For lite, for mykje eller formue? Formueutvikling og skatteunndraging

For lite, for mykje eller formue? Formueutvikling og skatteunndraging

Ingelin Vevle

Masteroppgåve levert som ein del av graden Master in Economics

Økonomisk institutt

Det samfunnsvitenskapelige fakultet Universitetet i Oslo

Vår 2020

For lite, for mykje eller formue? Formueutvikling og skatteunndraging

Ingelin Vevle

c 2020 Ingelin Vevle

For lite, for mykje eller formue? Formueutvikling og skatteunndraging http://www.duo.uio.no/

Utskrift: Reprosentralen, Universitetet i Oslo

Takkseiingar

Arbeidet med denne oppgåva har vert både krevjande og spennande, og er ein pas- sende måte å runda av fem år med utdanning. Skrivinga av oppgåva spesielt, og situasjonen verda er i no generelt med utbrotet av Covid-19, gjer at eg aldri før har hatt ei så bratt læringskurve. Nettopp derfor er eg veldig takknemleg for den gode rettleiinga og hjelpen eg har fått av mine to rettleiarar gjennom dette semesteret:

Oddbjørn Raaum og Manudeep Bhuller. Utan alle dei gode innspela, diskusjonane og hjelpen tilbake på riktig spor hadde ikkje denne oppgåva vert mogeleg. Eg vil retta ein spesielt stor takk til Oddbjørn for all tålmodighet, ei alltid open (digital) dør og særdeles god rettleiing.

Oppgåva er skreve i samråd med Frischsenteret og Oslo Fiscal Studies (OFS).

Eg vil takka Senter for studier av likhet, sosial organisering og økonomisk utvikling (ESOP) og Frischsenteret for økonomisk støtte. Ei stor takk til Statistisk Sentralbyrå for data, samt takk til Frischsenteret for kaffe og ein arbeidsplass gjennom deler av semesteret, og ekstra pc-skjerm og heimekontortilgang for resten av semesteret.

Ein spesiell takk går til Espen for uendelig med støtte gjennom fem år, og for alltid å stå klar med ferdig middag når det (atter ein gang) vart ein sein kveld på lesesalen. Takk til Lamija for motivasjon, trøyst og tålmodighet gjennom all klaginga mi. Til Morten og Maja for gode innspel til Stata. Til Maren og Tyra for alltid godt humør og gode ord. Til Hanne for alle Skype-samtalene. Til Tale for alle snappene. Til Oskar for all oppmuntring. Takk til familien min for støtte og omsorg.

Og sjølvsagt takk til alle dei eg har studert med gjennom fem år, som har gjort studietida så god som mogeleg og som har bidratt til at eg har komme dit eg er i dag.

Stata 16 er brukt for alle kalkulasjonar, og koding for oppgåva kan gjerast til- gjengeleg dersom dette vert etterspurt. Alle feil som skulle vera i oppgåva er mine eigne.

Samandrag

Skatteunndraging har sidan 1970-talet gått frå å vera eit lite og teoretisk fagfelt til å verta verdsomspennande både teoretisk og empirisk. Ein av dei mest kjende em- piriske modellane er utvikla av Pissarides og Weber (1989) som fant at sjølvstendig næringsdrivande underrapporterer eiga inntekt. Oppgåva har som mål å vidareut- vikla modellen til Pissarides og Weber (1989), og bidra i litteraturen om skatteunn- draging. Ein velferdsstat som Noreg avheng i stor grad av gjensidig tillit mellom system og aktørar, og baserer seg på eit gjensidig ynskje om å bidra til fellesskapet.

Tillitt til at alle bidrar etter evne er derfor viktig for tillitt til velferdssystemet, slik at kunnskap knytt til omfanget av skatteunndraging er viktig. Gjennom kjennskap til kor stort problemet er, samt kor mykje ressursar som skal nyttast til å bekjempa unndraging, kan ein få styrka tillitt til velferdssystemet.

I denne oppgåva vil eg nytta norske registerdata på inntekt og formue til å svara på mi arbeidshypotese om at sjølvstendig næringsdrivande som underrapporterer inntekt vil ha ei uhøveleg stor endring i formue, samanlikna med lønnsmottakarar, for gitt inntektsnivå. Sidan sjølvstendig næringsdrivande rapporterer eiga inntekt kan dei sjølv velja kor stor del av sann inntekt som skal rapporterast og som det då vert skatta av. Dette skaper eit insentiv for denne gruppa til å underrapportera sann inntekt, for å oppnå ei høgare total inntekt som kan gje ei auke i sparing. Ved å samanlikna hushald som er sjølvstendig næringsdrivande med lønnsmottakarar får eg empiriske funn som indikerer at sjølvstendig næringsdrivande underrappor- terer inntekt. Graden av underrapportering gjer at sann inntekt for sjølvstendig næringsdrivande i snitt er 15% høgare enn for lønnsmottakarar. Dette indikerer at sjølvstendig næringsdrivande som underrapporterer inntekt har ei større endring i formue for gitt inntektsnivå, samanlikna med lønnsmottakarar. Resultatet er mindre tydelig på tvers av inntektsfordelinga, og eg klarer ikkje å visa at unndraging variera med inntektsnivå. Modellen bygger på føresetnader som vert antatt som rimelege, men som ikkje er mogeleg å eksplisitt testa. Dette opnar opp for ein diskusjon rundt dei føresetnadene som er lagt til grunn. Graden av unndraging er lik som tilsvarande empiriske funn for Noreg (Nygård, Slemrod & Thoresen, 2018).

Innhald

1 Introduksjon 1

2 Teoretisk rammeverk frå litteraturen 3

2.1 Skatteunndragingsteori av Allingham og Sandmo . . . 3

2.2 Allingham-Sandmo-Yitzhaki-modellen . . . 4

2.3 Å unndra eller ikkje . . . 5

2.4 Vidareutvikling av teorien om skatteunndraging . . . 7

3 Empirisk rammeverk frå litteraturen 7 3.1 Skatteunndragingsempiri av Pissarides og Weber . . . 8

3.2 Vidareutvikling av empirien . . . 10

3.3 Tidlegare estimat av κ . . . 11

3.4 Bidrag til litteraturen . . . 12

4 Data 13 4.1 Norske registerdata . . . 13

4.1.1 Bustad . . . 16

4.2 Skattesystemet i Noreg . . . 16

4.2.1 Sjølvstendig næringsverksemd . . . 17

4.3 Data til analysen . . . 17

4.3.1 Kontrollvariablar . . . 18

4.4 Deskriptiv statistikk . . . 19

5 Metode 21 5.1 Sparing og konsum . . . 21

5.2 Empirisk modell . . . 22

5.3 Estimering av K ogκ. . . 26

5.4 Føresetnader og utfordringar . . . 27

5.4.1 Kan lønnsmottakarar underrapportera inntekt? . . . 28

5.4.2 Marginal sparetilbøyelegheit . . . 28

5.4.3 Underrapportering av formue . . . 30

5.5 Metode og utfordringar . . . 32

6 Resultat 33 6.1 Grafiske resultat . . . 33

6.2 Regresjonsresultat . . . 36

6.2.1 Grad av underrapportering . . . 39

6.3 Robustheitssjekkar . . . 40

6.3.1 Delutval . . . 42

7 Konklusjon 43

Referansar 45

A Estimering av κ i PW-modellen 49

B Regresjonsresultat for fire og ti kvantilar 52 B.1 Fire kvantilar . . . 52 B.2 Ti kvantilar . . . 52 C Fleksibel funksjonsform med omsyn på inntektsfordeling 54 C.1 Inntekt² for ulik inntektsfordeling . . . 54 C.2 Inntekt³ for ulik inntektsfordeling . . . 55

D Robustheitssjekk 56

D.1 Alder . . . 56 D.2 Formue i bustad . . . 57 D.3 Sjølvstendig næringsdrivande . . . 58

E Delutval 59

E.1 Kjønn og sivilstatus . . . 59 E.2 Fagbrev . . . 60

Figurar

1 Sannsynet for deteksjon ved tredjepartsrapportering . . . 6 2 Engelkurva for lønnsmottakarar og sjølvstendig næringsdrivande. . . . 10 3 Gjennomsnittleg sum hushaldinntekt oppgitt i tusen kroner . . . 15 4 Gjennomsnittlig endring i hushaldformue oppgitt i tusen kroner . . . 15 5 Endring i formue for heile utvalet for sjølvstendig næringsdrivande og

lønnsmottakarar. . . 34 6 Endring i formue etter kjønn for sjølvstendig næringsdrivande og

lønnsmottakarar . . . 35 7 Endring i formue etter sivilstatus for sjølvstendig næringsdrivande og

lønnsmottakarar . . . 36 8 Endring i formue for handtverkarar som er lønnsmottakarar eller

sjølvstendig næringsdrivande . . . 43

Tabellar

1 Tidlegare estimat av skatteunndraging ved bruk av utgifter . . . 12

2 Opphaveleg tal på observasjonar . . . 18

3 Restriksjonar for utvalet . . . 19

4 Deskriptiv statistikk for utvalet i befolkninga som er definert som sjølvstendig næringsdrivande eller lønnsmottakar i Noreg frå 2010 til 2016 . . . 20

5 Hovudregresjonsresultat . . . 38

6 Regresjonsresultat for berekning av K ogκ etter kvantil . . . 40

7 Estimert K ogκ . . . 41

8 Regresjonsresultat for fire kvantilar . . . 52

9 Regresjonsresultat for ti kvantilar . . . 53

10 Regresjonsresultat for ulik inntektsfordeling med inntekt² . . . 54

11 Regresjonsresultat for ulik inntektsfordeling med inntekt³ . . . 55

12 Regresjonsresultat med ulik funksjonsform for alder . . . 56

13 Regresjonsresultat med bustad som formue . . . 57

14 Regresjonsresultat for ulike definisjonar av sjølvstendig næringsdrivande 58 15 Regresjonsresultat for kjønn samt sivilstand og kjønn . . . 59

16 Regresjonsresultat for dei med fagbrev . . . 60

1 Introduksjon

Velferdsstaten Noreg bygger på tillit og alle sitt bidrag for ein felles velferd. Redusert tillit til at fellesskapet bidrar vil kunna redusera tilliten til velferdsstaten generelt.

