第五章、 實證結果
第二節、 迴歸結果
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第二節、迴歸結果
表 5-4 為第一階段 (probit 模型) 迴歸結果，財富總額與個人特質大部分顯著 影響是否持有特定財產，僅留有配偶對於持有土地無顯著關係。表5-5 則為實證模 型第二階段 (兩階段最小平方法)，首先以 IMRij觀察，IMRij和土地占比與投資占 比為顯著負相關，且依據Wooldridge (1995) 提出的方法檢定確實有內生性問題；
34 另一方面，IMRij和房屋與存款占比並無顯著相關，代表無選擇性偏誤，且內生 性檢定結果顯示房屋占比與有效稅率無內生性問題，因此另外針對房屋與存款占 比分別以最小平方法與兩階段最小平方法估計，其結果見表5-6。
根據表5-5 土地與投資占比與表 5-6 房屋與存款占比的迴歸結果，有效稅率對 土地占比為顯著正相關 (係數為 4.1851，達 1% 顯著水準)，代表被繼承人的租稅 負擔增加，將提高持有土地的比例，藉由公告現值與市價之間的差距規避遺產稅；
換句話說，有效稅率減少代表被繼承人租稅負擔下降，減少利用評價方式不同規避 租稅負擔的誘因，土地占比因而下降。其結果符合近年來土地占比變化的趨勢，也 代表租稅負擔確實影響經濟個體的資產配置。
有效稅率對房屋占比於統計上並不顯著 (係數為 0.0809，統計上無顯著關係)，
其原因可能在於臺灣土地價值較房屋高，且土地資本利得面對的稅負較低，因此在 房屋與土地皆可透過評定價值與市價的差距獲得租稅利益之下，被繼承人較願意 持有土地，使得有效稅率對房屋占比無顯著影響。35
有效稅率對存款占比 (係數為-2.2647，達 1% 顯著水準) 與投資占比 (係數為 -1.2820，達 1% 顯著水準) 均為顯著負相關，代表被繼承人租稅負擔增加，將減少 持有金融資產的比例，其原因在於金融資產於遺產稅的評價方式相較土地無租稅 規避的空間，因此當租稅負擔提高，經濟個體偏好具租稅利益的土地，進而減少存
34 本文依據 Wooldridge (1995) 提出得 robust score test 與 robust regression-based test 檢視實證模 型是否具內生性問題，檢定結果見附錄四。
35 土地之增值於交易時課徵土地增值稅，但房屋交易所得 2016 年以前皆列為綜合所得稅的財產交 易所得課徵，容易因為累進稅率造成租稅負擔過重，扭曲土地與房屋的選擇。
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assetholdij土地 房屋 存款 投資 parenti -0.2758***
(0.0331) spousei -0.0373
(0.0235) instrumenti 1.1315***
(0.1939)
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assetshareij土地 房屋 存款 投資 wealthi -0.2727***
(0.0305) spousei -0.0372*
(0.0195)
wealthi -0.0237**
(0.0116)
0.0685***
(0.0034)
spousei 0.0120**
(0.0059)
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以其他解釋變數來說，根據表5-5，財富總額對土地及房屋占比為顯著負相關；
對於存款與投資則為顯著正相關。符合第三章財富組成的分析結果，富人財富主要 為存款與投資；另一方面，是否留有配偶對於土地與房屋占比為顯著正相關，對於 存款與投資則為顯著負相關，可能理由在於被繼承人為了保障配偶的生活，傾向留 下土地或房屋，符合文獻上對於家庭規模影響財富組成的預期 (Hubbard, 1985)；
是否留有子女對房屋與存款占比為顯著負相關，對土地與投資占比則無統計上之 顯著，不符合文獻上的預期，其原因可能在於，是否留有子女係以繼承人是否申報 直系卑親屬扣除額為判斷標準，但文獻上分析子女對財富組成的影響時，將範圍限 定於18 歲以下的子女 (Hubbard, 1985)，推測其理由係未成年子女並不具獨立謀生 能力，因此被繼承人為了提供居住的保障，較有誘因留下不動產；換句話說，如果 子女皆已成年，代表已具有自主生活能力，被繼承人留有不動產誘因較低。由於直 系卑親屬涵蓋未成年與成年子女，導致結果不符文獻預期。
除此之外，本文另外考慮第一階段額外放入的變數 (parenti) 改為 spousei 或 kidi (第二階段放入的個人性質變數隨之調整)，迴歸結果見附錄三的敏感性分析。
雖然部分控制變數的結果有所差異，且模型是否產生內生性問題與選擇性偏誤也 有異同，但主要解釋變數 (ETRi) 的係數方向與顯著程度皆相同，且係數差異小，
因此有效稅率對財富組成的影響並不受第一階段額外放入的變數的影響。
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