فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران ) برآوردهای سالانه 1392-1352(

اقتصاد مالی

مقاله 2، دوره 11، شماره 39، شهریور 1396، صفحه 27-56   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

رضا امیدی پور¹؛ جمشید پژویان^{* 2}

¹پژوهشگر سازمان امور مالیاتی کشور و دکتری اقتصاد دانشگاه آزاد واحد علوم تحقیقات تهران، ایران

²استاد و عضو هیأت علمی گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران،

چکیده

کشور ایران در سال­های اخیر به­منظور اجرای صحیح اقتصاد مقاومتی و جایگزینی درآمدهای مالیاتی با درآمدهای نفتی درپی کشف منابع بیشتر درآمدی است. از طرفی این کشور نیز همانند اغلب اقتصادهای جهان با مشکل فرار مالیاتی مواجه است. در چنین شرایطی با توجه به خلاء مطالعاتی از حیث سنجش و اندازه‌گیری کمّی حجم فرار مالیاتی به­ویژه در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، مطالعه حاضر با هدف برآورد حجم فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران با استفاده از رهیافت تابع تقاضای پولی تانزی و الگوی تصحیح خطای­برداری (VEC) برای داده­های سالانه 1352 تا 1392 انجام گرفته است. در این مدل نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی به عنوان متغیر وابسته و متغیرهای بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمد ملی، درآمد سرانه ملی حقیقی، نرخ بهره حقیقی و درآمدهای نفتی حقیقی به عنوان متغیرهای توضیحی برای بررسی انتخاب شده‎اند. بر اساس یافته­های تحقیق، سه متغیر بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی و درآمدهای نفتی حقیقی بر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی در بلندمدت اثر مثبت و متغیرهای درآمد سرانه ملی حقیقی و نرخ بهره حقیقی در بلندمدت بر این نسبت اثر منفی دارند. همچنین، نتایج تحقیق نشان می­دهد که حجم فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی دوره مورد بررسی روندی صعودی دارد.
In order to correctly implement the resistance economy in the recent years and to substitute the tax revenues with the oil revenues, Iran has made efforts to discover more income sources in this regards. On the other hand, like most other economies, the country has been encountering tax evasion. Under such circumstances and due to the existing research gap on the topic, the present study is carried out with the aim to estimate the level of tax evasion in the Iranian corporate taxation using the Tanzi's currency demand approach and vector error correction model (VECM) for 1973-2013 time series data. In this model, the dependent variable is assumed "the ratio of currency holdings (C) to money (denoted as M2)" and the independent variables are as follows: "the ratio of wages and salaries to national income (WSNI) ", "the real per capita national income (YNR) ", "the real rate of interest paid on time deposits (RL) ", "the corporate tax burden (CITGDP) " and "the real oil revenues (OILRR)". Based on the research results, three variables of Corporate Tax Burden, WSNI and OILRR have positive effects on the ratio of C to M2 and the variables of RL and YNR have negative effects on this ratio in the long-run. Moreover, the research results show that the estimated tax evasion levels have an ascending trend during the period of the study.
 
Keywords: Tax Evasion, Corporate Taxation, Tanzi's currency demand approach, VECM, Iran
Classification JEL: C32, H30, H26, O17

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی: فرار مالیاتی؛ پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی؛ تابع تقاضای پولی تانزی؛ الگوی تصحیح خطای‌برداری (VEC)؛ ایران. طبقه بندی JEL : C32؛ H30؛ H26؛ O17

اصل مقاله

 

فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران

) برآوردهای سالانه 1392-1352(

 

 

رضا امیدی پور

تاریخ دریافت: 17/01/1396           تاریخ پذیرش: 20/03/1396

[1]

جمشید پژویان[2]

 

 

چکیده

کشور ایران در سال­های اخیر به­منظور اجرای صحیح اقتصاد مقاومتی و جایگزینی درآمدهای مالیاتی با درآمدهای نفتی درپی کشف منابع بیشتر درآمدی است. از طرفی این کشور نیز همانند اغلب اقتصادهای جهان با مشکل فرار مالیاتی مواجه است. در چنین شرایطی با توجه به خلاء مطالعاتی از حیث سنجش و اندازه‌گیری کمّی حجم فرار مالیاتی به­ویژه در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، مطالعه حاضر با هدف برآورد حجم فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران با استفاده از رهیافت تابع تقاضای پولی تانزی و الگوی تصحیح خطای­برداری (VEC) برای داده­های سالانه 1352 تا 1392 انجام گرفته است. در این مدل نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی به عنوان متغیر وابسته و متغیرهای بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمد ملی، درآمد سرانه ملی حقیقی، نرخ بهره حقیقی و درآمدهای نفتی حقیقی به عنوان متغیرهای توضیحی برای بررسی انتخاب شده‎اند. بر اساس یافته­های تحقیق، سه متغیر بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی و درآمدهای نفتی حقیقی بر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی در بلندمدت اثر مثبت و متغیرهای درآمد سرانه ملی حقیقی و نرخ بهره حقیقی در بلندمدت بر این نسبت اثر منفی دارند. همچنین، نتایج تحقیق نشان می­دهد که حجم فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی دوره مورد بررسی روندی صعودی دارد.

 

واژه‌های کلیدی: فرار مالیاتی، پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، تابع تقاضای پولی تانزی، الگوی تصحیح خطای­برداری (VEC)، ایران.

طبقه بندی JEL:C32، H30، H26،O17

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

دستاوردهای تجربی در اغلب کشورهای توسعه یافته نشان می­دهد که درآمدهای مالیاتی یکی از مهم­ترین منابع درآمدی در این کشورها را تشکیل می­دهد، اما مالیات در ایران مانند سایر کشورهای در حال توسعه نتوانسته نقش چندانی را در اقتصاد ایفا کند و از آنجا که درآمدهای حاصل از صادرات نفت خارج از کنترل دولت است، و خط­مشی توسعه در کشور ما نیز در سال­های اخیر به­دلیل گسترش تحریم­های اقتصادی، کاهش شدید قیمت نفت و کسری بودجه حاصل از آن در پی تمرکززدائی از نظام وابسته به درآمدهای نفتی و گرایش به سمت نظامِ مبتنی بر درآمدهای مالیاتی است، لذا کاهش وابستگی هزینه­های عمومی به منبع نفت و انجام اصلاحات لازم برای افزایش منابع درآمدی مالیاتی دولت و کاهش حجم فرار مالیاتی را می‌توان یکی از اولویت­های مهم و ضروری در نیل به اهداف نظام اقتصادی کشور تلقی نمود. در چنین شرایطی خلاء مطالعاتی از حیث سنجش و اندازه‌گیری کمّی حجم فرار مالیاتی به­ویژه در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی که بیشترین حجم وصولی سازمان امور مالیاتی را به­خود اختصاص می­دهد، اهمیت بسزائی پیدا می­کند. با توجه به چنین ضرورتی مطالعه حاضر به برآورد میزان فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در اقتصاد ایران می­پردازد تا وسعت این پدیده در کشور برآورد گردد.

دراین مطالعه تعریف عملیاتی از اقتصاد زیرزمینی بر مبنای تعریف تانزی^[i] (1982) فعالیت­هایی را شامل می­شود که از نظر ماهیتی و منبع درآمد قانونی بوده اما به علت عدم پرداخت مالیات و عدم رعایت برخی قوانین و مقررات دولتی، ثبت و به مقامات رسمی گزارش نشده است^[ii]. به­عبارت دیگر، فرار مالیاتی^[iii] بر مبنای تعاریف تانزی^[iv] (1980) و سوزان اِم لیونز^[v](1996) هرگونه عمل غیر قانونی برای نپرداختن یا کم پرداختن  مالیات، از سوی شخص یا واحد اقتصادی تعریف می­شود. در مقابل اگر تلاش شخص یا واحد اقتصادی برای نپرداختن یا کم پرداختن مالیات به صورت قانونی باشد آن را اجتناب از پرداخت مالیات^[vi] می­نامند^[vii]. در این رابطه، محققانی چون آلم^[viii] (1998) و فرانزونی^[ix] (1998) در مطالعات خود چنین توضیح می‌دهند که اجتناب از پرداخت مالیات با فرار مالیاتی در دو جنبۀ قانونی بودن و مشمول مجازات شدن تفاوت دارند.

از این­رو، در مقاله حاضر، با استفاده از رهیافت تابع تقاضای پولی تانزی و برآورد سری­های زمانی جدید از اندازه اقتصاد زیرزمینی که طی دوره 1352 تا 1392 و از طریق الگوی تصحیح خطای برداری(VECM^[x]) فراهم شده است، سری­های زمانی سالانه­ای از فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی را برآورد می­کنیم. استفاده از روش تصحیح خطای برداری به گفته پروتی^[xi] (2004) علاوه بر شناسایی شوک­های ساختاری، به­دلیل وجود نظریه­های اقتصادی بهتر می­تواند تعادل را در قیاس با ماهیت تعدیل­های پویا مشخص نماید. زمانی که هدف، تحلیل سیاست تجربی است، بایستی علاوه بر دستیابی به اطلاعاتی درباره حرکت به سمت تعادل در بین مجموعه­ای از متغیرها، ضرایب تعدیل و پویای کوتاه­مدت را نیز به­دست آورد. بر این اساس، هدف اصلی تحقیق پاسخ به این سؤال است که اندازه فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران در هر یک از سال­های دورة مورد بررسی چه میزان بوده و چه روندی داشته است؟

این مقاله در شش قسمت تنظیم شده است: در قسمت دوم، به ادبیات نظری در حوزه فرار مالیاتی و عوامل مؤثر بر این پدیده اشاره شده است. در قسمت سوم، مروری بر برخی از مهم­ترین مطالعات تجربی داخلی و خارجی صورت گرفته است که به­طور خاص با استفاده از روش­های پولی، برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی و میزان فرار مالیاتی را موضوع اصلی خود قرار داده­اند. در قسمت چهارم، ابتدا روش­های اندازه­گیری و برآورد میزان فرار مالیاتی به­ویژه روش تابع تقاضای پول تشریح شده و سپس به معرفی مدل و متغیرهای تحقیق پرداخته شده است. در قسمت پنجم، نتایج حاصل از برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی و میزان فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران ارایه شده است. بخش آخر نیز به ­جمع­بندی و ارایه پیشنهاد اختصاص داده شده است.

