Estimating Laffer Curve for Profit Tax in Selected Jordanian Companies

النسخ

1 دراسات العلوم الا دارية المج لد 34 العدد تقدير منحنى لافر لضريبة الا رباح لعينة من الشركات الا ردنية سعيد محمود الطراونة* ملخص ركزت هذه الدراسة على دراسة العلاقة بين معدل الضريبة والا يرادات الضريبية وتحديد المعدل الا مثل للضريبة من خلال تقدير منحنى لافر. ولهذه الغاية استخدمت بيانات للفترة لعينة تكونت من 36 شركة مساهمة عامة ا ردنية وبذلك فا ن هذه الدراسة تقدر منحنى لافر على المستوى الجزي ي بخلاف الدراسات السابقة التي تمت على مستوى العالم والتي هدفت ا لى تقدير منحنى لافر على مستوى تجميعي كلي. وبعد التا كد من استقرارية المتغيرات من خلال اختبار جذر الوحدة استخدمت طريقة المربعات الصغرى لتقدير منحنى لافر ودلت نتاي ج الدراسة على ا ن المعدل الفعلي للضريبة ا قل من المعدل الا مثل في كافة الشركات. وبالنسبة للمعدلات الفعلية ا وضحت النتاي ج ا نها كانت متساوية تقريبا في قطاع الانتاج السلعي (الصناعة) والخدمي. وفي ضوء هذه النتاي ج خلصت الدراسة ا لى ا ن هناك ا مكانية لزيادة الا يرادات الضريبية من الا رباح من خلال زيادة المعدلات الفعلية لتقترب من المعدلات المثلى خاصة في قطاعي البنوك والتا مين كما خلصت ا لى ا ن معدلات الضريبة على القطاع الانتاجي (الصناعة) مماثل للمعدل الفعلي المفروض على الخدمات مما يستدعي ا عادة النظر في ذلك ليتم فرض ضريبة ا على على الخدمات واقل على الصناعة تشجيعا للقطاع الا نتاجي. الكلمات الدالة: منحنى لافر المعدل الا مثل للضريبة السياسة الضريبية المعدل الفعلي للضريبة. 1. المقدمة تعد الضراي ب بمختلف ا شكالها من ا دوات السياسة الاقتصادية الري يسة التي يمكن لصانع القرار الاقتصادي استخدامها لتحقيق ا هداف معينة ا ذ يمكن استخدامها مصدر ا من مصادر تمويل الا نفاق العام كما تلعب دورا ا ساسيا في ا عادة توزيع الدخل والثروة بين ا فراد المجتمع بما يحقق العدالة في التوزيع ويتجاوز دور الضراي ب ذلك ا لى استخدامها ا داة لتحقيق الاستقرار الاقتصادي من خلال تشجيع الاستثمار وتحقيق معدلات نمو مرتفعة ا ذ ان معظم النماذج الاقتصادية للنمو ا كدت على ا ن الضراي ب بمختلف ا نواعها من المحددات الري يسة للنمو (1993 Rebelo,.(Easterly and ولا شك ا ن استخدام الضراي ب لتحقيق هدف معين قد يترك ا ثارا سلبية على هدف ا خر فمثلا تنعكس زيادة معدلات الضراي ب لتمويل الا نفاق الحكومي سلبا على الاستثمار وبالتالي على معدلات النمو الاقتصادي. ولحل مثل هذا التعارض يرى ا رثر لافر وهو من رواد مدرسة العرض في الاقتصاد ا ن هناك معد لا ا مثل للضريبة يحقق ا قصى الا يرادات لخزينة الدولة ولا ينعكس سلبا على النمو والذي اصبح يعرف فيما بعد بمنحنى لافر. مشكلة الدراسة يتطلب رسم السياسة الضريبية الناجحة تحديد معدل الضريبة الذي يحقق مصلحة الحكومة في زيادة ا يراداتها من جانب ويحقق مصلحة من يتحمل عبء هذه الضريبة بحيث لايتجاوز قدراته فينعكس سلبا على النمو الاقتصادي من جانب اخر. ويعد تحديد هذا المعدل الا مثل من الا مور البالغة الحساسية لصانع القرار خاصة في دولة كالا ردن تعاني فيما تعانيه من اختلافات عجز الموازنة العامة الذي بلغ مليون دينار عام 2003 وشكل ما نسبته %2.29 من الناتج المحلي الاجمالي وفي الوقت ذاته يعاني الاقتصاد الا ردني من مشكلتي البطالة والفقر. ولما كان حل المشكلة الا ولى (عجز الموازنة) يتطلب زيادة حصيلة الضراي ب الذي قد يتم عن طريق زيادة معدلاتها فا ن المشكلة الثانية (الفقر والبطالة) تتطلب تخفيض معدلات الضراي ب. ومن هنا تا تي مشكلة الدراسة في الا جابة عن * قسم اقتصاديات المال والا عمال كلية ادارة الا عمال جامعة مو تة الكرك الا ردن. تاريخ استلام البحث 2006/5/3 وتاريخ قبوله 2006/10/ عمادة البحث العلمي/ الجامعة الا ردنية. جميع الحقوق محفوظة

