Daňová soutěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene #

Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene # Danuše Nerudová * Svaopluk Kapounek ** Jika Poměnková *** 1 Úvod Závazek daňové harmonizace v Evropských společensvích je zakoven již v Římské smlouvě o založení Evropského hospodářského společensví z roku 1957. Obecný závazek k harmonizaci právních předpisů je obsažen v článku 93 éo smlouvy. 1 Ačkoliv harmonizace přímých daní 2 není v žádném článku zakovena přímo, lze ji odvozova nepřímo z článku 94. 3 Počáeční posoje k daňové harmonizaci byly velmi ambiciózní, plánem byla nejen srukurální harmonizace, ale aké harmonizace sazeb. Čásečné selhání snah o implemenaci harmonizačních směrnic do národních daňových sousav mělo za následek výrazný posun v obecném chápání harmonizace. Teno posun znamenal především odklon od snahy o celkovou daňovou harmonizaci, o keré bylo nadále uvažováno zejména v úzké souvislosi s jednoným vniřním rhem a jeho hladkým fungováním. Vzhledem k faku, že jednoný rh a obchodování na něm velmi významně ovlivňují nepřímé daně, harmonizační snahy směřovaly zejména do éo oblasi. Význam vlivu nejednonosi národních daňových sysémů ve smyslu daňové souěže v oblasi přímých daní na jednoný rh rose. Důvodem je zejména zvyšující se mobilia kapiálu. Ten se v současných podmínkách může velmi rychle přesouva do zemí s příznivějšími daňovými podmínkami. Pokud by snaha o snižování daně z příjmů korporací vyvářela lak na příjmy sáních rozpočů, muselo by dojí buď k redukci veřejných výdajů nebo ke kompenzaci ěcho příjmů ve formě zvýšených výnosů z výběru jiných ypů daní. # Svými poznámkami nám pomohli ex zkvalini Josef Arl (VŠE v Praze) a Lubor Lacina (MZLU Brno). Výsledky uvedené v příspěvku jsou součásí řešení výzkumného záměru PEF MZLU v Brně č. MSM 6215648904 s názvem Česká ekonomika v procesech inegrace a globalizace a vývoj agrárního sekoru a sekoru služeb v nových podmínkách evropského inegrovaného rhu, émaický směr Makroekonomická a mikroekonomická výkonnos české ekonomiky a hospodářsko poliická opaření vlády ČR v podmínkách inegrovaného rhu. * Ing. Danuše Nerudová, Ph.D. odborná asisenka; Úsav účenicví a daní, Provozně ekonomická fakula, Mendelova zemědělská a lesnická univerzia v Brně, Zemědělská 1, 613 00 Brno; <d.nerudova@seznam.cz>. ** Ing. Svaopluk Kapounek odborný asisen; Úsav financí, Provozně ekonomická fakula, Mendelova zemědělská a lesnická univerzia v Brně, Zemědělská 1, 613 00 Brno; <kapounek@iscali.cz>. *** RNDr. Jika Poměnková, Ph.D. odborný asisen; Úsav saisiky, Provozně ekonomická fakula, Mendelova zemědělská a lesnická univerzia v Brně Zemědělská 1, 613 00 Brno; <pomenka@mendelu.cz>. 1 Rada na návrh Komise a po konzulaci s Evropským parlamenem a Hospodářským a sociálním výborem jednomyslně přijme usanovení k harmonizaci právních předpisů ýkajících se daní obrau, spořebních daní a jiných nepřímých daní v rozsahu, v jakém je ao harmonizace nezbyná pro vyvoření a fungování vniřního rhu. 2 Na rozdíl od nepřímých daní, keré jsou přímo vyjmenovány v článku 93. 3 Rada na návrh Komise a po konzulaci s Evropským parlamenem a Hospodářským a sociálním výborem jednomyslně přijímá směrnice o sbližování právních a správních předpisů členských sáů, keré mají přímý vliv na vyváření nebo fungování společného rhu. 55

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. V článku auoři uvažují kompenzaci v podobě zvyšování daňového zaížení nemobilních fakorů, práce. 4 Fak, že někeré země aplikující vyšší sazby daně nabízí kvalinější pracovní sílu a sabilní podnikaelské prosředí osře konrasuje s obavami vlád z přelévání ekonomických akivi do zemí s nižšími sazbami daně. Nově vsupující země využívají nižších sazeb daně aby se eablovaly na vniřním rozvinuém rhu Evropské unie. Porušení éo rovnováhy v důsledku znamená zasavení procesu reálné konvergence nově přisupujících členských sáů, kerá je žádoucí a současně jedním z důležiých krierií hodnocení úspěšnosi člensví v EU. Cílem článku je ověři hypoézu, zda současná daňová souěž v oblasi korporaivního zdaňování v Evropské unii vede k přesunu daňového břemene z kapiálu (zisky firem) na práci (příjmy domácnosí). 