 

2- مبانی نظری

با دقت در ادبیات نظری موضوع، می­توان دریافت که عمدتاً دو جریان عمده در تبیین رفتار فرار مالیاتی وجود دارد. از یک طرف، با     مدل­های نئوکلاسیکی مواجه هستیم و از طرف دیگر، شاهد رویکردی نهادگرا در توضیح فرار مالیاتی می­باشیم. نقطة آغاز این رویکرد به سال 1972 بازمی گردد که مقالة مشهور «فرار از مالیات بر درآمد: یک تحلیل نظری»^[xii] توسط مایکل آلینگهام و آگنار ساندمو در نشریة اقتصاد عمومی به چـاپ رسید. نظریة مذکور بعدها به «مدل استاندارد فرار مالیاتی»^[xiii] معروف شد و آلینگهام و ساندمو، خود ترجیح داده­اند که با عنوان «تحلیل A-S»^[xiv] از آن نام ببرند. این مدل مبتنی بر روش شناسی «اقتصاد جرم»^[xv] گری بِکِر^[xvi] بوده و با استفاده از عوامل اقتصادی سعی در توضیح پدیده فرار مالیاتی دارد. در این مدل فرض بر آن است که مؤدیِ مورد نظر متأثر از عوامل اجتماعی و روانیِ تأثیرگذار بر رفتار تمکین نیست^[xvii]. مدل مذکور از حداکثرسازی مطلوبیت مورد انتظار حاصل از تصمیم فردی مؤدی مالیاتی برای این کار کمک می گیرد. در حقیقت، مؤدی مالیاتی مقدار درآمد اظهاری خود را بر اساس اصل به حداکثررسانی سود مورد انتظار از بازی فرار مالیاتی تعیین می­کند. بدین ترتیب، مطلوبیت مورد انتظار حاصل از تصمیم فردی مؤدی مالیاتی از رابطة زیر به­دست می­آید:

 

                                         EU(y) = p U(y – tD – s(y –D)) + (1 – p)U( y – tD)

رابطة فوق به صورت زیر خلاصه می­شود:

EU(y) = P U (y_c) + ( 1 – p ) U (y_n)

 

که درآن EU^[xviii]  دال  بر مطلوبیت مورد انتظار مؤدی است که خود تابعی است از درآمد عایدی وی (y). زمانی مؤدی مالیاتی تصیم به فرار از پرداخت مالیات می­گیرد که به ازای D=y داشته باشیم:

 

 

 

نتیجة مدل  A-Sنشان می دهد که نرخ مجازات یا احتمال کشف بالاتر، فرار مالیاتی را کاهش و نرخ مالیات بالاتر، آن را افزایش می­دهد (خان جان، 1384).

با توجه به چند بُعدی بودن بحث فرار مالیاتی، انتقادات متعددی بر مدل­هایی مشابه مدل استاندارد فرار مالیاتی که تنها عوامل اقتصادی را مورد توجه قرار می­دهند، شکل گرفت. همچنین، برخی از اقتصاددانان نئوکلاسیک در پاسخ به انتقادات مذکور تلاش کردند تا مدل استاندارد فرار مالیاتی را تعدیل نمایند. در میان این مطالعات می­توان مشخصاً به آندرئونی، اِرارد و فینشتین (1998)^[xix] ، اسلمراد و یتژاکی (2002)^[xx] و کاول (2002)^[xxi] و ساندمو (2005)^[xxii] اشاره کرد.

در واکنش به بی توجهی نسبت به عوامل غیراقتصادیِ تأثیرگذار بر فرار مالیاتی، نظریه های دیگری توسعه یافتند که فرار مالیاتی را صرفاً معلول عوامل اقتصادی نمی­دانستند و کارکرد عوامل رفتاریِ نظیر «فرهنگ»، «هنجارهای عرفی»، «اخلاق»، «برداشت­های ادراکی مؤدیان از کارکرد نهادهای رسمی» و … را مدنظر قرار دادند. در این میان می­توان از پژوهشگرانی چون آلم و مارتینز – وازکوئز (2001)^[xxiii] ، تورگلر (2003)^[xxiv] ، گرخهانی^[xxv] (2002) و نِرّه^[xxvi] (2004) نام برد.به­عنوان مثال،جیمز آلم و خورخه مارتینز- وازکوئز به بررسی نقش نهادها در فرار مالیاتی و بر مبنای آن به تعدیل مدل استاندارد فرار مالیاتی پرداخته­اند. دیدگاه آلم و مارتینز- وازکوئز مبین این نکته نیز هست که اگر دولت، به عنوان یک نهاد رسمی مؤثر، بتواند بر هنجار اجتماعی تمکین تأثیر مثبت بگذارد، تصمیم سازی های آن را می توان ابزاری کارآمد در مقابله با کسانی که از پرداخت مالیات فرار می کنند، قلمداد نمود. همچنین، گرخهانی(2002) در رسالة دکترای خود نقش خلاء نهادی را در اشاعة فرار مالیاتی در جوامعِ در حال‌گذار و مشخصاً کشور آلبانی مورد توجه قرار داده است. آثار پژوهشی برگر نِرّه (^[xxvii]2001، 2004) نیز از دریچة فرهنگ مالیاتی، مسئلة فرار مالیاتی را مورد عنایت قرار داده و پژوهش­های متعددی را در کشورهای روسیه و اتریش به انجام رسانیده است. طبق تعریف نّره، فرهنگ مالیاتی یک کشورِ بخصوص، تمامی آن نهادهای رسمی و غیررسمی مربوطه است که با سیستم مالیات ملی و اجرای عملی آن، که به طور تاریخی درون فرهنگ یک کشور جای گرفته­اند، مرتبط می­باشد و شامل وابستگی­ها و قید و بندهایی است که به سبب تعاملات مداوم آن­ها ایجاد شده­اند. به زعم نرّه، برای تدوین سیاست­های خوب، نباید ساختار فرهنگ مالیاتی ملی نادیده گرفته شود. تورگلر(2003) هم در زمینة روحیه (طرز فکر) مالیاتی^[3] مطالعات موردی متعددی را بصورت پیمایشی در مورد فرار مالیاتی انجام داده و علاوه بر ایالات متحدۀ آمریکا، کشورهای آمریکای لاتین (آمریکای مرکزی و جنوبی) را درکانون توجه خود قرار داده است.

 

3- مروری بر مطالعات

فرار مالیاتی، به عنوان یک پدیدة غیرقابل مشاهده، تاکنون مورد توجه بسیاری از پژوهشگران قرار گرفته است، به گونه­ای که مطالعات بسیار زیادی در این رابطه در سطح جهان به بار آمده است. در این بخش، به معرفی برخی از مهم­ترین مطالعات تجربی داخلی و خارجی پرداخته شده است که به­طور خاص با استفاده از روش­های پولی، برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی و میزان فرار مالیاتی در کشورهای در حال توسعه و پیشرفته را موضوع اصلی خود قرار داده­اند.

فال(2003)^[4]، در مطالعه خود با استفاده از روش تقاضای پول نقد به برآورد اندازه و نتایج اقتصاد غیررسمی در گینه، طی دورة 2000-1964 پرداخته است. متغیرهایی که او برای تصریح تابع تقاضای پول به کاربرد عبارتند از درآمد، نرخ بهره، مالیات، نرخ تورم و ابداعات مالی. یعنی؛

 

C = f (Y^d , R , π , F ,T) ,     Y^d = Y – T                                                  

 

که در آن، C تقاضای پول رایج برای اقتصاد (مجموع اقتصاد رسمی و سیاه)،  Y^d درآمد قابل تصرف، R نرخ بهره، π نرخ تورم ،F ابداعات مالی و T نرخ متوسط مالیات است. نتایج این تحقیق، وجود اقتصاد غیررسمی بزرگی را در گینه نشان می­دهد. فال در ادامة کار، با ضرب اندازة اقتصاد غیررسمی در نرخ متوسط مالیاتی، توانست به سری زمانی فرار مالیاتی دست یابد.

کمال^[5] (2007)، ابتدا از روش تقاضای پول نقد حجم اقتصاد زیرزمینی را برای سال‌های 1999 و 2005 برآورد نموده است. سپس با توجه به نرخ‌های مالیاتی موجود در سال‌های مختلف و سناریوهای مختلف، فرار مالیاتی را از اقتصادی زیرزمینی استخراج کرده است. طبق یافته های تحقیق در اقتصاد پاکستان، اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی با سرعت زیاد در اوایل دهه 1980 در حال افزایش بوده ولی نرخ افزایش در اواخر دهه 1990 شتاب بیشتری داشته است که این مورد در سال1990  کاهش و سپس تا سال2003 مجددا روند افزایشی داشته است.

آریو و بکواِ^[xxviii] (2011) با استفاده از روش تابع تقاضای پول، عوامل تعیین­کننده اقتصاد زیرزمینی را شناسایی کرده و اندازه اقتصاد زیرزمینی و مقدار فرار مالیاتی را برای کشور نیجریه در طول دوره 2010-1975 بررسی نمودند. نتایج این تحقیق نشان می­دهد که اندازه اقتصاد زیرزمینی و مقدار فرار مالیاتی برای این مطالعه طی دوره مورد بررسی به ترتیب بین 79.32-42.54 درصد و 6.75-2.09 درصد بوده است. این نتایج همچنین رابطه مثبتی را میان نرخ مالیات، اندازه اقتصاد زیرزمینی و مقدار فرار مالیاتی نشان می­دهد.

علاوه بر تحقیقات کاگان (1958)^[xxix]، گاتمن(1977)^[xxx]، تانزی(^[xxxi]1980 و ^[xxxii]1983) و مطالعات فوق­الذکر، اشنایدر(1986)^[xxxiii]، اشنایدر و انست(2000)^[xxxiv]، ارویسکا و دیگران(2006)^[xxxv]، اشنایدر(2006)^[xxxvi] و امبای و یو(2010)^[xxxvii] نیز از روش­های پولی به­ویژه تابع تقاضای پول برای برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی در مطالعات خود استفاده نموده­اند.