Skatteunndraging er derfor eit problem for samfunnet gjennom reduserte bidrag og redusert tillit til vår felles velferd. Aktørar som vel å unndra skatt tar berre inn over seg deira eigen kostnad og nytte knytt til unndraging. Dei tar ikkje inn over seg kostnaden dei påfører samfunnet og den negative eksternaliteten som verkar inn på andre aktørar i økonomien. Det er og store kostnadar knytt til myndigheitas kontroll og oppfølging av individ sine skatteopplysningar. Dersom myndigheita får korrigert feil i innrapportert inntekt sikrar dei i større grad lovlydigheit ved rapportering, samt at det underbygg den generelle tillita til skattesystemet. Derfor er det viktig å ha kjennskap til omfanget av skatteunndraging for å kunna sei noko om omfanget på problemet.

Estimering av skatteunndraging er derimot vanskeleg og lar seg ofte ikkje gjera på ein enkel måte. Litteraturen om skatteunndraging omfattar både teoretiske og empiriske modellar for å estimera denne størrelsen. Empiriske metodar deles gjerne opp i studiar med kontrollar, spørjeundersøkingar eller indirekte metodar. Det mest effektive er, i teorien, bruk av spørjeundersøkingar kor folk anonymt kan svara om dei unndrar skatt eller ikkje. Likevel, trass i lovnaden om anonymitet, er det mange grunnar til å ikkje stole på slike resultat grunna feilinformasjon frå respondentane.

Det kan vera i frykt for at anonymitet ikkje gjeld, ynskje om å feilrapportera eller andre ting som gjer at respondentane svarar feilaktig. Indirekte estimering av skatte- unndraging er mykje brukt som eit alternativ til reine spørjeundersøkingar. Ein av dei meste kjende modellane som nyttar denne metoden er modellen til Pissarides og Weber (1989), som er utgangspunktet for min modell.

Metoden deira baserer seg på ei indirekte estimering av underrapportert inntekt til sjølvstendig næringsdrivande, som det vert antatt at har anledning til å underrap- portera eige inntekt i motsetning til lønnsmottakarar. Utgifter knytt til konsum av mat, for same inntektsnivå mellom dei to gruppene, vert brukt som ein indikator for underrapportering av inntekt og dermed skatteunndraging¹. For å bygga vidare på problematikken knytt til bruk av data rapportert gjennom spørjeundersøkingar er det i denne oppgåva nytta norske registerdata på inntekt og formue, for å indirekte estimera underrapportering av inntekt.

Oppgåva er forma etter ei arbeidshypotese om at samanlikna med lønnsmotta-

1I denne oppgåva bruker eg omgrepet skatteunndraging og underrapportering om ein anna.

Omgrepa vert nytta som om dei betyr det same fordi oppgåva legg til grunn at skatteunndraging skjer som ei følge av underrapportering av inntekt. Det er derimot viktig å understreka at det er atskilleg fleire metodar for aktørar i økonomien til å unndra seg skatter og avgifter enn gjennom underrapportering av inntekt.

karar så vil sjølvstendig næringsdrivande som underrapporterer eiga inntekt ha ei større endring i hushaldet si formue, for same nivå på rapportert inntekt for dei to gruppene. Motivasjonen for å bruka data på formue er at slike data er vanskelegare å feilrapportera enn data på inntekt. Norske registerdata er i stor grad tredjeparts- rapporterte for inntekt til lønnsmottakarar, samt for formuesobjekt som bustad og verdiar i bankar. I omgrepet formue inngår berekna marknadsverdi på primær- og sekundærbustad, samt yrkesinntekter, kapitalinntekter, skattepliktige og skattefrie overføringar og gjeld. Formuekomponentar som bil, båt, fritidsbustad, arv og end- ring i formue knytt til verdiauke i bustad er ikkje med i analysen. Verdien av ulike formuesobjekt vil vera avhengig av korleis dei vert verdsett, som varierer mellom dei ulike objekta. Verdisetting på til dømes bustad vert gjort av Statistisk Sentralbyrå, og er ikkje det same som salsverdi. Metoden for verdsetting av dei ulike formueob- jekta er eit problem for data som er brukt i denne oppgåva og som er vanskeleg å kontrollera for, noko som vert diskutert i oppgåva.

Analysen som er gjort er ein minste kvadrats metode. Gjennom å legga til grunn at sjølvstendig næringsdrivande og lønnsmottakarar har lik spareåtferd burde det observerast tilnærma lik endring i formue for dei to gruppene, for same nivå på inntekt. Er det ein skilnad mellom nivå på sparing for dei to gruppene gjennom perioden 2010 til 2016, for same nivå på inntekt, kan endring i formue vera med å avsløra sann inntekt og spareåtferd for sjølvstendig næringsdrivande.

Resultata frå analysen viser at det i snitt er ei større endring i formue for sjølv- stendig næringsdrivande samanlikna med lønnsmottakarar, for same nivå på rappor- tert inntekt. I snitt er sann inntekt for sjølvstendig næringsdrivande 15% høgare enn deira rapporterte inntekt, noko som er i samsvar med tilsvarande empiriske resultat som er gjort (Nygård et al., 2018). Det er likevel grunn til å stilla spørsmålsteikn ved resultata grunna problematikk knytt til målefeil i data og heterogene grupper.

Dette vert diskutert nærmare, og det vert foreslått ulike løysingar som kan korrigera for problem som denne analysen er utsett for.

Denne oppgåva skil seg frå tidlegare arbeid gjennom bruken av norske register- data på formue og inntekt for å estimera graden av underrapportering. Bruken av slike data for estimering av underrapportering av inntekt er meg kjent ikkje gjort før.

Resten av oppgåva er organisert som følger: kapittel 2 og 3 tar for seg ein kort gjennomgang av teoretisk og empirisk arbeid innan litteraturen om skatteunndraging frå sjølvstendig næringsdrivande. Kapittel 4 skildrar data som er brukt i analysen, avgrensingar som er gjort og definisjonar som ligg til grunn for oppgåva. Deret- ter kjem ein gjennomgang av den empiriske metoden, modellen som ligg til grunn for analysen og ein diskusjon rundt problematikk knytt til modellen, etterfølgt av resultat. Til slutt kjem ein konklusjon for oppgåva.

2 Teoretisk rammeverk frå litteraturen

Litteraturen innan skatteunndraging er bygd opp frå eit teoretisk rammeverk, og er seinare utvida til å omfatta fleire empiriske studiar. Den formelle økonomiske teorien knytt til skatteunndraging er relativt ung, og starta først på 1970-talet (Sandmo, 2005). Dette kapittelet tar for seg eksisterande teoretisk litteratur som er relevant for oppgåva og den empiriske analysen i dei neste kapitla. Først vert det gjort reie for grunnmuren til analyser av skatteunndraging, nemlig modellen til Allingham og Sandmo (1972), heretter kalla AS. Vidare vert den teoretiske vidareutviklinga av AS-modellen til Yitzhaki (1974) og Kleven, Knudsen, Kreiner, Pedersen og Saez (2011) reiegjort for. Til slutt skildras kort arbeidet til Sandmo (2005).

2.1 Skatteunndragingsteori av Allingham og Sandmo

Allingham og Sandmo (1972) skapte det første, omfattande, rammeverket for teo- retisk analyse av skatteunndraging, kor dei analyserer korleis nokon individuelle skattebetalarar bevisst vel å underrapportera inntekt for å redusera eiga marginal- skatt. Først vert det lagt til grunn ein statisk modell der denne avgjerda er det einaste individet er opptatt av. Deretter utvidar dei modellen til ei analyse av den dynamiske situasjonen kor den enkelte skattebetalar må ta ei rekke avgjerder knytt til rapportering av eiga inntekt. Utfallet for aktøren er usikkert dersom aktøren vel å underrapportera inntekt, fordi aktøren ikkje veit kor mykje informasjon skattemyn- digheitene har. Motivet for underrapportering er at disponibel inntekt er potensielt høgare dersom det ikkje oppstår ei reaksjon frå skattemyndigheitene. Hensikta med modellen er å analysera når det er rasjonelt for aktøren å underrapportera inntekt.