5 Empirická analýza esuje hypoézu, zda exisuje negaivní závislos mezi časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu korporací a časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu fyzických osob a domácnosí ve vybraných sáech Evropské unie. 6 V úvodní čási článku jsou uvedena eoreická východiska zabývající se současnou siuací v oblasi přímého zdanění, kerý v členských zemích Evropských společensví panuje. Empirická daa 7 byla použia v koinegrační analýze při esování exisence negaivní závislosi mezi časovými řadami. Článek problemaiku daňové souěže nehodnoí pouze z negaivního pohledu. Poziivní přínosy daňové souěže v oblasi fiskální (daňová poliika sáu předsavuje důležiý fiskální násroj národních vlád (viz např. König Lacina, 2004), jehož prosřednicvím se mohou sáy v relaivně krákodobém horizonu vyrovna s výkyvy v hospodářském cyklu) zmiňuje diskuse s důrazem na vliv daňové souěže na ekonomický růs. 2 Teoreická východiska Jak uvádí Kubáová (1998), konkurence je obecně považována za fakor, kerý zvyšuje ržní efekivnos, neboť umožňuje efekivní alokaci zdrojů. V případě daňové konkurence omu ak ale není. V siuaci, kdy se jedná o ržní selhání, konkurence není schopna uo alokaci zajisi. V případě daní hovoříme o ržním selhání, neboť daňový poplaník za zaplacenou daň neobdrží ekvivalenní hodnou, a udíž není pro něj zajímavé plai daň v zemi, kde využívá veřejných služeb. Daňová souěž by edy vedla k resrikci veřejného sekoru. V exrémním případě by mohla vés až k úplnému odsranění daně. Dle Edwards a de Rugy (2002) je daňová souěž škodlivá, neboť snižuje daňové základy jiných zemí a deformuje efekivní alokaci kapiálu a služeb. Snižování daní edy zvyšuje relaivní konkurenceschopnos sáu. Důsledkem je pak příliv zboží, kapiálu a kvalifikované pracovní síly do sáu s nízkými daňovými sazbami. Negaivním efekem je nejen snížení příjmů sáních rozpočů ale zprosředkovaně i ekonomického růsu osaních sáů. 4 5 6 7 Problemaika mobiliy práce v Evropských společensvích jako ekonomicky nevýznamného přizpůsobovacího mechanismu - srov. Puhani (1999). Auoři považují přesun daňového břemene u ěcho daní za nejcilivější problém harmonizace daňových sousav. Osaními ypy daní se auoři budou zabýva v dalších výzkumech. Lucembursko, Belgie, Holandsko, Iálie, Francie, Německo, Řecko, Španělsko, Irsko, Rakousko, Finsko, Porugalsko a ČR. Zdroj da: OECD (2004). 56

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. Randzio-Plah (2004), zdůrazňuje, že určiý supeň daňové harmonizace, zejména v oblasi korporaivního zdanění je pořeba, neboť neexisence jednoné úpravy neumožňuje společnosem v Evropských společensvích plně ěži z výhod, keré jednoný rh poskyuje 8. Zodrow (2003) se domnívá, že daňová souěž může vés k neefekivnímu poskyování veřejných služeb. A jak dále uvádí Sinn (1990), neefekivnos spočívá zejména v rozsahu redisribučních programů. Proo je daňová souěž vnímána jako škodlivá zejména skupinami, keré zdůrazňují úlohu redisribučních programů. Auor nicméně podoýká, že lze naléz i kladnou sránku daňové souěže zabraňuje nadměrné expanzi ve veřejném sekoru. Jak uvádí Grau a Herrera (2003), daňovou souěž nelze považova za souěž v plném slova smyslu. Z ohoo důvodu nelze hleda paralely mezi ržní konkurencí a daňovou souěží. Zaímco v ržní konkurenci vládne zákon nabídky a popávky, daňová konkurence je hrou poliických a ekonomických zájmů. V éo hře prohrávají nemobilní fakory (pracovní síly) a vyhrávají vlasníci kapiálu (mobilních fakorů). V případě, že daňová souěž vede k nižším výnosům daně z kapiálu, je eno pokles kompenzován vyšším zdaněním mezd. Tykvová (1998) zdůrazňuje, že sbližování daňových sysémů na základě daňové konkurence (nejedná se edy o sbližování na principu harmonizace) vede k nadbyečnému zdaňování nemobilních fakorů (práce) a k nedosaečnému zdaňování mobilních fakorů (služby a kapiál). Dále dle auorky daňová souěž způsobuje nevhodnou srukuru vládních výdajů, neboť vláda poskyuje nejrůznější pobídky, subvence a podpory, s cílem přiláka kapiál. V současné době v členských zemích Evropských společensví neexisuje jednoná obecná úprava