2 تقدير منحنى لافر لضريبة... السو ال: هل المعدلات الفعلية الساي دة لضريبة الا رباح على الشركات المساهمة العامة في الا ردن اكبر من المعدل الا مثل ا م ا قل وبالتالي ينبغي تحديد ما ا ذا كان المطلوب تخفيض معدلات الضراي ب حتى تصل للحد الا مثل ا م زيادتها. ا هداف الدراسة تسعى هذه الدراسة ا لى: 1- دراسة العلاقة بين معدلات الضراي ب من ناحية وا يرادات الضراي ب من ناحية اخرى ولهذه الغاية سيتم تقدير منحنى لافر لعينة من الشركات الاردنية في كافة القطاعات. 2- تقدير المعدل الا مثل للضريبة ومقارنته بالمعدلات الفعلية. 3- مقارنة المعدل الا مثل بين الشركات وبين القطاعات ا يضا لتحديد ا ي القطاعات تتحمل عبء ضريبة ا كثر من غيرها وا ي منها يتحمل ضريبة ا كبر ا و ا قل مما يجب ا ن يكون. منهجية الدراسة تستخدم الدراسة بيانات لسلسلة زمنية لعينة من الشركات المساهمة العامة الا ردنية توزعت على مختلف القطاعات: 8 شركات تا مين 7 بنوك 7 شركات خدمات 14 شركة صناعية. وباستخدام طريقة المربعات الصغرى العادية بعد التا كد من استقرارية المتغيرات باستخدام اختبار جذر الوحدة تم تقدير منحنى لافر وتحديد المعدل الا مثل للضريبة لكل شركة اشتملت عليها الدراسة. سعيد محمود الطراونة 2. الا طار النظري حظي موضوع العلاقة بين حصيلة الا يرادات من الضراي ب ومعدلاتها باهتمام الاقتصاديين منذ القدم فقد ا كد ا دم سميث قبل قرنين على ا ن زيادة معدلات الضراي ب على الاستهلاك يو دي ا لى انخفاض الاستهلاك كما يو دي ا لى التهرب من دفع الضراي ب مما ينتج عنه انخفاض حصيلة الضراي ب. ا عاد لافر في عام 1974 التا كيد على ذلك بالنسبة لضريبة الدخل ا ذ ا شار ا لى ا ن ضراي ب الدخل تزداد بزيادة معدلات الضريبة حتى تصل ا لى حد معين ثم تبدا الحصيلة بالانخفاض كلما زادت معدلات الضراي ب عن هذا الحد وا صبحت تعرف هذه الفرضية فيما بعد بمنحنى لافر. ويستنتج من هذه الفرضية ا ن هناك معد لا ا مثل للضريبة يعطي ا قصى ايرادات للحكومة ولما لهذا المعدل من ا همية قصوى في رسم السياسة الضريبية فقد تناوله الاقتصاديون بالتحليل النظري من ناحية والتقدير القياسي من ناحية ا خرى. ففي الجانب النظري ا كد كل من (Spiegel and (2004 Templeman, على ا ن منحنى لافر على المستوى الجزي ي يختلف عنه على المستوى الكلي حيث بينا ا ن عدم المساواة في توزيع الا جور يو دي ا لى وجود معدل ضريبة ا قل للا جور المنخفضة ومعدل ضريبة ا على للا جور المرتفعة وبينا انه يوجد للفرد الواحد معدل ضريبة واحد يعظم الا يرادات الضريبية ولكن عند التجميع يوجد ا كثر من معدل ضريبة. وبين (2000 (Becsi, ا ن المعدل الا مثل للضريبة يعتمد على المرونة النسبية للعرض والطلب من السلعة حيث ا شار الى ا نه كلما كانت مرونة العرض والطلب قليلة زاد المعدل الا مثل وا ضاف ا ن هذا المعدل يزداد اذا قامت الحكومة با نفاق حصيلة الضراي ب على شراء السلعة. وبوجهة نظر مو يدة لمنحنى لافر اشار (1994 (Ireland, ا لى ا ن تخفيض معدل الضريبة قد يو دي الى زيادة عجز الموازنة العامة في الا جل القصير ولكنه في الا جل الطويل سيو دي الى زيادة معدل النمو في الانتاج مما يرفع من وعاء الضريبة الذي ينتج عنه زيادة ايرادات الضراي ب. وباستخدام ا طار الطلب الكلي والعرض الكلي قام (1982 Adams, (Mundell and با دخال الضريبة كمو ثر في الاستثمار وبينا ا ن وجود علاقة عكسية بين معدل الضريبة والا يرادات الضريبية يعتمد على: مدى حساسية الطلب على الاستثمار لمعدل الضريبة وا ن عرض العمل ي عد دالة في معدل الا جور بعد الضريبة. ومن الناحية القياسية حظي منحنى لافر باهتمام ا كثر من الناحية النظرية اذ قدر (2004 al., (Haughwout et منحنى لافر لضراي ب الملكية Tax) (Property لا ربع مدن ا مريكية: هيوستن (Houston) مينابولس (Minneapolis) نيويورك York) (New وفيلادلفيا (Philadelphia) وكشفت النتاي ج عن ا ن المعدل الا مثل في نيويورك %3.3 بينما المعدل الفعلي %2.49 وبالمثل فيلادلفيا حيث المعدل الا مثل %4.9 بينما الفعلي %2.5 اما في مينابولس فكان الفرق كبيرا بين المعدل الا مثل %12.5 والفعلي %3.22. وعلى العكس من ذلك كان المعدل الفعلي %2.54 ا على من الا مثل %2.1 في مدينة هيوستن. وخلص الباحثون ا لى ا ن زيادة الا يرادات من ضريبة الملكية يمكن ا ن يتم بزيادة المعدل الفعلي في ك ل من: نيويورك وفيلادلفيا ومينابولس وتخفيض ذلك المعدل في هيوستن. واستخدم (2003 (Mathews, بيانات لمجموعة من الدول في الاتحاد الا وروبي لتقدير منحنى لافر لضريبة القيمة