علاوه بر مطالعات خارجی صورت گرفته، در بررسی ادبیات تجربیِ فرار مالیاتی در ایران نیز می­توان به برخی از این­گونه مطالعات اشاره نمود. محققانی چون خلعت‌بری (1369)، محمدی(1377)، گرمارودی (1377)، حسن­پور صباغی(1378)، آذرمند(1386)، امین خاکی (1390)، عبداله میلانی و اکبرپور روشن (1391)، امیدی­پور(1394) برای برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی در ایران از روش­های پولی نسبت نقد و تابع تقاضای پول استفاده نموده­اند. نتایج کلی این مطالعات نشان داده است که حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی برآوردی، در طول زمان روندی افزایشی داشته است.

وجه تمایز این تحقیق با مطالعات خارجی و داخلی انجام گرفته، استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری(VECM) و بررسی اثرات کوتاه­مدت و بلندمدت متغیرهای مورد بررسی بر فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، به­روز نمودن و افزایش دوره زمانی مورد بررسی، به­کارگیری متغیر نسبت حقوق و دستمزد به درآمد ملی برگرفته از الگوی پولی تانزی در برآورد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی و اضافه نمودن متغیر درآمدهای نفتی حقیقی خاص کشور ایران است که تاکنون در هیچیک از مطالعات داخلی    به­کار گرفته نشده است. البته، اخیراً در کاربرد الگوی تصحیح خطای برداری(VECM) در بررسی رابطه فرار مالیاتی با متغیرهای بار مالیاتی و نرخ­های مالیاتی، محققانی چون باسیل، چِیارینی و مارزانو^[xxxviii](2011) و چِیارینی مارزانو و اشنایدر^[xxxix](2013) مطالعاتی را برای کشور ایتالیا انجام داده­اند.

 

4- روش­شناسی برآورد و اندازه­گیری میزان فرار مالیاتی

محققان بسیاری به­دلیل مشکل در دسترس نبودن اطلاعات از پدیده فرار مالیاتی از روش‌های گوناگونی برای محاسبه آن بهره برده­اند که برخی از آنها به­طور مستقیم و برخی دیگر به­طور غیرمستقیم اقدام به محاسبه فرار مالیاتی نموده­اند^[xl].

در روش‌های مستقیم از جمله روش حساب‌های ملی^[xli]، روش نمونه‌گیری^[xlii]، روش مطالعه بودجه^[xliii]، روش مطالعه مستقیم مالیات‌دهندگان^[xliv]و ظرفیت بالقوه قانونی^[xlv]، بر اساس رفتار فردی که از زیر بار مالیات فرار می‌کند، تئوری ساخته می‌شود و سپس با جایگذاری متغیرهای مناسب، فرار مالیاتی محاسبه می‌شود. در این روش­ها ضمن مشکل وقت­گیر بودن و هزینه­بر بودن، معمولاً کتمان اطلاعات به مقدار قابل ملاحظه­ای وجود دارد.

اما در روش‌های غیرمستقیم که در شمار پرکاربردترین روش­های مطالعة فرار مالیاتی هستند از طریق برآورد اقتصاد زیرزمینی میزان فرار مالیاتی محاسبه می­شود. این روش‌ها را می توان به سه دسته روش‌های مبتنی بر علت فعالیت(از قبیل: مدل سازی تقریبی لاپلاس^[xlvi] و منطق فازی^[xlvii])، روش­های مبتنی بر آثار (از قبیل: حجم اسکناس­های درشت در گردش، نسبت نقد، اختلاف بین آمار مالیاتی و درآمد ملی، حسابرسی مالیاتی، اختلاف در حساب‌های ملی، روش نهاده فیزیکی^[xlviii]، روش بازار کار^[xlix]و... )( باتاچاریا^[l]،1990و توماس^[li] ،1999) و روش‌های مبتنی بر علل و آثار(از قبیل: رهیافت تقاضا برای پول^[lii]  و روش شاخص­های چندگانه- علل چندگانه^[liii]) تقسیم­بندی نمود(عرب مازار یزدی، 1380).

با توجه به این که روش های برآورد مبتنی بر علل و آثار، در چارچوب روش واحدی، اطلاعات مربوط به علل و آثار مختلف اقتصاد زیرزمینی را به طور همزمان مدنظر قرار می دهند، بخش مهمی از نقاط ضعفِ روش­هایی که تنها بر علل و یا آثار این پدیده تمرکز یافته­اند از بین می­رود. با وجود اینکه بیش از سه دهه از معرفی روش تقاضا برای پول در برآورد فرار مالیاتی می­گذرد، اما مزیت­های این روش و سهولت نسبی کاربرد آن موجب شده است تا پژوهش­های متعددی از این روش یا اَشکال اصلاح شدة آن برای برآورد اندازه اقتصاد زیرزمینی در کشورهای مختلف استفاده کنند^[liv]. بر این اساس، در تحقیق حاضر از رهیافت تقاضا برای پول- که از روش­های پولی برای برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی است- استفاده گردیده است.

 

 

 

 

4-1-روش تقاضا برای پول(تقاضای نسبت پول نقد به نقدینگی)

اولین بار، کاگان (1958)^[lv] برای تعیین اندازة اقتصاد غیررسمی از متغیرهای پولی استفاده نمود. روش کاگان(نسبت نقد) برای مدل سازی اقتصاد غیررسمی، فرض می­کند که نسبت پول رایج از عرضه پول در یک سال پایه، نشان­دهندة رفتار عوامل اقتصادی است. در این روش، افزایش نسبت نقد از این مقدار پایه، به همراه فرض برابری سرعت گردش پول در اقتصاد غیررسمی و اقتصاد رسمی، برای برآورد اندازة اقتصاد غیررسمی مورد استفاده قرار می گیرد. رو­ش­های پولی مشابه، بر پایه این فرض که فعالان بخش غیر رسمی و پنهان اقتصاد جهت فرار از شناخته شدن در داد و ستد خود از پول نقد استفاده می کنند، توسط گاتمن(1977)^[lvi] و فیج (1979)^[lvii] به کار گرفته شد(فال، 2003).

تانزی(^[lviii]1980 و ^[lix]1983)، در واکنش به انتقادات وارد بر روش نسبت نقد، تلاش های زیادی را برای بهبود روش برآورد حجم اقتصاد غیررسمی انجام داد. وی برای برآورد اندازة اقتصاد غیررسمی در ایالت متحده در دوره 80-1930، قرار دادن یک سال به عنوان سال پایه-که در آن حجم اقتصاد غیررسمی صفر فرض می شود- را منتفی کرد و هم چنین، این فرض که نسبت نقد در طول دورة مورد بررسی ثابت است را کنار گذاشت. او برای این کار، نسبت نقد را تابعی از متغیرهای توضیحی در نظر گرفت. در ضمن، او با وارد کردن مالیات به مدل، الگوی اندازه گیری اقتصاد غیررسمی را با یک علت ارتباط داد. در روشِ او، نرخ مالیات به عنوان نمایندة تأثیر اقتصاد غیررسمی بر تقاضای پول رایج مورد استفاده قرار گرفت تا انگیزه های پرهیز از مالیات و مشارکت در اقتصاد غیررسمی مبتنی بر پول نقد را نشان دهد. با این فرض کلیدی که معاملات اقتصاد غیررسمی با پول رایج انجام می­پذیرد و افزایش در اندازة اقتصاد غیررسمی، تقاضا برای پول رایج را افزایش می­دهد، حجم اقتصاد غیررسمی در آمریکا برآورد شد.(فال، 2003)

تانزی بر اساس بینش کاگان، جهت برآورد حجم اقتصاد غیررسمی و اندازه فرار مالیاتی در آمریکا، نسبت پول نقد(اسکناس و مسکوک) به حجم نقدینگی( ) را تابعی از نرخ مالیات(T)، سهم حقوق و دستمزد از درآمد ملی( )، درآمد سرانه ملی حقیقی (Y) و نرخ بهرة سپرده­های مدت­دار یک ساله(R) در نظر گرفت. رابطة زیر، الگوی ارائه شده توسط تانزی را نشان  می­دهد:

 

 

در تحقیق حاضر، بر اساس ایده تانزی در روش پولی، فرض اساسیِ آن است که تمام مبادلات در اقتصاد غیررسمی، به این دلیل که مخفی بمانند، با وجه نقد صورت می­گیرد^[lx]. لذا، برای برآورد اندازة اقتصاد غیررسمی با این رهیافت، نسبت پول نقد به نقدینگی، یک بار با وجود متغیر بار مالیاتی اشخاص حقوقی ، برآورد می­گردد. پس از برآورد نسبت فوق، بار دیگر بدون تغییر ضرایب مدل رگرسیونی متغیر بار مالیاتی اشخاص حقوقی معادل صفر قرار داده شده و این بار بدون وجود بار مالیاتی اشخاص حقوقی نسبت پول نقد به نقدینگی محاسبه می­گردد.

در مرحله بعد، از حاصل­ضرب تفاوت دو نسبت فوق در حجم نقدینگی، پول غیرقانونی (IM) به­دست می­آید و سپس با کسر نتیجه  به­دست آمده از حجم پول (M1)، پول قانونی (LM)  به­دست آمده و با استفاده از رابطه مقداری پول به­صورت زیر سرعت گردش پول محاسبه می­شود.                             

 

 

در ادامه، با این فرض که سرعت گردش پول در بخش رسمی و غیر رسمی اقتصاد برابر است، حجم اقتصاد زیرزمینی (UE) از   حاصل­ضرب حجم پول در اقتصاد غیررسمی(پول غیر قانونی) در سرعت گردش پول به­صورت زیر برآورد می­شود.

 

 

                                     

                            

در مرحله آخر میزان فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی از حاصلضرب اندازة اقتصاد زیرزمینی محاسبه شده در نرخ مالیاتی مؤثر^[lxi]، به­صورت زیر محاسبه می­گردد.