AS-modellen² bygger på teorien om ein rasjonell og risikoavers aktør som har to val: rapportera all inntekt eller rapportera delar av inntekta. Aktørens sanne inntekt, Y^∗, er eksogent gitt og er kjent for skattebetalaren, men ikkje for skattemyndighei- tene. Marginalskatten,θ, er konstant for oppgitt inntekt, Y, som er skattebetalaren si avgjerdsvariabel. Disponibel inntekt ved unndraging, utan å verta oppdaga, er dermedY^D =Y^∗−θY. Med sannsynpvil skattebetalaren verta ettergått av skatte- myndigheitene og dei vert kjent med sann inntekt. Skattebetalaren må då skatta av det underrapporterte beløpet, Y^∗ − Y, til strafferate π som er høgare enn θ;

R=Y^∗−θY −π(Y^∗−Y).

Skattebetalaren vil dermed veljaY sånn at ho maksimere

E[U] = (1−p)U(Y^D) +pU(R) (1)

2Merk at den opphavlege notasjonen til AS her er endra til å vera i samsvar med min notasjon for oppgåva. AS nyttar W for sann inntekt,X for rapportert inntekt,Y som disponibel inntekt og Z for inntekt etter betalt strafferate på unndratt beløp.

kor AS legg til grunn at nytta til skattebetalaren er aukande i inntekt, men konkav (som impliserer at aktøren er risikoavers). Sidan skattebetalaren ynskjer å betala minst mogeleg skatt er ho tilbøyeleg til å underrapportera inntekt, men vert påverka av risikoaversjon.

Det er lønnsamt for konsumenten å underrapportera inntekt dersom forventa nytte ved underrapportering er større enn ved ingen underrapportering. For at det skal vera optimalt for aktøren å unndra skatt må førsteordensbetingelsen (FOB) vera negativ, slik at endringa i nytte ved å rapportera ein større del av inntekta er negativ (dei antar ein konkav nyttefunksjon).

FOB for eit indre maksimum for skattebetalaren med hensyn på kor mykje inn- tekt som skal rapporterast er

∂E[U]

∂Y =−θ(1−p)U⁰(Y^D)−(θ−π)pU⁰(R) = 0 (2) som gjer oss følgande resultat³: pπ < θ. Dette impliserer at ein skattebetalar vil rapportera ei lågare inntekt enn faktisk inntekt dersom forventa skatterate på un- derrapportert inntekt (tilleggsskatt) er lågare enn skatterata på rapportert inntekt.

Resultatet framstiller derfor folk som enten for rasjonell eller for kynisk, samanlikna med faktisk registrert oppførsel blant folk. Med andre ord vert det underrapportert mindre inntekt enn det ein antar at ein rasjonell aktør vil gjera, noko undersøkingar stadfester at er tilfelle. Ikkje alle unndrar skatt, slik at dei nettopp underrapporterer mindre inntekt enn det ein rasjonell aktør ville gjort.

Ein simplifikasjon som AS-modellen baserer seg på er føresetnaden om at all inntekt er ukjend for skattemyndigheitene. Dette er ikkje tilfelle i mange land då dei fleste land har inntektsrapportering frå arbeidsgjevar (tredjepartsrapportering).

Modellen er derfor meir hensiktsmessig å retta inn mot dei arbeidarane som sjølv rap- porterer inntekta si til skattemyndigheitene: sjølvstendig næringsdrivande (Sandmo, 2005). Modellen har blitt utfordra av omfattande empiriske testar og utfordringar.

Ei mulig vidareføring av teorien som Allingham og Sandmo foreslår, er å inkludera sparing.

2.2 Allingham-Sandmo-Yitzhaki-modellen

Ei kjend utviding av AS-modellen er Allingham-Sandmo-Yitzhaki-modellen (ASY- modellen). Her vert den enkle versjonen av AS-modellen kritisert fordi denne indi- kerer at problemstillinga for skatteytarar er korfor dei i det heile betalar skatt, heller enn kor mykje dei skal unndra (Slemrod & Yitzhaki, 2002). Dette tvitydige resultatet vidareutviklar Yitzhaki (1974) ved å påpeika skilnaden mellom å underrapportera

3Resultatet er for indre løysing når FOB er evaluert for Y =Y^∗,U⁰(Y^D) =U⁰(R)og ^∂E[U]_∂Y <0

inntekt og det å underrapportera skattebeløpet for inntekt⁴. Denne skilnaden er viktig fordi det betyr at skattesatsen ikkje har noko innverknad på vilkåra for av- gjerda om skatteunndraging. Ettersom at den proporsjonale satsen for inntektsskatt går opp, aukar den marginale nytta frå å underrapportera, medan kostnadene for å verta tatt stig proporsjonalt (Slemrod & Yitzhaki, 2000). Han viser dermed at om strafferata vert lagt til det underrapporterte skattebeløpet er det ingen motstridan- de effektar. Gitt at skatteytaren har ein absolutt risikoaversjon som vert redusert med inntekt, konkluderer Yitzhaki med at dersom skatterata aukar vert mengda av underrapportert inntekt redusert. I dette tilfellet er det ingen substitusjonseffekt, og tvitydigheita frå AS-modellen vert fjerna. Likevel vert resultatet kritisert fordi dette motstrider dei fleste sin intuisjon om samanhengen mellom den marginale avgiftsra- ta og unndragingsmengda. Det er og motstridande til nye empiriske funn (Sandmo, 2005).

2.3 Å unndra eller ikkje

Predikasjonen til Allingham og Sandmo (1972) står i kontrast til faktiske observasjo- nar i nyare tid, som viser at relativt få unndrar inntekt i dei moderne skattesystema.

Dette trass i låg grad av revisjon og relativt milde straffar og den forventa avkastin- ga til unndraging er høg ved lågt sannsyn for revisjon og låge straffar, slik modellen til Allingham og Sandmo (1972) bygger på. Kleven et al. (2011) forklarer dette med at det er eit viktig skilje i graden av skatteunndraging, basert på korleis inntekta vert rapportert inn til skattemyndigheitene. I ein randomisert kontroll⁵ frå Dan- mark med eit representativt utval på meir enn 40 000 individuelle skattebetalarar finn dei variasjonar i rapporteringsgrad basert på om inntekta er underlagt tredje- partsrapportering eller er sjølvrapportert. For eigenrapportert inntekt finn dei at skatteunndraging er betydelig og reagerer negativt på ei auke i oppfatta sannsyn for å verta oppdaga ved skatteunndraging. For tredjepartsrapportert inntekt er skatte- unndraging beskjeden og endrast ikkje dersom opplevd sannsyn for å verta oppdaga vert endra fordi sannsynet allereie er høgt. Tredjepartsrapportering kan, basert på dette, sjåast på som eit effektivt tiltak for å motverka skatteunndraging.

Kleven et al. (2011) bruker ein versjon av AS-modellen med risikonøytrale skatte- betalarar og endogent sannsyn for revisjon som avheng av rapportert inntekt. Den grunnleggande modellen dei brukar liknar modellar som tradisjonelt er nytta i lit- teraturen, men dei legg til grunn at ei låg grad av skatteunndraging er potensielt konsistent med eit lågt sannsyn for å verta kontrollert av skattemyndigheitene, samt

4Income understatement og tax understatement.

5Den randomiserte kontrollen gjekk ut på at i basisåret vart halvparten av skattebetalarane tilfeldig vald til å verta grundig revidert, medan resten bevisst ikkje vart revidert. Året etter vart trusselen om tilsynsbrev tildelt tilfeldig og sendt til skattebetalarar i begge grupper.

ei låg (mogeleg null) straff for unndraging. Dei introduserer deretter tredjepartsrap- portering og ser på implikasjonar for strukturen for (endogent) sannsyn for kontroll og graden av skatteunndraging.

Skatteytaren har sann inntekt y, rapportert inntekt y, og unndrar beløp e ≡y- y⁶. p er sannsynet for at skattemyndigheitene oppdagar underrapportert inntekt.

Vidare antar dei at sannsynet for å verta oppdaga dersom ein unndrar, er ein au- kande funksjon av ikkje-oppgitt inntekt, p = p(e), kor p⁰(e) > 0; dess meir som vert underrapportert, dess høgare er sannsynet for revisjon av skattemyndigheitene.

Elastisiteten for sannsynet av å verta oppdaga i unndraging med hensyn på unn- draging erε≡p⁰(e)e/p≥0. Strafferata er angitt somθ (som i PW-modellen var lik π). Modellen baserer seg på at sannsynet for å verta oppdaga, p(e), er veldig låg for e < y_s, veldig høg for e > y_s, og aukar raskt rundt e=y_s, kory_s er sjølvrapportert inntekt. Gitt at skattesatsen og straffa er den same på tvers av ulike inntektspostar, unndras først skattar på inntektsgodar med lågt sannsyn for å verta oppdaga. Deret- ter unndras skatt på godar med høgt/høgare sannsyn for å verta oppdaga. Dette er den optimale sekvens for ein skatteytar, og inneber at sannsynet for å verta oppdaga har ein S-form, som er vist på figur 1 (Kleven et al., 2011). p(e) er opphavleg nær null og vert deretter raskt redusert mot 1 rundt terskelen y_s. Figuren viser korleis skattebetalaren nesten ikkje underrapporterer noko av den tredjepartsrapporterte inntekta, men i stor grad underrapporterer sjølvrapportert inntekt.

