租稅逃漏之模型設定

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類而言，可以分為土地、房屋、存款、投資與其他財產，由於土地與房屋在估價 上已偏低，透過持有不動產能達到降低稅負的目的，存款則會有金融機構的紀 錄，容易被稽徵機關掌握，綜合以上因素，在後續分析逃漏行為時僅考慮投資與 其他財產兩項較具有逃漏機會的財產。

2. 逃漏金額

於估計逃漏金額時刪減部分變數，扣除額僅保留有虛報債務可能的未償債務 扣除額，其中不計入項目不屬於遺產稅課稅範圍，贈與行為係在生前移轉財產，

兩者皆無法反映在核定遺產淨額，在無法影響稅額的情況下，亦不會影響逃漏行 為中逃漏多寡的決定，故未將不計入項目、贈與行為納入逃漏金額的估計式，而 逃漏金額以兩種方式衡量，分別為漏稅額與逃漏遺產，將逃漏金額的迴歸式設定 如下：

i i

i X

E 0 



  . (3-4)

E 為漏稅額或漏報遺產取自然對數； X 為影響納稅人逃漏之各項因素，包括淨

財富、投資、其他財產與未償債務扣除額取自然對數，以及遺有配偶、地區與修 法等虛擬變數。

三、 修法的影響 1. 鄒檢定

當經濟結構發生變化，同一經濟變數在不同時期的關係可能存在差異，計量 上可以利用鄒檢定(Chow test) 檢測相同的變數在不同時期的迴歸係數是否維持 不變，民國 98 年的修法為明確的結構轉變時點，故利用鄒檢定比較修法前後逃 漏機率與逃漏金額兩條迴歸式的係數，以推論經濟結構是否在兩期間發生變化，

而計量上的處理相對容易，首先分別進行結構轉變時點前後的迴歸分析，再將兩 條迴歸式係數相等設為虛無假設，若結果顯著，則拒絕虛無假設，表示結構變化 點前後的確發生明顯變動。

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民國 98 年明顯為政策前後的轉捩點，但遺產稅本身的限制為每個人僅有一 筆申報資料，若直接以修法後的申報案件作為實驗組，則會與修法虛擬變數產生 共線性，故以財富水準作為分組依據，假設相同財富水準在做逃漏決策時有相近 的考量，將修法前後財富水準相當者視為同一群人，並控制被繼承人的投資、其 他財產、未償債務以及其他特性後，比較相同財富水準的人在修法前後逃漏行為 的變化，其中相同財富水準的認定係將民國 98 年以後遺產稅資料依據修法前累 進稅率級距換算其適用稅率。考量到 DID 的操作上需要一組控制組，又稅率的 高低直接影響逃漏利益，稅率較低者本身較不具有逃漏動機，修法對其影響不 大，故以稅率 10% 以下作為控制組，而修法前適用稅率 10%以上者於修法後稅 負減輕，以稅率 10% 以上作為實驗組，並依據稅率高低檢視修法後財富水準之 間是否存在不同程度的變化，將 DID 的迴歸式設定如下：

i i i group policy group policy X

E 0 1 2 3  



  . (3-7)

E 為漏稅額或漏報遺產； group為組別的虛擬變數，實驗組設為 1，控制組設為

0； policy 為修法虛擬變數，民國 98 年以後設為 1，98 年以前設為 0； X 為其他 影響逃漏的各項因素，包括投資、其他財產、未償債務扣除額取自然對數，以及 遺有配偶、地區虛擬變數。表 3-1 整理各迴歸係數關係，差異 (1) 為分別計算各 兩組在修法前後的差異後再相減；差異 (2) 則比較不同時點兩組別的差異，兩 種方式皆可得出相同結果，



₃為修法的真實效果。

表 3-1、DID 迴歸係數關係表

係數

修法前 (

policy 

0)

修法後 (

policy 

1)

差異 (1)

控制組 (

group 

0) ^₀ ^₀ ^₂



₂ 實驗組 (

group 

1) ₀ ₁ ₀ ₁₂ ₃



₂ 



₃

差異 (2)



₁



1 



3



₃

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四、 自我選擇的處理

在不考慮稽徵機關選案差異的情況下，逃漏與否為繼承人選擇的結果，而這 些有逃漏的人往往具備某些特質，例如：比較能接受風險，使其無法代表整個群 體的逃漏行為，若僅針對有逃漏者進行估計，將導致樣本的選擇上不具隨機性，

使估計結果產生偏誤，Alm et al. (1993) 指出從資料中僅能觀察到漏稅額為正值 的逃漏案件，未逃漏者可能也存在不同的逃漏傾向，Erard (1997) 提到納稅人面 對查核風險的態度會影響逃漏的決定，又納稅人是否雇用稅務代理人與查核風險 的態度相關，但納稅人的租稅順從成本以及風險態度皆無法觀察，當未考慮納稅 人在決定是否逃漏時的其他因素，將造成忽略變數 (omitted variable) 的問題。

換句話說，逃漏行為可能存在無法觀察的因素同時影響逃漏機率與金額，如 處罰率的降低導致逃漏成本減少，會增加逃漏行為，但此正向影響可能源於原本 逃漏的人逃得更多，或是參與逃漏的人增加，若是後者，則會使樣本組成改變，

例如：在處罰率下降後，低所得者開始進行逃漏，但低所得者逃漏的金額相對較 低，可能導致平均漏稅額或短漏所得減少。尤其對於邊際決策者而言，在決定是 否逃漏時也會考慮逃漏多寡，導致兩條估計式存在相關性，故在分析時必須控制 無法觀察的因素所造成自我選擇 (self selection) 的影響。

為解決遺產稅逃漏決策為個人選擇的結果，參酌 Heckman (1979) 兩階段估 計，同時考慮逃漏機率與逃漏金額兩項決策，當有逃漏行為時才能觀察到逃漏金 額，可以設定成以下兩條迴歸式：

1

PE

 

X₁u 0



,





 

 X₂

E .

第一階段逃漏機率如式 (3-3) 利用 Probit 模型估計，

u

為誤差項符合常態分配，

期望值為 0、變異數為 1，其中X₁包括所有影響逃漏金額的變數 (X₂)，以及其 他僅影響逃漏機率的因素，第二階段逃漏金額如式 (3-4)。假設兩條迴歸式的誤 差項皆為常態分配，兩者相關性為



，共變數為_u _，逃漏金額的期望值 表示如下：

‧



為利用逃漏機率計算的 Inverse Mills Ratio。從期望值可以發現，逃漏金額會受 到機率與金額兩條迴歸式誤差項的相關性影響，當_u _ 0時，表示的確

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在文檔中 遺產稅租稅規避與逃漏 - 政大學術集成 (頁 25-32)