daně z příjmů korporací 9 ani daně z osobních příjmů. Daňová souěž jako aková, je uvedenými auory považována za prospěšnou, neboť vyváří lak na snižování vládních výdajů. Z pohledu Evropských společensví jako celku by edy mohla zvyšova jejich celkovou konkurenceschopnos. Na druhé sraně však může neomezená a neřízená daňová konkurence v oblasi mobilních fakorů ohrožova daňové příjmy jednolivých členských sáů a ím ohrozi redisribuční roli veřejných financí. Přeso, že v oblasi korporaivního zdaňování probíhá daňová souěž, ve vývoji sysémů zdaňování korporací v 80. a 90. leech minulého soleí lze naléz společné rysy snahu o snižování daní. 8 9 Společnosi ak nemohou zvyšova svou konkurenceschopnos. Jednoně jsou upraveny pouze speciální oblasi, ýkající se zejména přeshraničních akivi společnosí - jako např. jednoný sysém zdaňování fúzí, jednoný sysém zdaňování výpla zisků mezi dceřinými a maeřskými společnosmi, ad. 57

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. Tab. 1: Daně z příjmu korporací v % z celkového zdanění Sá 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Belgie 5,4 6,0 6,3 7,4 7,1 7,1 6,9 6,7 6,4 Dánsko 6,3 6,8 7,1 7,1 8,0 6,2 6,4 6,0 5,7 Německo 5,2 5,9 6,3 6,5 6,8 7,1 4,3 4,2 4,7 Řecko 8,0 6,8 7,5 8,6 9,5 12,0 10,1 10,0 9,1 Španělsko 5,8 6,1 8,1 7,7 8,7 9,2 8,6 9,6 9,3 Francie 4,1 4,5 5,0 5,2 5,9 6,3 7,0 6,0 5,0 Irsko 8,3 9,3 9,8 10,5 12,0 11,8 11,9 13,0 12,8 Iálie 7,0 7,9 8,5 6,7 7,6 6,9 8,5 7,6 8,6 Lucembursko 17,7 18,2 19,1 19,5 17,5 17,8 18,4 20,5 19,1 Nizozemí 8,1 10,1 11,3 11,3 10,9 10,7 10,9 9,4 8,1 Rakousko 3,8 4,9 4,8 5,1 4,3 4,9 7,1 5,4 5,1 Porugalsko 7,4 8,4 9,6 9,5 10,7 11,3 10,0 9,9 8,7 Finsko 5,0 6,0 7,5 9,4 9,4 12,5 9,4 9,3 7,7 Švédsko 5,4 5,0 5,5 5,0 5,8 7,2 5,2 4,2 4,7 Velká Briánie 7,6 9,0 10,8 10,4 9,1 9,0 8,8 7,6 7,6 Česká republika 12,7 9,7 11,0 10,1 11,2 10,3 12,0 12,4 12,8 Zdroj: European Communiies (2006): Srucures of he Taxaion Sysems in he European Union 1995-2004.Luxembourg, Office for Official Publicaions of he European Communiies, 2006. Z výše uvedené abulky je zřejmé, že na konci devadesáých le podíl daní z příjmů korporací na celkovém zdanění rosl. Od roku 2000 je pak parná snaha o snižování podílu daní z příjmů korporací na celkovém zdanění (ojedinělým případem je Lucembursko a Irsko, zde vidíme naopak nárůs podílu daně z příjmů korporací). Zvlášním případem je Německo, kde v roce 2001 došlo k výraznému poklesu podílu daně z příjmu korporací což bylo způsobeno přijeím daňové reformy v roce 2000. Tao reforma výrazně snižovala daňové zaížení fyzických osob i korporací a naopak zvýšila podíl nepřímých daní na celkovém zdanění (neboť v roce 1999 byla provedena reforma ekologických daní). Česká republika ve srovnání se sarými členskými sáy EU vykazuje řeí nejvyšší podíl daně z příjmů korporací na celkovém zdanění. Mezi důvody vedoucí ke změnám ve srukuře zdaňování paří např. vývoj informačních echnologií, změny ve firemních sraegiích a zejména růs poču a významu nadnárodních společnosí využívajících liberalizace kapiálových rhů. Domníváme se, že kromě výše uvedených fakorů, keré vedly ke srukurálním změnám v daňových sysémech, exisuje ješě jeden velmi podsaný fakor. Tím je samoná daňová souěž panující mezi členskými sáy. Jednolivé sáy mezi sebou souěží o mobilní fakory a jsou nuceny v rámci konkurence snižova daňové zaížení ěcho fakorů. Snižování je kompenzováno růsem zdanění práce. Teno sav pak vede k přesunům kapiálu do zemí s nižším daňovým zaížením, což je považováno za negaivní efek daňové souěže, neboť ekonomické subjeky se snaží plai daně v daňové jurisdikci s nízkými sazbami daně a využíva veřejných služeb v daňové jurisdikci s vysokými sazbami daně, což vede paradoxně nakonec ke zhoršení siuace všech zemí. 58

