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第四章、實證分析
一、扣除額模型
扣除額之迴歸結果如表 4-1 所示，左欄以 OLS 分析；右欄則考慮扣除額受 限於零的情況，以 Tobit 模型分析，可以發現兩種方式估計的各項扣除額價格均 為顯著負相關，符合文獻上邊際稅率愈高，扣除額的價格愈低，對扣除額的需求 會增加，透過舉債購買資產，或是將現金轉換為農業用地、公共設施保留地，能 夠利用扣除額的稅盾效果減少稅負，且此負向關係也反映扣除額的節稅利益隨邊 際稅率增加，而修法後改為單一稅率，為檢視扣除額的稅盾效果是否產生變化，
放入扣除額與修法虛擬變數的交乘項，在 OLS 的迴歸結果中，未償債務、農業 用地與修法的交乘項均為顯著正相關，表示修法後的確使扣除額價格的負向效果 減少，扣除額的稅盾效果顯著減少；然而公共設施保留地與修法的交乘項卻出現 顯著負相關，推測係因公共設施保留地原本的節稅效果有限，再加上近年針對公 共設施保留地的修法，如民國 99 年修正公共設施保留地抵繳遺產稅由全額抵繳 改為比例抵繳，以及 101 年土地徵收由公告現值加成補償改為市價補償等，導致 持有公共設施保留地節稅的情況減少，因此修法後反而加強其負向效果。17 在 Tobit 模型修正申報金額為零的樣本後，農業用地與公共設施保留地結果 皆與 OLS 一致，而未償債務與修法交乘項卻出現反向變動，債務與農業用地、
公共設施保留地就性質上存在差異，再加上 Cameron and Trivedi (2005) 提到 Tobit 模型很重要的假設為誤差項必須滿足齊一性與常態分配，因此很可能出現 不一致的結果。淨財富與扣除額申報呈顯著正相關，淨財富愈高的人愈有能力與 意願做租稅規劃，與預期相符。繼承人特性與扣除額申報之關係，則從扶養義務 的延伸的角度討論，當遺有配偶與子女時，被繼承人會選擇多留遺產，而未償債 務扣除額為正相關，推測係貸款購買不動產，相當於利用貸款方式持有資產，享
17 依據國有財產局統計遺產稅接管抵繳土地筆數，民國 96 至 99 年分別為 4,182、4,047、2,409、
2,415 筆，民國 100 至 104 年分別為 1,299、1,032、728、536、532 筆，在民國 99 年之後抵繳 筆數明顯減少。
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二、 逃漏機率與金額
逃漏機率與逃漏金額之迴歸結果如表 4-2、表 4-3 所示，淨財富不論逃漏機 率或逃漏金額之迴歸結果中均為顯著正相關，符合 Clotfelter (1983)、Alm et al.
(1993) 與 Alm and Yunus (2009) 的結果，富有者更有機會透過稅務安排逃漏租 稅，亦符合文獻指出風險趨避係數隨所得增加而遞減，高所得者願意接受風險進 行逃漏；財產種類也會影響逃漏行為，遺產中若有不記名股票、珠寶、黃金等財 產須倚賴繼承人自行填報財產清冊，愈有機會藉由短漏報而減少稅負，實證結果 亦顯示投資與其他財產與逃漏行為顯著正相關；從扣除額的實證結果中，未償債 務扣除額與逃漏行為呈現顯著正相關，符合林左裕與陳正芬（2012）債務總額為 影響逃漏的顯著因素，反映虛構債務的可能，且於欄位 (1)、(3)、(5) 的逃漏機 率迴歸結果中，農業用地、公共設施保留地扣除額與不計入項目皆為顯著正相 關，更加確定合法的租稅規避管道與逃漏行為並非替代關係，反而申報愈多扣除 額者，愈有逃漏的傾向。
考慮被繼承人生前贈與行為與逃漏傾向，雖然被繼承人無法確切得知死亡年 度，但假設被繼承人於重病期間或死亡前幾年開始從事租稅規畫行為，將迴歸結 果做以下解釋：由於死亡前兩年內贈與會被視為擬制遺產計入課稅，兩年內贈與 者逃漏的可能性較低，因此兩年內贈與次數在修法後與加入修法變數後皆為顯著 負相關；反之，有意進行租稅規劃者，會選擇在更早之前移轉財產，加入修法變 數的實證結果也顯示兩年前贈與次數愈多者，愈有逃漏傾向。20 民國 98 年修法 使稅制結構大幅變動，由十級累進稅率改為單一稅率，稅率調降導致逃漏的利益 減少，降低逃漏誘因，因此不論在逃漏機率、漏稅額與逃漏遺產，從欄位 (5)、
(6) 修法的虛擬變數皆為顯著負相關，修法後的確減少逃漏行為。
20 為避免淨財富會受到財產金額與債務金額影響，同時分析可能會產生共線性的問題，參考 Eller et al. (2000) 將淨財富改為財產總額，投資、其他財產與債務則改為佔財產總額的比例，迴歸 結果置於附表 4、附表 5，各項係數仍符合預期，惟財產總額出現不顯著的情況，考慮到財產 總額愈高，逃漏金額愈高，但逃漏金額愈高使財產總額愈低，亦即可能存在內生性的問題，
故將財產總額依金額大小分為十組代表不同財富水準的虛擬變數，結果指出財富水準的虛擬 變數呈顯著正相關，且其餘各項係數仍符合預期，篇幅考量並未另外附表。
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[0.00172] [0.00320] [0.00178] [0.00250] [0.00123] [0.00202]