3 دراسات العلوم الا دارية المج لد 34 العدد المضافة ودلت النتاي ج على ا ن زيادة التهرب الضريبي وانخفاض الا نفاق الاستهلاكي يرتبطان طرديا مع زيادة معدل الضريبة وبينت النتاي ج ا ن معدل الضريبة الذي يحقق ا قصى ايراد كلي وهو %19.3 وكان هذا المعدل اقل من المعدل الفعلي في كل من ا لمانيا واسبانيا مما يشير ا لى ا مكانية زيادة الا يرادات من ضريبة القيمة المضافة عن طريق زيادة معدلها. وعلى العكس من ذلك كان المعدل الفعلي في السويد والدانمارك ا على من %19.3 مما يستوجب تخفيضه من ا جل زيادة الا يرادات الضريبية. وا شار (2003 (Dalamagas, ا لى ا ن الاستثمار يرتبط عكسيا بالضراي ب على كل من دخل العمالة ورا س المال والاستهلاك وبين ا ن تخفيض معدلات الضراي ب يو دي ا لى زيادة التراكم الرا سمالي والعمالة والطلب الاستهلاكي مما يزيد من الناتج وبالتالي القاعدة الضريبية ويعوض الانخفاض في معدلات الضراي ب. وباستخدام نموذج قياسي للفترة في كل من الولايات المتحدة والمملكة المتحدة واليابان توصل ا لى: ا ولا: ا ن تخفيض الا نواع الثلاث من معدلات الضراي ب في الولايات المتحدة واليابان يو دي ا لى زيادة الدخل وا يرادات الضراي ب وتخفيض عجز الموازنة بينما تبين في بريطانيا ا ن ا يرادات الضراي ب تزداد بزيادة معدلاتها مما يشير ا لى ا ن بريطانيا تعمل على الجزء الصاعد من منحنى لافر. ثانيا: ان الدول التي تعتمد في الضراي ب على عواي د عناصر الانتاج بشكل ا كبر من ضريبة الاستهلاك يكون تا ثير التغير في معدل الضراي ب على الا يرادات الضريبية والدخل فيها اكثر لا ن هذه الضراي ب تو ثر بشكل اكبر من ضريبة الاستهلاك على التراكم الرا سمالي. وفي دراسة عن المشروبات الخفيفة في ايرلندا للفترة بين 2003) Walker, (Bahl, Bird and من خلال تقدير دالة الطلب على المشروبات الخفيفة ا ن مرونة الطلب السعرية ا كبر من واحد ا ي ا ن الطلب مرن حيث قدرت المرونة ب 1.1 واوضح الباحثون ا ن تخفيض معدل ضريبة المبيعات يترتب عليه تخفيض السعر مما يزيد من الكميات المستهلكة ويزيد بالتالي من ا يرادات الضراي ب. واستخدم (1996 (Hsing, بيانات للفترة لتقدير منحنى لافر لضريبة الدخل في الولايات المتحدة الا مريكية وبين التقدير ا ن المعدل الا مثل للضريبة هو وبمقارنته بالمعدل الفعلي لعام 1991 والذي بلغ ا كد Hsing ا ن ا يرادات الضراي ب يمكن زيادتها من خلال زيادة معدل الضريبة ا لى المعدل الا مثل. وناقش (1995 (Aisha, تا ثير ضراي ب المبيعات على التوزيع الجغرافي للسكان وبين ا ن وجود ضريبة مبيعات مرتفعة في منطقة ما يو دي ا لى ارتفاع تكاليف المعيشة فيها مما ينتج عنه انتقال السكان ا لى المناطق الاخرى. وباستخدام نموذج رياضي للتوازن العام تبين ا ن المعدل الا مثل لضريبة المبيعات في مدينة كراتشي الباكستانية هو %6 وان ا ي معدل ا على منه يو دي ا لى انخفاض حصيلة ضراي ب المبيعات. ا ما (1988 Vijlbriet, (Ravestein and فا شارا ا لى ا ن معدل الضريبة الا مثل لهولندا لعام 1985 قد بلغ %70 وهو ا قل من المعدل الفعلي الذي بلغ %67. ا ما (1982 Edger, (Robert and فبينا عن طريق تقدير منحنى لافر للمملكة المتحدة ا ن معدل الضريبة الفعلي لعام 1979 كان %33 بينما المعدل الا مثل المقدر هو %57 وا كدا في دراستهما ا ن معدل الضريبة الا مثل المقدر باستخدام منحنى لافر يتا ثر بشكل عكسي بثلاثة عوامل: مرونة العرض ومدى تصاعدية الضريبة ومدى التهرب الضريبي. واستخدم الباحثان