二、實證方法與模型參數估計結果
1. DID 估計法
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法可以解決內生性問題並估出申報所得彈性，分別為簡單差異 (simple difference method)、所得比例分析 (income share analysis) 和差異中的差異 (difference in difference, DID method)，並討論估計可能產生的偏誤問題。65 NTR 文獻常使用 DID 估計法來估計申報所得彈性 (Goolsbee, 1999)。
而無個體資料的情況下，也曾有學者透過其他方式估計申報所得彈性。
由於美國 1960 年以後才有個體資料可供研究，Goolsbee (1999) 欲研究美國 1960 年代以前稅率變動之影響，他利用政府公布之所得統計資料，每年該所 得統計資料均依一定之所得級距 (histogram data) 統計數據，Goolsbee (1999) 先以柏瑞圖插補法 (Pareto interpolation) 估計所得變動，再以 NTR 文獻常使 用的 DID 估計法估計出高所得者之申報所得彈性值，並與 NTR 文獻之彈性 估計值比較。
由於我國無個體資料，僅有財政部財政資訊中心歷年所公布之年報與統 計專冊的所得統計資料，或可以 Goolsbee (1999) 之估計法嘗試估計出我國 高所得者申報所得彈性。以下，先介紹 Goolsbee (1999) 與 NTR 文獻常使用 的 DID 估計法，並討論該估計法的限制；接著，回顧我國過去幾次稅率變動，
藉以說明可以使用 DID 方法估計出彈性的研究事件；最後，在研究資料的限 制下，嘗試以財政資訊中心之統計資料估計出我國之申報所得彈性，為彌補 資料粗糙問題，另輔以我國稅後勞動供給彈性估計值，得出我國高所得者申 報所得彈性之合理估計區間。
1. DID 估計法
區分實驗組 (treatment group) 與控制組 (control group)，實驗組所面對 稅率有變動，而控制組所面對的稅率則沒有變動。另外，為了控制其他觀察 不到的影響因素，假設若沒有稅率變動下，兩組所申報的所得其成長趨勢相 同。以 T 代表實驗組、C 為控制組，由式 (2)，可以將實驗組與控制組的表 示成：
ln( )ztj
j
ln(1
tj)
t tj , j
T,C, (3) 其中，
j為組的固定效果，
t為時間效果，而為常態分布的隨機項 (random65 Saez, Slemrod, and Giertz (2012) 三種申報所得彈性之估計方法的介紹與討論，請參考附 錄二。
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決內生性問題，也可以控制許多觀察不到的影響因素，但也會面臨一些估計 上的挑戰。應用 DID 法估計高所得者申報所得彈性時，該次改革的稅率變動 必須集中在最高幾個所得級距，以稅率變動的最高所得者為實驗組，沒有稅 率變動的次高所得者為控制組，如此所估計出的彈性比較不會偏誤 。
2.稅率變動沿革
表 5 為臺灣綜合所得稅歷次稅率調整情形。1955 年所得稅法修正公布實 施後，我國個人所得稅由分類綜合所得稅制改為綜合所得稅制，而綜合所得 稅過去稅率的變動計有 7 次，分別於 1959 年、1961 年、1965 年、1969 年、
1986 年、1992 年與 2010 年，其中 4 次調降最高邊際稅率、3 次調高最高邊 際稅率；而僅改變最高幾個所得級距稅率有兩次，分別於 1961 年與 1986 年，