其他 0.0235*** 0.0591*** 0.0235*** 0.0349*** 0.0235*** 0.0461***
[0.00158] [0.00297] [0.00170] [0.00234] [0.00115] [0.00188]
未償債務扣除額 0.0233*** 0.0639*** 0.0251*** 0.0631*** 0.0236*** 0.0643***
[0.00192] [0.00413] [0.00219] [0.00376] [0.00143] [0.00281]
農業用地扣除額 0.00689*** 0.0128*** 0.00939***
[0.00168] [0.00176] [0.00121]
公共設施保留地扣除額 0.0114*** 0.0109*** 0.0111***
[0.00160] [0.00173] [0.00116]
不計入項目 0.0142*** 0.0195*** 0.0165***
[0.00206] [0.00197] [0.00141]
兩年內贈與次數 0.0324 -0.101** -0.0571*
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[0.00172] [0.00391] [0.00178] [0.00325] [0.00123] [0.00254]
其他 0.0235*** 0.0745*** 0.0235*** 0.0501*** 0.0235*** 0.0612***
[0.00158] [0.00363] [0.00170] [0.00304] [0.00115] [0.00236]
未償債務扣除額 0.0233*** 0.0854*** 0.0251*** 0.0777*** 0.0236*** 0.0829***
[0.00192] [0.00505] [0.00219] [0.00488] [0.00143] [0.00352]
農業用地扣除額 0.00689*** 0.0128*** 0.00939***
[0.00168] [0.00176] [0.00121]
公共設施保留地扣除額 0.0114*** 0.0109*** 0.0111***
[0.00160] [0.00173] [0.00116]
不計入項目 0.0142*** 0.0195*** 0.0165***
[0.00206] [0.00197] [0.00141]
兩年內贈與次數 0.0324 -0.101** -0.0571*
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三、 修法的影響 1. 鄒檢定
修法後逃漏行為減少，比較修法前後各項迴歸係數對逃漏行為的影響，發現 不論在逃漏機率、漏稅額或漏報遺產的迴歸式，投資的係數皆降低，為檢驗各係 數在修法前後是否具顯著差異，對表 4-2、4-3 中修法前與修法後的迴歸式進行 鄒檢定，結果置於表 4-4，投資皆顯著拒絕虛無假設，表示在面對修法前較高邊 際稅率時，持有投資者的確較有逃漏的傾向，而修法後逃漏的動機大幅減少；其 他財產的係數於漏稅額與逃漏遺產之兩條迴歸式中同樣顯著降低，但逃漏機率並 未顯著改變，推測係因本質上相較於土地、房屋等須辦理戶籍登記之財產，其他 財產為稽徵機關不易掌握的資訊，修法並不影響其容易藏匿的性質；未償債務扣 除額在修法前後未有顯著的差異，雖然修法後逃漏誘因下降，納稅人仍以極小化 稅負為目標，當舉債在稅法上能享有的節稅效益大於未來利息支付的成本，仍會 選擇以舉債方式購買資產，因此較不受修法影響。
表 4-4、鄒檢定結果
卡方值 P 值 虛無假設 逃漏機率
投資 4.81 0.0283 拒絕 其他 0.00 0.9902
未償債務 0.38 0.5367 漏稅額
投資 13.18 0.0003 拒絕 其他 34.62 0.0000 拒絕 未償債務 0.01 0.9117 漏報遺產
投資 47.03 0.0000 拒絕 其他 23.07 0.0000 拒絕 未償債務 0.64 0.4233
註：P 值小於 0.05 則拒絕虛無假設。
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2. 交乘項
由於鄒檢定係以修法前與修法後各項係數相等作為虛無假設，無法得知修法 對各項變數方向上的影響，為確定修法的效果，於表 4-5 放入財產、扣除額與修 法之交乘項，結果與上述相同，投資與修法的交乘項在各項迴歸式皆顯著，表示 修法的確使降低投資與逃漏的正向關係；其他財產與修法的交乘項在逃漏機率無 顯著關係，在漏稅額與漏報遺產則有顯著減少；未償債務扣除額均不顯著，與修 法未有交互影響的效果。
3. 差異中差異法
修法除了降低部份變數與逃漏行為的關係，更直接影響繼承人逃漏多寡的決 定，依被繼承人調整後的核定遺產淨額適用修法前累進稅率，假設修法不影響稅 率低的人，以 2%、4%、7% 等稅率 10% 以下的樣本作為控制組，而稅率 10%