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. Empirická sudie Rudingova výboru z roku 1992 a dále komplexní sudie Evropské komise z oblasi korporaivního zdaňování z roku 2001 10 se zabývaly závislosí mezi mírou zdanění a přesuny společnosí do zemí s příznivými daňovými podmínkami, a dále možnými harmonizačními modely v oblasi daně z příjmu korporací. Obě prokázaly, že ačkoliv míra zdanění předsavuje pouze jeden z deerminanů rozhodování o umisťování invesic, jejich cilivos na rozdíly v sazbě korporaivní daně má vzrůsající endenci 11. Dalším důvodem pro chápání daňové konkurence jako škodlivého fakoru je exisence exernali. Daňový sysém země působí i na příjmy jiných sáů a jejich obyvael. Silné a velké sáy mohou použí svůj vliv k ovlivňování svěových cen a vylepšení vlasních směnných relací, nebo sá může zvoli akovou daňovou sousavu, aby chránila domácí průmysl (ím, že se na nerezideny podnikající na území daného sáu ve formě sálé provozovny nevzahují sejné daňové podmínky jako na rezideny 12 ). Oázka daňové souěže a harmonizace není pouze předměem zájmu Evropské komise, jedná se o celosvěový problém, kerý řeší i OECD. Tao organizace v roce 1998 vypracovala zprávu (viz OECD, 1998), kerá se zabývá problémem daňové konkurence. Sudie idenifikuje fakory, keré jsou ypické pro zv. škodlivé preferenční daňové režimy 13 a daňové ráje. Škodlivé preferenční daňové režimy členských zemí OECD mohou bý idenifikovány dle velmi nízké, či dokonce nulové efekivní sazby daně 14. Dalším idenifikačním znakem škodlivého preferenčního daňového režimu je ring fencing jedná se o siuaci, kdy je preferenční daňový režim srikně oddělen od domácího rhu. Domácí země před ímo režimem chrání svou ekonomiku (jedná se např. o siuaci, kdy režim explicině, či implicině vyjímá rezideny z možnosi poskyování výhod, nebo je např. zakázáno působi na domácím rhu společnosem, keré požívají daňových výhod). Nedosaek ransparennosi daňového sysému a efekivní výměny informací (zejména o poplanících, keří požívají výhod) paří mezi další velmi významné indikáory škodlivých preferenčních daňových režimů. OECD proo navrhuje opaření, jež by měly pomoci odsrani usanovení, kerá vedou k škodlivé daňové souěži. Z ěcho opaření vychází i Evropská komise. Z výše uvedené analýzy odborné lieraury lze učini následující dílčí závěry: mezi hlavní negaivní sránky daňové souěže paří skuečnos, že vede k přesouvání daňového břemene z kapiálu na práci, a má za následek nevhodnou srukuru vládních výdajů 15. Následkem daňové souěže může aké bý zv. ožebračování sáů v siuaci, kdy společnosi plaí daně v jurisdikci s nízkým daňovým zaížením a využívají veřejných služeb v jurisdikci s vysokým daňovým zaížením. V neposlední řadě daňová souěž může velmi výrazně deformova oky nejen finančních, ale i reálných invesic. 10 European Communiies (2001). 11 O om, kerý z deerminanů má pro projek věší váhu samozřejmě záleží na charakeru dané invesice. 12 V současné době je ao forma diskriminace nerezidenů na úkor rezidenů nejčasějším předměem žalob a soudních případů u Evropského soudního dvora (ESD). Význam rozsudků ESD v éo oblasi neusále rose. V podsaě se jedná o zv. negaivní harmonizaci daňových sysémů prosřednicví ěcho rozsudků jsou odsraňovány usanovení národních daňových sysémů, keré jsou v rozporu se základními svobodami garanovanými v rámci Evropských společensví. 13 Režimy, keré poenciálně mohou způsobova škodlivou daňovou souěž. 14 Efekivní sazba daně je odlišná od nominální sazby. Jedná se o sazbu daně, keré daňový poplaník skuečně čelí, zahrnuje v sobě všechny odlišnosi jednolivých daňových sysémů, je edy srovnaelnou veličinou. 15 Sáy poskyují pobídky pro zahraniční invesory na míso invesic do veřejných služeb (např. daňové prázdniny ušlý výnos z výběru daně mohl bý uži k financování rozvoje infrasrukury). 59

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. 3 Meodika saisické analýzy Hlavní myšlenka analýzy přesunu daňového břemene z kapiálu na práci je založena na vzájemné negaivní závislosi dvou časových řad a nunosi nahrazení příjmů z výběru daní z kapiálu za příjem z výběru daní z práce s cílem zachování vyrovnanosi rozpoču. Empirická analýza byla posavena na výběru daně z osobních příjmů fyzických osob, domácnosí a na výběru daně z příjmů korporací za kalendářní rok vyjádřených podílem ku HDP v členských zemích Hospodářské a měnové unie a v České republice (OECD, 2004). Výběr daně zahrnuje čisý příjem z daní po odpoču úlev na dani. Dle meodiky OECD byla zahrnua kaegorie 1000, edy výběr daně z osobních