將最高邊際稅率分別由 60%調降至 40%、50%，這兩次皆因國內外經濟情勢 不佳而希望藉由稅率調降鼓勵高所得階層從事儲蓄與投資活動，著重經濟發 展的重要性（倪麗心，1990）。歷年綜合所得稅稅率結構的調整，可看出是 往簡化課稅級距個數、調降最高邊際稅率的方向演變，財政健全方案關於綜 合所得稅新增一最高級距稅率 45%的通過，為我國綜合所得稅制度之第 8 次 稅率調整。
如前所述，有關 DID 估計申報所得彈性研究事件，需找出該次改革的稅 率變動僅集中在最高幾個所得級距，1961 年與 1986 年僅變動最高幾個級距，
因此可能可以使用 DID 法估計彈性。但臺灣 1969 年以後才開始使用電子計 算機處理財稅資料，財政部財政資訊中心（當時稱財稅資料處理及考核中心）
1970 年開始出版年報，公布相關稅務統計資料，因此有資料可供研究僅剩 1986 年。但由於我國歷年之綜合所得稅統計資料，1989 年以前僅有以適用 不同稅率的所得淨額分組，每年課稅級距可能因稅率變動或通貨膨脹而做不 同幅度之調整，造成資料不連續，因此無法仿照 Goolsbee (1999) 利用柏瑞 圖插補法進行 DID 估計出申報所得彈性。
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整理，以歸納出申報所得彈性可能的區間。
(1)DID 估計
1985 年至 1986 年之稅率結構變動，主要是 1985 年成立的行政院經濟革 新委員會財稅組建議的成果。當時臺灣面對國內經濟社會結構轉型、國外貿 易競爭障礙，投資意願低迷，固定資本投資占國民生產毛額比例逐年下降，
在財稅方面，希望透過稅負的減輕增加高所得者從事投資活動，達到激勵經 濟發展的目的 (行政院經濟革新委員會，1985)。
假設這兩年間各個稅率級距之納稅單位組成相似，僅有稅率 49%以上的 3 個課稅級距其適用稅率改為 50%。以 49%、54%與 60%之課稅級距為實驗 組 (T)，以 34%、39%與 44%之課稅級距為控制組 (C)，利用年報之申報所 得淨額與納稅單位統計資料，加權平均計算改革前後之實驗組與控制組的申 報所得與邊際稅率，取自然對數後，再利用式 (4) 至式 (6)，再代入式 (7) 之 申報彈性估計式後，可得申報所得彈性約為 0.1482，請見表 6 之計算過程與 估計結果。
若改以 30%、34%、39%與 44%之課稅級距為控制組 (C)，其他情形均 相同，則申報所得彈性估計值約為 0.4163，請見表 7 之計算過程與估計結果。
申報所得彈性從原本的 0.1482 擴大至 0.4163（四捨五入至小數點後兩位為 0.15 至 0.42），可能是因控制組與實驗組差異變大，控制組因為多加一個更 低稅率級距而使所得申報變化變小（低稅率級距相對於高稅率級距，申報所 得彈性一般而言會比較小），使用 DID 方法找差異中的差異時，實驗組相對 於控制組有更大的所得變動可能，因此使彈性值變得比較大。66
由前述估計結果可知，申報所得彈性會隨著控制組選取範圍擴大而值愈 高，由於 DID 估計法是希望盡量選取接近高所得的幾個所得級距做為控制組，
以增加估計正確的可能性，但受限於臺灣相關研究資料的缺乏，無法以柏瑞 圖差補法進行 DID 法估計出較精確的申報所得彈性，故以兩組數據做為彈性 的估計區間，望真實彈性值能夠落於該區間內。
66 針對實驗組與控制組樣本數或樣本比例是否合乎比例原則的問題，文獻如 Goolsbee (1999) 並 未針對樣本數問題做特別處理，計算時都先將數據取平均值再進行組間的比較，本文也是仿照 Goolsbee (1999) 平均的概念來計算申報所得彈性。
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定與偏誤的可能。67
