در ايرانمالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي فرار

1مهنوش عبداله ميالني 2پور روشن نرگس اكبر

24/3/1391 :تاريخ پذيرش 26/11/1390:تاريخ دريافت

چكيدهفرار مالياتي يكي از مسائل مهمي است كه بسياري از كشورها، بخصوص كشورهاي در حال توسعه با آن

ما در اين مقاله به تخمين حجم فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي با روش تابع تقاضاي پول . درگيرندكه اين پديده از سال نتايج نشان داد. ه ايمبهره جست، براي برآورد ARDLپرداخته ايم و از الگوي

.افزايش يافته است 1389تا 1370

ARDLاقتصاد غيررسمي، فرار مالياتي، روش تقاضاي پول، الگوي : كليدي ژه هايوا

                                                             milani@atu.ac.irاستاديار اقتصاد، دانشكده اقتصاد دانشگاه عالمه طباطبائي - 1 narges.akbarpur@gmail.com )نويسنده مسؤل(كارشناس ارشد توسعه اقتصادي و برنامه ريزي - 2

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 142

 

مقدمه- 1كشورهاي بيشتر در. مي باشد جامعه سالمت اقتصاديدولت يكي از عوامل ايجاد درآمدهاي مالياتي

اما در اغلب ،سهم مهمي از درآمدهاي دولت را تشكيل مي دهندتوسعه يافته، درآمدهاي مالياتي در ايران از زماني كه. كشورهاي در حال توسعه، به داليل مختلف سهم درآمدهاي مالياتي ناچيز است

درآمدهاي مالياتي ،، به دليل عدم احساس نيازوارد شدبودجه دولت در درآمدهاي حاصل از فروش نفت فروش نفت به طوري كه درآمدهاي ناشي از ،دولت را تشكيل داده است كمي از درآمدهايسهم

، استعوامل بين المللي تعيين قيمت نفت به عهدهچون . هاي دولت شدتعيين كنندة اصلي درآمددر برنامه به همين دليل،. با نااطميناني مواجه مي كندبه درآمدهاي نفتي را دولت درآمدهاي وابستگي

تالش گرچه .صورت گرفتجهت باالبردن سهم درآمدهاي مالياتي ش هايي درهاي پنج ساله، تالند، اما هنوز سهم درآمدهاي مالياتي از كل ه اايجاد كرد ي مذكور موفقيت هايي نسبي در اين زمينهها

بخش عمده اي از درآمدهاي مالياتي از طريق دو كانال فرار و معافيت هاي .درآمد دولت كم استبه عبارت ديگر، دو عامل مذكور در كم بودن درآمدهاي مالياتي كه . مالياتي از دست دولت مي رود

.سزايي دارنده توسط دولت اخذ مي شود، نقش بتا ،است 1370-89در دوره اد غيررسميهدف از اين مقاله، تخمين اندازه فرار مالياتي ناشي از اقتص

طي دوره از اين طريق برآوردي از ميزان درآمدهاي از دست رفته دولت از مسير اقتصاد غيررسميمباني نظري موضوع و 2در بخش . اين مقاله در بخش هاي ذيل تنظيم شده است .مهيا گردد مذكور

روش شناسي برآورد به 4در بخش . تعدادي از مطالعات تجربي موجود مرور مي شود 3در بخش به تخمين اندازه اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي و تحليل نتايج 5 بخش. تفصيل تشريح مي گردد

. نتيجه گيري ارائه مي شود 6افته و در نهايت، در بخش اختصاص يآن حاصل از فرار مالياتي مروري بر مباني نظري- 2

قبل از پرداختن به ادبيات نظري فرار مالياتي بايد يك نكته مهم را يادآور شد و آن هم تفاوت بين دو اجتناب و فرار مالياتي، هر دو منجر به كاهش درآمد . است 2و فرار مالياتي 1پديده اجتناب مالياتي

به دليل مشكل بودن . مالياتي مي شوند؛ ولي از لحاظ مفهومي، دو پديدة كامالً جدا از هم هستندشناسايي اين دو از هم، گاهي خلط موضوع اتفاق مي افتد و بنابراين، نتيجه گيري هاي نادرستي                                                             1 - Tax Avoidance 2 -Tax Evasion  

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 143فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

فرار مالياتي اساساً ناشي از مشروعيت يا وجاهت و اجتناب مالياتي يتمايز مفهوم .استحصال مي گرددفرار مالياتي به معناي . قانوني يكي در مقابل عدم مشروعيت يا عدم وجاهت قانوني ديگري است

وقتـي مـؤدي از گـزارش درآمـدهــاي مشمــول ماليـات خويش عدول : شكستن حريم قانون استنه اي نظير گزارش كمتر از واقع درآمد و فروش، گزارش بيش از واقع ورزد يا به شيوه هاي عامدا

رتكب عملكسورات، و يا تنظيم اظهارنامة غيرواقعي از تعهدات مالياتي خود طفره برود، در حقيقت، م غير قانوني گرديده است كه مستوجب تنبيه مدني يا جزايي است و از اين رو، كسي كه از پرداخت

اما اجتناب مالياتي در چارچوب . عمال خالف قانون خويش استد نگران كشف اماليات فرار مي كنزدن قانون يا استفادة كامل قانون صورت مي گيرد و ناظر بر كاهش تعهدات مالياتي فرد از طريق دور

با توجه به . )1388خان جان، ( از ظرايف قانوني است و لذا از منظر جرم شناسي قابل تعقيب نيست .مقاله، به معرفي برخي از نظريه هاي مطرح شده در مورد فرار مالياتي مي پردازيمموضوع

هر محققي، بنا به مسئله اي كه در پي آن بود . نظريه هاي مطرح شده در باب فرار مالياتي فراوانند ي سعي در در اين بين، عده اي از محققان با استفاده از عوامل اقتصاد. به جنبه اي از آن پرداخته است

كه موفق به ) 1972(توضيح اين پديده نموده اند كه از آن جمله مي توان به كار آلينگهام و ساندمو اين مدل يكي از مطرح ترين مدل ها در مورد فرار مالياتي . ارئة مدل استاندارد مالياتي شدند، اشاره كرد

تمكين و يا عدم تمكين مالياتي، است كه رفتار يك مؤدي مالياتيِ ريسك گريز را در مورد تصميم بهمورد مدل مذكور از حداكثرسازي مطلوبيت. امه مورد بررسي قرار مي دهددر لحظة تكميل اظهارن

نتيجة اين مدل كه به مدل . اين كار كمك مي گيرد براي انتظار حاصل از تصميم فردي مؤدي مالياتيA-S مال كشف باالتر، فرار مالياتي را كاهش و نيز شهرت دارد، نشان مي دهد كه نرخ مجازات يا احت

.نرخ ماليات باالتر، آن را افزايش مي دهدبا توجه با اين حال،. ين مدل راهنماي بسياري از پژوهش ها و مطالعات در زمينه فرار مالياتي شدا

نظريات كه تنها بر سر يك جانبه نگري اين دسته از زيادي به چند بعدي بودن فرار مالياتي، انتقادات چارچوب حداكثرسازي مطلوبيت مورد عده اي .وارد شد ،عوامل اقتصادي را مورد توجه قرار مي دهند

، به دليل عدم سازگاري اش با رفتار مشاهده شدة مؤديان در شرايط نا اطميناني، A-Sانتظار را در مدلين نقد و در تعديل مدل استاندارد، ، به دنبال ا) 2002( براي مثال، ايد. مورد ترديد قرار داده اند

فرار مطلوبيت مورد انتظار را با مطلوبيت مورد انتظار رتبه بندي شده، جايگزين كرد كه شرايط مطلوبتوجه صرف به مؤديان مالياتيِ منفرد و غفلت از ).2007 لوين و ويدل،(مالياتي را محدودتر كند

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 144

 

جدا ديدن تصميم گيري در مورد فرار مالياتي از ساير گزينه هاي اقتصادي نظير اشخاص حقوقي،از -كه لحظه تكميل اظهارنامه مالياتي فرض شده – مبدأ زماني تصميم گيري مدل عرضه نيروي كار،

به جريان نئوكالسيك تعلق دارند، از اقتصاددانان كه عمدتاً عده اي. ديگر انتقادات مطرح شده هستنداز آن .در پاسخ به انتقادات مذكور، مدل استاندارد فرار مالياتي را تعديل سازند تالش كردند كه هم