نفسهما (1983 Edger, (Robert and بيانات للسويد لعام 1979 لتقدير منحنى لافر للضراي ب الكلية (مباشرة وغير مباشرة) ودلت النتاي ج على ا ن المعدل الا مثل 0.58 بينما المعدل الفعلي توصل (1981 (Stuart, ا لى نتيجة مشابهة تتعلق بالسويد حيث ا وضحت دراسته ا ن المعدل الا مثل هو %70 بينما المعدل الفعلي هو %80 للضراي ب على دخل العمال. وفي دراسة عن الولايات المتحدة الا مريكية لعام 1973 استنتج (1982 (Fullerton, ا ن معدل الضريبة الا مثل يرتبط عكسيا مع مرونة عرض العمل وبين ا ن المعدل الا مثل المقدر بلغ %78.8 عند مرونة عرض يلاحظ في الدراسات السالفة الذكر ا نها تمت على مستوى كلي وما يترتب على ذلك من مشكلة تجميع وحدات قد تكون غير متجانسة فمثلا قد لا تفرض الضراي ب غير المباشرة الكلية على كافة السلع وا ذا ما فرضت على كافة السلع فانها لا تكون بنفس النسبة وكذلك المعدل العام لضريبة الدخل ا ذا ما اخذ كنسبة ضريبة الدخل ا لى الدخل الكلي الخاضع للضريبة لا يمثل بشكل دقيق معدل الضريبة لشراي ح غير متجانسة من حيث مستوى الدخل. ومن هنا تظهر الا ضافة في هذه الدراسة حيث انها تركز على قياس المعدل الا مثل لضريبة الا رباح على المستوى الجزي ي المتمثل بالشركات المساهمة العامة الا ردنية. وتكتسب هذه الدراسة ا يضا ا همية خاصة نظرا لعدم وجود دراسات سابقة على المستويين الجزي ي والكلي قدرت هذا المعدل في الا ردن ا ذ اقتصرت الدراسات في الا ردن على قياس الطاقة والعبء الضريبي

4 ) تقدير منحنى لافر لضريبة... سعيد محمود الطراونة ( 2T/ TR 2 )=T(2a 2 )+{a 1+ 2a 2 TR}( T/ TR) (6 3. نموذج الدراسة a 2 لتقدير العلاقة بين الا يرادات من ضريبة الا رباح ومعدلاتها من ناحية وحساب المعدل الا مثل لضريبة الا رباح من ناحية ثانية تم استخدام نموذج قياسي لتقدير منحنى لافر وقد اتخذ هذا النموذج الصيغة الرياضية الا تية: ولا نه عند النقطة الحرجة 0= T/ TR فا ن الحد الثاني في المعادلة ا علاه يصبح مساويا للصفر. ولكي نحصل على ا قصى نقطة فان ) 2 T(2a يجب ا ن تكون سالبة وطالما ا ن T 0< فان شرط الحصول على ا قصى قيمة ا ي المعدل الا مثل.(a 2 <0) يتطلب ا ن تكون سالبة Ln T = a 1 TR +a 2 (TR) 2 +U (1 حيث T: ضريبة الا رباح المدفوعة TR معدل ضريبة الا رباح U حد الخطا العشواي ي. وتجدر الاشارة ا لى الملاحظات التالية حول هذا النموذج: ا ولا: غياب المقطع: تم تقدير النموذج بدون المقطع الثابت ويا تي هذا انسجاما مع حقيقة ا ن الا يرادات من ضريبة الا رباح ستكون صفر ا ا ذا كان معدل الضريبة صفر ا وبما ا ن استبعاد المقطع في مثل هذه الحالة ضروري فا ن النتاي ج القياسية ستكون ا كثر دقة منها في حالة وجوده كما ا كد على ذلك (1978.(Theil, ثانيا: استقرارية المتغيرات :(Stationarity) تم استخدام اختبار دكي- فولر(( ADF ) (Augmented Dickey-Fuller لجذر الوحدة للتا كد من استقرار السلسلة الزمنية للمتغيرات المستخدمة ذلك ا ن اعتماد نتاي ج طريقة المربعات الصغرى والاختبارات المرتبطة بتلك النتاي ج (t,f) في التحليل يستند على فرضية استقرار البيانات المستخدمة. ثالثا: المعدل الا مثل للضريبة: لحساب المعدل الا مثل تم استخدام طريقة المربعات الصغرى لتقدير المعادلة رقم (1 وذلك بعد التا كد من اختبار جذر الوحدة. وبعد التقدير يتم اخذ المشتقة الا ولى على النحو: (1/T) ( T/ TR)=a 1 +2a 2 TR (2 وبا عادة الترتيب والمساواة بالصفر واستخراج النقطة الحرجة (المعدل الا مثل) على النحو: ( T/ TR)=T {a 1 +2a 2 TR} =0 (3 a 1 +2a 2 TR=0 (4 TR=(a1/2a2) (5 وللتا كد من ا ن النقطة الحرجة ا علاه تمثل قيمة قصوى تو خذ المشتقة الثانية وتقيم عند النقطة الحرجة ا ذ يجب ا ن تكون سالبة حتى تمثل قيمة قصوى. تقدير منحنى لافر باستخدام بيانات للفترة الزمنية تم تقدير المعادلة (1) باستخدام طريقة المربعات الصغرى العادية لعينة من الشركات المساهمة العامة الا ردنية. وللحصول على نتاي ج موثوقة باستخدام