 

                                                                 

4-2- معرفی الگو و متغیرهای تحقیق

در این بخش از مقاله و در پاسخ به سؤال تحقیق، مبنی بر این که " اندازه فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران در هر یک از سال­های دورة مورد بررسی چه میزان بوده و چه روندی داشته است؟"، فرضیه تحقیق با این عنوان که « اندازه فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران در طول زمان افزایش یافته است» مورد آزمون قرار گرفت. بر این اساس، ابتدا از طریق روش پولی تانزی(تابع تقاضای پول) و با استفاده از داده­های سری زمانی طی دوره زمانی (1392-1352) و با استفاده از روش­های پیشرفته اقتصادسنجی(^[lxii]VAR و VECM)، حجم اقتصاد زیرزمینی برآورد و به تبع آن با توجه به یک نرخ مؤثر مالیاتی^[lxiii]، فرار مالیاتی در اقتصاد ایران اندازه­گیری شده است. الگوی مورد نظر برای برآورد حجم اقتصاد زیرزمینی با استفاده از معادلات رگرسیونی و از طریق نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی و بر مبنای الگوی تقاضای پول تانزی ( باتوجه به مطالعات تجربی مانند، فال(2003)،کمال(2007)، آریو و بکواِ (2011)، امیدی پور(1394) ) به صورت ذیل تعریف می­شود^[lxiv]:

 

در رابطه فوق، متغیر "نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی( )" به­عنوان متغیروابسته در نظر گرفته شده است و متغیرهای مستقل شامل "بار مالیاتی اشخاص حقوقی (CITGDP)(نسبت کل درآمدهای مالیاتی اشخاص حقوقی به تولید ناخالص داخلی به قیمت جاری ضربدر 100) "، "نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی(WSNI)(مجموع حقوق و دستمزد سالانه بخش خصوصی و دولتی تقسیم بر درآمد ملی به قیمت­های جاری ضربدر 100) "، "درآمد سرانه ملی حقیقی(YNR) (درآمد سرانه ملی اسمی تقسیم بر شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی به قیمت پایة سال 1383) "، "نرخ بهره حقیقی(RL)(نرخ سود سپرده­های بلند­مدت بانکی منهای نرخ تورم) "و "درآمدهای نفتی حقیقی (OILRR) (درآمدهای نفتی اسمی تقسیم بر شاخص بهای کالاها و خدمات مصرفی به قیمت پایة سال 1383) "می­باشند.

انتظار بر این است که روابط میان متغیرهای مستقل مورد بررسی با متغیر وابسته بر مبنای نظریه تانزی و تئوری کاگان در روش­های پولی به­صورت زیر باشد:

در بلندمدت، افزایش درآمد سرانه حقیقی در یک جامعه به منزله بالارفتن سطح رفاه و شاخص توسعه یافتگی در آن کشور است و به طور قطع در چنین جوامعی انتظار بر استفاده کمتر اشخاص از پول نقد رایج در مبادلات خواهد بود و این امر نیز نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی را کاهش خواهد داد. از طرفی در کشورهای در حال توسعه مشابه ایران، به­دلیل­ اینکه بخش عمده­ای از دستمزد نیروی کار به ویژه کارگران روزمزد به­صورت نقد پرداخت  می­گردد، انتظار بر این است که با افزایش نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی، نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی افزایش یابد. در مورد بار مالیاتی و اثر آن بر نسبت پول نقد به نقدینگی می­توان چنین استدلال نمود که با افزایش این متغیر یا افزایش نرخ رشد آن، انگیزه برای فرار مالیاتی افزایش یابد و در نتیجه، شاهد گسترش حجم اقتصاد زیرزمینی و به تبع آن شاهد افزایش حجم پول نقد و نسبت آن به حجم نقدینگی باشیم. همچنین، انتظار بر این است که با افزایش نرخ بهره، تقاضا برای سپرده­های بلندمدت افزایش یابد و از آنجا که سپرده­های بلندمدت بخشی از نقدینگی را شامل می­شوند، لذا مخرج کسر در نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی افزایش یافته و این امر سبب کاهش کل نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی خواهد شد^[lxv].

در این مطالعه با استفاده از روش کتابخانه­ای یعنی، استفاده از مقالات و کتب معتبر لاتین و یا فارسی به بررسی مبانی نظریِ موضوع فرار مالیاتی و آشنایی با روش­های مختلف اندازه­گیری آن پرداخته شده است. علاوه بر این، آمارها و داده­های مورد نیاز برای اندازه­گیری حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در دورة زمانی 1392-1352، از طریق آمار و اطلاعات حساب­های ملی و سایت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران^[lxvi]، سایت مرکز آمار ایران^[lxvii] ، جداول کلان منابع و مصارف بودجه، سالنامه آماری دفتر آمار و محاسبات اقتصادی و اجتماعی سازمان تأمین اجتماعی و مراجعة حضوری به مراکز مربوطه گردآوری شده است. همچنین نرم­افزارهایExcel  و Eviews  برای تحلیل فرضیه­ تحقیق، به کار گرفته شده­اند.

 

5- برآورد مدل و تجزیه و تحلیل یافته­ها

روش اقتصادسنجی مورد استفاده در این پژوهش، برآورد بر اساس داده­های سری زمانی^[lxviii] و استفاده از الگوی تصحیح خطای­برداری (VECM) است. ابتدا برای بررسی پایایی متغیرها از آزمون‎ دیکی‎فولر تعمیم یافته استفاده شد و نتایج نشان داد که تمامی متغیرها در سطح ناپایا بوده و تفاضل مرتبه اول آنها در سطح بحرانی یک درصد پایا شدند. پس از آن بر اساس معیار شوارتز، یک وقفه، به عنوان وقفه مناسب برای الگوی VAR انتخاب شد و در ادامه با توجه به اینکه تعداد متغیرهایی که در رابطه بلندمدت لحاظ شدند بیش از دو متغیر بود، برای تعیین تعداد روابط بلندمدت از روش یوهانسن استفاده شد و آماره­ حداکثر مقدار ویژه وجود یک رابطه بلندمدت را در سطح 99 درصد اطمینان بین متغیرهای الگوی مورد بررسی تأیید کرد. در نهایت الگوی تصحیح خطای­برداری (VECM) برآورد گردید. در ذیل، نتایج به­دست آمده از فرآیند برآورد ارائه شده است.

 

5-1- نتایج برآورد

5-1-1- نتایج آزمون پایایی^[lxix] متغیرهای مدل

این آزمون برای متغیرهای نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی، بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی، درآمد سرانه ملی حقیقی، نرخ بهره حقیقی و درآمدهای نفتی حقیقی به قیمت ثابت سال 1383 انجام گرفته است. برای بررسی پایایی متغیرهای مدل در این مطالعه از آزمون‎ دیکی‎فولر تعمیم یافته که یکی از معتبرترین آزمون‎‎های پایایی است استفاده شده است^[6]. نتایج این آزمون نشان می‎‎دهد که تمامی متغیرها در سطح ناپایا بوده و تفاضل مرتبه اول آن­ها پایا است. بنابراین، می‎توان نتیجه گرفت که تمامی متغیرهای مدل انباشته از مرتبه یک یا I(1) هستند.

 

جدول 1- نتایج آزمون پایایی متغیرهای مدل

انجام آزمون در سطح متغیر
متغیر	شرح	آماره‎ محاسباتی دیکی‎فولر	مقداربحرانی ‎ آماره‎ دیکی‎فولر	سطح  احتمال
CM2	نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی	63/2-	20/4-	1 درصد
			52/3-	5درصد
			19/3-	10درصد
CITGDP	بار مالیاتی اشخاص حقوقی	007/1-	62/2-	1%
			94/1-	5%
			61/1-	10%
WSNI	نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی	01/0-	62/2-	1%
			95/1-	5%
			61/1-	10%
YNR	درآمد سرانه ملی حقیقی	39/1-	20/4-	1%
			52/3-	5%
			19/3-	10%
RL	نرخ بهره حقیقی	12/3- *	20/4- **	1%
			52/3- **	5%
			19/3- **	10%
OILRR	درآمدهای نفتی حقیقی	52/2-	21/4-	1%
			53/3-	5%
			19/3-	10%
انجام آزمون در تفاضل مرتبه اول متغیر
DCM2	تفاضل مرتبه اول نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی	58/7-	21/4-	1%
D(CITGDP)	تفاضل مرتبه اول بار مالیاتی اشخاص حقوقی	49/8-	62/2-	1%
DWSNI	تفاضل مرتبه اول  نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی	73/5-	63/2-	1%
DYNR	تفاضل مرتبه اول  درآمد سرانه ملی حقیقی	47/6-	21/4-	1%
DRL	تفاضل مرتبه اول نرخ بهره حقیقی	98/9- *	21/4- **	1%
DOILRR	تفاضل مرتبه اول درآمدهای نفتی حقیقی	49/5-	21/4-	1%

* مقدار محاسباتی آماره فیلیپس و پرون (PP)                   ** مقدار بحرانی آماره فیلیپس و پرون (PP)

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

5-1-2- تعیین طول وقفه مناسب در مدل

برای تعیین تعداد روابط بلندمدت با استفاده از روش یوهانسن لازم است تا ابتدا الگوی خودتوضیح برداری(VAR) متناسب با بردار متغیرها برآورد شود(لاتکیپول^[lxx]،1991). اولین مرحله در برآورد این الگو تعیین وقفه بهینه است. از آنجا که حجم نمونه نسبتاً کوچک است و تعداد وقفه بیش از سه، درجه آزادی را بشدت کاهش می‎دهد، حداکثر سه وقفه برای آزمون تعیین شده است. براساس نتایج مطالعات فیلیپ و پلوبرگر^[lxxi](1994) و ایوانو و کیلیان ^[lxxii](2005) در شرایطی که هدف برآورد الگوی VECM باشد، معیار شوارتز بیزین^[lxxiii](SC) برای هر حجم نمونه‌، بهترین ملاک برای انتخاب وقفة الگو می‌باشد. همچنین، به­منظور بررسی شرایط نرمال بودن جملات باقیمانده، آزمون عدم خودهمبستگی و نرمالیتی به ترتیب بر اساس آزمون LM وJB  صورت گرفت که نتایج آن تأییدکننده انتخاب وقفه مناسب برای الگو بود. آزمون ثبات الگوی برآورد شده نیز صورت گرفت که نتایج آن نیز حاکی از ثبات سیستم برآورد شده است.