يك مدل فرار مالياتي را با درآمد درونزا كه در آن را نام برد كه) 1990،2002(كاول جمله مي توان مدل تخصيص سبد دارايي با مدل عرضة نيروي كار متداول تركيب شده است، عرضه مي كند

. )2004فردريكسن و ديگران،(، براي توضيح فرار ياتي و نيز مدل هاي تعديل شدة آناصوالً در چارچوب مدل استاندارد فرار مال

اين در حالي است كه فرار مالياتي، تنها معلول . ها عوامل اقتصادي مورد توجه قرار مي گيرندمالياتي، تن، به همين دليل. عوامل اقتصادي نيست؛ عوامل ديگري هم بر اين پديده اثرگذارند كه اقتصادي نيستند

جمله مي توان جديد نمودند كه از آن ه موضوع، سعي در ارائة نظريه هايعده اي با نگاهي مبتكرانه ببه بررسي نقش نهادها در فرار مالياتي و تعديل مدل وازكوئز كه -به رويكرد نهادگراي آلم و مارتينزآن ها كمبود نهادهاي اجتماعي مؤثر در ارتقاء هنجار .، اشاره كرداستاندارد بر مبناي آن پرداخته اند

صاً كشورهاي در حال توسعه قلمداد مي ، مخصونايي فرار مالياتي در همة كشورهاتمكين را عامل زيربوجود يك هنجار اجتماعي مبين آن است كه اگر فرد باور داشته باشد كه تمكين مالياتي يك .كنند

هنجار ارزشمند اجتماعي است، بدان عمل خواهد كرد و برعكس، اگر رفتار عدم تمكين مالياتي فراگير وازكوئز مبين -ديدگاه آلم و مارتينز. خواهد رفتشود، در آن صورت هنجار اجتماعي تمكين از ميان

اين نكته نيز هست كه اگر دولت، به عنوان يك نهاد رسمي مؤثر، بتواند بر هنجار اجتماعي تمكين كه از پرداخت كساني هاي آن را مي توان ابزاري كارآمد در مقابله با تصميم سازيتأثير مثبت بگذارد،

.)1388خان جان، ( نمودماليات فرار مي كنند، قلمداد در مورد اهميت نقش فرهنگ مالياتي در فرار مالياتي را هم مي توان ) 2004(انديشه برگر نره

نّره فرهنگ مالياتي را اين گونه . نمونه اي ديگر از رويكردهاي نهادگرا به مسئله فرار مالياتي دانستي آن نهادهاي رسمي و غيررسمي فرهنگ مالياتي يك كشورِ بخصوص، تمام«: تعريف مي كند

مربوطه است كه با سيستم ماليات ملي و اجراي عملي آن، كه به طور تاريخي درون فرهنگ يك كه به سبب است بندهايي كشور جاي گرفته اند، مرتبط مي باشد و شامل وابستگي ها و قيد و

). 2001نّره، ( »تعامالت مداوم آن ها ايجاد شده اند

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 145فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

بنابراين، تعارض نهادي با . دهاي اجتماعي و وابستگي ها در طول زمان توسعه مي يابندقيد و بن به عقيدة نرّه، در . انتقال يك سيستم مالياتي ويژه به يك فرهنگ مالياتي متفاوت حتمي مي گردد

شوك در فرهنگ مالياتي از تعارض با فرهنگ . چنين موردي شوك فرهنگ مالياتي شكل مي گيردبنابراين، براي تدوين سياست هاي خوب، نبايد ساختار فرهنگ . بيگانه يا ناشناخته پديد مي آيدمالياتي

به زعم نرّه، اجتناب از شوك فرهنگ مالياتيِ مشترك بايد معياري براي . مالياتي ملي ناديده گرفته شودختن فرهنگ مالياتي اما بايد توجه داشت كه براي شنا . خوبيِ سياست مالياتي ملي و بين المللي باشد

يك كشور خاص، نياز به تحقيقات بسياري وجود دارد؛ چراكه براي اين كار بايد به بررسي تعداد زيادي .آن ها پرداختاز عوامل و نهادها، همراه با تعامالت بين

مروري بر مطالعات انجام شده- 3

بسياري از محققان قرار گرفته است، به فرار مالياتي، به عنوان يك پديدة غيرقابل مشاهده، مورد توجه در ادامه فقط به تعدادي از اين . انجام شده است گونه اي كه مطالعات بسيار زيادي در اين رابطه

.مطالعات اشاره خواهيم كرد، فرار ماليات در واردات چين از هنگ كنك را با مقايسة صادرات گزارش )2001(فيسمن و وي

حصول و واردات گزارش شدة چين از همان محصول مورد بررسي قرار شدة هنگ كنك از يك مفيسمن و وي دريافتند . در غياب فرار و خطاي اندازه گيري، اين دو رقم بايد مانند يكديگر باشند. دادند

براي محصوالت با نرخ هاي باالتر : كه شكاف بين اين ارقام، همبستگي زيادي با نرخ مالياتي دارد .ر ارزش گم شده بيشتر استمالياتي، مقدا

تخمين اندازه اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي ناشي از آن در گينه طي دوره براي) 2003( فال او پس از برآورد حجم اقتصاد غيررسمي . از روش تقاضا براي وجه نقد بهره جست 2000-1964

يك نرخ متوسط مالياتي در ارقام برآورد شده، به سري زماني فرار مطابق با روش هاي پولي، با ضرب .مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي دست يافت

در قالب يك مدل سادة ماليات، كانال هاي نشت درآمد مالياتي را برمي شمارد و بر ) 2005( كُبهام را براي تعدادي از كشورهاي ) يدرآمد از دست رفتة ماليات(اين اساس، سعي مي كند كه شكاف مالياتي

به عنوان (رسمي GDPاو با استفاده از داده هاي نسبت درآمد مالياتي به . در حال توسعه محاسبه كند

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 146

 

، )كه از مطالعة ديگر استخراج كرده بود(رسمي GDPو نيز سهم اقتصاد غيررسمي از ) tنمايندة .دست آوردماليات از دست رفته از كانال اقتصاد غيررسمي را به

، با »يك مطالعه بين كشوري: عوامل تعيين كننده فرار مالياتي«در مقالة ) 2006( گرنت ريچاردسون، در پي تحليل عوامل تعيين كنندة فرار مالياتي از روش كشور 45ري داده هاي مربوط به گردآو

عوامل غير اقتصادي ، نتايج اين مطالعه نشان داد كه . برآمد) OLS(رگرسيون حداقل مربعات معمولي أثير ساير عوامل ت. به خصوص پيچيدگي و سطح عمومي آموزش، بيشترين اثر را بر فرار مالياتي دارند

.، درآمد، عدالت و اخالق مالياتيگذار عبارتند از آموزشبا از روش فيسمن و وي، براي اندازه گيري اثر نرخ ماليات بر فرار مالياتي ) 2007( لوين و ويدل

اما آن ها، برخالف مطالعة . بهره بردنداي جريان تجاري بين دو كشور كنيا و تايوان ه استفاده از دادهاين . پرداختند در جريانات تجاري بين دو كشور نيز فرار مالياتياندازة به تخمين فيسمن و وي،

با اين . سترش دادبه تحليل، روش فيسمن و وي را گ) انگلستان(بررسي، با وارد كردن يك كشور سوم كار، مي توان دريافت كه آيا اختالفي بين رفتار فرار مالياتي در تجارت بين دو كشور در حال توسعه و

.در حال توسعه وجود دارد يا خير وسعه يافته و هر يك از دو كشوربين يك كشور تاليات بر ارزش افزودة با استفاده از سري هاي زمانيِ رسمي از پاية م) 2008(ياريني و ديگران چ

، ارتباط بين فرار مالياتي و نرخ ماليات را مورد بررسي قرار 1980-2004طفره رفتة ايتاليا براي دورة نتايج تحقيق نشان داد كه در تعادل، به ازاي يك درصد افزايش در فرار مالياتي، نرخ مالياتي . دادند

به ازاي جهش يك درصدي در نرخ مالياتي درصد افزايش مي يابد، در حالي كه 0.3آشكار نزديك عالوه بر اين، پارامترهاي تخميني بلندمدت، .درصد افزايش مي يابد 0.48آشكار، فرار مالياتي بلندمدت

