第三章 研究設計
第二節 實證模型與預期結果
種為是否有意願投入勞動市場，稱勞動的廣度邊際 (extensive margin of labor)，
而在投入勞動市場後，第二種為投入多少工時，稱勞動的強度邊際 (intensive margin of labor)，運用以上的原理，將其套用於贈與決策上，贈與意願、分年贈 與次數作為贈與的廣度邊際，年贈與金額作為贈與的強度邊際，並各別採用不同
pregive ln_networth leftspouse leftparents leftddsnt group w
postgive ln_networth leftspouse leftparents leftddsnt group w
無贈與為0。控制變數，ln_networth 為將淨財富取對數；leftspouse 為死亡時留有 配偶為1，無則為 0；leftparents 為死亡時留有父母雙方為 2，一方為 1，無則為 0；leftddsnt 為死亡時留有直系血親卑親屬為 1，無則為 0。主要自變數，group_w 虛擬變數為參考Bernheim (2004) 之作法，淨財富依修法前後遺產稅免稅額劃分
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共線性問題 (collinearity)，因此估計時便會省略 group_5 變數，此模型在各淨財 富虛擬變數 (group_1、group_2、group_3、group_4) 所估計之邊際效果即可表示 為相對group_5 淨財富群組之贈與機率。pregive ln_networth leftspouse leftparents leftddsnt
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group group group group
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在預期結果方面，因愈富有者愈有贈與能力，因此預期修法前後淨財富對數 (ln_networth) 均為正。留有配偶 (leftspouse) 因遺產及贈與稅法第 20 條第一項 第六款之規定，配偶間贈與免稅，因此倘若於死亡前兩年以上將財產贈與配偶，
便可達到分散財產減輕遺產稅負的效果，在修法前預防適用較高遺產稅累進稅 率，修法後仍可利用夫妻雙方遺產稅免稅額及扣除額，達到雙方未來遺產淨額極 小化，前述雖說明了贈與配偶有利節稅，但因遺產及贈與稅法第 24 條規定，配 偶間贈與無申報之義務，因此在申報資料中便無法觀察贈與配偶之可能，因以上 之因素，預期留有配偶 (leftspouse) 之結果應為負向關係，結果不應反映有贈與 配偶之情形。留有父母 (leftparents) 因若贈與其父母，為贈與其上一代，並不具 有遺產稅租稅規劃之性質，因此預期其結果修法前後皆為負向關係。留有直系血 親卑親屬 (leftddsnt)，一般而言，財產生前贈與後代，目的多為節省將來遺產稅 負，因此預期留有直系血親卑親屬結果為正。
在五組淨財富虛擬變數方面，group_1 為 1 者，淨財富低於修法前遺產稅免 稅額，因贈與能力低，以及不論修法前或是修法後均無做生前贈與（租稅規劃）
之必要，而修法後又因遺產稅免稅額提高應會再降低其贈與意願，因此預期修法 前後結果均為負，且修法後之贈與意願小於修法前。group_2 為 1 者淨財富高於 修法前遺產稅免稅額但低於修法後免稅額，於修法前應有生前贈與之必要，因此 預期修法前結果為正，而修法後因淨財富已低於遺產稅免稅額，不須做生前贈與
（租稅規劃）之必要，因此預期結果為負。group_3、group_4、group_5 為 1 者 淨財富高於修法後遺產稅免稅額，不論於修法前或是修法後均有生前贈與之必 要，因此預期修法前後結果均為正，且因財富愈多者，贈與能力會愈強，因此愈 高淨財富群組其所估計出之邊際效果應會愈大。另外，因修法使得遺贈稅稅率皆 大幅調降，在邊際稅率皆為10% 下，對於富有者來說，生前贈與與死後遺贈稅 負應無太大差異，生前贈與情形應會提高，但富有者修法前因遺產稅為高累進稅 率，修法前仍有生前贈與之必要，因此修法前後贈與機率之大小，將取決於修法 後降稅利益與修法前節稅利益之大小。
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另外，在淨財富虛擬變數為同一迴歸式下，因財富反映贈與能力之關係，預 期group_1、group_2、group_3、group_4 之邊際效果（相對 group_5 之贈與機率）