受限於我國缺乏完整詳細之綜合所得稅研究資料，估計申報所得彈性甚 是困難，從上面估計結果可發現估計值易受控制組之選擇而變動，且該年課 稅級距有調整使控制組的品質不佳，並無法知道彈性估計值是否能正確捕捉 高所得者面對稅率變動的行為反應。前面章節提及申報所得彈性一般會比稅 後勞動供給彈性來的大，或可輔以稅後勞動供給彈性做為申報所得彈性之保 守估計值，因此以下整理我國稅後勞動供給彈性之估計數據，藉以得出我國 合理之申報所得彈性區間。
(2)稅後勞動供給彈性文獻
由於薪資所得占綜合所得稅稅基之比重一直居高不下，因此以「稅後勞 動供給彈性」來近似申報所得彈性有一定之合理性。國內研究租稅對勞動供 給影響的實證分析文獻並不多（陳富立、何志欽、林惠玲、林世昌，2010）。
張慶輝 (1982) 最早將所得稅之影響納入勞動供給模型中考慮，提供一 個比較正確與可行的基本理論模型，供未來實證研究據以估計所得稅對勞動 供給的影響；其指導學生梁正德 (1986) 利用問卷調查方式實證所得稅對勞 動供給的影響，實證分析可分成兩個部分，一為以個人為估計對象，分別估 計所得稅對已婚男性與已婚女性勞動供給的影響，一為以家計單位為估計對 象，估計所得稅對夫妻的勞動供給與相互間之影響，其彈性估計結果：已婚 男性為 0.0814 至 0.0818，已婚女性為 0.5817 至 0.7122，而家計單位之丈夫 為 0.07633、妻子為 0.5925。
單驥 (1988) 以主計處 1986 年勞動力暨人力運用調查 (簡稱人力運用調 查) 的資料，研究小家庭夫婦勞動供給的決定與所得稅的影響，以家計單位 為估計對象，實證結果顯示已婚男性與女性之勞動供給的稅後薪資替代彈性 分別為-0.069 與 0.296，已婚男性的勞動供給落點可能位於勞動供給曲線後彎 的部分；其指導學生陳圳忠 (1989) 同樣以 1986 年人力運用調查資料，進一 步研究大小家庭對已婚婦女勞動供給的影響與所得稅之效果，已婚婦女稅後 勞動供給彈性實證結果：大家庭 0.207、小家庭 0.146，全部家庭則為 0.16。
67 詳見附錄一表 A-2 之 1985 年至 1986 年納稅資料。
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張慶輝 (1992) 以 1989 年人力運用調查，除了如梁正德 (1986) 區分個 人與家計單位外，還考慮累進所得稅制的效果，實證分析結果：個人決策下，
已婚男性為 0.17、已婚女性為 0.66；家計單位之已婚男性為 0.16、已婚女性 為 0.52；累進所得稅下，已婚男性為 0.14、已婚女性為 0.29。
許穎心 (2000) 參考梁正德 (1986) 之研究方法，以 1998 年人力運動調 查與家庭收支調查資料，研究所得稅對男性經濟戶長勞動供給行為產生多大 扭曲，並討論所得水準高低（將樣本依所得高低分為五等份所得族群，取第 一、三、五等分族群，分別為低所得組、中所得組、高所得組）是否會有不 同之影響，計算綜合所得稅所造成的無謂損失。許穎心 (2000) 實證結果僅 呈現稅後工資率對勞動供給有相當顯著的解釋能力，文中並未計算稅後勞動 供給彈性為何，本研究利用文中所提供之平均值計算出稅後勞動供給彈性為：
高所得組 0.1152、中所得組 0.0878、低所得組 0.0805。
表 8 為稅後勞動供給彈性之實證文獻整理。若不考慮勞動供給曲現後彎 的情況，現有文獻之勞動彈性估計結果：已婚男性稅後勞動供給彈性介於 0.08 至 0.17，已婚女性稅後勞動供給彈性介於 0.15 至 0.71。
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(3)彈性區間
以 NTR 文獻最常使用的 DID 法估計我國申報所得彈性約為 0.15 至 0.42，因研
以 NTR 文獻最常使用的 DID 法估計我國申報所得彈性約為 0.15 至 0.42，因研