اين مسئله وجود يك استراتژي بلندمدت را از سوي . با سرعت به سمت تعادل، تعديل مي شوندكه وارد سيستم مي شوند و عدم تعادل ايجاد مي اصالحات يا ابزار جديدي. مؤديان نشان مي دهد

. ادل مجدداً حاكم مي گرددكنند، به سرعت توسط فراريان مالياتي شناخته مي شوند و بنابراين، تع، كه ي توضيح فرار مالياتي در ايتالياوجود يك رفتار بنيادي برا ياريني و ديگران به استناد اين نتايج،چ

.حكومت هاي مختلف ثابت است، را اثبات كردنددر طول دهه ها و نسل ها و حال توسعه طي ربا استفاده از نسبت نقد، به بررسي فرار مالياتي در كشورهاي د) 2010(امباي و يو

تا را براي داده هاي پنل بكار بردند GMMروش تخمين آن ها. پرداختند 1984-2006دورة انتظار مي رود. و مانايي متغيرها مورد توجه قرار گيرندضيحي ناهمگني گروه، درونزايي متغيرهاي تو

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 147فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

كساني كه مي خواهند از پرداخت ماليات فرار كنند، دست به دامان پول نقد شوند تا از معامالتشان نام بنابراين، با افزايش نرخ ماليات، به دليل افزايش در فرار مالياتي، تقاضا براي پول . و نشاني باقي نماند

نتايج اين مطالعه چنين فرضيه اي كه نرخ هاي باالتر ماليات به نسبت نقد . د افزايش يابدنقد هم بايآن چه از اين تحقيق بر مي آيد اين است كه قدرت اجراييِ . را رد نكرده است بيشتر مي انجامد،

قد را مقامات مالياتي، سطح توسعه يافتگي، نرخ بهره، نرخ تورم و درجه شهرنشيني در كشورها، نسبت نتخمين نسبت نقد براي كشورهاي در حال توسعه در اين پژوهش، تنوع هم چنين، .توضيح مي دهند

.گستردة اين نسبت را بين كشورها نشان مي دهددر بررسي ادبيات تجربيِ فرار مالياتي در ايران، تعدادي از پژوهش ها را مي يابيم كه به بررسي

. ه اند و تعدادي ديگر، به صورت موردي آن را مورد مطالعه قرار داده انداين پديده در كل اقتصاد پرداخت .در ذيل، به بعضي از اين مطالعات اشاره مي شود

، »برآورد آثار اقتصادي فرار از ماليات در ايران« در پژوهشي تحت عنوان) 1377( افشين محمدي ) تقاضاي پول(با استفاده از مدل تعديل شدة تنزي او . اقدام به تخمين اندازه فرار مالياتي در ايران كرد

تخمين 1350-74، حجم اقتصاد سياه را در دورة ) OLS( و بر اساس روش حداقل مربعات معموليزد و سپس با ضرب نرخ هاي مختلف ماليات در اين رقم، سناريوهاي مختلفي را براي تخمين فرار

ين نشان داد كه حجم اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي، در به طور كلي، نتايج تخم. مالياتي به كار برد .طول دورة مورد بررسي افزايش يافته است

با استفاده از روش تعديل شدة تنزي به تخمين حجم اقتصاد ) 1378( مريم حسن پور صباغي ي را دست يافت و با ضرب نرخ ماليات در اين مقادير، حجم فرار ماليات1350-77غيررسمي طي دورة

در اين تحقيق معلوم شد كه حجم فرار مالياتي نسبت به درآمد مالياتي اخذ . در دورة مذكور تخمين زددر ضمن، .شده قابل توجه بوده، مي تواند سطح قابل مالحظه اي از كسري بودجه دولت را پوشش دهد

.دجلوگيري كر يبا بهبود مديريت مالياتي مي توان از راه هاي مختلف فرار مالياتتخمين فرار ماليات بر درآمد اشخاص حقيقي در « در تحقيقي با عنوان ) 1380(بهمن سيد زارع ، به تخمين فرار ماليات بر درآمد اشخاص حقيقي از روش اختالف »ران و شناسايي عوامل مؤثر بر آناي

بر مبناي هموار در حساب هاي ملي پرداخت و با استفاده از الگوي بهينه سازي در شرايط عدم قطعيتسازي بين زماني درآمد فريدمن و فيشلو، رفتار اقتصادي كساني كه از پرداخت ماليات مي گريزند را

نتايج نشان داد كه حساسيت فرار مالياتي نسبت به تورم، درآمد و درآمد انتظاري . مورد بررسي قرار داد

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 148

 

اد اين نتايج، سيد زارع بيان مي كند كه به استن. مثبت و نسبت به آزادسازي بازارهاي مالي منفي استسياست گزار مي تواند با توجه به هزينه و بازدة تغيير و تعديل متغيرهاي سياستي اثرگذار بر فرار

.مالياتي، به سطح بهينة درآمد مالياتي نزديك گرددبراي با بهره گيري از روش فازي، سري زماني اقتصاد غيررسمي را) 1380( صادقي و شكيبايي

نرخ مؤثر ماليات : آن ها براي اين كار از دو متغير ورودي استفاده كردند. تخمين زدند 1343 -78دوره صادقي و شكيبايي، پس از تخمين سري زماني حجم اقتصاد غيررسمي به روش .و شاخص مقررات

ها با استفاده فازي، چون نتايج به دست آمده از اين روش، به صورت شاخص هستند، به تراز كردن آن از نتايج تحقيق عرب مازار پرداختند و در نهايت، با استفاده از نسبت درآمدهاي مالياتي به توليد

.ناخالص داخلي، به سري زماني فرار مالياتي دست يافتندبه بررسي موردي فرار مالياتي در صاحبان مشاغل صنف طالفروشان )1382( علي اكبر حمزه اي

نفر انتخاب شد و اطالعات 234براي اين منظور، نمونه اي تصادفي به حجم . استان مازندران پرداختمتغيرهاي مربوط به فرار مالياتي و عوامل تعيين كنندة آن در نمونه، با استفاده از روش تحليل واريانس

نتايج اين تحقيق نشان مي دهدكه . ش تحليل عاملي مورد تجزيه و تحليل قرار گرفتيك طرفه و روعوامل ساختاري، قانوني و سازماني به ترتيب، مهم ترين عوامل تأثير گذار فرار مالياتي در اين صنف هستند و از ميان متغيرهاي تحقيق، ضعف گردش پولي كشور، كاستي هاي نظام اطالعات مالياتي،

. ي قوانين مالياتي به ترتيب، بيشترين اثر را در ايجاد فرار مالياتي طالفروشان مازندران دارندپيچيدگپس از بررسي علل به وجود آورنده و زمينه هاي مؤثر بر گسترش اقتصاد ) 1386( حميد آذرمند

ار مالياتي در پنهان و نيز آثار و پيامدهاي آن، به تعيين حجم و روند تغييرات اقتصاد غيررسمي و فراو براي برآورد حجم اقتصاد غيررسمي، از روش تنزي . پرداخت 1384تا 1352ايران، در دورة زماني

سپس، با اعمال يك نرخ ماليات، حجم فرار مالياتي را برآورد . در تخمين تقاضاي پول نقد استفاده كرد .نمود

روش شناسي برآورد- 4

ده ها، مشكلي است كه در بكارگيريِ روش هاي مستقيمِ از آن جا كه محدوديت در دسترسي به دااست برآورد فرار مالياتي وجود دارد، روش برگزيدة برآورد فرار مالياتي در اين تحقيق، روش غيرمستقيم

جهت دستيابي به هدف به اين دليل، اولين گام. كه متكي بر تخمين حجم اقتصاد غيررسمي مي باشدروش هاي زيادي براي اين كار وجود دارد كه تعدادي از . غيررسمي استبرآورد حجم اقتصاد تحقيق،

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 149فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

برخي از اين روش ها مبتني بر .آن ها در ايران براي برآورد حجم اقتصاد غيررسمي به كار رفته استدر اين بين، رهيافت . علل ايجاد فعاليت هاي غيررسمي هستند و برخي ديگر بر آثار آن ها تمركز دارند