příjmů fyzických osob a domácnosí skládající se z veškerých příjmů a zisků, kapiálových výnosů a příjmů z loerií a sázek. Sysémy sociálního zabezpečení jsou z éo kaegorie a edy i empirické analýzy vyjmuy. Časým jevem vyskyujícím se v oblasi ekonomických časových řad je jejich nesacionaria. Zvolený daový soubor časová řada časo vykazuje zřeelný rend. Proo se z da pro následnou ekonomerickou analýzu rend eliminuje. Správně zvolená eliminace rendu z nesacionárních časových řad přiom hraje významnou úlohu. Jeli oiž diferenčně sacionární proměnná očišěna od rendu zahrnuím proměnné čas do, resp. rendově sacionární časová řada původních pozorování nahrazena odpovídajícími diferencemi, vzniká v obou případech zdánlivá auokorelace, jak uvádí Hušek (1999). Formulace hypoézy o přesunu daňového břemene je pro pořeby koinegrační analýzy upravena na hypoézu o vzájemné závislosi časových řad a definována s cílem jejího zamínuí negaivně (H 0 ) na 5% hladině významnosi. Proi základní hypoéze je posavena hypoéza alernaivní (H 1 ): H 0 : daňová souěž nevede k přesunu daňového břemene z korporací na fyzické osoby, časové řady jsou nezávislé; H 1 : daňová souěž vede k přesunu daňového břemene z korporací na fyzické osoby, časové řady jsou negaivně závislé. Aby bylo možné ověři výše uvedenou hypoézu, je nuné nejprve prověři, zda danou časovou řadu lze považova za sacionární či nikoliv. Za ímo účelem je využi Dickey- Fullerův es, resp. rozšířený Dickey-Fullerův es (Bierens, 1999). V případě nesacionariy časových řad je provedena ransformace na sacionární časové řady (inegrované příslušného řádu) a je hledána vhodná kombinace dvou inegrovaných proměnných. Následně je proveden es koinegrace, kerý ověřuje, zda exisuje dlouhodobý vzah mezi rendy dvou časových řad, resp. jde-li o zdánlivou či skuečnou regresní závislos mezi ěmio proměnnými. Sacionaria je definovaná jako sacionární sochasický proces s konsanní sřední hodnoou, rozpylem a kovariační srukurou nezávislou na čase 16 : 16 Sacionární časová řada je v omo článku chápána jako slabá, kovariančně sacionární časová řada. (Arl, 1999). 60

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. E( Y ) = µ var( Y ) = E( Y γ = E[( Y k µ ) µ )( Y +k 2 2 = σ. (1) µ )] Hypoézu zda analyzovaná časová řada obsahuje zdánlivé, klamné závislosi ověřuje Dickey-Fullerův es (Bierens, 1999), založený na esování hypoézy o exisenci jednokových kořenů 17 ( ρ ): Y ρ + u, (2) = Y 1 kde u reprezenuje gaussovský bílý šum. Dickey-Fuller es o exisenci jednokového kořenu je použi v následujících řech formách, kde δ = ( ρ 1) : Y Y Y = δy 1 + ε = β + δy 1 1 + ε = β + β + δy 1 2 1 + ε. (3) O exisenci jednokového kořene časové řady je rozhodnuo dle následujících hypoéz H 0 : δ = 0, pro nesacionariu, jesliže δ > τ, H 1 : δ < 0, pro sacionariu, jesliže δ < τ, kde τ je kriická hodnoa, jak uvádí Seddighi (2000), Lawler (2000) a Kaos (2000). Dle Hušek (1999) má esová saisika var r 1 τ =, s r kde r = odhad parameru ρ MNČ, s r = odhadnuá sandarní chyba r. Pro případ, kdy je u auokorelovaný, je použi rozšířený Dickey-Fuller es. Ten byl původně rozpracován pro auokorelované náhodné složky ypu AR(r) procesu, když r je známé. Aplikace na modifikovanou verzi modelu (3) je ve varu Y m 1 + β 2 + δy 1 + αi Y i ε. (4) i= 1 = β + Plaí-li, že první diference Y jsou sacionární, lze říci, že časová řada Y ~ I (1) je inegrovaná řádu 1, neboli Y má jednokový kořen. Předměem zájmu je nyní zkoumání saisických vlasnosí dvou inegrovaných proměnných. Výchozím je lineární regresní model ve varu 17 Zamínuím H 0 zamíáme s 90% pravděpodobnosí možnos exisence jednokového kořene a přijímáme hypoézu o sacionariě časové řady. 61