皆為負，且淨財富愈小之群組邊際效果應會愈小，下表3-5 為表列上述修法前後 贈與決策模型之預期結果方向。
表 3-5、修法前後贈與決策模型預期結果
迴歸式 3-9 3-10 3-11 3-12
ln_networth ＋ ＋ ＋ ＋
leftspouse － － － －
leftparents － － － －
leftddsnt ＋ ＋ ＋ ＋
group_1 － － － －
group_2 ＋ － － －
group_3 ＋ ＋ － －
group_4 ＋ ＋ － －
group_5 ＋ ＋ omitted omitted
註：(1) 「＋」為正相關，「－」為負相關。
(2) 式 3-11 與 3-12 之 group_5 變數因估計時存在共線性，而被省略估計 (omitted)。
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二、 分年贈與次數效果
經過贈與意願機率模型討論後，接續便討論個人贈與，在節稅的考量下，會 決定分幾年贈與之問題，首先先定義本文之分年贈與次數，倘若該被繼承人在觀 察期間內有兩年有贈與稅申報情形則為2 次，無論其在同一年內贈與幾次皆算為 1 次。以下將分年贈與次數以樣本篩選方式分為四種情況探討之：
1. 情況一為在無稅與有稅案件下，修法前後分年贈與次數之人數差異。
2. 情況二為在有稅案件下，修法前後分年贈與次數之人數差異。
3. 情況三為淨財富 1,200 萬以下，在觀察期間內有生前贈與被繼承人，修法前後 分年贈與次數之人數差異。
4. 情況四為淨財富 1,200 萬以上，在觀察期間內有生前贈與被繼承人，修法前後 分年贈與次數之人數差異。
情況一與情況二樣本皆包含至 2014 年底仍存活之贈與人，而情況三與情況 四為以淨財富劃分觀察兩情況結果之差異，因此樣本並不包含至 2014 年底仍存 活之贈與人。
圖 3-3 為情況一，除 2014 年底仍存活之贈與人外，在無稅及有稅案件下，
修法前或修法後有贈與之被繼承人，在該分年贈與次數下之人數，其中以虛線代 表修法前，實線代表修法後。圓形標記為 2010 年之被繼承人觀察修法前後各兩 年，打叉標記為2011 年之被繼承人觀察修法前後各三年，三角形標記為 2012 年 之被繼承人觀察修法前後各四年，菱形標記為 2013 年之被繼承人觀察修法前後 各五年，方型標記為2014 年之被繼承人觀察修法前後各六年。12 由圖中可以發 現0 次與 1 次，修法前與修法後呈現明顯差異，顯示對於會做生前贈與規劃的被 繼承人，修法後贈與意願有明顯提高，而在圖3-3 的 2 次以上並未發現修法前後 有太大改變，藉此，便將樣本再篩選為情況二、三、四，三種情況，以進一步反 應分年贈與的真實效果。
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圖 3-3、2010 至 2014 年修法前後有贈與之被繼承人分年贈與次數之人數 四種情況同樣使用 Wilcoxon 符號等級檢定，統計假設皆為相同的雙尾檢 定，如下所示，並以相同分年贈與次數下之人數為一組，分別檢定在5%的顯著 水準下，是否在該分年贈與次數下，修法前後人數存在顯著正向或負向差異，檢 定方式將以前測值 (pregtime_n) 減除後測值 (postgtime_n)，詳細檢定過程可參 見附表3 至附表 6。
0
: _ _
H pregtime n postgtime n
A
: _ _
H pregtime n postgtime n
在預期效果方面，四種情況預期其效果各有不同，情況一預期如圖3-3 所示，
包含無稅及有稅案件分年贈與效果並不明顯，僅0 次與 1 次之修法前後人數存在 顯著差異，情況二將情況一限縮於有稅案件後，因修法前贈與稅免稅額較低與遺 產稅高累進稅率應會提高生前分年贈與之意願，預期其結果1 次以上呈現正向差 異，而在情況三與情況四，預期其在0 次與 1 次時，差異同情況一，因仍同情況 一樣本皆包含無稅及有稅案件，而情況三為淨財富小於1,200 萬之被繼承人，情 況四則為淨財富大於1,200 萬之被繼承人，情況四相較於情況三，因於修法後將 來仍需負擔遺產稅負，因此預期修法後分年贈與的可能性將大於情況三，使得情 況四於2 次以上較可能出現負向差異。
0 1,000 2,000 3,000 4,000 5,000 6,000 7,000 8,000
0 1 2 3 4 5 6
修法前92-97年 修法後98-103年 修法前93-97年 修法後98-102年
修法前94-97年 修法後98-101年 修法前95-97年 修法後98-100年