، هر يك در چارچوب )MIMIC1(علل چندگانه -ي پول و روش شاخص هاي چندگانهتقاضا براروش واحدي، اطالعات مربوط به علل و آثار مختلف اقتصاد غيررسمي را به طور همزمان مدنظر قرار مي دهند و بنابراين، با بكارگيري اين روش ها، بخش مهمي از نقاط ضعف روش هايي كه تنها بر علل

در اين باب، حتي از MIMICاگرچه روش 2.اين پديده تمركز يافته اند، مرتفع مي شودو يا آثار روش تقاضاي پول هم جلوتر است، اما اين روش تنها به ارائة شاخصي از اقتصاد غيررسمي قناعت مي

ترازسازي شاخص هاي بدست آمده از اين روش، با استفاده از اطالعات بدست آمده از مطالعات . كندي ممكن مي شود؛ ليكن ارقام حاصله به عنوان اندازة اقتصاد غيررسمي، نسبت به اين اطالعات قبل

با توجه . به گونه اي كه با تغيير اين اطالعات، ارقام حاصله تغيير مي يابند. قبلي كامالً حساس هستند MIMICروش به اين كه، پژوهش حاضر، به دنبال تخمين فرار مالياتي در ايران است، استفاده از

چندان مناسب به نظر نمي رسد؛ چراكه برآورد اندازة فرار مالياتي با استفاده از مقاديري كه از طريق ترازسازي حاصل آمده اند، كامالً به آن اطالعات پايه كه در ترازسازي بكار رفته اند، حساس خواهد

با . د فرار مالياتي دچار تغيير مي شودبود؛ به گونه اي كه با تغيير اطالعات پايه، نتايج حاصل از برآوراين اوصاف، اين تحقيق از رهيافت تقاضا براي پول كه از روش هاي پولي براي تخمين حجم اقتصاد

.غيررسمي است، بهره مي جويد

رهيافت تقاضا براي پول - 1- 4 روش كاگان. براي تعيين اندازة اقتصاد غيررسمي به متغيرهاي پولي متوسل شد )1958( كاگان

براي مدل سازي اقتصاد غيررسمي، فرض مي كند كه نسبت پول رايج از عرضه پول در ) نسبت نقد(در اين روش، افزايش نسبت نقد از اين مقدار . يك سال پايه، نشان دهندة رفتار عوامل اقتصادي است

راه فرض برابري سرعت گردش پول در اقتصاد غيررسمي و اقتصاد رسمي، براي تخمين پايه، به هم، بر پايه اين فرض كه عوايد روش هاي مشابه. ده قرار مي گيرداندازة اقتصاد غيررسمي مورد استفا

و ) 1977( اقتصاد غيررسمي از طريق استفاده از وجه نقد و جانشينان آن پنهان مي ماند، توسط گاتمن .)2003فال، ( به كار گرفته شد) 1979(گ في

                                                            1 -Multiple Indicators, Multiple Causes 

.رجوع نماييد ) 1380(براي اطالعات بيشتر به علي عرب مازار يزدي 2-

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 150

 

،1929-80، از طريق تخمين تابعِ تقاضاي پول رايج براي آمريكا در دوره )1983و 1980( تنزي در روشِ او، نرخ ماليات به عنوان نمايندة تأثير اقتصاد غيررسمي بر .روش كاگان را بهبود بخشيد

ت تا انگيزه هاي پرهيز از ماليات و مشاركت در اقتصاد تقاضاي پول رايج مورد استفاده قرار گرفپول با با اين فرض كليدي كه معامالت اقتصاد غيررسمي. غيررسمي مبتني بر پول نقد را نشان دهد

رايج انجام مي پذيرد و افزايش در اندازة اقتصاد غيررسمي، تقاضا براي پول رايج را افزايش مي دهد، .)2003فال، (ريكا تخمين زده شد حجم اقتصاد غيررسمي در آم

فرض اساسيِ اين . براي تخمين حجم اقتصاد غيررسمي تعديلي از روش تنزي است مورد نظر مدل روش آن است كه تمام مبادالت در اقتصاد غيررسمي، به اين دليل كه مخفي بمانند، با وجه نقد

رهيافت، ابتدا تابع تقاضا براي پول نقد با براي تخمين اندازة اقتصاد غيررسمي با اين. صورت مي گيردپس از برآورد حجم پول . ، برآورد مي گرددوابسته وارد كردن نرخ ماليات، به عنوان يكي از متغيرهاي

نقد در كل اقتصاد، نرخ ماليات معادل صفر قرار داده شده، حجم پيش بيني شدة پول نقد در اقتصاد با . دو رقم، حجم پول در اقتصاد غيررسمي محاسبه مي گرددسپس، از كسر . رسمي محاسبه مي گردد

مي توان حجم اقتصاد رسمي و اقتصاد غيررسمي برابر است، اين فرض كه سرعت گردش پول در .اقتصاد غيررسمي در سرعت گردش پول برآورد نمودرا از طريق ضرب حجم پولِ اقتصاد غيررسمي

مينة مورد بررسي، متغيرهاي مد نظر ما در اين تحقيق بر اساس ادبيات نظري و تجربي موجود در ز ، )Yd(، درآمد قابل تصرف واقعي)CC(حجم اسكناس و مسكوك واقعي در دست اشخاص: عبارتند از

و رشد ) EX(، نرخ ارز بازار غيررسمي)R(، نرخ سود سپردة كوتاه مدت بانك ها)T(نرخ متوسط مالياتبدين ترتيب، الگوي مدنظر ما براي تخمين تابع تقاضاي پول به ).F(ابداعات مالي و تغييرات ساختاري

:صورت زير تعريف مي شود CC= f(Yd , T , R, EX, F)

نقد حجم پول، درآمد قابل تصرف واقعيي انتظار مي رود با افزايش بر اساس نظريه هاي اقتصاد منجر به كاهش آن مي نگهداري پولكه افزايش در هزينه فرصت اين در حالي است . افزايش يابد

و در نتيجه، حجم افزايش از آن جا كه با افزايش نرخ متوسط ماليات، تمايل به فرار از ماليات .شوددر رابطه با ارتباط نرخ . ، تقاضا براي نگهداري پول زياد مي شودافزايش مي يابد نيز اقتصاد غيررسمي

.ي اظهارنظر نمودنمي توان به صورت قطع حجم پول نقدارز با

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 151فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

در سال هاي اخير، ابداعات مالي و تغييرات تكنولوژيكي زيادي در سيستم مالي كشور به وقوع پيوسته است كه از آن جمله مي توان به گسترش تعداد بانك ها و شعب بانك ها، خدمات بانكداري

نمي . بانك ها اشاره كردو استفاده از عابر ) ATM( الكترونيك و افزايش تعداد دستگاه هاي خودپردازمعتقدند ) 1991( در اين مورد، آرو و ديگران توان بسادگي از نقش اين ابداعات در تقاضاي پول گذشت؛

كه در نظر نگرفتن نقش ابداعات مالي در تابع تقاضاي پول منجر به بروز مشكل در تشخيص معادلة حاضر اين متغير را به الگو وارد نموده از اين رو، تحقيق). 1383سلياني، (تقاضا براي پول مي شود

.استاز طريق اثر بر هزينة دسترسي به پول نقد، مستقيماً تقاضا شعب بانك ها و تعداد خودپردازها، تعداد

خودپردازها و شعب بانك ها جانشين هاي بسيار نزديكي . براي پول نقد را تحت تأثير قرار مي دهندكه در غياب شعب بانك ها، مي توانند -براي هم هستند، به گونه اي كه مي توان خودپردازها را

( تلقي نمود »1شبكه هاي شعب بانكي« به عنوان -را به انجام برسانندبسياري از فعاليت هاي پولي بنابراين، مجموع تعداد شعب و خودپردازهاي بانك ها، مي تواند نماينده اي از ابداعات ). 2003فال،

. مالي باشد داده ها - 2- 4

تقسيم حجم اسكناس و حاصل ، در اين تحقيق حجم واقعيِ اسكناس و مسكوك در دست اشخاصنرخ واست 1383شاخص بهاي كاالها و خدمات مصرفي در سال پاية مسكوك در دست اشخاص بر

) به قيمت جاري(هاي مالياتي از توليد ناخالص داخلي ط مالياتي به صورت نسبت كل درآمدمتوسدرآمد، ماليات بر مجموع ماليات بر (تصرف با كسر ماليات هاي مستقيم درآمد قابل. تعريف شده است