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. Y = β X + ε, 1,2,... T.. (5) = Předpokládejme, že obě proměnné jsou inegrované sejného řádu. Pak, jak uvádí Arl (1999), je zřejmé, že v případě vekoru procesů, keré jsou inegrované rozdílného řádu, musí exisova více než jeden proces vyššího řádu, aby mohlo dojí k dílčí koinegraci, edy k lineární kombinaci se sejným řádem inegrace jako mají osaní procesy. Dle Seddighi (2000), Lawler (2000) a Kaos (2000) jsou-li obě proměnné Y a inegrované např. prvního řádu, pak v případě exisence nenulového parameru β, pro kerý jejich lineární kombinace ε = Y βx. (6) je I (0) neboli sacionární, nazýváme Y a X koinegrovanými proměnnými. Tedy obecně dvě časové řady Y a X nazýváme koinegrovanými řádu (d, b), kde d b 0, jesliže obě časové řady jsou inegrované řádu (d) a jesliže exisuje lineární kombinace ěcho dvou časových řad, a1 Y + a2 X, kerá je inegrovaná řádu (d b). Jde-li o koinegrované časové řady, poom lze pomocí lineárně regresního modelu (dále jen LRM) rozliši dlouhodobou závislos Y a X od krákodobé dynamiky. Nejsou-li proměnné Y a X v modelu (5) koinegrované, akže i náhodná složka e je nesacionární, j. e ~ I (1), mohou se proměnné od sebe v čase sále více odkláně. Důsledkem oho by byla odhadnua zdánlivá. Pomocí vhodných esů lze nyní rozhodnou, zda rezidua ve vzahu (6) lze považova za sacionární či nikoliv. Nejčasěji používané esy založené na esování jednokových kořenů odvodili Engle a Granger (1987). Vyšli ze skuečnosi, že v případě koinegrovaných proměnných Y a X je náhodná složka e ~ I (0). Navrhli proo esova nulovou hypoézu H 0 : δ = 0, pro nesacionariu e, neboli pro ne-koinegraci (zdánlivá ), jesliže δ > τ H 1 : δ<0, pro sacionariu e, neboli pro koinegraci (skuečná, j. exisence dlouhodobého vzahu), jesliže δ < τ, kde τ je odpovídající kriická hodnoa, na základě esu jednokového kořenu, aplikovaného na e, jak uvádí Seddighi (2000), Lawler (2000) a Kaos (2000). Engle- Grangerův es koinegrace (dále jen EG es) spočívá v odhadu LRM ve varu (6) a v následné aplikaci Dickey Fullerova τ esu založeného na odhadnué regresi e = δ e + u. (7) 1 Při výskyu auokorelace náhodných složek či reziduí je na mísě aplikova rozšířený EG es koinegrace, kerý je založený na saisice parameru δ, avšak na rozšířené regresi (7), obsahující navíc dosaečně zpožděné hodnoy ve varu e j X 62

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. p 1 + φ j j= 1 e = δ e e + u. (8) j Dle Seddighi (2000), Lawler (2000) a Kaos (2000) se pomocí Dickey Fullerovy saisiky esují jednokové kořeny ve spočených reziduích e koinegrační. Vybrané kriické hodnoy publikovali Engle a Granger (1987), Philips a Ouliaris (1990). 4 Výsledky koinegrační analýzy Na základě meodiky popsané v kapiole Meodika saisického zpracování byla na 5% hladině významnosi esována závislos pomocí koinegrace na souboru da X daň z příjmu domácnosí, Y daň z příjmu korporací u sáů Lucembursko, Belgie, Nizozemí, Iálie, Francie, Německo, Řecko, Španělsko, Irsko, Rakousko, Finsko, Porugalsko a ČR. Nejprve byl proveden es sacionariy na původních daech (Tab. 2). Z výsledků vyplývá, že na uvedené hladině významnosi v případě sáů Finsko, Porugalsko a ČR nasává zv. nevybalancovaná, a udíž nemá smysl dále esova koinegraci. Tab. 2: Výsledky esu sacionariy pro daa X, Y. STACIONARITA na 5 % sá daa X p daa Y p daa X, Y Lucembursko NE 1 NE 1 nesacionaria Belgie NE 1 NE 1 nesacionaria Nizozemí NE 1 NE 1 nesacionaria Iálie NE 1 NE 2 nesacionaria Francie NE 1 NE 1 nesacionaria Německo NE 1 NE 2 nesacionaria Řecko NE 1 NE 1 nesacionaria Španělsko NE 1 NE 1 nesacionaria Irsko NE 1 NE 1 nesacionaria Rakousko NE 1 NE 2 nesacionaria Finsko ANO 1 NE 1 nevybalancovaná Porugalsko ANO 1 NE 1 nevybalancovaná ČR ANO 1 NE 1 nevybalancovaná Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional U sáů, ve kerých byla shodně prokázána nesacionaria da X, Y byl proveden dále es sacionariy prvních diferencí hodno X a Y (Tab. 3). I zde se vyskyly sáy Belgie, Rakousko, v jejichž případě jsme esováním došli k závěru, že nasává zv. nevybalancovaná. Zbývající sáy byly rozděleny do dvou skupin. První skupinu vořily sáy, u kerých se prokázalo, že první diference da X, Y jsou sacionární. U ěcho sáů byl proveden es koinegrace a posuzována ak vzájemná závislos da X, Y. Druhou skupinu vořily sáy, v jejichž případě první diference da X, Y shodně vykazovaly nesacionariu. 63