OLS فقد تم التا كد من استقرار البيانات باستخدام اختبار دكي- فولر Dickey- (Augmented (ADF)) Fuller للاستقرارية. وتم تطبيق هذا الاختبار لمقطع واتجاه ) trend (Intercept and ولا ربع فترات ا بطاء حيث تم استخدام معيار (AIC) Akaike Information Criteria لتحديد فترة التباطو المناسبة. وقد استخدم هذا الاختبار لكافة الشركات في كافة القطاعات ويتضح منه استقرار البيانات المستخدمة على المستوى في كافة الشركات باستثناء شركة التا مين الا ردنية في قطاع التا مين وشركة دار الدواء في القطاع الصناعي وقد تم استثناء هاتين الشركتين من التحليل لا نه لا يمكن تطبيق المعادلات 6-2 لحساب المعدل الا مثل من خلال النتاي ج المتحصل عليها باستخدام طريقة Vector (VECM).Error Correction Model واستنادا ا لى هذه النتاي ج تم تقدير المعادلة المعبرة عن منحنى لافر لكل شركة تا مين وتم تدوين النتاي ج في الجدول رقم (1) ويستدل من هذه النتاي ج على الدلالة الا حصاي ية للنموذج المقدر ولكافة الشركات حيث كانت قيمة F مرتفعة وكذلك قيم t للمتغيرات قيد الدراسة واشارت قيم D-W ا لى عدم وجود مشكلة ارتباط ذاتي. ولتوضيح كيفية حساب المعدل الا مثل وكمثال توضيحي تم تطبيق المعادلات 6-1 على المعادلة المقدرة لشركة الشرق الا وسط للتا مين حيث ا ظهر التقدير لهذه الشركة المعادلة التالية (كما هي في الجدول رقم 1). Ln T = 71.51TR (TR) 2 (7 وبا خذ المشتقة الا ولى: (1/T) ( T/ TR)= (2) TR (8 وبا عادة الترتيب والمساواة بالصفر واستخراج النقطة

5 دراسات العلوم الا دارية المج لد 34 العدد الحرجة (المعدل الا مثل) على النحو: ( T/ TR)=T{ (2) TR} =0 (9 وحيث ا ن 0 T فان ( T/ TR)= 0 وبالتالي: (2) TR =0 (10 ومنها المعدل الا مثل :TR TR=(71.51/96.90(2)) (11 TR=0.369 (12 وللتا كد من ا ن النقطة الحرجة ا علاه تمثل قيمة قصوى تو خذ المشتقة الثانية وتقيم عند النقطة الحرجة حيث يجب ا ن تكون سالبة حتى تمثل قيمة قصوى. ولا نه عند النقطة الحرجة 0= T/ TR فان الحد الثاني في المعادلة السابقة يصبح مساويا للصفر. ولكي نحصل على ا قصى نقطة فان ((2)96.90-)T يجب ا ن تكون سالبة وطالما ا ن 0< T فا ن ((2)96.90-)T تكون سالبة وبالتالي TR هو المعدل الا مثل الذي يحقق ا قصى ايراد. وبتطبيق الخطوات نفسها تم حساب المعدل الامثل لكافة الشركات. ويلاحظ على المعدل الا مثل لشركات التا مين ا نه كان متقاربا حول 0.35 لمعظم الشركات باستثناء البحار العربية والا ردنية الفرنسية وبمقارنة المعدل الا مثل بالمتوسط للمعدل الفعلي لفترة الدراسة نلاحظ ا ن المعدل الفعلي كان متقارب ا بشكل كبير حيث تراوح بين و كما ا ن المعدل الفعلي ا قل من المعدل الا مثل في كافة الشركات وان اختلفت الشركات في ابتعادها عن المعدل الا مثل حيث كان الانحراف في اقصاه في شركتي البحار العربية والاردنية الفرنسية. ( 2T/ TR 2 )=T(-96.90(2))+{ (2) TR} ( T/ TR) (13 الشرق الاوسط العامة العربية القدس المتحدة الا ردنية الفرنسية البحار العربية الاتحاد العربي معلمة TR الجدول رقم (1) نتاي ج تقدير منحنى لافر لشركات التا مين معلمة TR 2 D-W F المعدل الا مثل المعدل الفعلي (5.78-) (3.50-) (5.21-) (4.18-) (6.20-) (1.96-) (7.29-) * (6.84) (6.50) (10.41) (6.54) (11.17) (4.56) (12.47) *الا رقام بين الاقواس تمثل قيمة t. وا ظهر التقدير باستخدام OLS الموضح في الجدول رقم (2) لقطاع البنوك ممثلا بسبعة بنوك ارتفاع قيم F t مما يدل على الدلالة الاحصاي ية للنموذج المقدر كما يستدل من قيمة D-W على عدم وجود مشكلة ارتباط ذاتي ما عدا البنك الا هلي حيث بلغت قيمة (0.8) D-W وهي قيمة متدنية تشير ا لى وجود مشكلة ارتباط ذاتي. ومن نتاي جها ا نها تو دي ا لى زيادة قيمة الخطا المعياري مما يو دي ا لى انخفاض قيمة t وعدم معنوية النتاي ج ولكن طالما ا ن قيمة t المحتسبة حتى