پس از . از توليد ناخالص داخلي به قيمت جاري محاسبه شده است) ثروت و ماليات بر اشخاص حقوقي، درآمد قابل 1383تقسيم مقدار حاصله بر شاخص بهاي كاالها و خدمات مصرفي به قيمت پاية سال

زدهيِ طرح هاي نرخ سود سپرده هاي يك سالة بانك ها كه متوسط با. بدست آمد تصرف واقعياز هزينة فرصت نگهداري به عنوان نماينده اياقتصادي را پس از كسر كارمزد بانكي نشان مي دهد،

نرخ رشد ة نرخ ارز بازار و ازاز نرخ ارز بازار غيررسمي به عنوان نمايند هم چنين، .تلقي گرديد پول نقد

                                                            1 - Branch Networks of Banks

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 152

 

ابداعات مالي استفاده شده رشد و خودپردازهاي بانك ها به عنوان نماينده اي از مجموع تعداد شعب .است

، از بانك مركزي 1370-1389داده هاي آماري به كارگرفته شده در اين تحقيق براي دورة زماني آوري جمع )در ارتباط با تعداد شعب و دستگاه هاي خودپرداز (و ساير بانك ها جمهوري اسالمي ايران

. شده است

خودتوضيح با وقفه هاي گسترده الگوي -3- 4در مدل هاي سري زماني، بايد متغيرهاي مدل را از لحاظ مانايي مورد بررسي قرار داد؛ چراكه، عدم

با اين . توجه به اين موضوع، ممكن است ما را به تخمين هايي نامناسب و غير قابل اطمينان سوق دهدتقاضاي پول به منظور برآورد حجم اقتصاد غيررسمي در ايران، عمدتاً از طريق حال، تخمين تابع

در حالي كه با . انجام گرفته است) OLS( رگرسيون سادة متغيرها، با روش حداقل مربعات معموليتوجه به نامانايي متغيرهاي پولي و تأثيرگذار، استفاده از اين روش ممكن است به رگرسيون كاذب

بهره ) ARDL( 1ه همين خاطر، تحقيق حاضر از الگوي خودتوضيح با وقفه هاي گستردهب. منجر شود .جسته است

يكي از الگوهاي پوياي متناسب با رابطة ايستاي بلندمدت الگوي مدنظر اين مقاله ARDLروش برخالف ساير . است كه برآوردهاي به نسبت بدون تورشي از ضرايب بلندمدت به دست مي دهد

گرنجر در ابتدا نيازي به آگاهي از -هاي رايج در روش تحليل هم انباشتگي، همانند روش انگلتكنيك قادر به برآورد همزمان ARDLهمچنين، روش. درجة انباشتگي متغيرهاي مورد مطالعه نيست

پسران و پسران، (ضرايب بلندمدت و كوتاه مدت الگو و تعيين جهت عليت بين متغيرهاي الگو است 1997.(

در مرحلة اول . ، شامل دو مرحله براي برآورد ضرايب بلندمدت مي باشدARDLبرآورد الگوي وجود ارتباط بلندمدت پيش بيني شده توسط تئوري اقتصادي، بين متغيرهاي مسأله، مورد بررسي قرار گرفته و درصورت تشخيص وجود ارتباط بلندمدت، در مرحلة دوم ضرايب بلندمدت و كوتاه مدت به

.روش حداقل مربعات معمولي برآورد مي گردند

                                                            1- Auto-Regressive Distributed Lag

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 153فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

با توجه به مشخص بودن جهت عليت در تحقيق حاضر، تنها به بررسي ارتباط بلندمدت بين به عنوان متغير وابسته و نرخ متوسط ماليات، درآمد قابل اسكناس و مسكوك واقعي در دست اشخاص

ها ، نرخ ارز بازار غير رسمي و نرخ رشد ابداعات تصرف واقعي، نرخ سود سپرده هاي يك سالة بانك :براي اين كار، بايد معادلة خودبازگشتيِ ذيل برآورد گردد. مالي به عنوان متغيرهاي مستقل مي پردازيم

با توجه . تعداد وقفه هاي الگو بر اساس تعداد مشاهدات انتخاب مي شودحداكثر ، ARDLدر مدل برابر ) n(تعداد وقفه هاي الگو حداكثر به محدود بودن تعداد مشاهدات و استفاده از داده هاي ساليانه،

. ، براي تشخيص وجود رابطة بلندمدت استفاده مي شودFاز آزمون . در نظر گرفته شده است 2با فرضية صفر عبارت است از نبود رابطة بلندمدت، كه به معناي صفر بودن توأم ضرايب تمام متغيرهاي

:يعني. بيان شده استH0 :

:رابطة بلندمدت عبارت است ازفرضية جايگزين، يعني وجود H : 0 , 0, 0, 0, 0 , 0

داراي توزيع غيراستاندارد بوده و به سه پارامتر بستگي دارد؛ نخست اينكه، متغيرهاي دخيل Fآمارة الگوي دوم اينكه،. هستند I(1)تا يك I(0)، داراي درجة انباشتگي از صفر ARDLدر الگويARDL متغير روند باشد يا خير و سوم اينكه متغيرهاي توضيحي در ) يا(داراي عرض از مبدأ و

.الگوي مذكور چه تعداد باشندگزارش شده ) 1997( توسط پسران و پسران F، براي آمارة (CVs)دو مجموعه از مقادير بحراني الگو داراي درجة انباشتگي از اين دو مجموعه به ترتيب، با فرض اينكه همة متغيرهاي دخيل در. است

محاسباتي Fاگر مقدار آمارة . يك و يا صفر هستند، براي سطوح مختلف اطمينان محاسبه شده است

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 154

 

خارج از محدودة مقادير بحراني قرار گيرد، بدون دانستن اينكه متغيرهاي مورد مطالعه داراي درجة به عبارت ديگر، اگر نتايج تجربي نشان . ودانباشتگي از صفر يا يك هستند، قادر به قضاوت خواهيم ب

كوچكتر از Fz(0)و Fx(0)بزرگتر از دامنة بااليي مقادير بحراني بوده ولي Fy(0)دهد كه مقدار متغير yدامنة پاييني مقادير بحراني باشد، يك رابطة بلندمدت و يكتا وجود دارد كه در اين رابطه

محاسباتي در دامنة مقادير Fبرعكس اگر آمارة . باشند متغيرهاي توضيحي آن مي zو xو وابستهبحراني قرار گيرد، نياز است تا درجة انباشتگي متغيرهاي مورد مطالعه تعيين شود تا بتوان در مورد

.)1388آماده و ديگران،( ارتباط بلندمدت متغيرها اظهار نظر كردوجود رابطة بلندمدت پايدار تأييد شود، در مرحلة دوم، ARDLدرصورتي كه در مرحلة اول روش

در اولين گام، تعداد وقفه هاي الگوي. طي مي شود ARDL دو گام ديگر براي تخمين الگويARDL كوئين، تعيين مي گردد -بيزين و حنان - بر اساس يكي از معيارهاي ضوابط آكائيك، شواترز

آماده و ( ه از روش حداقل مربعات معمولي، برآورد مي شودو درگام دوم، الگوي انتخاب شده با استفاد ).1388 ديگران،

تحليل نتايج تخمين و - 5

انجام براي بررسي رابطة بلندمدت بين متغيرهاي تحقيق F، آزمون Microfitبا استفاده از نرم افزار دست آمده توسط بر اساس مقادير بحراني به . محاسبه گرديد 4.8909 معادل Fشد و مقدار آمارة بوده، الگوي 5، با توجه به اين كه تعداد متغيرهاي مستقل در اين تحقيق 1)1997(پسران و پسران

برابر Fدرصد، حد پايين مقدار بحرانيِ آمارة 5مدنظر ما داراي عرض از مبدأ است، در سطح معناداري بيشتر از يمحاسباتF ن جا كه آمارة از آ. مي باشد 3.805و حد باالي مقدار بحراني برابر با 2.649با

با تشخيص رابطة . رابطة بلندمدت رد مي شود است، فرضية صفر مبني بر نبود حد باالي مقدار بحراني، ARDLبلندمدت بين متغيرهاي موردنظر اين تحقيق، مي توان به مرحلة دوم در برآورد الگوي