بنابراین با توجه به نتایج آزمون تعیین وقفه بهینه الگوی VAR و بر اساس معیار شوارتز بیزین(SC)، یک وقفه، به عنوان وقفه مناسب برای این الگو انتخاب و در ادامه به بررسی وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها و مدل VECM پرداخته شد.

 

 

جدول2-  نتایج آزمون تعیین وقفه بهینه الگوی VAR

تعداد وقفه	LR	SC	AIC	HQC
0	-	34/31	82/30	01/31
1	75/186	42/28*	33/26	06/27
2	69/59*	34/29	68/25	97/26
3	22/50	90/29	67/24*	51/26*

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

5-1-3- نتایج آزمون هم­انباشتگی یا هم­جمعبستگی مدل

هدف از برآورد الگوی VAR در اینجا تعیین تعداد روابط بلندمدت بین متغیرهای الگوست. از آنجا که الگو شامل 6 متغیر درون­زا است، امکان وجود 5 رابطه بلندمدت بین آنها وجود دارد. برای آزمون این مسئله طبق روش یوهانسن^[7] آماره اثر و حداکثر مقدار ویژه باید مورد بررسی قرار گیرد. در این مطالعه آزمون همگرایی در شرایط حالت دوم انجام شده است یعنی زمانی رخ می‌دهد که در روابط بلندمدت عرض از مبدأ وارد می‌شود. مطابق با نتایج این آزمون در جدول 3، آماره حداکثر مقدار ویژه که از آماره اثر معتبرتر است، وجود یک رابطه بلندمدت را در سطح 99 درصد اطمینان بین متغیرهای الگو تأیید می‎‎کند.

 

جدول 3- نتایج آزمون تعیین مرتبه همگرایی در مدل

فرضیهH0	فرضیهH1	مقدارویژه	آماره اثر(trace)	مقداربحرانی(سطح05/0)
R=0	R>0	67/0	10/129	85/103
R=1	R>1	56/0	19/87	97/76
R=2	R>2	54/0	79/54	08/54
R=3	R>3	31/0	81/24	19/35
R=4	R>4	18/0	41/10	26/20
فرضH0	فرضH1	مقدارویژه	آماره‎‎حداکثرمقدارویژه (Max-Eigen)	مقداربحرانی(سطح05/0)
R=0	R>0	67/0	81/42	96/40
R=1	R>1	56/0	40/32	81/34
R=2	R>2	54/0	98/29	59/28
R=3	R>3	31/0	40/14	30/22
R=4	R>4	18/0	98/7	89/15

منبع: یافته‎های پژوهشگر

بنابراین با توجه به نتایج آزمون یوهانسن که وجود حداقل یک رابطه بلندمدت بین متغیرهای مدل را تأیید کرد، لازم بود تا این رابطه تحت الگوی تصحیح خطای­برداری برآورد شود(اندرس^[lxxiv]، 2004).

 

5-1-4- نتایج برآورد الگوی تصحیح خطای­برداری مدل برآورد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی

برای برآورد الگوی تصحیح خطای­برداری، اولین مرحله تعیین وقفه مناسب برای تفاضل متغیرها در الگوست. از آنجا که وقفه بهینه الگوی VAR یک انتخاب شد، بنابراین، وقفه تفاضل متغیرها در الگوی VECM صفر خواهد بود. در واقع الگوی تصحیح خطای­برداری مربوط به برآورد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی با وجود یک رابطه بلندمدت، وقفه صفر در تفاضل متغیرها و با در نظر گرفتن عرض از مبدأ در رابطه بلندمدت و نرمال شده بر اساس متغیر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی (CM2) برآورد شد.

نتایج بر طبق جدول 4 نشان می­دهد که در بلندمدت بار مالیاتی اشخاص حقوقی رابطه مثبت با نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی داشته و و با افزایش یک واحد در بار مالیاتی اشخاص حقوقی، مقدار نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی 30/4 واحد افزایش پیدا می­کند. همچنین ضریب نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی نیز مثبت و برابر با 16/0 است به­این­معنی که اگر نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی یک واحد افزایش یابد، نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی به میزان 16/0 واحد افزایش پیدا می­کند اما بر اساس نتایج ضریب این متغیر در سطح 95 درصد اطمینان معنادار به­دست نیامد. بر اساس نتایج تحقیق، درآمد سرانه ملی حقیقی در بلندمدت اثر منفی بر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی دارد، بدین شکل که با یک واحد افزایش در درآمد سرانه ملی حقیقی، مقدار نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی 38/97 واحد کاهش پیدا می­کند. به­همین ترتیب ضریب نرخ بهره حقیقی نیز منفی و برابر با 23/0 است. بر این اساس، با افزایش یک واحدی در نرخ بهره حقیقی، مقدار نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی 23/0 واحد کاهش پیدا می­کند. همچنین، در بلندمدت درآمدهای نفتی حقیقی رابطه مثبت با نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی داشته و با افزایش یک واحد در درآمدهای نفتی حقیقی، مقدار نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی 007/0 واحد افزایش پیدا می­کند.  ضریب تصحیح خطا در این الگو برابر28/0- است. علامت این ضریب تأییدکننده وجود رابطه بلندمدت بین متغیرهای الگو می‎باشد. همچنین مقدار آن نشان می‎دهد که 28/0 عدم تعادل از رابطه بلندمدت در یک دوره تعدیل می‎شود. و متغیر مجازی برای سال­های انقلاب و جنگ نیز رابطه مثبتی را با نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی در کوتاه­مدت با ضریب 88/3 نشان می­دهد. از این­رو، نتایج به­دست آمده از برآورد الگوی VECM برای مدل برآورد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران نشان می­دهد که روابط میان متغیرهای مورد بررسی با علائم مورد انتظار برگرفته از نظریه تانزی، مبنی بر رابطه منفی دو متغیر درآمد سرانه حقیقی و نرخ بهره با نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی و رابطه مثبت دو متغیر بار مالیاتی اشخاص حقوقی و نسبت کل حقوق و دستمزد به درآمد ملی با نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی منطبق می­باشد^[8].

 

جدول 4- نتایج برآورد الگوی VECM برای مدل برآورد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی

متغیر	شرح	ضریب	آماره t
CITGDP(-1)	وقفه بار مالیاتی اشخاص حقوقی	30/4 *	52/4-
WSNI(-1)	وقفه نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی	16/0 *	52/1-
YNR(-1)	وقفه درآمد سرانه ملی حقیقی	38/97- *	46/4
RL(-1)	وقفه نرخ بهره حقیقی	23/0- *	99/2
OILRR(-1)	وقفه درآمدهای نفتی حقیقی	007/0 *	58/4-
ECT	ضریب تعدیل	28/0- *	27/3-
D12	متغیر مجازی برای سال­های انقلاب و جنگ (کوتاه­مدت)	88/3 *	91/2
CONST	عرض از مبدأ (بلندمدت)	29/1 *	49/0-

*: ضرایب معنی‎دار در سطح95% اطمینان

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

بنابراین مدل نهایی به صورت زیر ارائه می­شود:

D(CM2) = - 0.280176 *( CM2(-1) - 4.303456 * CITGDP(-1)- 0.159541 *WSNI(-1) +

      (0.95129)

                           [-4.52381]

 

 (0.10515)

[-1.51724]

 

 (0.08562)

[-3.27243]

 

 

 

97.381849 *YNR(-1)+ 0.230113 *RL(-1) - 0.007408*OILRR(-1) - 1.293061 ) + 3.882305 *D12

 (21.8518)

[ 4.45647]

 

 (0.07684)

[ 2.99489]

 

 (0.00162)

[ -4.57597]

 

 (2.64417)

[-0.48902]

 

 (1.33526)

[ 2.90752]

 

5-1-5- برآورد متغیر فرار مالیاتی  در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی با استفاده از روش تابع تقاضای پول تانزی

پس از برآورد پارامترهای تابع تقاضای پول حاصل از الگوی تصحیح خطای­برداری، می­توان با جایگذاری مقادیر متغیرها بر اساس ایده تانزی (1980 و 1983) در روش پولی^[lxxv]، حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص برآوردی مدل در اقتصاد رسمی، حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص برآوردی مدل در اقتصاد غیررسمی(حجم پول غیرقانونی(IM^[lxxvi]))، حجم پول قانونی (LM^[lxxvii])، سرعت گردش درآمدی پول(^[lxxviii]V) و در نهایت اندازة اقتصاد زیرزمینی (^[lxxix]UE) را برآورد نمود. در این مقاله، سرعت گردش درآمدی پول با استفاده از رابطه مقداری پول از تقسیم تولید ناخالص داخلی به قیمت­های جاری بر حجم پول حاصل شده است. در مرحله آخر میزان فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی از حاصلضرب اندازة اقتصاد زیرزمینی محاسبه شده در نرخ مالیاتی مؤثر^[lxxx]، محاسبه می­شود.

بر اساس یافته­های تحقیق، نمودار 1 روند حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص برآورد شده توسط مدل در کل اقتصاد، اقتصاد رسمی، اقتصاد غیررسمی و همچنین حجم پول قانونی را نمایش می­دهد. مشاهده می­شود که روند تغییرات حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص در اقتصاد رسمی و حجم پول قانونی تا حدی مشابه یکدیگر بوده­اند، بدین شکل که حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص در اقتصاد رسمی از سال 1374 به بعد و مشابه آن حجم پول قانونی نیز پس از سال­های 1383 و  1386 به بعد روند کاهشی داشته­اند.

اما روند تغییرات حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص در اقتصاد غیررسمی و کل اقتصاد به­طور کلی صعودی بوده و از سال 1374 به بعد به­طور فزاینده­ای افزایشی بوده است؛ به نحوی که حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص در اقتصاد غیررسمی یا همان پول غیر قانونی از 6044.9 میلیارد ریال در سال 1374 به 493044.9 میلیارد ریال در سال 1392رسیده است. به­همین ترتیب حجم اسکناس و مسکوکِ در دست اشخاص در کل اقتصاد نیز از 14837.4 میلیارد ریال در سال 1374 به 435129.1 میلیارد ریال در سال 1392رسیده است.