以上作為實驗組，並為了比較不同財富水準是否存在程度上的差異，分為稅率 11%、15%、20%、26%、33%、41% 與 50% 等七組，結果置於表 4-6，組別與 修法交乘項的係數反映修法的效果，組別 5-7 與修法交乘項不論在漏稅額或漏報 遺產均呈顯著負相關，組別 5-7 為稅率介於 33 至 50% 的人，從係數上可以觀察 到漏稅額或漏報遺產隨著稅率增加而減少的程度愈大，符合理論上逃稅利益與邊 際稅率正相關，尤其財富水準高的人逃漏誘因下降的幅度更為明顯。
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[0.00168] [0.00289] [0.00362]
投資*修法 -0.0128*** -0.0217*** -0.0439***
[0.00236] [0.00399] [0.00500]
其他 0.0222*** 0.0580*** 0.0735***
[0.00156] [0.00270] [0.00339]
其他*修法 0.00287 -0.0219*** -0.0225***
[0.00224] [0.00374] [0.00468]
未償債務扣除額 0.0234*** 0.0650*** 0.0872***
[0.00191] [0.00376] [0.00472]
未償債務*修法 0.000554 -0.00317 -0.0114 [0.00287] [0.00564] [0.00707]
農業用地扣除額 0.00953***
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高雄 0.974*** 1.774***
[0.188] [0.349]
常數項 -7.400*** -9.012***
[0.193] [0.358]
樣本數 4944 4944
R-sq 0.166 0.070
註：1. 根據式 (3-7) 的迴歸結果。
2. 控制組為稅率 10%以下；組別 1 為稅率 11%；組別 2 為稅率 15%；組別 3 為稅率 20%；
組別 4 為稅率 26%；組別 5 為稅率 33%；組別 6 為稅率 41%；組別 7 為稅率 50%。
3. 中括弧內數字為標準誤。
4. ***表示達 1% 顯著水準；**表示達 5% 顯著水準；*表示達 10% 顯著水準。
四、 自我選擇的處理
逃漏與否為繼承人選擇後的行為，考慮到個人做決策時存在無法觀察的因素 而產生自我選擇的問題，利用兩階段估計法修正表 4-2、4-3 中欄位 (2)、(4)、(6) 漏稅額與漏報遺產之迴歸式，於第一階段估出逃漏機率並計算 IMR 以控制自我 選擇的因素，再於第二階段針對有逃漏案件進行估計，漏稅額與漏報遺產之結果 分別置於表 4-7、4-8，並同時將表 4-2、4-3 未考慮自我選擇的結果置於欄位 (1)、
(3)、(5)，比較兩者的結果可以發現各項係數明顯變小，而淨財富、投資、其他 財產、未償債務扣除額等係數方向在考慮自我選擇後仍呈穩定正相關；IMR 的 係數呈顯著負值，表示具有「負」的樣本選擇偏誤，若僅觀察漏稅額為正值的樣 本，其平均漏稅額或漏報遺產會比常態母體抽出具有相同特性樣本 (淨財富、投 資、其他、未償債務等條件一樣) 的漏稅額或漏報遺產低，尤其對於邊際決策者 而言會同時考慮是否逃漏與逃漏多寡，若忽略此項自我選擇的因素將使估計結果 高估。
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[0.00320] [0.00365] [0.00250] [0.00256] [0.00202] [0.00218]其他 0.0591*** 0.0239*** 0.0349*** 0.00106 0.0461*** 0.0118***
[0.00297] [0.00497] [0.00234] [0.00350] [0.00188] [0.00300]
未償債務扣除額 0.0639*** 0.0280*** 0.0631*** 0.0261*** 0.0643*** 0.0287***
[0.00413] [0.00580] [0.00376] [0.00471] [0.00281] [0.00371]
遺有配偶 0.165*** -0.0776 0.0727* -0.126*** 0.123*** -0.103***
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[0.00391] [0.00446] [0.00325] [0.00333] [0.00254] [0.00273]
其他 0.0745*** 0.0331*** 0.0501*** 0.0115* 0.0612*** 0.0209***
[0.00363] [0.00608] [0.00304] [0.00456] [0.00236] [0.00377]
未償債務扣除額 0.0854*** 0.0431*** 0.0777*** 0.0354*** 0.0829*** 0.0411***
[0.00505] [0.00709] [0.00488] [0.00613] [0.00352] [0.00466]
遺有配偶 0.269*** -0.0163 0.0622 -0.165*** 0.173*** -0.0922*