.يعني تخمين ضرايب الگو گام نهاد

                                                            1- Pesaran, M. Hashem & Pesaran, Bahram

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 155فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

تابع تقاضاي پولتخمين -1- 5وقفة . انجام شده است Microfitبا استفاده از نرم افزار ARDLدر اين تحقيق، برآورد الگوي

نتايج 1جدول. به دست آمده است) 0،0،0،1،0،1(بيزين، برابر با -بهينة متغيرها بر اساس معيار شوارتزنتايج حاصل از 2جدول بر اساس معيار مذكور و ARDLحاصل از برآورد ساختار پوياي الگوي

.تخمين ضرايب بلندمدت الگو را نشان مي دهند ARDLنتايج برآورد ساختار پوياي - )1(جدول

انحراف معيار محاسباتي tآمارة احتمالضرايب برآورد

شده متغيرهاي مستقل

0.509 0.79709 1.35217 1.0778 T

0.181 1.4379 17.0012 24.4460 T(-1)

0.080 -1.9464 16.9094-32.9122R 0.005 -3.5655 0.017006-0.060635 Yd 0.001 4.9772 0.016481 0.082031 Yd(-1)

0.075 -3.44380.004016 -0.013830EX

0.036 -17.5955 0.431588 -7.5940 F 0.028 2.5750 280.2658 721.6757C*

R2 = .84721 ; 2= .74026 ; DW=2.6790 ; F(7,10) =

7.9214[.002]

نتايج تحقيق: مأخذ عرض از مبدأ *

 نتايج برآورد ضرايب بلندمدت الگو - )2(جدول

انحراف معيار محاسباتي tآمارة احتمالضرايب برآورد

شده متغيرهاي مستقل

0.043 4.6734 5.46151 25.5238 T

0.080 -1.9464 16.9094 -32.9122 R 0.087 1.8969 0.011280 0.021397 Yd 0.075 -3.4438 0.004016 -0.01383 EX

0.036 -17.5955 0.431588 -7.5940 F 0.028 2.5750 280.2658 721.6757 C

نتايج تحقيق: مأخذ

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 156

 

اشـخاص بـه صـورت زيـر تابع تقاضا براي اسكناس و مسكوك در دسـت ، 2بنابراين، براساس جدول :برآورد مي گردد

CC= 721.6757+ 25.5238*T -32.9122*R + 0.021397*Yd -0.01383*EX -7.5940*F

همان گونه كه از رابطة باال . درصد معنادار هستند 90بر اساس جدول اخير تمامي ضرايب در سطح ي عالمت مثبت نرخ متوسط ماليات كامالً با مبان. مثبت است )T( ضريب نرخ متوسط ماليات ،برمي آيد

با افزايش نرخ متوسط ماليات، انگيزة افراد براي فرار از نظري سازگاري دارد؛ چراكه انتظار بر اين است پرداخت ماليات و در نتيجه، مشاركت در اقتصاد غيررسمي افزايش يابد و از آن جايي كه فرض بر اين

معامالت در اقتصاد غيررسمي با وجه نقد انجام مي گيرد، افزايش تقاضا براي پول نقداست كه تمامي .مورد انتظار است

.با مباني نظري انطباق داردمنفي است كه ) R(ضريب نرخ سود سپرده هاي يك سالة بانك ها اقتصادي در رابطه با توجه به تئوري هاي .ناچيز است اما ثبتم) Yd(واقعي ضريبِ درآمد قابل تصرف

و بنابراين، با تقاضاي پول، انتظار مي رود با افزايش درآمد قابل تصرف، تقاضا براي پول افزايش يابد .ارتباط مثبت بين درآمد قابل تصرف واقعي و حجم اسكناس و مسكوك داراي توجيه نظري است

ي منفي با تقاضا براي اسكناس و بر اساس نتايج تخمينِ اين تحقيق، نرخ ارز بازار غير رسمي رابطه ابه استناد نتايج . مسكوك در دست اشخاص دارد و از نظر قدرمطلق، اندازة ضريب آن كوچك است

به نظر مي رسد كه با افزايش نرخ آمده براي نرخ ارز بازار غيررسميتخمين و عالمت منفي به دست عامة مردم انتظار تنزل به دليل اين كه ارز بازار غيررسمي كه به معناي تنزل ارزش پول داخلي است،

.در آينده را دارند، تقاضاي پول خارجي بيشتر و تقاضاي پول داخلي كمتر شود بيشتر آنچرا . به لحاظ نظري منطقي و داراي توجيه است هم منفي شده است كه ضريب رشد ابداعات مالي

ل نقد آسان شود و بنابراين، مردم پول نقد كه انتظار مي رود با رشد ابداعات مالي، دستيابي به پوبه راحتي مي توانند از محل سپرده هاي خود، ،چون، در موقع لزوم. نگهداري كنندكمتري را نزد خود

.به پول نقد دست يابند

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 157فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

تخمين اندازه اقتصاد غيررسمي-2- 5حجم دير متغيرها،مقااري ذگ، مي توان با جايتخمين پارامترهاي تابع مورد نظر اين تحقيقپس از

از آن جا كه رهيافت . پيش بيني شدة مدل در كل اقتصاد را محاسبه كرداسكناس و مسكوك واقعيِ مي داند، با معادل صفر قرار را عامل پيدايش و گسترش اقتصاد غيررسميتقاضا براي پول، نرخ ماليات

بيني شدة مدل در اقتصاد رسمي پيش حجم پول نقدي، مي توان به دادن نرخ ماليات در تابع تخميندر اقتصاد رسمي حجم پول نقددر اقتصاد غيررسمي بايد حجم پول نقدبراي دستيابي به .دست يافت

اين ضرب از طريق حجم اقتصاد غيررسمي آن، برآورد پس از. را از معادل آن در كل اقتصاد كم كردسرعت گردش درآمدي پول به صورت ق،در اين تحقي. عت گردش پول صورت مي پذيردسر مقدار درنتايج حاصل از 3جدول .شده است ليد ناخالص داخلي به قيمت جاري به حجم پول تعريفتو نسبت

.محاسبات اين تحقيق را نشان مي دهددر 1370-89در طول دورة اقتصاد غيررسمي اسمي ج اين تحقيق، ميانگين حجمبه استناد نتاي

روند تغييرات حجم اقتصاد غيررسمي را طي )1(نمودار . يال بوده استر ميليارد 76768.463 حدوددر طول اقتصاد غيررسمي با توجه به اين نمودار به طور كلي، حجم. د بررسي نشان مي دهددورة مور

ه ب 1370ميليارد ريال در سال 4242.735زايشي داشته است؛ به طوري كه، از روندي افمورد نظر دورة، كاهش قابل مالحظه اي 1389 البته در سال. رسيده است 1389ميليارد ريال در سال 258489.172

مشاهده مي شود كه از كاهش نسبت مالياتي در اين 1388در حجم اقتصاد غيررسمي نسبت به سال مي توان با مشاهدة روند حجم واقعي اقتصاد غيررسمي اثر تغيير قيمت را حذف .سال ناشي مي شود

به اين مهم 2نمودار . يري دقيق تر از چگونگي تغيير حجم اقتصاد غيررسمي فراهم نمودنموده، تصوبا توجه به اين نمودار، حجم واقعي اقتصاد غيررسمي روند يكنواختي نداشته . اختصاص يافته است

افزايشي ناگهاني در 1388و 1384، 1378در سال هاي . است، اما به طور كلي، صعودي بوده استاقعي اقتصاد غيررسمي مالحظه مي شود كه به دليل افزايش ناگهاني نرخ متوسط ماليات در حجم و

. اين سال ها وقوع يافته است

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 158

 

1370- 89تخمين حجم اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي در دوره - )3(جدول