 

نمودار 1- مقایسه حجم اسکناس و مسکوک در دست اشخاص برآوردی در اقتصاد رسمی، غیررسمی،کل اقتصاد و پول قانونی طی سال­های 1352 تا 1392 (میلیارد ریال)

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

در ادامه بحث، به­دلیل طولانی­بودن روند داده­های حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی برآورد شده در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، خلاصه­ای از برخی ویژگی­های آماری این دو متغیر و بررسی نسبت آن­ها به کل درآمدهای مالیاتی و تولید ناخالص داخلی به شرح جدول 5 ارائه شده است.

نتایج بر طبق جدول 5 نشان می­دهد که میانگین و پراکندگی حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی نسبت به کل درآمدهای مالیاتی و تولید ناخالص داخلی به قیمت­های جاری معنادار و قابل توجه است،  به­شکلی که میانگین نسبت فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی به کل درآمدهای مالیاتی و تولید ناخالص داخلی به ترتیب 17 و 1.1 درصد بوده است.

برای نگاهی دقیق­تر به چگونگی حرکت متغیر فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی سال­های 1352 تا 1392   می­توان از توصیف نموداری بهره گرفت که در نمودارهای ذیل آمده است.

جدول 5-  حجم اقتصاد زیرزمینی و فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی سال­های1392-1352

متغیر	میانگین	حداکثر	حداقل	انحراف معیار
حجم اقتصاد زیرزمینی برآوردی(میلیارد ریال)	3/999769	9/10319911	1/390	2/22166012
فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی (میلیارد ریال)	8/29785	443415	1/3	1/77750
کل درآمدهای مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی (میلیارد ریال)	2/71703	5/494249	2/131	2/126867
تولید ناخالص داخلی به قیمت­های جاری (GDPf) (میلیارد ریال)	7/1219060	9343070	6/1795	7/2199489
نسبت فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی به کل درآمدهای مالیاتی (درصد)	17	8/147	9/0	2/24
نسبت حجم اقتصاد زیرزمینی برآوردی به GDPf (درصد)	7/39*	265	7/6	3/43
نسبت فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی به GDPf (درصد)	1/1**	4/11	05/0	8/1

 *میانگین این نسبت با درنظر گرفتن جهش بی­سابقه حجم اقتصاد زیرزمینی برآوردی در سال 1388 محاسبه شده است. درصورت حذف داده سال 1388، میانگین این نسبت برای سایر سال­های مورد بررسی برابر با 34.1 درصد خواهد بود. 

** میانگین این نسبت با درنظر گرفتن جهش بی­سابقه میزان فرار مالیاتی برآوردی در سال 1388 محاسبه شده است. درصورت حذف داده سال 1388، میانگین این نسبت برای سایر سال­های مورد بررسی برابر با 0.84 درصد خواهد بود. 

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

نمودار 2- میزان فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی سال­های 1352 تا 1387 (میلیارد ریال)

 

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

  نمودار 3- میزان فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی طی سال­های 1352 تا 1392 (میلیارد ریال)

منبع: یافته‎های پژوهشگر

 

نمودارهای 2 و 3 نشان می­دهد که فرار مالیاتی برآوردی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی، از روندی صعودی و البته نمایی در دوره زمانی 1387-1352 برخوردار است و در سال 1388 میزان فرار مالیاتی در این پایه به­طور بی­سابقه­ای به بیشترین حد خود طی    سال­های مورد بررسی یعنی مقدار 443414.1 میلیارد ریال یا به­عبارتی 11.4 درصد میزان تولید ناخالص داخلی در آن سال رسیده و پس از آن نمودار به روال طبیعی صعودی خود بازگشته است. دلیل افزایش بیش از حد فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در سال 1388 می­تواند افزایش سرعت گردش پول از مقدار 15.3 در سال 1387 به مقدار 23.7 در سال 1388، کاهش حجم پول قانونی در سال 1388 نسبت به سال 1387 از 246141.2 به 166078.3 میلیارد ریال و همچنین بالا بودن بار مالیاتی اشخاص حقوقی در سال 1388 نسبت به سایر سال­های پس از انقلاب باشد. علاوه بر موارد فوق، بی­انضباطی شدید مالی دولت و  به­ویژه شرکت­های دولتی در آن سال می تواند از دلایل اصلی افزایش فرار مالیاتی در پایه مالیات بر اشخاص حقوقی در سال 1388 باشد، چراکه در این سال نه ساختار نظام مالیاتی در کشور ایران تغییری داشته است و نه تغییر و اصلاحی در قوانین و مقررات مالیاتی به­ویژه در منبع مالیات بر درآمد شرکت­ها انجام گرفته است. از نظر تاریخی جهش سال 1388 به نوعی مشابه دوره 1990-1989 میلادی در کشور شوروی سابق است که در آن سال فروپاشی صورت گرفت و تا آن زمان حدود 69 سال با نظام کمونیستی و به شکل دولتی اداره می­شد. از آنجاکه، تا پیش از فروپاشی به­دلیل ساختار دولتی نظام کمونیستی، مالیات به شکل تکلیفی از حقوق افراد کسر می­شده است و مردم اجبار به پرداخت مالیات داشته­اند، هنجار تمکین تا آن دوره در این کشور شکل نگرفته بود، لذا در سال­های پس از فروپاشی، به­دلیل دریافت مالیات­ها بر اساس اظهارنامه ابرازی اشخاص و ایجاد رفتار عدم تمکین از سوی مردم شوک عدم تمکینی در روسیه اتفاق افتاد که منجر به افزایش چند برابری فرار مالیاتی در سال­های پس از فروپاشی نسبت به سایر سال­ها شد^[9]. از این­رو می­توان این­گونه استنباط نمود که جهش شدید فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی سال 1388 در کشور ایران به­نوعی مشابه شوک عدم تمکین کشور روسیه در سال 1989 بوده و به­نظر می­رسد که مشکلات ساختاری نظام اقتصادی کشور حاصل از بالا بودن بی­انضباطی مالی دولت و به­ویژه شرکت­های دولتی در آن سال می­تواند دلیل اصلی جهش مذکور می­باشد.

 

6- نتیجه­گیری

در این مقاله برای پاسخ به سؤال تحقیق، مبنی بر این که "اندازه فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران در هر یک از سال­های دورة مورد بررسی چه میزان بوده و چه روندی داشته است؟"، ابتدا از طریق روش پولی تانزی(تابع تقاضای پول) و با استفاده از داده­های سری زمانی سالانه طی دوره زمانی (1392-1352) و با استفاده از روش­های پیشرفته اقتصادسنجی(VAR و VECM)، حجم اقتصاد زیرزمینی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی برآورد شده است. در این مدل نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی به عنوان متغیر وابسته و متغیرهای بار مالیاتی اشخاص حقوقی، نسبت حقوق و دستمزد به درآمدملی، درآمد سرانه ملی حقیقی، نرخ بهره حقیقی و درآمدهای نفتی حقیقی به عنوان متغیرهای توضیحی برای بررسی انتخاب شده‎اند. پس از برآورد حجم اقتصاد زیر زمینی بر مبنای الگوی تقاضای پول تانزی، با توجه به یک نرخ مؤثر مالیاتی، فرار مالیاتی طی دوره زمانی 1392-1352 برای پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران محاسبه گردید که روند صعودی آن در اغلب سال­ها، تأییدی بر فرضیه مقاله دارد. در این بین، میزان فرار مالیاتی برآوردی در این پایه در سال 1388 به­طور بی­سابقه­ای به بیشترین حد خود طی سال­های مورد بررسی یعنی مقدار 443414.1 میلیارد ریال یا به­عبارتی 11.4 درصد میزان تولید ناخالص داخلی در آن سال رسیده است که دلایل این جهش بر اساس شواهد موجود در آمار رسمی کشور می­تواند افزایش سرعت گردش پول و کاهش حجم پول قانونی در سال 1388 نسبت به سال 1387، بالا بودن بار مالیاتی اشخاص حقوقی در سال 1388 نسبت به سایر سال­های پس از انقلاب و همچنین وجود مشکلات ساختاری نظام اقتصادی کشور حاصل از بالا بودن بی­انضباطی مالی دولت و شرکت­های دولتی در آن سال باشد.

لذا، بر اساس نتایج برآورد شده در این مقاله که اشاره به روند افزایشی میزان فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی در ایران دارد، و با توجه به شرایط خاص اقتصاد ایران در سال­های اخیر که منبعث از تحریم­های اقتصادی و کاهش قیمت نفت با مشکلات شدید بودجه­ای روبه­روست، توصیه می­شود دولت فعلی با ادامه سیاست­های کنترل تورمی، اجرای انضباط مالی بیشتر، اجتنابازافزایشبارمالیاتی اشخاص حقوقی، ساده­سازی و شفاف­سازی و کاهش شدت قوانین و مقررات و بهبود فضای کار و کسب به گونه‌ای برنامه‌ریزی نماید که ضمن افزایش درآمدهای پایدار مالیاتی و کاهش کسری بودجه، حجم فرار مالیاتی در پایه مالیات بر درآمد اشخاص حقوقی را در کشور کاهش دهد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- پژوهشگر سازمان امور مالیاتی کشور و دکتری اقتصاد دانشگاه آزاد واحد علوم تحقیقات تهران، ایران.   [e-mail]

2- استاد و عضو هیأت علمی گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران، (نویسنده مسئول) [e-mail]

 

 

 

 

 

 

 

---

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مراجع

1)     آذرمند، حمید(1386)، "ارزیابی اقتصاد پنهان در ایران". فصلنامة حساب های اقتصادی ایران، سال دوم، شمارة 3، شهریور 1386.

2)     امین خاکی، علیرضا (1390)، " برآورد فرار مالیاتی و عوامل تعیین کننده آن در اقتصاد ایران "، رسالۀ دکتری اقتصاد، دانشکدۀ علوم اقتصاد و اداری دانشگاه مازندران.

3)     امیدی پور، رضا (1394)، "برآورد فرار مالیاتی و بررسی عوامل مؤثر بر آن در کوتاه­مدت و بلندمدت: مطالعه موردی ایران"، رسالۀ دکتری اقتصاد، دانشکدۀ مدیریت و اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران. 