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. Tab. 3: Výsledky esu sacionariy pro první diference da X, Y. STACIONARITA na 5 % sá 1.diference X p 1.diference Y p 1. diference da X, Y Lucembursko ANO 1 ANO 3 sacionaria Belgie NE 2 ANO 1 nevybalancovaná Nizozemí ANO 1 ANO 2 sacionaria Iálie NE 2 NE 4 nesacionaria Francie ANO 1 ANO 1,2,9 sacionaria Německo ANO 2 ANO 4 sacionaria Řecko ANO 2 ANO 1 sacionaria Španělsko NE 3 NE 1 nesacionaria Irsko NE 5 NE 5 nesacionaria Rakousko ANO 1 NE 4 nevybalancovaná Finsko Porugalsko ČR Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional Při posuzování sacionariy druhých diferencí da X, Y bylo zjišěno, že v případě Španělska a Iálie nasává zv. nevybalancovaná, Irsko vykazovalo sacionariu (Tab. 4). Tab. 4: Výsledky esu sacionariy pro druhé diference da X, Y. STACIONARITA na 5 % sá 2.diference X p 2.diference Y p 1. diference da X, Y Iálie ANO 3 NE 6 nevybalancovaná Španělsko NE 5 ANO 2 nevybalancovaná Irsko ANO 6 ANO 5 sacionaria Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional U da X, Y, kerá současně vykazovala sacionariu, ať již prvních nebo druhých diferencí, byla v další fázi esována koinegrace. Výsledky esu koinegrace jsou uvedeny v Tab. 5. Lze si povšimnou, že pro Lucembursko, Německo, Řecko a Irsko vykazují daa zv. zdánlivou regresi, j. zdánlivou závislos daně z příjmu korporací na dani z příjmu obyvael. V případě Nizozemí a Francie byla esem prokázána skuečná závislos uvedených pozorovaných veličin. 64

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. Tab. 5: Výsledky esu koinegrace. KOINTEGRACE na 5 % sá daa X, Y 1.diference X,Y koinegrace p Lucembursko sacionaria NE 1 zdánlivá Belgie nevybalancovaná Nizozemí sacionaria ANO 1 skuečná Iálie nesacionaria nevybalancovaná Francie sacionaria ANO 1 skuečná Německo sacionaria NE 2 zdánlivá Řecko sacionaria NE 1 zdánlivá Španělsko nesacionaria nevybalancovaná Irsko nesacionaria sacionaria NE 1 zdánlivá Rakousko nevybalancovaná Finsko nevybalancovaná Porugalsko nevybalancovaná ČR nevybalancovaná Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional U sáů, keré vykazovaly zv. nevybalancovanou regresi, byly pro úplnos provedeny zmíněné esy i na 10% hladině významnosi. Při esování sacionariy da X, Y (Tab. 6) se u Finska opě povrdila nevybalancovaná da, zaímco v případě Porugalska a ČR es povrdil přímo sacionariu da. Poznamenejme, že rozsah souboru da Porugalska (13 hodno) a ČR (11 hodno) byl ve srovnání s osaními sáy (38 hodno) výrazně menší. Tab. 6: Výsledky esu sacionariy pro daa X, Y. STACIONARITA na 10 % sá daa X p daa Y p daa X, Y Finsko ANO 3 NE 1 nevybalancovaná Porugalsko ANO 1 ANO 1 sacionaria ČR ANO 1 ANO 1 sacionaria Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional Při esování sacionariy 1. diference da X, Y u Belgie a Rakouska byla opě povrzena nevybalancovaná (Tab. 7). 65

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. Tab. 7: Výsledky esu sacionariy pro 1. diference da X, Y. STACIONARITA na 10 % sá 1.diference X p 1.diference Y p 1. diference da X, Y Belgie NE 2 ANO 1 nevybalancovaná Rakousko ANO 1 NE 4 nevybalancovaná Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional Při esování sacionariy 2. diference da X, Y u Španělska byla povrzena sacionaria (Tab. 8), u Iálie nevybalancovaná. Tab. 8: Výsledky esu sacionariy pro 2. diference da X, Y. STACIONARITA na 10% sá 2.diference X p 2.diference Y p 2. diference da X, Y Španělsko ANO 5 ANO 6 sacionaria Iálie ANO 3 NE 6 nevybalancovaná Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional Na základě výše uvedených výsledků (ab. 5,6,7) byl znovu proveden na hladině významnosi 10% es koinegrace, kerý prokázal skuečnou regresi v případě Španělska a zdánlivou regresi v případě Porugalska a ČR. sá daa X, Y 1.diference X,Y na 5 % Tab. 9: Výsledky esu koinegrace. KOINTEGRACE na 10 % 2.diference X,Y na 10 % koinegrace na 10 % Španělsko nesacionaria nesacionaria sacionaria ANO 1 skuečná Porugalsko sacionaria NE 1 zdánlivá ČR sacionaria NE 1 zdánlivá Zdroj: vlasní výpoče, sofware Easy Regression Inernaional Tab. 10 uvádí souhrn regresních vzahů použiých při koinegraci. Cílem empirické analýzy je zamínou či přijmou hypoézu o závislosi časových řad. Přesun daňového břemene z korporací na fyzické osoby a domácnosi ale koresponduje pouze se saisicky významnými negaivními závislosmi da X, Y. p 66