6 تقدير منحنى لافر لضريبة... مع وجود المشكلة مرتفعة فا ن اثر المشكلة محدود ولا يستدعي معالجتها. وبحساب المعدل الا مثل وفقا للمعادلة (5) اتضح ا نه قريب من 0.4 ما عدا بنك القاهرة 0.64 وبنك الا ردن 0.63 والبنك العربي 0.22 ا ما المعدل الفعلي فكان منخفضا للاستثمار العربي وللعربي مقارنة سعيد محمود الطراونة مع 0.3 تقريبا لبقية البنوك. ويستدل من مقارنة المعدلين با ن المعدل الفعلي ا قل من المعدل الا مثل في كافة البنوك وسجل البنك العربي ا قل تفاوت بين المعدلين بينما سجل بنك القاهرة عمان ا كبر تفاوت ويعزى هذا الى ا ن المعدل الفعلي متساو تقريبا للبنكين بينما المعدل الا مثل مرتفع في بنك القاهرة- عمان مقارنة بالبنك العربي. الا ردني الكويتي الا هلي الاسلامي الا ردني الاستثمار العربي القاهرة-عمان الا ردن العربي معلمة TR الجدول رقم (2) نتاي ج تقدير منحنى لافر للبنوك معلمة TR 2 المعدل الا مثل المعدل الفعلي D-W F (7.70-) (9.55-) (9.44-) (8.67-) (4.28-) (10.62-) (14.38-) * (14.55) (20.13) (17.22) (18.24) (7.91) (18.27) (25.81) *الا رقام بين الاقواس تمثل قيمة t. ولعينة من سبع شركات عاملة في مجال الخدمات تم تقدير منحنى لافر كما في الجدول رقم (3) حيث تم استبعاد شركة الخطوط البحرية من التحليل لعدم المعنوية الا حصاي ية للنتاي ج ا ما بقية الشركات فكشفت اختبارات F t عن الدلالة الاحصاي ية للنتاي ج المقدرة كما كشف اختبار D-W عن عدم وجود مشكلة ارتباط ذاتي باستثناء شركة الحمة المعدنية حيث بلغت القيمة (0.9). ودلت نتاي ج قياس المعدلين الا مثل والفعلي ومقارنتهما على: ا ن المعدل الا مثل متقارب بشكل كبير جدا حيث تراوح بين و كذلك الا مر في المعدل الفعلي الذي كان متقاربا وحول 0.2 في كافة الشركات ما عدا شركة اتحاد ا صحاب الكراجات. كما لوحظ ا ن المعدل الا مثل ا كبر من المعدل الفعلي لكافة الشركات كما لوحظ ا ن انحراف المعدلين عن بعضهما في شركات الخدمات ا قل من ذلك لشركات التا مين والبنوك. دلت نتاي ج 13 شركة مساهمة عامة صناعية عند تقدير المعادلة 1 باستخدام OLS كما في الجدول رقم (4) على ارتفاع قيم t وF مما يشير الى الدلالة الاحصاي ية للنتاي ج باستثناء شركة مناجم الفوسفات الا ردنية حيث جاءت احدى المعالم المقدرة غير ذات دلالة احصاي ية لهذا استبعدت من التحليل. كما استثنيت الشركة العامة للتعدين بسبب عدم تحقق الشرط الكافي للحصول على قيمة قصوى. وكشفت قيم D-W عن عدم وجود مشكلة ارتباط ذاتي في 8 شركات بينما كانت القيم منخفضة في 6 شركات مما يدل على وجود مشكلة ارتباط ذاتي. وباستثناء شركة مناجم الفوسفات والشركة العامة للتعدين تم قياس المعدل الا مثل باستخدام المعادلة (5). ويلاحظ من

7 دراسات العلوم الا دارية المج لد 34 العدد المعدلات المقدرة ا نها كانت متقاربة لسبع شركات حيث تراوحت بين لشركة دار الدواء و لمصانع الخزف الا ردنية. وسجل المعدل ادنى قيمة (0.19) لكل من العربية للادوية ومصانع المنظفات الكيماوية بينما سجلت ا على قيمة لشركة مصفاة البترول وبمقارنة المعدل الا مثل بالمعدل الفعلي تبين ا ن المعدل الا مثل ا كبر من المعدل الفعلي في كافة الشركات ما عدا العربية للا دوية. ويستنتج من ذلك ا نه يمكن زيادة الايرادات عن طريق زيادة الضراي ب المحصلة لكي تصل ا لى المعدل الا مثل. الكهرباء الاردنية كهرباء اربد الحمة المعدنية اتحاد الكراجات الخطوط البحرية* الرا ي الدستور الجدول رقم (3) نتاي ج تقدير منحنى لافر للشركات العاملة في قطاع الخدمات معلمة TR معلمة TR 2 D-W F المعدل الا مثل المعدل الفعلي (6.69-) (6.15-) (4.00-) (6.14-) (2.33) (22.18-) (10.34-) ** (10.82) (10.32) (6.19) (9.96) (1.49) (35.90) (17.73) * استبعدت شركة الخطوط البحرية لعدم معنوية النتاي ج. **الا رقام بين الاقواس تمثل قيمة t. وخلاصة النتاي ج وبحساب المتوسط العام للمعدلات المثلى تبين ا ن هذا المعدل كان في شركات التا مين (0.393) وهو قريب من مثيله للبنوك ولم يكن قطاع الخدمات (0.310) ذا اختلاف كبير عنهما