4)     باقری گرمارودی، احمدرضا (1377)، "اقتصاد زیرزمینی؛ تخمین و آثار آن بر کسری بودجه و سرمایه گذاری بخش خصوصی طی سال های 1374-1350"، پایان نامه کارشناسی ارشد، دانشکدۀ علوم اقتصادی و سیاسی دانشگاه شهید بهشتی.

5)     بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، بانک اطلاعات سری زمانی.

6)     بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، مجموعه گزارش­های حساب­های ملی ایران، سنوات مختلف.

7)     بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، نماگرهای اقتصادی و خلاصه تحولات اقتصادی، سنوات مختلف.

8)     توماس، جی جی و دیگران، (1376)، "اقتصاد غیررسمی"، ترجمه و تلخیص: منوچهر نوربخش و کامران سپهری، مؤسسه تحقیقات پولی و بانکی، تهران.

9)     حسن پور صباغی، مریم ( 1378)، "برآورد فرار مالیاتی در ایران و اهمیت آن در ساختار مالیاتی کشور"، پایان نامۀ کارشناسی ارشد، دانشکده علوم انسانی و اجتماعی دانشگاه مازندران.

10)  خان جان، علیرضا (1384)، "نقش نهادهای غیررسمی در فرار مالیاتی(مطالعه موردی شهرستان مشهد)"، وزارت امور اقتصادی و دارایی، پژوهشکدۀ امور اقتصادی، طرح مطالعاتی، کد 299.

11)  خلعت بری، فیروزه(1369)، "اقتصاد زیرزمینی"، مجله رونق، سال اول، شماره 1.

12)  سازمان تأمین اجتماعی، معاونت اقتصادی و برنامه­ریزی، دفتر آمار و محاسبات اقتصادی و اجتماعی، سالنامه آماری سنوات مختلف.

13)  سازمان مدیریت و برنامه­ریزی کشور، فصل اول ماده واحده و جداول کلان منابع و مصارف بودجه از قانون بودجه سنوات مختلف.

14)  سوزان اِم لیونز(1390)، "فرهنگ توصیفی اصطلاحات بین­المللی مالیاتی: انگلیسی به فارسی و فارسی به انگلیسی همراه با شرح اصطلاحات و حواشی و تعلیقات"، ترجمه و تألیف محمد توکل. انتشارات دانشکده علوم اقتصادی،چاپ دوم، تهران.

15)  عبدالله میلانی، مهنوش، و نرگس اکبر پور روشن (1391)، "فرار مالیاتی ناشی از اقتصاد غیررسمی در ایران"، پژوهشنامه مالیات، سال 20، شماره 13 (پیاپی 61)، بهار.

16)  عرب مازار یزدی، علی (1380)، "اقتصاد سیاه در ایران:یک رویکرد کلان اقتصادی"، رسالۀ دکتری اقتصاد، دانشکدۀ اقتصاد دانشگاه علامه طباطبایی.

17)   محمدی، افشین(1377)، "برآورد آثار اقتصادی فرار مالیات در ایران"، پایان نامۀ کارشناسی ارشد. دانشکدۀ علوم اقتصادی و سیاسی دانشگاه شهید بهشتی.

18)  مرکز آمار ایران، دفتر جمعیت، نیروی کار و سرشماری، نتایج سرشماری عمومی نفوس و مسکن سنوات مختلف.  

19)  Allingham, M., and Sandmo, A. (1972), "Income Tax Evasion: A Theoretical Analysis", Journal of Public Economics, No. 1(3-4), PP. 323-338.

20)  Alm, J. (1998), "Tax compliance and Administration"; Department of Economics, University of Colorado at Boulder, Colorado, Working Paper No. 98-12, March.

21)  Alm, J., and J. Martinez – Vazquez, (2001), "Institutions, paradigms, and tax evasion in developing and transition countries", paper prepared for Public Finance in Developing and Transition Countries: A Conference in Honor of Richard Bird, Andrew Young School of Policy Studies, Georgia State University (Augus).

22)  Alm, J. (2012), "Measuring, explaining, and controlling tax evasion: lessons from theory, experiments, and field studies", Int Tax Public Finance, 19, pp: 54–77.

23)  Andreoni, J., Erard, B., and Feinstein, J. (1998), "Tax compliance", Journal of Economic Literature, 36, pp. 818 – 860.

24)  Ariyo, A., and Bekoe, W. (2011), "Currency Demand, the Underground Economy and Tax Evasion: The Case of Nigeria", Journal of Monetary and Economic Integration, Vol. 11, No.2. P130-157.

25)  Basile, R., Chiarini, B., and Marzano, E. (2011), "Can we Rely upon Fiscal Policy Estimates in Countries with Unreported Production of 15 Per Cent (or more) of GDP? ", CESIFO WORKING PAPER, NO. 3521.

26)  Becker, G. S. (1968), "Crime and punishment: An economic approach", Journal of Political Economy, 76, pp.169 – 217.

27)  Bhattacharya, D. K. (1990), "An Econometric Method of Estimating the 'Hidden Economy', United Kingdom (1960 - 1984): Estimating and Tests", The Economic Journal, Vol. 100, No. 402, September.

28)  Cagan, P. (1958), "The Demand for Currency Relative to Total Money Supply", National Bureau of Economic Research, Occasional Paper 62 (New York).

29)  Chiarini, B., Marzano, E., and Schneider, F. (2013)."Tax Rates and Tax Evasion: An Empirical Analysis of the Long-Run aspects in Italy", European Journal of Law and Economics, 35, pp: 273–293.

30)  Cowell, F. A. (1990), "Cheating the government: the economics of evasion", Cambridge: The MIT Press.

31)  Embaye, A., and Yu W. C. (2010), "Tax Evasion and Currency Ratio: Panel Evidence from Developing Countries", College of Business, USA, July 30.

32)  Enders, W. (2004), "Applied Econometrics Time Series", 2nd edition, John Wiley& Sons, Inc.

33)  EViews 8 User's Guide, Different Pages.

34)  Faal, E. (2003), "Currency Demand, the Underground Economy, and Tax Evasion: The Case of Guyana", IMF Working Paper, Western Hemisphere Department, January.

35)  Feige, E. L. (1979), "How Big is the Irregular Economy?", Challenge , Vol. 22, (Nov. –Dec.),        pp. 5-13.

36)  Feige, E. L. (1997), "Underground Activity and Institutional Change: Productive, Protective, and Predatory Behavior in Transition Economies", in Nelson, Tilley and Walker (eds) Transforming Post-Communist Political Economies, National Academy Press, Washington D.C. 19-34, available at: http://econwpa.repec.org/eps/dev/papers/0305/0305001.pdf .

37)  Franzoni, L. A. (1998), "Tax Evasion and Tax compliance", Encyclopedia of Law and Economics.

38)  Gërxhani, K. (2002a), "The Informal Sector in Transition: Tax Evasion in an Institutional Vaccum", Ph.D. thesis, (Amsterdam: University of Amsterdam, 2002a).

39)  Gërxhani, K. (2002b), "Tax evasion in Albania: An institutional vacuum? ", working paper. Institute for Advanced Studies (AIAS), (University of Amsterdam, Feb. 2002b).

40)  Grossman, G. (1977), "The Second Economy of the USSR", Problems of Communism, 26(5), 25-40.

41)  Grossman, G. (1992), "Sub-Rosa Privatization and Marketization in the USSR", reprinted in Kennett, David and Lieberman, Marc ed. The Road to Capitalism: Economic Transformation in Eastern Europe and the Former Soviet Union. The Dryden Press Harcouurt Brace Javanovich, Inc.

42)  Guttman, P. M. (1977), "Subterranean Economy", Financial Analysts Journal, Vol. 33, No. 6 (Nov. - Dec.), pp. 26-27, 34.

43)  Ivanov, V. and Kilian, L. (2005), "A Practitioner’s Guide to Lag Order Selection for VAR Impulse Response Analysis", Studies in Nonlinear Dynamics & Econometrics, Vol 9. Issue1. Article2.

44)  Kemal, M. Ali. (2007), "Fresh Assessment of the Underground Economy and Tax Evasion in Pakistan: Causes, Consequences, and Linkages with the Formal Economy", MPRA Paper 2226, University Library of Munich, Germany.

45)  Lütkepohl, H. (1991), "Asymptotic Distributions of Impulse Response Functions and Forecast Error Variance Decompositions of Vector Autoregressive Models", Review of Economics and Statistics, Vol72, pp: 116-125.

46)  Nerré, B., (2001a), "The emergence of a tax culture in Russia", paper presented at The 57th Congress of the International Institute of Public Finance: The Role of Political Economy in the Theory and Practice of Public Finance. Linz, Austria (August 27-30, 2001a).

47)  Nerré, B., (2001b), "The role of tax culture in the Russian transformation process", in Stierle, M. H.  and Birringer, T. (eds.), Economics of Transition: Theory, Experiences and EU Enlargement. INFER Annual Conference 2001 (2001b), INFER Research Edition, Vol. 6, Berlin: VWF, pp.111-128.

48)  Nerré, B., (2001c), "The concept of tax culture", in National Tax Association Proceedings Ninethy – Forth Annual Conference 2001 (2001c), Baltimore, Maryland. Edited by Sally Wallace. NTA, Washington DC, pp. 288-295.

49)  Nerré, B. (2004), "Modeling tax culture", paper prepared for the European Public Choice Society Annual Meeting 2004. Berlin, Germany (April 15-18).

50)  North, D. (1990), "Institutions, Institutional Change and Economic Performance". Cambridge, England: Cambridge University Press.

51)  North, D. (1994), "Economic Performance through Time", the American Economic Review, 84(3), 359-68, available at: http://www.ppge.ufrgs.br/giacomo/arquivos/diremp/north-1994.pdf.

52)  Orviská, M., Čaplánová, A., Medved, J., and Hudson, J. (2006), "A Cross Section Approach to Measuring the Shadow Economy", Journal of Policy Modeling, 28(7), 713-724.

53)  Perotti, R. (2004), "Estimating the effects of fiscal policy in OECD countries.Proceedings", Federal Reserve Bank of San Francisco.

54)  Phillips, P.C. and Ploberger, W. (1994), "Posterior odd Testing for a Unit root with data-based Model Selection", Econometric Theory, Vol 10. pp: 774-808.