Figur 1: Sannsynet for deteksjon ved tredjepartsrapportering

Dei tar omsyn til heterogene grupper, derunder om dei er sjølvstendig nærings- drivande eller ikkje, kor stor del av inntekta som er sjølvrapportert, yrke og formue

6Merk at notasjonen til Kleven et al. (2011) skil seg frå notasjonen i denne oppgåva.

med meir. Dette gjer at terskelverdien i figur 1 er ulik for ulike skattebetalarar for ein gitt y. Argumenta over impliserer at skatteunndraging alltid skal vera tilnærma lik y_s, men det skil seg frå faktisk praksis. Skattebetalarar som har mesteparten av inntekta si frå sjølvstendig næringsverksemd kan ikkje uproblematisk unndra all sjølvrapportert inntekt. Samla rapportert inntekt må vera tilsvarande konsistent med konsum og endring i formue for å ikkje verta ettergått av skattemyndigheite- ne for uregelmessigheiter. Dette er derimot ikkje eit tilsvarande stort problem for skattebetalarar som har delar av inntekta frå sjølvstendig næringsverksemd. Dei har, i teorien, større insentiv til å underrapportera heile si inntekt frå sjølvstendig næringsverksemd.

2.4 Vidareutvikling av teorien om skatteunndraging

AS-modellen framstiller folk som ein av to motpartar: enten for rasjonell eller for kynisk samanlikna med folks faktisk registrerte oppførsel. Med andre ord unndrar folk mindre skatt enn det ein antar at ein rasjonell aktør vil gjera. Sandmo (2005) trekk fram tredjepartsrapportering av inntekt, kor det vert lagt til grunn at det ikkje er mogeleg å underrapportera inntekta, som ein grunn til den låge graden av skatteunndraging. Folk overvurderer sannsynet for å verta oppdaga dersom ein underrapporterer inntekt, og det er moralske grunnar som hindrar folk i å under- rapportera. Sandmo (2005) gjer ei oversikt over nokre hovudtema innan teorien om skatteunndraging, blant anna AS-modellen. Han trekk fram verknaden av den vanle- ge marginale skatterata i AS-modellen, kor ei auke i skattesatsen vil gje ein tvitydig effekt på skatteunndraging. Ei slik effekt kan delast inn i substitusjonseffekten og inntektseffekten. Substitusjonseffekten verkar negativt inn fordi ei auke i skatteraten gjer det meir lønnsamt på marginen å unndra skatt. Inntektseffekten er positiv for- di ei auke i skatterata gjer skattebetalaren mindre velståande. Med utgangspunkt i redusert absolutt risikoaversjon viser dette ein tendens til redusert effekt på unndra- ging. Sidan det ikkje er noko klar hypotese som oppstår om samanhengen mellom den vanlege skatterata og rapportert inntekt, er det vanskeleg å bruka resultat til skattepolitiske avgjerder.

3 Empirisk rammeverk frå litteraturen

Det empiriske fagfeltet innan skatteunndraging har sidan 1970-talet oppleva ei kraf- tig auke (Slemrod & Weber, 2010). Dette kapittelet tar for seg det grunnleggande empiriske rammeverket innan skatteunndraging. Først kjem ein gjennomgang av den empiriske modellen til Pissarides og Weber (1989). Deretter følgjer ei kort gjennom- gang av bidraga frå Feldman og Slemrod (2007) samt Nygård et al. (2018). Til slutt

kjem ei oversikt over det som tidlegare er estimert for graden av skatteunndraging, for deretter å greie ut om denne oppgåva sitt bidrag til litteraturen.

3.1 Skatteunndragingsempiri av Pissarides og Weber

Ein av dei mest kjende empiriske metodane for estimering av skatteunndraging vart utvikla av Pissarides og Weber (1989), heretter kalla PW. For å kvantifisere størrel- sen på den svarte økonomien⁷ baserer dei seg på ei indirekte estimering av under- rapportert inntekt for sjølvstendig næringsdrivande. Til dette nyttar dei inntekts- og utgiftsdata frå Family Expenditure Survey (1982) i Storbritannia. PW-modellen antar at sjølvstendig næringsdrivande har mogelegheita til å underrapportera eiga inntekt, i motsetning til lønnsmottakarar, og dei nyttar registerdata for inntekt og ei spørjeundersøking for konsum av mat (dei legg til grunn at konsum av mat er kor- rekt rapportert). Utgangspunktet for PW-modellen er at dersom lønnsmottakarar og sjølvstendig næringsdrivande har same sanne inntekt, vil dei konsumera same meng- de mat. Er konsumet av mat høgare for sjølvstendig næringsdrivande samanlikna med lønnsmottakarar er dette ein indikasjon på underrapportering av inntekt.

Det ligg to føresetnader til grunn for PW si estimering av den svarte økonomien:

(i) rapportering av nokre utgiftspostar for alle grupper i befolkninga er nøyaktig, (ii) rapporteringa av inntekt for nokon grupper i befolkninga er nøyaktig. Dei nøy- aktige utgiftspostane PW baserer seg på er mat fordi det er antatt at utgifter til andre postar vert skjult dersom dei er iaugefallande og ville skilt seg ut. Eit hus- hald vert definert som sjølvstendig næringsdrivande dersom meir enn 25% av deira totale inntekt kjem frå sjølvstendig næringsverksemd. Føresetnad (ii) legg til grunn at lønnsmottakarar si observerte inntekt er deira sanne inntekt.⁸ Dei kjem til den konklusjon at gjennomsnittlig sann inntekt er 1,55 gangar så høg som rapportert inntekt for sjølvstendig næringsdrivande.

For å kunna rekna ut omfanget av underrapportering estimerast utgiftsfunksjo- nar basert på hushald sine kjenneteikn, X_i, og rapporterte inntekter, Y_i⁹. Saman- hengen mellom sann, noverande inntekt, (Y_i^∗), og inntekt etter skatt vert anslått som

Y_i^∗ =κ_iY_i (3)

kor κ_i ≥1 og er ein heterogen variabel som viser graden av underrapportering av inntekt frå sjølvstendig næringsdrivande hushaldi. Ein høgare κ_i inneber meir un-

7PW sin definisjon av den svarte økonomien er all aktivitet som normalt sett skulle vert rap- portert og skattlagt, men som ikkje er det.

8Lønnsmottakarar er definert som «employees in employment».

9Ver oppmerksam på skilnaden mellom den opphavlege notasjonen for PW og den som er nytta i denne oppgåva. PW nyttar opphavelegZi for kjenneteikn på hushald, Y⁰_i for rapportert inntekt ogYi for sann inntekt, samtkifor graden av underrapportering.

derrapportering av inntekt for hushaldi, og er den variabelen som må gangast med rapportert inntekt for å få sann inntekt. Deretter finn dei, for kvar utgiftspost j, kostnadsfunksjonen for individuelle godar C_ij

lnC_ij =X_iα_j+β_jlnY_i+γ_jSN_i+η_ij (4) korα_j er ein vektor med parameter,β_j er ein skalar for marginal konsumtilbøyeleg- heit for godej ogη_ij er restleddet.

Deretter inverterer dei kostnadsfunksjonen for å anslå sann inntekt basert på rapportert inntekt. Føresetnadane som modellen legg til grunn gjer det mogeleg å estimera ein funksjon til matutgifter for lønnsmottakarar, for deretter å invertere denne slik at dei kan rekna ut “sann” inntekt for sjølvstendig næringsdrivande, slik at dei til slutt kan finna ein estimertκ¹⁰. Estimertκkan tolkast som den faktiske delen av sann inntekt for sjølvstendig næringsdrivande, relativt til rapportert inntekt. κ større enn 1 viser at sjølvstendige har ei sann inntekt som er høgare enn rapportert inntekt.

Likning (4) er grafisk framstilt i figur 2 (Engström & Hagen, 2017). Det vert an- tatt eit lineært forhold for konsum av mat mellom linja for sjølvstendig næringsdri- vande og lønnsmottakarar, sånn at dei to gruppene bruker proporsjonalt like mykje av inntekta si på mat for dei ulike inntektsnivåa. Dette ser ein av dei to log-lineære Engelkurvane for sjølvstendig næringsdrivande (SN) og lønnsmottakarar (LM). En- gelkurva skildrar korleis eit hushald sine utgifter til ein bestemt vare eller teneste (her matvarer) variera med eit hushald si inntekt. Lik helling på kurvene impliserer lik marginal konsumtilbøyelegheit; konsumet av mat aukar prosentvis like mykje for dei to gruppene dersom inntekta aukar marginalt (med 1%). Konsum og inntekt er i log, slik at c=lnC ogy=lnY.

Ei auke i y tilsvara ei β auke i c. Skilnaden mellom SN- og LM-kurvene er γ.

Om sjølvstendige næringsdrivande konsumerer meir enn lønnsmottakarar for same nivå på rapportert inntekt, grunna underrapportering, erγ>0. Det relative forholdet mellom 1/β og y/γ vert antatt å vera likt, og skal vera lik 1 dersom det ikkje er noko skilnad mellom dei to gruppene. For å finna skilnaden i inntekt mellom dei to vert det estimertκˆ som exp(- ˆγ/β).ˆ

PW finn at alle grupper, med unntak av sjølvstendig næringsdrivande, viser eit liknande mønster for utgifter til mat. Dei sjølvstendig næringsdrivande skil seg frå resten, og dei antar ein av grunnene til dette er underrapportering av inntekt, då dei antar at lønnsmottakarar rapportera sann inntekt.