سال

حجم اسكناس و مسكوك در

ميليارد (اقتصاد )ريال

حجم اسكناس و در اقتصاد مسكوك ميليارد (رسمي

)ريال

حجم اسكناس و مسكوك در اقتصاد

ميليارد (غيررسمي )ريال

حجم واقعي اقتصاد غيررسمي

حجم اسمي اقتصاد غيررسمي

نسبت حجم اقتصاد غيررسمي

)درصد( GDPبه

حجم فرار مالياتي

نسبت حجم فرار مالياتي به درآمد

مالياتي

حداكثر درآمدهاي مالياتي بالقوه

)ميليارد ريال( )درصد( )ميليارد ريال( )ميليارد ريال( )ميليارد ريال(

1370 643.915 498.176 145.739 517.407 4242.735 8.761 242.257 8.761 3007.457 1371 617.133 467.735 149.399 588.719 6004.937 9.310 351.487 9.310 4126.987 1372 550.595 447.063 103.531 462.505 5781.310 5.774 234.506 5.774 4295.806 1373 494.446 388.090 106.356 460.525 7782.874 5.906 324.307 5.906 5815.107 1374 399.468 300.281 99.188 455.621 11481.645 6.101 446.187 6.101 7759.187 1375 445.715 316.952 128.763 569.706 17717.868 7.116 893.835 7.116 13454.035 1376 467.319 315.590 151.730 699.327 25455.516 8.725 1513.237 8.725 18857.837 1377 493.450 300.138 193.312 849.205 36515.822 11.115 2765.635 11.115 27647.235 1378 502.665 266.070 236.595 1184.694 61248.667 14.100 5677.499 14.100 45943.199 1379 480.581 318.602 161.978 816.107 47497.408 8.239 3014.264 8.239 39599.464 1380 513.978 353.505 160.474 746.058 48344.566 7.274 3039.528 7.274 44825.628 1381 531.312 390.022 141.290 706.893 53087.687 5.809 2938.737 5.809 53525.237 1382 560.948 413.130 147.817 764.445 66353.853 5.903 3842.784 5.903 68941.784 1383 576.313 428.290 148.022 852.302 85230.165 5.855 4942.827 5.855 89363.927 1384 629.991 444.795 185.196 1080.415 119277.857 6.431 8654.581 6.431 143228.981 1385 640.138 468.942 171.196 933.540 115292.162 5.100 7733.010 5.100 159353.910 1386 701.554 532.168 169.386 913.905 133612.899 4.623 8867.101 4.623 200682.401 1387 673.893 491.584 182.309 1164.475 213448.240 6.359 15245.997 6.359 254987.397 1388 542.817 328.749 214.068 1272.741 258489.172 7.226 21679.430 7.226 321714.930 1389 561.821 394.222 167.600 957.173 218503.874 5.043 14347.842 5.043 298875.742

90300.313 7.239 5337.753 7.239 76768.463 799.788 158.197 393.205 551.403 ميانگين دوره

 نتايج تخمين: مأخذ

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

159فرارمالياتي ناشي از اقتصاد غير رسمي در ايران

درصد برآورد شده است. نمودار 7.239 حدود GDPميانگين نسبت حجم اسمي اقتصاد غيررسمي به

را به عهده دارد. با توجه به اين نمودار، اين نسبت GDP نمايشِ نسبت حجم اقتصاد غيررسمي به 3در مجموع، روندي كاهشي داشته است؛ اگرچه اين روند، مانند روند حجم واقعي اقتصاد غيررسمي به

صورت يكنواخت نبوده است.

0

50000

100000

150000

200000

250000

300000

1370

1371

1372

1373

1374

1375

1376

1377

1378

1379

1380

1381

1382

1383

1384

1385

1386

1387

1388

1389

ال ري

ردليا

مي

سال

1370-89روند حجم اسمي اقتصاد غيررسمي طي دوره -)1(نمودار

0.000

200.000

400.000

600.000

800.000

1000.000

1200.000

1400.000

1370

1371

1372

1373

1374

1375

1376

1377

1378

1379

1380

1381

1382

1383

1384

1385

1386

1387

1388

1389

يالرد ر

يليام

سال

1370-89حجم واقعي اقتصاد غيررسمي طي دوره -)2(نمودار

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 160

 

1370-89طي دوره GDPد نسبت اقتصاد غيررسمي به رون -)3(نمودار

تخمين حجم فرار مالياتي -3- 5

پس از تخمين حجم اسمي اقتصاد غيررسمي، مي توان به وسيلة يك نرخ مالياتي معقول به تخمين در اين پژوهش از نسبت كل درآمدهاي مالياتي به توليد ناخالص . فترار مالياتي ناشي از آن دست ياف

.به قيمت جاري به عنوان نرخ ماليات استفاده شده استداخلي نشان مي دهد، ميانگين حجم فرار مالياتي )3(همان گونه كه جدول بر اساس نتايج اين تحقيق،

جم برآوردي فرار مالياتي از حدودح. ميليارد ريال بوده است 5337.753طي دوره مورد بررسي حدود بنابراين، . رسيده است1389در سال ميليارد ريال 14347.842به 1370ريال در سال ميليارد 242.257

كه نمايشگر )4(نمودار .افزايشي در حجم فرار مالياتي بوده ايم شاهد روند 1389تا سال 1370از سال با اين حال، .روند حجم فرار مالياتي طي دوره موردنظر است به خوبي اين مسئله را نشان مي دهد

1388و 1384، 1378مانند حجم اقتصاد غيررسمي، جهش هايي در اندازة فرار مالياتي در سال هاي اين شوك ها عالوه بر افزايش حجم اقتصاد غيررسمي در اين سال ها، از افزايش . مشاهده مي گردد

سمي در با توجه به اين كه افزايش ناگهاني حجم اقتصاد غيرر. در نرخ متوسط ماليات ناشي مي شوداين سال ها در نتيجه افزايش در نرخ متوسط ماليات رخ داده، افزايش ناگهاني در حجم برآوردي فرار

.مالياتي، اثر مستقيم و غيرمستقيم نرخ متوسط ماليات است

0

2

4

6

8

10

12

14

16

1370

1371

1372

1373

1374

1375

1376

1377

1378

1379

1380

1381

1382

1383

1384

1385

1386

1387

1388

1389

صددر

سال

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 161 فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

1370-89روند حجم فرار مالياتي طي دوره -)4(نمودار

1370- 89مالياتي در دوره درآمد مالياتي تحقق يافته دولت و فرار - )5(نمودار

0

5000

10000

15000

20000

25000

1370

1371

1372

1373

1374

1375

1376

1377

1378

1379

1380

1381

1382

1383

1384

1385

1386

1387

1388

1389

يالرد ر

يليام

سال

0

50000

100000

150000

200000

250000

300000

350000

1370

1371

1372

1373

1374

1375

1376

1377

1378

1379

1380

1381

1382

1383

1384

1385

1386

1387

1388

1389

يالرد ر

يليام

سال

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 162

 

، مي توان مقدار و روند نسبت حجم فرار مالياتي به درآمد مالياتي 3هم چنين با توجه به جدول همان گونه كه مالحظه مي شود، اين نسبت . را مورد بررسي قرار داد 1370-89تحقق يافته طي دوره

درآمد مالياتي تحقق يافتة دولت )5(ما در نمودار . كاهش يافته است 5.043به 1370در سال 8.761از را به همراه فرار مالياتي نمايش داده ايم تا درآمد واقعي دولت را با درآمد ناشي از ماليات ستاني از

اندازة هر ستون حداكثر . هاي غيررسمي كه از منع فرار مالياتي ناشي مي شود، مقايسه كنيم فعاليت .درآمد بالقوه دولت را در هر سال نشان مي دهد

بايد توجه داشت كه رقم محاسبه شدة فرار مالياتي، نبايد به عنوان افزايش بالقوه در اما در عمل، گاه كه با تبديل اقتصاد غيررسمي به اقتصاد رسمي و ماليات اين ديد. درآمد هاي دولت تصور گردد

گذاري بر آن مي توان درآمد دولت را به اندازة فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي افزايش داد، و مشاهده شده بسيار سطحي نگرانه است؛ چراكه اوالً تبديل اقتصاد غيررسمي به اقتصاد رسمي

ثانياً، بسياري . ي است كه حتي ممكن است اين كار را غيراقتصادي كندهزينه هاي گزافصرف مستلزم با قانون كشور منافات دارد و بنابراين، شناسايي اين نوع فعاليت ها نه وسيله اي عاليت هاي پنهاناز ف

.براي ماليات ستاني و كسب درآمد براي دولت، بلكه منجر به توقف اين فعاليت ها مي گردد

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 163 فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

نتيجه گيري- 6

آن ها در تخمين حجم اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي ناشي از آن و تحليل روند ،هدف اين مقالهبراي ARDLما در اين تحقيق از الگوي . ايران به اتكاي روش تخمين تابع تقاضاي پول بوده است