55)  Richupan, Somchai (1984), "Measuring Tax Evasion", Finance and Development, 21(4), pp: 38-40.

56)  Sandmo, A. (2005), "The theory of tax evasion: a retrospective view", National Tax Journal, 58(4), pp. 643–663.

57)  Schneider, F. (1986), "Estimating the Size of the Danish Shadow Economy Using the Currency Demand Approach: An Attempt", Scandinavian Journal of Economics 88/4, 643-668.

58)  Schneider, F., and Enste, D. (2000), "Shadow Economies: Sizes, Causes and Consequences", Journal of Economic Literature, Vol. 38.      No. 1.

59)  Schneider, F. (2006), "Shadow Economies of 145 Countries around the World! What Do We Know? ", erscheint in: B.-A. Wickström (ed.), Schattenwirtschaft, Schriften des Vereins für Socialpolitik, Duncker&Humblot, Berlin.

60)  Slemrod, J., and Yitzhaki, S. (2002), "Tax avoidance, evasion, and administration". In A. J. Auerbach and M. Feldstein (Eds.), Handbook of public economics (pp. 1423–1470). Amsterdam: Elsevier.

61)  Tanzi, V. (1980), "The Underground Economy in the United States: Estimates and Implications", Paper presented at the 1980 Meeting of American Economic Association held in Denver, Colorado, September 5-7 and so at Rome. Banca Nazionale Del Lavoro, Quarterly Review, (December), No.135 (4), pp. 427-453.

62)  Tanzi, V. (ed.) (1982), "The Underground Economy in the United States and abroad. Lexington": Lexington Books, Massachusetts, 340 pages.

63)  Tanzi, V. (1983), "The Underground Economy  in the United States: Annual Estimates, 1930-80'' , Palgrave Macmillan Journals, Staff Papers , International Monetary Fund, Vol. 30, No. 2 , Jun.,         pp. 283-305.

64)  Thomas, J.J. (1992), "Informal Economic Activity", LSE Handbooks in Economics, Brighton: Harvester Wheatsheaf.

65)  Thomas, J. J. (1999), "QUANTIFYING THE BLACK ECONOMY: 'MEASUREMENT WITHOUT THEORY' YET AGAIN? ", The Economic Journal, 109 (June), F381-F389.

66)  Torgler, B. (2003), "Tax morale in Latin America", Third International Research Conference: Responsive Regulation (International Perspective on Taxation.) University of Basel

 

 

یادداشت‌ها

1. Tanzi, V. (ed.) (1982)
2. این تعریف بخشی از اقتصاد غیررسمی توماس (1992) را  نیز در بر می­گیرد.
   1. Tax Evasion
   2. Tanzi, V. (1980)
   3. سوزان اِم لیونز(1390)، ترجمۀ محمد توکل.
      1. Tax Avoidance
      2. این تعریف جزئی از بخش نامنظم اقتصاد غیررسمی توماس(1992) را شامل می­شود.
         1. Alm, J. (1998)
         2. Franzoni, L. A. (1998)
         3. Vector Error Correction Model
         4. Perotti, R. (2004)
         5. Allingham, M., and Sandmo, A. (1972)
         6. Tax Evasion Standard Model
         7. A–S Analysis
         8. economics–of–crime
         9. Becker, G. S. (1968)
         10. Allingham M., and A. Sandmo (1972)
         11. Expected Utility
         12. Andreoni, J., Erard, B., and Feinstein, J. (1998)
         13. Slemrod, J., and Yitzhaki, S. (2002)
         14. Cowell, F. A. (1990)
         15. Sandmo, A. (2005)
         16. Alm, J., and J. Martinez – Vazquez, (2001)
         17. Torgler, B. (2003)
         18. Gërxhani, K. (2002a) Gërxhani, K. (2002b)
         19. Nerré, B. (2004)
         20. Nerré, B., (2001a, 2001b, 2001c)
         21. Tax Morale
         22. Faal, E. (2003)
         23. Kemal, M. Ali. (2007)
         24. Ariyo, A., and Bekoe, W. (2011)
         25. Cagan, P. (1958).
         26. Guttman, P. M. (1977)
         27. Tanzi, V. (1980)
         28. Tanzi, V. (1983)
         29. Schneider, F. (1986)
         30. Schneider, F., and Enste, D. (2000)
         31. Orviská, M., et al. (2006)
         32. Schneider, F. (2006)
         33. Embaye, A., and Yu W. C. (2010)
         34. Basile, R., Chiarini, B., and Marzano, E. (2011)
         35. Chiarini, B., Marzano, E., and Schneider, F. (2013)
         36. برای مطالعه بیشتر به دو مقاله زیر مراجعه شود:                                                                                                           

Richupan,Somchai (1984). "Measuring Tax Evasion", Finance and Development, 21(4), pp: 38-40                   

Alm, J.(2012). "Measuring, explaining, and controlling tax evasion: lessons from theory, experiments, and field studies", Int Tax Public Finance, 19, 54–77.

⁴⁶ .National accounts method

⁴⁷. Sampling method

⁴⁸. Budget survey method

⁴⁹. Direct tax payer survey

⁵⁰. Tax Capacity

⁵¹. Laplace transforms approach

⁵². Fuzzy Logic method

⁵³. Physical input Approach

⁵⁴. Labor Market Approach

⁵⁵. Bhattacharya, D. K. (1990)

⁵⁶. Thomas, J. J. (1999)

⁵⁷. Currency Demand Function

⁵⁸. Multiple Indicators, Multiple Causes (MIMIC)

⁵⁹. به­عنوان مثال می­توان به مطالعات فال(2003)، ارویسکا و دیگران(2004)، کمال (2007)، امبای و یو(2010)، آریو و بکواِ (2011) اشاره نمود.

⁶⁰. Cagan, P. (1958)

⁶¹. Guttman, P. M., (1977)

⁶². Feige, E. L. (1979)

⁶³. Tanzi, V. (1980)

⁶⁴. Tanzi, V. (1983)

⁶⁵. لازم به ذکر است، به دلیل اینکه در سال­های پس از انقلاب مباحث پولشویی مطرح نبوده است اشخاص گاهی از طریق حساب­های جاری نیز مبادلات خود را انجام می­داده­اند و یا در سال­های اخیر، به­دلیل رکود بازار اشخاص حتی از طریق مبادله پایاپای  مانند معاوضه اتومبیل و ملک با کالاهای دیگر مبادلات خود را انجام      می­دهند، اما به­دلیل محدود بودن موارد یاد شده و فقدان اطلاعات و آمار مستند در این خصوص، از به­کارگیری موارد نامبرده در انجام مبادلات صرفنظر نموده­ایم. لذا در این مقاله بر مبنای ایده تانزی فرض بر استفاده از وجه نقد در مبادلات بخش غیررسمی است.

⁶⁶. در این مطالعه نرخ مؤثر مالیاتی، نسبت بار مالیاتی اشخاص حقوقی به تولید ناخالص داخلی است.

67. Vector Autoregressions

⁶⁸. ذکر این نکته لازم است که با اعمال نرخ مؤثر مالیاتی که در این مطالعه همان نسبت درآمدهای مالیاتی از منبع اشخاص حقوقی به تولید ناخالص داخلی(بار مالیاتی اشخاص حقوقی یا نرخ متوسط مالیاتی در این پایه) است، به­نوعی مسأله نرخ­های مالیاتی، ضرایب مالیاتی و معافیت­های مالیاتی در آن به­صورت ضمنی لحاظ و منظور شده است. مطالعات تانزی(1980، 1983) و فال(2003) نیز از چنین پروکسی به­عنوان متغیر مالیاتی در برآورد فرار مالیاتی استفاده نموده­اند.

⁶⁹. لازم به ذکر است، با وجود اینکه متغیر نرخ ارز به عنوان یکی از عوامل مؤثر بر تقاضای پول در کشور ایران به­نظر می­رسد، اما به دلیل نوسان­ این متغیر در     سال­های پس از انقلاب، تأثیر آن بر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی در مدل­های بررسی شده معنی­دار به­دست نیامد، لذا در مدل رگرسیونی نهایی تنها تأثیر متغیرهای برگرفته از الگوی تقاضای پول تانزی بر نسبت پول نقد در گردش به حجم نقدینگی در کنار متغیر درآمدهای نفتی حقیقی مورد بررسی قرار گرفته است.

⁷⁰. برای مشاهده جزئیات بیشتر این بحث، به مقالات تانزی (1980 و 1983)  مراجعه شود.

⁷¹. http://www.cbi.ir/

⁷². http://www.amar.org.ir/

⁷³. Time Series

⁷⁴. Unit root test

⁷⁵. در مورد متغیر نرخ بهره حقیقی، به منظور پرهیز از مشکل خود  همبستگی جملات خطای  رگرسیون، از روش ارائه شده توسط Phillips-Perron برای آزمون پایایی این متغیر استفاده شده است.

⁷⁶. Lütkepohl, H. (1991)

⁷⁷. Phillips, P.C. and Ploberger, W. (1994)

⁷⁸. Ivanov, V. and Kilian, L. (2005)

⁷⁹. Schwarz criterion

⁸⁰. Johansen Cointegration Test.

⁸¹. Enders, W. (2004)

⁸². در ارتباط با دلایل مثبت و منفی شدن ضرایب مدل و انطباق آن با علائم مورد انتظار برگرفته از نظریه تانزی، به دلایل نظری عنوان شده در خصوص روابط میان متغیرهای مستقل مورد بررسی با متغیر وابسته، در بخش معرفی مدل و متغیرهای تحقیق مراجعه شود.

⁸³. برای مشاهده جزئیات بیشتر این بحث، به بخش 4-1 مقاله (روش تقاضا برای پول)  مراجعه شود.

⁸⁴. Illegal Money

⁸⁵. Legal Money

⁸⁶. Velocity of Money

⁸⁷. Underground Economy

⁸⁸. در این مطالعه نرخ مؤثر مالیاتی، نسبت بار مالیاتی اشخاص حقوقی به تولید ناخالص داخلی است.

⁸⁹. برای مشاهده جزئیات بیشتر این بحث، به مطالعات ذیل مراجعه نمایید:

Feige (1997), Grossman (1977, 1992) and North (1990, 1994).