10Fullstendig utrekning av κi PW-modellen er greia ut i vedlegg A.

Figur 2: Engelkurva for lønnsmottakarar og sjølvstendig næringsdrivande.

3.2 Vidareutvikling av empirien

Fagfeltet innan skatteunndraging har utvikla seg, og det har blitt gjort mange studi- ar basert på undersøkingar, kontrollstudiar og indirekte estimering. Her nemnes to andre modellar som bygger på modellen til PW. Ei vidareutvikling er der Feldman og Slemrod (2007) estimerer graden av skatteunndraging ved bruk av funn frå ikkje- reviderte skattemeldingar. Måling av unndraging vert utleda frå samanhengen mel- lom bidrag gitt til ideelle organisasjonar (donasjonar) og rapporterte inntekter frå lønn som lønnsmottakar, sjølvstendig næringsdrivande, frå gardsbruk og andre små- bedrifter. Feldman og Slemrod (2007) legg til grunn at inntektskjelda er uavhengig frå graden av donasjonar, og at forholdet mellom sann inntekt og rapportert inntekt ikkje varierer etter inntektskjelde. Dei finn at den underforståtte mengda med unn- draging er signifikant, og at den varierer etter inntektskjelde, samt mellom positive og negative verdiar for kvar inntektstype. Dei finn at i snitt må innrapportert po- sitiv inntekt frå sjølvstendig næringsverksemd, ikkje-gardsinntekt og gardsinntekt multipliserast med ein faktor på respektive 1,54, 4,54 og 3,87 for å få sann inn- tekt. Hushald som rapporterer negativ inntekt kan ha høgare sann inntekt enn dei hushalda som rapporterer positive inntekter.

Ei anna vinkling av PW-modellen er modellen til Nygård et al. (2018). Dei gjer ei kvantitativ vurdering av fordelingseffekten av skatteunndraging og tar høgde for det faktum at ein stor del av skatteunndraging involverer meir enn ein skattebetalar.

Ved tenester kor tilbydar og forbukar tener på at arbeidet vert gjort svart samarbei- dast det for å unndra skatt. Fordelingseffekten avheng av inntektsprofilen til både kjøparar og seljarar, samt korleis gevinstar som føl av unndraging deles mellom dei to sidene av marknaden. For å finna estimert unndraging for lønnsmottakarar nyttar dei registerdata og informasjon frå spørjeundersøkingar med utgangspunkt i same

metode som PW. Dei samanliknar konsum av mat og inntekt for lønnsmottakarar med låg mogelegheit for unndraging, lønnsmottakarar med stor mogelegheit for unn- draging og sjølvstendig næringsdrivande. For å evaluera forbrukaren sitt konsum av slike tenester, som kan gjennomførast svart, nyttast data frå spørjeundersøkingar knytt til bruk av ulovlege tenester. Sidan dei ikkje kan observera beløp for kjøpa av tenester som kan unndras nyttast estimert ikkje-rapportert inntekt på tilbodssida for å finna kor mykje som totalt kan unndras. Dei finn at det er ei grad av unndraging, og at estimert inntektsulikheit i Noreg er høgare enn den offisielle. Inntektsforde- lingsprofilen til uformelle leverandørar bidrar til den største delen av endringa i målt ulikheit. Etterlevingsgraden¹¹for leverandører vert redusert med inntekta, noko som tyder på at effektiv progressivitet på inntektsskatt er mindre enn indikert av offisielle tall.

3.3 Tidlegare estimat av κ

Estimering avκ i litteraturen er forholdet mellom sann og rapportert inntekt. Den viser kor stor delen av sann inntekt for sjølvstendig næringsdrivande er, relativt til rapportert inntekt, når det vert lagt til grunn at deira rapporterte inntekt ikkje er deira sanne inntekt. Litteraturen nyttar i all hovudsak ei log-lineær samanheng, og ei prosentvis endring i inntekt kan sjåast i samanheng med ei prosentvis endring i konsum¹².

Tabell 1 viser ei oversikt over verdiar som tidlegare er estimert forκ. Estimeringa er i all hovudsak basert på modellar som har utgangspunkt i ulike utgifter og inntekt.

Feldman og Slemrod (2007) baserer seg på donasjonar, medan dei fleste andre baserer seg på konsum av mat. Det er ulike framgangsmåtar i bruken av konsum med til dømes etterspurnad frå konsumentar i ein nested modell (Lyssiotou, Pashardes &

Stengos, 2004) til bruken av undersøkingar og sjølvmeldingar (Paulus, 2015). Det er stor variasjon i graden av estimert skatteunndraging i dei ulike landa.

Estimert κ er ulik for ulike land fordi det er mange faktorar som verkar inn på resultata. Det kan til dømes vera skilnader i institusjonelle ordningar eller ulik tillit til skattesystemet (ynskje om å bidra til fellesskapet). Det er og skilnader i korleis estimert κ er rekna ut, korleis sjølvstendig næringsdrivande er definert og korleis dei nyttar metoden til PW. Resultata i denne oppgåva har som mål å gje eit representativt anslag for underrapportering av inntekt i Noreg. Ekstern validitet for analysar av skatteunndraging er noko avgrensa då det er stor forskjell mellom land når det kjem til skattesystem, straffesystem og holdningar til desse systema. Det er likevel interessant å sjå resultata mot kvarandre for å få ein indikasjon på skilnaden

11Compliance rate.

12Samanhengen dei ser på er log-lineære Engelkurver, med log av inntekt og log av permanent inntekt.

Tabell 1: Tidlegare estimat av skatteunndraging ved bruk av utgifter

Forfattar Land κ

Bradbury (1997) Australia 1,34

Davutyan (2008) Tyrkia 1,25

Engström og Hagen (2017) Sverige 1,27 Engström og Holmlund (2007) Sverige 1,30

Feldman og Slemrod (2007) USA 1,54

Hurst, Li og Pugsley (2014) USA 1,33

Johansson (2005) Finland 1,16-1,42

Kim, Gibson og Chung (2017) Korea 1,41

Kim et al. (2017) Rusland 1,39

Kukk og Staehr (2014) Estland 1,39

Lyssiotou et al. (2004) England 1,28

Martinez-Lopez (2013) Spania 1,25

Nygård et al. (2018) Noreg 1,15

Paulus (2015) Estland 2,27

Pissarides og Weber (1989) Storbritannia KS: 1,28-1,55 BS: 1,51-1,63

Merk: KS er forkorting for kvitsnipparbeidarar og BS for blåsnipparbeidarar

mellom ulike land, slik som vist i tabell 1.

3.4 Bidrag til litteraturen

Denne oppgåva erstattar bruken av konsum med endring i formue. Sparing er av- hengig av dei ulike inntekts- og forbruksstraumane til forbrukaren, og eg nyttar skilnaden i sparing mellom sjølvstendig næringsdrivande og lønnsmottakarar for å estimera sann inntekt for sjølvstendig næringsdrivande. Arbeidet tar dermed opp- modinga til Allingham og Sandmo ved å inkludera sparing i analysen gjennom bruk av norske registerdata. Bruken av endring i formue over tid som ein indikasjon på skatteunndraging knytt til sjølvrapportering av inntekt er meg kjent ikkje gjort tid- legare.

Norske registerdata gjer ein unik mogelegheit til å få eit bredt datagrunnlag for store delar av befolkninga. Slik kan resultata ha utgangspunkt i ei heil befolkning utan seleksjonsproblem. Bruken av norske registerdata er derfor ein stor fordel sa- manlikna med bruken av undersøkingar og mange andre registerdata som eksisterer.

Bruken av norske registerdata for total inntekt og endring i formue er meg kjent ikkje gjort tidlegare.

I tillegg til å vera ei ny vinkling på eit kjend problem, er skatteunndraging eit viktig tema. Skatteunndraging er problematisk for ein velferdsstat som Noreg, fordi skattar og avgifter er eit viktig fundament for ei slik raus ordning som Noreg har.

Gjennom å basera analysen på norske registerdata vil resultatet kunna sei noko om

graden av skatteunndraging i Noreg, og andre land med tilsvarande registreringssys- tem og holdningar til skatt. Ekstern validitet for denne analysen er som nemnt noko avgrensa i direkte forstand, men skatteunndraging er eit problem for fellesskapet der det oppstår. Belysning av tema og arbeid mot at det skjer er derfor viktig for moderne samfunn som ynskjer eit raust fellesskap.

4 Data

Her presenterer eg dei ulike datakjeldene som er nytta i analysen, samt kva avgren- singar eg har gjort og definisjonar som ligg til grunn. Ulike kontrollar som er nytta i analysen vert og skildra. Deretter vert deskriptiv statistikk presenter, basert på data som er brukt i oppgåva. Alle data er henta frå ulike register hjå Statistisk Sentralbyrå (SSB) og gjort tilgjengelig for meg via Frischsenteret.

