因此，即使不同稅收措施的客觀結(jié)果相似，其形式不同也會引發(fā)納稅人不同的主觀感受，從而導(dǎo)致不同的政策效應(yīng)。

以減稅政策為例，一般而言，首先，在具體措施上，簡單直觀優(yōu)于復(fù)雜晦澀，即使這兩類措施下，納稅人的稅收負擔相同。與各類復(fù)雜晦澀的條款相比，簡單明了的減稅措施能帶給納稅人更直觀的主觀印象，因此也能使其形成更好的心理感受。其次，名義稅率較實際稅率更重要，因前者較后者更直觀。因此，直接降低名義稅率可能較保持高名義稅率而通過各類優(yōu)惠措施收窄稅基效果更好。再次，對不同納稅人群體的不同名義稅收待遇會通過引發(fā)人際比較而影響納稅人的心理感受，即使這些不同的名義稅收待遇其實質(zhì)上的含義與表面印象可能很不相同。最后，與讓納稅人繳納很低的稅額相比，徹底免稅能夠為納稅人帶來相對巨大的心理收益。因此，與其使稅額低微的納稅人數(shù)量眾多，可能不如干脆讓這些納稅人不納稅，這不但能夠節(jié)約大量的稅收征收和遵從成本，還會帶來超額的“零價格”收益。

在2019年個人所得稅改革中，一些主要的改革措施看上去簡單明了，即使缺乏稅收專業(yè)知識也似乎很容易理解，而且令人印象深刻，同時這些措施還使大量收入較低者退出了納稅人行列，營造了一種有利于收入較低者的氛圍，使得收入較低者自身的感知稅負降低，同時其感知的收入較高者的稅負較高，這進一步降低了其自身的感知稅負，給予了其更多的正向心理感受。

因此，在今后的稅制改革中，應(yīng)當細致研究納稅人的感知特點，采取最適當?shù)亩愂照呤侄?，以在獲取既定稅收收入和達成調(diào)節(jié)目標的同時，盡量改善納稅人的主觀感知。

3.采用能夠使納稅人形成有益主觀感知的話語方式

如前所述，啟發(fā)式的一個重要特點就是個體在判斷時會特別注重事物的某些顯著特征，而行為經(jīng)濟學(xué)理論也指出，框架效應(yīng)對個體的決策存在巨大影響。因此，稅制改革時要特別注重宣傳介紹的話語方式，盡量強調(diào)決策者希望讓政策相對人印象深刻的改革特征，以強化政策相對人對稅制改革某些特征的印象，從而在具有直覺推斷特點的啟發(fā)式下，使其形成某些有益的主觀感受，以達成更好的政策效應(yīng)。如2019年個人所得稅改革時特別強調(diào)擴大低稅率的所得級次、提高基本費用扣除額、設(shè)立專項附加扣除等措施對收入較低者的正面影響，同時大力宣傳收入較低者減稅幅度更大、大量收入較低者不必再繳稅等，就使低收入者在改革中獲得了對其主觀感受的更強烈的正面沖擊。