بينما كان متدنيا في القطاع الصناعي 0.28 ويعكس هذا ا ن الوحدات الانتاجية العاملة في مجالات التا مين والبنوك والخدمات ذات ا وعية ضريبية كبيرة في مجال الا رباح يمكن للحكومة استغلالها لتحقيق زيادة في ايراداتها الضريبية لتمويل انفاقها العام بينما تعد الا وعية الضريبية متدنية في الصناعة نتيجة انخفاض الا رباح مما يستدعي ضرورة عدم التعامل معها بما يماثل بقية القطاعات في مجال معدلات الضراي ب. وعند مقارنة المتوسط العام للمعدلات الفعلية تبين ا نها متساوية تقريبا في التا مين والخدمات والصناعة بينما كانت مرتفعة نسبيا في البنوك ويستدل من هذا على حقيقة هامة وهي ا ن الحكومة لا تفرق في مجال المعدل الفعلي للضراي ب المحصلة بين القطاعات الخدمية والقطاعات الانتاجية (الصناعة) في الوقت الذي يتوجب على الحكومة ا ن تفرض معدلات ضراي ب قليلة على القطاعات الانتاجية ومعدلات مرتفعة على الخدمية بما يساهم في ا عادة توزيع الموارد لصالح القطاعات الا نتاجية خاصة وا ن القطاعات الخدمية تساهم بحوالي %60 من الناتج القومي للاقتصاد الا ردني

8 تقدير منحنى لافر لضريبة... سعيد محمود الطراونة المعدل الفعلي * * الجدول رقم (4) نتاي ج تقدير منحنى لافر للشركات العاملة في القطاع الصناعي المعدل الا مثل D-W F معلمة TR 2 معلمة TR (7.33-) *(11.74) الا لبان الا ردنية (10.22-) (18.83) مصفاة البترول * (4.54) (5.02) العامة للتعدين (5.24-) (7.71) العربية للا دوية (6.98-) (12.55) الزراعية الصناعية/ الانتاج (4.08-) (6.92) مصانع المنظفات (7.98-) (15.04) مصانع الا جواخ (6.64-) (12.01) مصانع الخزف * **(1.69-) (4.54) مناجم الفوسفات (9.23-) (16.34) الدباغة الا ردنية (4.91-) (8.04) مصانع الا سمنت (3.90-) (7.15) مصانع الورق والكرتون *الا رقام بين الاقواس تمثل قيمة t. 4- يستنتج من مقارنة المعدلات الفعلية بالمثلى ا ن الفرق بينهما كان مرتفعا في قطاع التا مين ا ذ بلغ (المعدل الفعلي والا مثل 0.393) وكذلك الامر في قطاع البنوك ) المعدل الفعلي والا مثل 0.442) بينما لم يتجاوز 0.07 في قطاعي الخدمات والصناعة مما يو كد ا يضا امكانية زيادة معدلات الضريبة في قطاعي التا مين والبنوك. 4. الخلاصة ا وضحت نتاي ج البحث: 1- ا ن المعدلات المثلى ا على من المعدلات الفعلية لضريبة الا رباح في الشركات المساهمة العامة الا ردنية مما يشير الى انخفاض معدلات الضريبة الساي دة مقارنة بما يجب ا ن تكون عليه. 2- ا ن المعدلات المثلى في القطاع الخدمي (التا مين والبنوك والشركات الخدمية) ا على من مثيلتها في القطاع الصناعي ويستدل من هذا على ا نه يمكن زيادة معدلات الضريبة في القطاع الخدمي مقارنة بالقطاع الصناعي. 3- كانت المعدلات الفعلية متساوية في قطاعات التا مين والخدمات والصناعة. وفي ضوء هذه النتاي ج ترى الدراسة: 1- ا ن الحكومة تستطيع زيادة ايراداتها من ضريبة الا رباح على الشركات المساهمة العامة الا ردنية من خلال زيادة المعدلات الفعلية لتقترب من المثلى. 2- ا ن تتم زيادة المعدلات الفعلية بشكل مختلف بين

9 دراسات العلوم الا دارية المج لد 34 العدد القطاعات بحيث تكون ا كبر في قطاعي البنوك والتا مين من القطاع الصناعي. 3- بما ا ن صانع القرار في الا ردن يولي ا همية متزايدة لقطاعات الانتاج السلعي (الصناعة بشكل خاص) وا ن المعدلات الفعلية للضراي ب بين القطاعين الخدمي والصناعي متساوية تقريبا فا ن اعادة توجيه الموارد لصالح الصناعة يتطلب ا عطاءها مزايا ضريبية. 