4.1 Norske registerdata

Eit problematisk element i modellen til Pissarides og Weber (1989) oppstår ved at dei nyttar konsum av mat for å estimera «sann inntekt», og den avgrensa mengda med data og data over tid som dette medfører. Samanlikning over tid er vanskeleg fordi ein treng høg frekvens av deltakarar gjennom fleire undersøkingar. Avgrensa og manglande oppslutning på undersøkingar, seleksjonskeivheit knytt til kven som deltar og ikkje på slike undersøkingar, samt fråfall av deltakarar¹³ kan gje upresise eller feil resultat i analyser. Bruk av spørjeundersøkingar er og utsatt for at folk, bevisst eller ikkje, feilrapporterer informasjon. Pissarides og Weber argumenterer for at konsum av mat er noko det er liten grunn til å feilrapportere med vilje, slik at dette godet er egna å nytta for analysen deira framfor andre godar. Det er likevel grunn til å leita etter betre og meir presise data som kan overkomma utfordringane knytt til bruken av spørjeundersøkingar. Ved bruk av norske registerdata vil eg bygga vidare på deira metode med eit alternativt datagrunnlag.

I Noreg er nesten all inntektsdata tredjepartsrapportert, samt at inntektsdata gjeld for alle individ og ikkje berre jobbar som er dekka av trygdeordninga. Ei sjølv- melding i Noreg har omfattande informasjon om inntekt og formue for det same hushaldet over tid, samt at inntekt- og formuekomponentar i skatteregisteret er i stor grad basert på rapportar frå ulike tredjepartar. Norske data gjer det mogeleg å kopla skattejournalar over hushalda si inntekt og formue til data om sal og kjøp av eigedelar. Ein kan slik direkte observera nettoinnsparing, altså kapitalgevinstar minus endring i formue (Eika, Mogstad & Vestad, 2020). I tillegg har norske admi- nistrative registre omfattande og nøyaktig informasjon om dei fleste inntekter: data

13Attrition.

på inntekt inneheldt tal på hushald og personar si inntekt og formue, kor inntekt inngår som både skattepliktige og skattefrie konstante inntekter. Det inneheldt og informasjon om gjeld, formue og berekna marknadsverdi av bustad (primær- og se- kundærbustad). Resultata i denne oppgåva får dermed fjerna problematikk knytt til utval av data, då den nyttar norske registerdata. Fråfall av deltakarar er ikkje eit problem då det ikkje er behov for å spørja dei ulike hushalda om å bruka informasjon om deira skattedata, som løyser problematikk knytt til fråfallsskeivskap¹⁴ som kan vera eit problem i PW-modellen.

Inntekt som er nytta til analysen i denne oppgåva er summen av eit hushald si inntekt i løpet av perioden for kvart kalenderår. Inntekt er her definert som sum inn- tekter, medrekna yrkesinntekter, kapitalinntekter, skattepliktige og skattefrie overfø- ringar. Inntekt for eit hushald vil variera over tid avhengig av mange ulike faktorar.

Permanent inntekt tar høgde for at noverande inntekt ikkje naudsynt gjer eit repre- sentativt bilete av nivået for inntekt over tid ved å sjå på eit meir langsiktig bilete for nivået på inntekt. Fordi permanent inntekt er vanskeleg å anslå grunna usikkerheit knytt til framtidig inntekt vel mange empiriske analyser, som til dømes Pissarides og Weber (1989) og Engström og Hagen (2017), å instrumentera for permanent inn- tekt som eit alternativ til bruken av noverande inntekt. Fordi denne oppgåva ser på straumar av sum inntekt og endring i formue over sju år, og ynskjer å sjå utviklinga i desse sett mot kvarandre, er noverande og ikkje permanent inntekt brukt i analysen.

Sum inntekt er dermed summen av inntekta for kvart hushald i utvalsperioden, kor inntekta til hushald for par er delt på to. For berekninga av graden av unndraging er inntekter (kapital-, lønns- og næringsinntekter) før skatt nytta.

Formue for eit hushald er i denne oppgåva definert som berekna bruttoformue, som omfattar summen av berekna realkapital og berekna bruttofinanskapital. Berek- na realkapital omfattar berekna marknadsverdi av primærbustad, sekundærbustad og næringseigedomar. For andre faste eigedomar, anlegg og skog, driftslausøye og andre eigedelar i næring og innbu og lausøyre er det skattemessige verdiar som ligg til grunn. Berekna bruttofinanskapital omfattar bankinnskot, delar i aksjefond, obligasjons- og pengemarknadsfond, aksjar, obligasjonar og andre verdipapir. End- ring i formue er rekna ut som skilnaden mellom berekna bruttoformue i 2010 mot utviklinga fram til og med 2016 ved utgangen av kvart år. Figur 3 og figur 4 il- lustrera skilnaden i endringa for hushald si formue for sjølvstendig næringsdrivande samanlikna med lønnsmottakarar. Fordi oppgåva legg til grunn at sjølvstendig næ- ringsdrivande kan ha ei for høg endring i formue grunna underrapportering av inntekt viser figur 3 Kernel density for gjennomsnittlig sum av hushald si inntekt oppgitt i tusen kroner, medan figur 4 viser gjennomsnittlig endring i hushald si formue oppgitt i tusen kroner.

14Attrition bias.

Figur 3: Gjennomsnittleg sum hushaldinntekt oppgitt i tusen kroner

Figur 4: Gjennomsnittlig endring i hushaldformue oppgitt i tusen kroner

4.1.1 Bustad

Primærbustad vert rekna som den bustaden kor eigar har folkeregistrert adresse ved utgangen av året. Verdsettinga vert rekna ut basert på berekna marknadsverdi.

Det er berre mogeleg å ha éin primærbustad, slik at andre bustader vert rekna som sekundærbustad. Det kan til dømes vera pendlarbustad, utleigebustad og heilårs- bustad som vert bruk som fritidsbustad. SSB har utvikla ein modell som reknar ut eit anslag på marknadsverdien på ein bustad. Skatteetaten brukar same modell til å rekna ut nye likningsverdiar for bustader og verdien på bustaden vert rekna ut basert på informasjon om bustadtype, bustadens areal, plassering og alder (SSB, 2020b). I modellen vert ikkje alle forhold som kan verka inn på prisen fanga opp. Til dømes vert det ikkje tatt omsyn til standard, utsikt og støy slik at berekna marknadsverdi ikkje alltid er i samsvar med faktisk marknadsverdi (SSB, 2020a).

I 2010 vart modellen estimert på nytt med ny funksjonsform og oppdatert med data for 2009. I 2016 vart inndelinga i prissoner justert og tettstadsinndelinga diffe- rensiert sånn at det vert gjort forskjell på større og mindre tettstad innafor dei ulike regionane (Takle & Medby, 2019).

4.2 Skattesystemet i Noreg

I Noreg vert det nytta direkte og indirekte skatt. Direkte skatt er skatt på lønningar medan indirekte skatt er avgifter på til dømes varer ein kjøper i butikken. Dei direkte skattane utgjorde meir enn 70% av samla skatte- og avgiftsinntekter for 2019 (Finansdepartementet, 2020a) medan indirekte skattar utgjer om lag 30% av samla skattar og avgifter (Finansdepartementet, 2020b). Noreg har eit relativt høgt skatte- og avgiftsnivå, saman med dei andre skandinaviske landa. Dette har resultert i godt utbygde offentlege velferdsordningar. Skattesystem vert av mange sett på som rettferdig for å ha ein inkluderande velferdsstat, og er viktig for eit Noreg slik me kjenner det.

For skatt på inntekt kan ektefelle, registrert partner og meldepliktig sambuar vel- ja korleis dei vil fordela mellom seg nokre av inntektene og frådraga i skattemeldinga.

Det er i all hovudsak kapitalinntekter og kapitalkostnadar (til dømes renter) som kan fordelast fritt, i tillegg til formue og gjeld. Fordelinga verkar normalt sett ikkje inn på samla skattebeløp for paret, men den verkar inn på kven av dei som vert skattlagt for formue og inntekt eller som får frådrag for oppgitt kostnad (Skatteetaten, 2020a).

Derfor tar oppgåva for seg total inntekt og formue per hushald for å ta høgde for desse skattemessige situasjonane som ikkje-single hushald eventuelt kan dra nytte av.

4.2.1 Sjølvstendig næringsverksemd

I eit enkeltpersonsføretak og ansvarlege selskap er det innehavar(ar) av selskapet (den eller dei som eig selskapet) som er personleg ansvarleg for dei pliktene verk- semda tar på seg. Desse typen føretak er ikkje eit eige skattesubjekt, og innehavar er sjølv ansvarleg for innbetaling av skatt på vegne av føretaket. Dette inneber at innehavar sjølv må melda inn (endring i) inntekt til skatteetaten (Altinn, 2020c) (Altinn, 2020b). Eit aksjeselskap er både ein eigen juridisk eining og eit eige skatte- subjekt. Det er dermed selskapet sjølv som er ansvarleg for innberetning og betaling av skatt, medan eigar (aksjonær) berre vert beskatta av det som vert tatt ut i lønn eller utbytte (Altinn, 2020a).

Myndigheitene følgjer opp dei inntektene og skattane som vert rapportert og betalt inn, og gjennomfører kontrollar ved uregelmessigheiter som skil seg ut. Det er likevel tidkrevjande og høge kostnadar knytt til kontroll av selskap og enkelt- personar, som gjer det vanskeleg å kontrollera store mengder. Det er derfor antatt at sjølvstendig næringsdrivande har ei større anledning til å underrapportera eiga inntekt, enn det lønnsmottakarar har.