修法前96-97年 修法後98-99年
人數
分年贈與次數
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treat time div_effect div_effect
div_effect di
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yit為淨財富與年贈與金額；treati若該筆樣本為贈與 treati = 1，為淨財富則 treati = 0；timet，將申報年為 2001 至 2008 年者設為 0，2009 至 2014 年設為 1；
did1 衡量整體效果之虛擬變數 為 treati 與 timet 之 交乘 項 ；div_effect98 至 div_effect103 為 treati乘上修法後各年之虛擬變數。
在預期結果方面，預期修法將使年贈與金額提高，因此整體效果 did1 之係 數
a
3與各年效果div_effect98 至 div_effect103 之係數皆應為正，但 div_effect98 之 係數因為修法當年，效果應較小或不顯著。（二） 修法對不同淨財富被繼承人年贈與金額效果DID 模型
圖3-5 為各淨財富組歷年平均每人年贈與金額曲線圖（數據可見附表 2），從 圖中可發現 2009 年修法對於愈富有者，愈有增加其年贈與金額的效果，特別是 對淨財富 1 億以上高財富的被繼承人，提高效果相當明顯，而淨財富規模較小 者，修法對其影響也較小，圖中也可發現2009 年修法前在贈與稅高累進稅率下，
各淨財富組年贈與金額差距小且每年變動幅度不大，而至修法後各淨財富組年贈 與金額之差距便開始拉大。因有以上發現，便進一步以 DID 模型估計修法對各 淨財富組提高多少平均每人年贈與金額。
圖 3-5、控制組及實驗組歷年平均每人年贈與金額變化 0
250 500 750 1,000 1,250 1,500 1,750 2,000 2,250 2,500 2,750
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014
1,200萬以下 1,200至2,500萬 2,500至5,000萬 5,000至7,500萬 7,500萬至1億 1億以上 萬元
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yrgive treat time networth leftspouse leftparents leftddsnt effect effect effect effect effect effect
制變數 (leftspouse、leftparents、leftddsnt) 變數設定可參表 3-4，而淨財富變數 (networth)，與本文之贈與意願模型不同，不取其對數，因其應變數仍為金額，
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為2001 至 2008 年者為 0，2009 至 2014 年則為 1，did2 為 treati與 timet之交乘項，
effect98 至 effect103 為 treati與修法後各年虛擬變數之交乘項。
根據上式之迴歸式，預期修法使五組實驗組之平均每人年贈與金額提高效 果，修法後整體效果 did2 之係數
3五組皆應為正，且愈高淨財富之實驗組效果 應更強烈，而在各年效果方面effect98 至 effect103 之係數皆預期為正，相對低的 淨財富實驗組 effect98 之係數因於修法當年，可能出現係數較小或不顯著之情 況，同樣地，在同一年下，預期修法後各年效果愈高淨財富之實驗組，effect98 至effect103 之係數也會愈高。‧ 國
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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 資料結構
第一節 資料處理
本文使用財政部財政資訊中心2001 至 2014 年遺贈稅資料，該資料為個資保 護已去識別化，身分編碼以其他形式表示，而本研究設計遺產稅使用資料變數有 遺產稅申報年、核定遺產總額、未納稅款扣除額、未償債務扣除額、配偶扣除額、
父母扣除額與直系血親卑親屬扣除額。贈與稅使用資料變數有贈與稅申報年、本 次核定贈與總額。
父母扣除額與直系血親卑親屬扣除額。贈與稅使用資料變數有贈與稅申報年、本 次核定贈與總額。