4- توصي الدراسة باجراء دراسات ا كثر على المستوى الجزي ي بحيث تتناول تقدير منحنى لافر لضريبة المبيعات على السلع بسبب اختلاف ظروف الطلب لكل سلعة مما ينعكس على حصيلة الحكومة من الضراي ب كما توصي باجراء دراسات للرسوم الجمركية حسب السلع للسبب ذاته. Ireland, P Supply-Side Economics and Endogenous Growth, Journal of Monetary Economics, 33(3): Matthews, Kent VAT Evasion and VAT Avoidance: is there a European Laffer Curve for Vat? International Review of Applied Economics, 17(1): Mundell, Lee and Adams, Jack The Laffer Curve, Aggregate Demand and Aggregate Supply, Journal of Economics and Business, 21(1): Ravestein, Van and Vijilbrief, H Welfare Cost of Higher Tax Rates: An Empirical Laffer Curve for the Netherlands, De Economist, 136, Robert, McGee and Edgar, Feige Sweden Laffer Curve: Taxation and the Unobserved Economy, Scand Journal of Economics, 85(4): Robert, McGee and Edgar, Feige The Unobserved Economy and the UK Laffer Curve, Economic Affairs, 3(1): Spiegel, Uriel and Templeman, Joseph A Non- Singular Peaked Laffer Curve: Debunking the Traditional Laffer Curve, The American Economist, 48(2): Stuart, C Swedish Tax Rate, Labor Supply and Tax Revenues, Journal of Political Economy, 89(5): Theil, Henri Introduction to Econometrics, Prentice- Hall, N.J., المراجع Aisha, Ghaus, A Optimal Local Sales Tax, Urban Studies, 32(8): Bahl, Roy; Bird, Richard and Walker, Mary The Uneasy Case Against Discriminatory Excise Taxation: Soft Drink Taxes in Ireland, Public Finance Review, 31(5): Becsi, zsolt The Shifty Laffer, Curve Economic Review: Federal Reserve Bank of Atlanta, 85, (3): Dalamagas, Basil The Effects of Tax Rate Changes on Output and Government Deficits, Applied Economics Letters, 10(2): Easterly, William and Rebelo, Sergio Fiscal Policy and Economic Growth: An Empirical Investigation, Journal of Monetary Economics, 32, Fullerton, D On the Possibility of Inverse Relationship Between Tax Rates and Government Revenues, Journal of Public Economics, 19, Haughwout, Andrew; Inman, Robert; Craig, Steven and Luce, Thomas Local Revenue Hills: Evidence from Four U.S Cities, The Review of Economics and Statistics, 86(2): Hsing, Yu Estimating the Laffer Curve and Policy Implication, Journal of Socio-Economics, 25(3):

10 تقدير منحنى لافر لضريبة... سعيد محمود الطراونة Estimating Laffer Curve for Profit Tax in Selected Jordanian Companies Sai d M. Al-Tarawnih* ABSTRACT This study aims to analyze the relationship between tax rate and tax receipts, it also aims to determine the optimal tax rate through estimating laffer curve. For that, the study used data for 36 Jordanian companies for period. On contrast to previous literature that estimate laffer curve on macro level, this study estimates laffer curve on micro level. The optimal tax rate obtained after estimating laffer curve through two steps: in the first, we assure data stationarity by using unit root test. In the second step, OLS was employed. The result revealed that the actual tax rate is less than the optimal tax rate. This means that the government could raise profit tax rate, especially for bank and insurance companies, to increase tax receipts. The results also showed that the actual tax rate is approximately equal among service and productive sectors (industry). This may require restructured tax rates among sectors towards encouraging productive sector, since Jordan economy characterized by service sector dominances. Keywords: Laffer Curve, Optimal Tax Rate, Tax Policy, Actual Tax Rate. * Department of Business and Finance Economics, Faculty of Business Administration, Mu tah University, Al-Karak, Jordan. Received on 3/5/2006 and Accepted for Publication on 8/10/