4.3 Data til analysen

Datasettet som er brukt for analysen gjort i denne oppgåva er laga gjennom å setta saman ulike datasett med informasjon om variable og faste befolkningsdata, utdan- ning og inntektsdata. Oppgåva er avgrensa til å gjelda personar mellom 30 og 55 år i 2010, og som lever gjennom heile utvalsperioden frå 2010 til 2016. Utvalsperioden er frå 2010 grunna SSB si endring av modellen for utrekning av marknadsverdi for bustad¹⁵, og sluttar i 2016 grunna tilgang på data til og med dette året. Avgrensinga i alder er gjort for å avgrensa utvalet mot den aldersgruppa i befolkninga som er mest sannsynleg å vera ferdig utdanna og i arbeid for den perioden analysen gjeld.

Tabell 2 viser kor mange observasjonar som opphaveleg er med i datasetta som er nytta som utgangspunkt for analysen.

I denne oppgåva er sjølvstendig næringsdrivande definert basert på lønnsinntekt og næringsinntekt. For sum inntekt, kor andelen av næringsinntekta er større enn 25% og total arbeidsinntekt er over 100 000 NOK, vert ein aktør rekna som sjølv- stendig næringsdrivande (Berglann, Moen, Røed & Skogstrøm, 2011) (Pissarides

& Weber, 1989). Ein aktør som ikkje er rekna som sjølvstendig næringsdrivande,

15I 2007 vart det for første gang rekna ut estimert marknadsverdien på bustadar til statistiske formål i SSB. Marknadsverdien for bustadar vart estimert i 2008 og 2009, men med nokon jus- teringar frå målinga i 2007. Den noverande modellen skil seg frå dei første ved at den avhengige variabelen er logaritmen til kvadratmeterprisen, og ikkje sjølve kvadratmeterprisen. Dette gjer at modellen er meir robust for predikasjonsføremål, og det som er estimert vert mindre sårbart for ekstreme observasjonar (Thomassen & Melby, 2009) (Kostøl & Holiløkk, 2010).

Tabell 2: Opphaveleg tal på observasjonar

Datasett Tal for 2010

Faste befolkningsdata 5 398 409 Variable befolkningsdata 5 787 225

Utdanning 4 565 773

Familiedata 4 873 906

Inntektsdata 4 438 871

Merk: Data for inntekt er registrert for per 31.12. og befolkningsdata per 01.01.

og har total arbeidsinntekt over 100 000 NOK vert definert som ein lønnsmotta- kar. Personar som ikkje er kategorisert i nokon av gruppene er fjerna frå utvalet.

Eit hushald vert definert som sjølvstendig næringsdrivande dersom ein eller begge i hushaldet vert definert som sjølvstendig næringsdrivande (Nygård et al., 2018). Ut- valet består av om lag 130 000 sjølvstendig næringsdrivande og om lag 1,1 millionar lønnsmottakarar.

Par er definert for dei som er registrert med same hushaldnummer gjennom peri- oden, medan single er dei som er registert med berre ein vaksen knytt til respektive hushaldnummer¹⁶. Hushald med meir enn to registrerte vaksne er fjerna frå utvalet og hushald som ikkje er observert for heile perioden er blitt fjerna frå utvalet for å få eit balansert datasett. Inntekt og formue for par er delt på to for å ta høgde for at det er to personar i hushaldet, samt at all inntekt er inflasjonsjustert og indeksert til 2016-kroner.

Tabell 3 tar for seg ulike restriksjonar som er gjort for utvalet til oppgåva, og talet på observasjonar som har blitt fjerna grunna dei ulike restriksjonane. Befolk- ningsdata er dei ulike datasetta som vert slått saman til eitt arbeidsdatasett, som er brukt for analysen. Utgangspunktet for arbeidsdatasettet er faste befolkningsdata for nordmenn i perioden 2010-2016. Endeleg utval for analysen består av om lag 1,2 millionar observasjonar.

4.3.1 Kontrollvariablar

I analysen vert det kontrollert for fleire ulike karakteristikkar knytt til dei ulike hushalda. Det vert først kontrollert for bustadkommune for å ta omsyn til ulik pris- utvikling for bustad på tvers av kommunar. Deretter kontrollerer eg for alder, kjønn og sivilstatus i 2010. Sivilstatus vert delt opp i singel eller par, kor sivilstanden er definert basert på hushaldnummer. Dei med same hushaldnummer gjennom utvals- perioden er definert som par, medan dei med eige hushaldnummer eller som endrar

16Eit problem med denne definisjonen er at dersom eit individ har ein partner som ikkje møter utvalskriteria for analysen vert dette individet feilaktig karakterisert som singel. Grunna upresise data knytt til sivilstand er dette likevel ein meir presis måte å definera par og single, heller enn å nytta data på sivilstand.

Tabell 3: Restriksjonar for utvalet

Datasett Avgrensing Observasjonar

Befolkningsdata opphaveleg utval 5 398 409

fjernar dei med meir enn ein person-id 112

fjernar dei over 55 år i 2010 1 396 065

fjernar dei under 30 år i 2010 1 844 887

fjernar dei som utvandrar eller dør før 2017 496 416 fråfall grunna ikkje-match ved samanslåing av data 21 597 Arbeidsdata fjernar dei som manglar bustadkommune 82

fjernar dei som manglar hushaldsnummer 1 fråfall grunna omforming av datasettet 13 fjernar hushald med meir enn to vaksne 11 696 fjernar dei som endrar sivilstatus i perioden 200 815 fjernar dei som ikkje er definert som SN eller LM 119 383

fjernar ekstreme observasjonar 46 639

Endelig utval 1 260 703

Merk: SN er kort for sjølvstendig næringsdrivande og LM for lønnsmottakarar. Arbeidsdata er eit datasett beståande av samansettinga av befolkningsdata, samt data på inntekt og formue.

hushaldnummer i løpet av perioden er definert som singel. Dette fordi ei endring i sivilstatus som til dømes skilsmisse kan ha innverknad på endring i formue.

I tillegg vert det kontrollert for berekna bruttoformue ved inngangen av utvals- perioden for å ta omsyn til ulikt nivå på formue. Slik vert det tatt høgde for at ulikt nivå for sparing i begynnelsen av utvalsperioden min kan verka inn på sparing gjennom perioden.

Det er og kontrollert for høgaste fullførte utdanning, som er delt inn i fem ulike grupper: ikkje fullført vidaregåande skule (VGS), fagbrev/sveinebrev, fullført VGS med studiekompetanse, kortare høgare utdanning (inntil fire års utdanning ved høg- skule eller universitet) og lengre høgare utdanning (meir enn fire års utdanning ved høgskule eller universitet). Sidan regresjonsresultata som kontrollera for utdanning utgjer ein relativt liten skilnad for hovudparametrane for analysen,β og γ, er desse ikkje inkludert i vidare analyse og regresjonar anna enn innleiingsvis.

4.4 Deskriptiv statistikk

Tabell 4 viser deskriptiv statistikk over det endelege datasettet som er nytta i ana- lysen. Den viser fordelinga mellom par eller single og sjølvstendig næringsdrivande eller lønnsmottakarar for kvinner og menn.

Datagrunnlaget er avgrensa grunna mangelen på informasjon om 2017 til 2019, men hadde blitt inkludert i analysen dersom dette var tilgjengelig. For å få eit meir samansett bilete av formue og endring i denne ville data på andre formueobjekt som

Tabell4:DeskriptivstatistikkforutvaletibefolkningasomerdefinertsomsjølvstendignæringsdrivandeellerlønnsmottakariNoregfrå 2010til2016 MennKvinner SingelParSingelPar LMSNLMSNLMSNLMSN Alder40,6742,1444,7945,4043,4144,1541,3341,91 (7,801)(7,769)(7,732)(7,639)(6,697)(6,630)(6,669)(6,629) Fagbrev0,03280,04040,002290,002800,03350,03950,002050,00245 Allmenn0,5210,4740,7720,7910,5850,5460,8180,786 Korthøgare0,2590,1760,3600,2820,3060,2020,4100,335 utdanning Langhøgare0,09520,07910,08200,1550,1240,1230,1000,113 utdanning Suminntekt29950872797231262701426625782969330295013630373883017023 hushald(1101562)(1318991)(829293)(1268512)(1012777)(1194010)(993305)(1173769) Endringformue594276631855563034719072495324546917499782553283 hushald(1268864)(1443589)(1109319)(1408548)(960784)(1157495)(959458)(1161125) Berekna18783652290806183182622786402016838225410920625322293682 bruttoformue(2015708)(2522715)(1810965)(2463269)(1538618)(1838921)(1526823)(1843084) Observasjonar2021421890919309582053861585129435272748173 Gjennomsnitt;standardavvikiparentes.SNerkortforsjølvstendignæringsdrivandeogLMerkortforlønnsmottakar.

til dømes bil, båt, fritidsbustad og arv vert ynskjeleg å nytta for analysen. Dette var ikkje mogeleg, men er å anbefala for vidareutvikling av denne analysen.