نتايج تحقيق نشان داد كه حجم اقتصاد غيررسمي و فرار مالياتي ناشي از آن در . بهره برديم ،تخمينوجود پتانسيل براي فرار مالياتي در كشور نشان از .روندي افزايشي داشته است 1370-89دوره

اما بايد توجه داشت كه ماليات ستاني از فعاليت هاي غيررسمي . افزايش درآمد مالياتي دولت داردصورت فزوني اين هزينه ها بر عوايد حاصل از انجام اين كار، تبديل اقتصاد هزينه هايي دارد كه در

كه آيا در عمل، رسشبه اين پخ پاسلذا . غيررسمي به اقتصاد رسمي توجيه اقتصادي نخواهد داشتانجام مستلزم ،گرفتن ماليات از فعاليت هاي غيررسمي بر عوايد مالياتي دولت مي افزايد يا خير

در صورت وجود آمار و . رسي هاي بيشتري در زمينه ارزيابي اقتصادي اين كار استمطالعات و بررار مالياتي مي توان به يافته هاي اطالعات مناسب و استفاده از روش هاي مستقيم براي تخمين ف

. ي پيرامون اين پديده پنهان دست يافتو ارزشمندتر جزئي تر

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 164

 

منابعفهرست فصلنامة حساب هاي اقتصادي ايران، ،»ارزيابي اقتصاد پنهان در ايران« ،)1386( آذرمند، حميد .1

.1386، شهريور 3سال دوم، شمارة

بررسي رابطة مصرف انرژي و رشد اقتصادي و اشتغال در بخش «،)1388(آماده، قاضي و عباسي فر .2 .86، مجلة تحقيقات اقتصادي، شمارة »هاي مختلف اقتصاد ايران

پايان »ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايرانتخمين فرار مالياتي « ، )1389( اكبرپور روشن، نرگس .3 .نامه كارشناسي ارشد، دانشكده اقتصاد دانشگاه عالمه طباطبايي

مؤسسة فرهنگي هنري : ، تهران»Microfitاقتصادسنجي به كمك « ، )1384( تشكيني، احمد .4 .ديباگران تهران، نوبت اول

يران و اهميت آن در ساختار مالياتي برآورد فرار مالياتي در ا « ،)1378( حسن پور صباغي، مريم .5 .، پايان نامة كارشناسي ارشد، دانشكده علوم انساني و اجتماعي دانشگاه مازندران»كشور

بررسي عوامل مؤثر بر فرار مالياتي صاحبان مشاغل صنف « ،)1382(حمزه اي، علي اكبر .6رش سازمان مديريت آموزش و پرومديريت ،پايان نامه كارشناسي ارشد ،»طالفروشان استان مازندران

.و برنامه ريزي استان مازندران

بازخورد : پتانسيلهاي فرار و تقلب در نظام ماليات بر ارزش افزوده « ،)1383( عليرضا خان جان، .7آذر و ( 38 و 37، مجلة اقتصادي، سال چهارم، شماره هاي »تجربة عملياتي كشورهاي درحال توسعه

.42-36، صص )دي

انتشارات پژوهشكده امور : تهران، »گرشي نهادگرا به فرار مالياتين« ، )1388( عليرضاخان جان، .8 .اقتصادي

: ، تهران»بررسي و آزمون تابع تقاضاي پول در اقتصاد ايران« ، )1383( سلياني، سيد مهدي .9 .پژوهشكدة پولي و بانكي، بانك مركزي جمهوري اسالمي ايران

فرار ماليات بر درآمد اشخاص حقيقي در ايران و شناسايي تخمين « ، )1380(بهمن ع،سيد زار .10 .مؤسسه عالي پژوهش در برنامه ريزي و توسعه، پايان نامة كارشناسي ارشد. »عوامل مؤثر بر آن

با روش (فرار مالياتي و اندازه اقتصاد زيرزميني ايران « ،)1380( صادقي، حسين و عليرضا شكيبايي .11 .1380، پائيز 27نامه مفيد، شماره . »)اقتصادسنجي فازي

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 165 فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

رسالة ،»يك رويكرد كالن اقتصادي :اقتصاد سياه در ايران« ، )1380(عرب مازار يزدي، علي .12 .دانشكدة اقتصاد دانشگاه عالمه طباطبايي، دكتري اقتصاد

دانشگاه انتشارات : تهران حميد ابريشمي،: ترجمه »مباني اقتصادسنجي « ،)1378( گجراتي، دامودار .13 .915-913تهران، چاپ دوم، جلد دوم، ص

پايان نامة كارشناسي . »برآورد آثار اقتصادي فرار ماليات در ايران« ، )1377( محمدي، افشين .14 .علوم اقتصادي و سياسي دانشگاه شهيد بهشتيدانشكدة ،ارشد

15. Allingham, Michael and Agnar Sandmo (1972),"Income tax evasion: A theoretical analysis", Journal of Public Economics 1, pp.323 - 338.

16. Alm, James and Jorge Martinez – Vazquez (2001)," Institutions, paradigms, and tax evasion in developing and transition countries", Public Finance in Developing and Transition Countries: A Conference in Honor of Richard Bird, August.

17. Chiarini, B. and Marzano, E. and Schneider, F.(2008),"Tax Rates and Tax Evasion: An Empirical Analysis of the Structural Aspects and Long-Run Characteristics in Italy", IZA Discussion Paper, No. 3447, April.

18. Cobham, Alex (2005),"Tax evasion, tax avoidance and development finance", International Policy Dialogue, N. 129, September.

19. Embaye, Abel and Wei-Choun Yu (2010), " Tax Evasion and Currency Ratio: Panel Evidence from Developing Countries", College of Business, USA , July 30.

20. Fall, Ebirma (2003), "Currency Demand, the Underground Economy, ana, Tax Evasion- The Case of Guyana", IMF Working Paper, January.

21. Fisman, Raymond and Wei, Shang-Jin(2001)," Tax Rates And Tax Evasion: Evidence From “Missing Imports” In China", Working Paper 8551, October.

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 1391، بهار )61مسلسل (شماره سيزدهم /پژوهشنامه ماليات 166

 

22. Frederiksen, A. & Graversen, E. K. & Smith, N.(2004)," Tax Evasion and Work in the Underground secor", Labour Economics , N.12, p.613-628.

23. Fuest and Riedel (2009)," Tax evasion, tax avoidance and tax expenditures in developing countries: A Review of the Existing Literature", Report prepared for the UK Department for International Development (DFID), June 19th.

24. Levin and Widell (2007), "Tax Evasion in Kenya and Tanzania: Evidence from Missing Imports-working paper"-ESI- N. 8,p.3.

25. Nerré, Birger (2001): "The Concept of Tax Culture", National Tax Association, Proceedings Ninety-Fourth Annual Conference 2001. BNTA, Washington DC, pp. 288 – 295.

26. Nerré, Birger (2004), “Modeling tax culture”, European Public Choice Society Annual Meeting 2004. Berlin, Germany, April 15-18.

27. Orviská, Čaplánová, Medve and Hudson (2004), "A Cross-Section Approach to Measuring the Shadow Economy", European Journal of Political Economy, Vol. 19, p.2.

28. Pesaran, M. Hashem & Pesaran, Bahram (1997),"Working with Microfit 4.0, Interactive Econometric Analysis", Chapter 16, London: Cambridge.

29. Richardson, Grant (2006), "Determinants of tax evasion: A cross-country investigation", Journal of International Accounting, Auditing and Taxation, N.15, p.150-169.

30. Sandmo, Agnar (2004) “The theory of tax evasion: A Retrospective View”, the paper presented for the conference “Skatteforum” (The Research Forum on Taxation), Rosendal, Norway, 5-6 June.

31. Sanja Madžarevhić –Šujster (2002);"An Estimate of Tax evasion In Croatia", Occasional Paper, No.13, April.

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

 167 فرار مالياتي ناشي از اقتصاد غيررسمي در ايران

  

32. Tanzi, V.(1980),“The underground economy in the United States: Estimates and implications”, Banca Nazionale del Lavoro, No.135(4), pp.427-453.

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20

Dow

nloa

ded

from

taxj

ourn

al.ir

at 1

9:02

+04

30 o

n S

atur

day

Apr

il 4t

h 20

20