5 Metode

Med utgangspunkt i modellen til Pissarides og Weber (1989) og Eika et al. (2020) ynskjer eg å estimera graden av underrapportering av inntekt frå sjølvstendig næ- ringsdrivande i Noreg. Med data på inntekt og formue for nordmenn i perioden 2010 til 2016 nyttar eg endring i formue, sett opp mott inntektsnivå i same periode, som ein indikator for skatteunndraging for sjølvstendig næringsdrivande. I dette avsnittet vil eg gå gjennom den empiriske modellen for oppgåva, samt skildra utfordringar, problem og løysingar knytt til min metode og modell. Det vert først lagt til grunn ein lineær modell før eg deretter utvidar til ein ikkje-lineær modell, og til ein modell som tar høgde for skilnaden mellom ulike inntektsgrupper.

5.1 Sparing og konsum

Ei av utfordringane knytt til å studera forbruks- og spareåtferd hjå hushald er man- gelen på pålitelig paneldata om hushald sine utgifter. Eit alternativ er å ha un- dersøkingar for dei same hushalda over tid, men slike undersøkingar er vanskeleg å gjennomføra og inneheldt ofte små utval, samt at dei er utsatt for måleproblem. Eit anna alternativ er å ta utgangspunkt i at dei totale utgiftene til eit hushald er lik inntekta til hushaldet, minus endringa i formue i løpet av perioden. Eika et al. (2020) undersøkjer fordelar og ulemper med å bruka denne rekneskapsidentitet til å kon- struera eit populasjonspaneldata med informasjon om utgiftar til hushald ved hjelp av data frå Noreg i 1994 til 2014. Dei genererer pålitelig informasjon om hushald sitt forbruk, sparing og formue. Skattepostar på inntekt og formue vert knytt opp til and- re administrative data med informasjon om finansielle- og eigedomstransaksjonar.

Dei finn at kombinasjonen av skatteregister på inntekt og formue, og hushald sine finansielle- og eigedomstransaksjonar, kan konstruera pålitelige mål for hushaldet sine utgifter knytt til konsum.

Eika et al. (2020) konstruerer eit mål på hushald sine utgiftar til forbruk, kor hushaldet årleg mottar inntektE_it (arbeidsinntekt og kontantoverføringar), og beta- lar skattτ_it. Konsumenten har ein (vektor med) portefølje av eigendelar,Ait−1, som er eigd av hushaldet til individ i, der kvar aktivakomponent, Aikt−1, er nivået på eigendel k ved slutten av perioden t−1. Gjennom året genererer aktivakomponen- ten kapitalinntekt r_ktA_ikt−1, og hushaldet sel på slutten av året eigendelane A_it−1 til pris p_t, men kjøper samstundes ei ny portefølje A_it til same pris. Ved hjelp av utrekning viser dei at utgiftene svarar til disponibel inntekt (arbeidsinntekt pluss

kapitalinntekt minus skatt) minus endring i formue pluss kapitalforteneste:

C_it =

E_it−τ_it+X

k

r_ktAikt−1

−X

k

(W_ikt−Wikt−1) +X

k

(p_kt−pkt−1)Aikt−1 (5) kor dei understrekar at sidan ikkje alle komponentane i likning (5) vert observert kan dei heller ikkje rekna utC_itbasert på data. Dei har blant anna fokus på bruk av finansielle- og eigedomstransaksjonar for å oppnå direkte mål på nettoinnsparing.

Dei nyttar og mål av forbruksstraumar frå bustad og varige varer.

Dersom det vert lagt til grunn at inntektsvariablane ikkje er til å stola på grunna feil rapportering av inntekt frå enkelte grupper, vil det vera fleire usikre moment på høgresida i likning (5) enn det Eika et al. (2020) tar høgde for. Ved å flytta endring i sparing til venstre side, og konsum til høgre side, kan likning (5) skrivas om til:

X

k

(W_ikt−Wikt−1) =

E_it−τ_it+X

k

r_ktAikt−1

−C_it+X

k

(p_kt−pkt−1)Aikt−1 (6) kor W_ikt = p_ktA_ikt. Endring i formue avheng då av disponibel inntekt, konsum og kapitalinntektene i starten av perioden. Endring i formue er ein observert variabel med utgangspunkt i inntektsdata frå sjølvmeldinga.Eit−τit+P

krktAikt−1 er ulike hushald si disponible inntekt, som vert observert gjennom norske registerdata og vert nytta i analysen for denne oppgåva. Konsum og børsverdi for aksjar er ikkje observert i registerdata.

Ei sentral utfordring som Eika et al. (2020) viser til er at skatteregister sjeldan har informasjon om ikkje-realiserte kapitalgevinstar eller kjøp og sal av eigedelar, noko som gjer det vanskeleg å få pålitelige mål på forbruk frå rekneskapsidentiteten.

Ved å sjå på straumar av inntekt og sparing, har oppgåva mi som mål å i noko grad fanga opp eventuelle sal av varer og tenester som kan gje ei stor endring i formue, og som då vert realisert over skattemeldinga. Over tid vil slike sal kunna komma til syne ved at formuen endrast, og problemet som dei siktar til vert adressert. Likevel vert ikkje problemet fullt ut løyst i denne oppgåva grunna mangel på informasjon om verdiauke for bustadar og andre verdiobjekt som ikkje vert seld/kjøpt. Mål for vertsetting av bustad (berekna marknadsverdi og ikkje salsverdi) er og eit problem, noko eg kjem tilbake til.

5.2 Empirisk modell

Datagrunnlaget for oppgåva inneheldt informasjon om blant anna inntekt etter skatt og kjenneteikn på hushald i evaluert for gjennomsnittet¹⁷, høvesvis Y_i og

17InntektsvariabelenYier summen av eit hushald si inntekt, kor deretter gjennomsnittleg inntekt for hushald er trekt frå.

X_i. I tillegg har eg data på bruttoinntekt og skattebeløp til hushald i, E_i − τ_i, ogP

kr_ktAikt−1 som er dei totale kapitalinntektene til hushaldi for eigedelk i peri- ode t−1. Med utgangspunkt i modellen til Eika et al. (2020) og føresetnaden om at underrapportering gjer eit feil bilete av konsum for hushald, sett eg konsum lik:

Cit =a+b

Ei−τi+P

krktAikt−1

+ui, kora er konstantleddet som viser nivå på konsum.b er hellinga på konsumkurven som viser marginal konsumtilbøyelegheit og u_i som er restleddet. a og b er lik for både sjølvstendig næringsdrivande og lønns- mottakarar. Dette betyr atC_it, frå modellen til Pissarides og Weber (1989) og Eika et al. (2020), er lik for dei to gruppene for gitt nivå på inntekt. Dette impliserer at marginal sparetilbøyelegheit vil vera lik for dei to gruppene for gitt nivå på inntekt.

Ved å setta inn forC_it i likning (6) får me P

ik(Wikt−Wikt−1) = (1−b)

Ei−τi+P

krktAikt−1

−a−ui+P

k(pkt−pkt−1)Aikt−1 (7) (1−b) er marginal sparetilbøyelegheit, og eg definerer (1−b) ≡β. Siste del av likning (7) er ikkje observert, og vert fanga opp av restleddet:−a−u_i+P

k(p_kt− pkt−1)Aikt−1 ≡ ε_i. For lik marginal konsumtilbøyelegheit for begge gruppene må konstantleddet,a, og helinga på konsumkurven, b, frå likning (7) vera lik for dei to gruppene¹⁸. Det vert i analysen kontrollert for ulike personlege karakteristikkar ved dei ulike hushalda og karakteristikkar knytt til sjølvstendig næringsdrivande. Det vert og tatt høgde for at marginal sparetilbøyelegheit er ulik avhengig av inntekt, som eg kjem tilbake til.

Venstre side i likning (7), P

ik(W_ikt−W_ikt−1), viser endring i formue frå 2010 til 2016 og vert vidare notert som ∆W_i, medan sann inntekt etter skatt, E_i−τ_i + P

kr_ktAikt−1, vert notert som Y_i^∗. Likning (7) viser samanhengen mellom endring i formue og sann inntekt og kan skrivast som

∆W_i =αX_i +βY_i^∗+ε_i (8) kor X_i er kjenneteikn for hushald i. Viss det er ein skilnad mellom sann og rappor- tert inntekt for sjølvstendig næringsdrivande, vil endringa i formuen til sjølvstendig næringsdrivande vera større enn for lønnsmottakar. Dette fordi dei har ei større sann inntekt å spara av. Det er i likning (8) gitt at sann inntekt er lik rapportert inntekt

18Dersom det er sin skilnad i nivå på konsum av mat for sjølvstendig næringsdrivande, vilaogb ikkje lenger vera lik for dei to gruppene. Ulikt konsum resultera i ulik sparing, som i tilfelle med ulik aogbfor dei to gruppene, vil fanges opp av restleddet,ε. Dersom dette skuldast at eit hushald er sjølvstendig næringsdrivande eller ikkje, vilεkorrelera med SN og skapar ein skeivhet i resultatet.

Ei slik skeivheit vil medføra at andre karakteristikkar som fører til ei auke i formuen enn det å vera sjølvstendig næringsdrivande vert feilaktig tillagt det å vera sjølvstendig næringsdrivande, og estimert verdi for denne gruppa vert feil. Dersom til dømes afor sjølvstendige er høgare enn for lønnsmottakarar vil endring i formue for sjølvstendige vera lågare, og effekta av å vera sjølvstendig næringsdrivande vert underestimert.