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. Tab. 10: Regresní vzahy sá pro daa X, Y pro 1. diference da X, Y Lucembursko 2,687 + 0,410 x zdánlivá Belgie nevybalancovaná nevybalancovaná Nizozemí 5,312 0,234 x skuečná Iálie nevybalancovaná nevybalancovaná Francie 0,966 + 0,245 x skuečná Německo 1,667 + 0,013 x zdánlivá Řecko 1,206 + 0,769 x zdánlivá Španělsko 0,0325 + 0,094 x skuečná Irsko 0,048 0,06 x zdánlivá Rakousko nevybalancovaná nevybalancovaná Finsko nevybalancovaná nevybalancovaná Porugalsko 0,464 + 0,578 x zdánlivá ČR 15,236 2,185 x zdánlivá 5 Diskuse Předpokládejme, že exisuje analogie mezi daňovou souěží mezi jednolivými sáy a konkurencí na rhu produků a služeb 18. Pokud vede ržní konkurence k vyšší efekivnosi a uspokojení popávky, musí daňová souěž vés k vyšší rozpočové efekivnosi a uspokojení voličů. Výsledkem daňové souěže v oblasi korporaivního zdaňování v členských zemích Evropského společensví je skuečnos, že míra zdanění v jednolivých jurisdikcích odráží zejména mezinárodní aspeky zdanění a z čási aké preference jednolivých sáů 19. Teno předpoklad povrdila saisická analýza, kerá ve věšině případů nepovrdila přesun daňového břemene z korporací na fyzické osoby. Tyo závěry jsou konzisenní s vrzením následujících auorů. Hameakers (1993) upozorňuje, že daňová souěž (konkurence) ve své podsaě sama vede k zv. sponánnímu harmonizačnímu efeku edy ke sponánnímu sblížení sazeb, a není proo nuné se o o snaži uměle pomocí harmonizačních opaření. Jak uvádí Smih (1999), vrzení o nunosi harmonizace ať již z důvodu exisence jednoného rhu nebo začlenění hospodářské a měnové unie je mylné. Výše uvedené vrzení auor dokládá příkladem USA, kde panují značné rozdíly ve zdanění, ačkoliv jde o zemi s podsaně vyšším supněm ekonomické a poliické inegrace, než jaký panuje v Evropské 18 Srov. Rahn de Rugy (2003). 19 Srov. Tab. 1 podíl daně z příjmu korporací na celkovém zdanění se v jednolivých členských zemích Evropských společensví pohybuje od 3% do 12%. Případné sjednocení daňové sazby by v zemích s vysokým podílem daně z příjmu korporací na celkovém zdanění mohlo způsobi výrazný pokles v příjmech sáního rozpoču, kerý by musel bý (za předpokladu zachování sejného objemu příjmů sáního rozpoču) kompenzován zvýšením jiného ypu daně. 67

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. unii. Obavy z přelévání ekonomických akivi do zemí s nižšími sazbami daně dle auora nejsou opodsaněné. V Evropské unii aplikují někeré země vyšší sazby daně, ale nabízejí kvaliní pracovní sílu a sabilní podnikaelské prosředí. Naopak země s nižšími sazbami daně se snaží na jednoném rhu Evropské unie eablova. Auor uvádí, že pokud eno proces bude zasaven harmonizací, bude Evropská unie méně sblížená, než předím. Michel (2001) upozorňuje, že daňová souěž generuje zodpovědnou daňovou poliiku. Nižší daňové zaížení podnikaelských subjeků vyváří prosředí příznivé pro vyšší ekonomický růs. Bez daňové souěže se oiž vlády mohou chova sejně jako monopol uvalova nadměrné daně 20. Jak uvádí Michel (2002) daňová souěž vždy vede k poklesu, nikoliv růsu daňových sazeb. Zvýšená mobilia kapiálu vede omu, že poplaníci mohou velmi jednoduše přesouva kapiál do jurisdikcí s nižšími daňovými sazbami. Z ohoo důvodu je daňová souěž velmi významným fakorem přispívajícím k liberalizaci svěové ekonomie, neboť vyváří lak na snižování daní a snižování vládních výdajů 21. Janeba a Smar (2003) se domnívají, že daňová souěž není škodlivá, neboť nezpůsobuje zráu příjmů sáního rozpoču. Snížení daně z příjmu korporací všeobecně vede k růsu daňového základu. V celkovém efeku edy nedochází k poklesu příjmů sáního rozpoču a udíž nedochází přesouvání daňového břemene na jiné druhy daní (zvyšování sazeb jiných ypů daní). Mendoza a Tesar (2003) se zabývali zkoumáním kvaniaivních efeků daňové souěže v oblasi daní z kapiálu na základě vyvoření neoklasického růsového modelu dvou zemí. V modelu idenifikovali ři základní exernaliy spojené s exisencí daňové souěže relaivní ceny, rozdělení bohasví a fiskální solvennos. Model zahrnuje Velkou Briánii a koninenální Evropu s užiím empirických da z 80. le 20. soleí, před inegrací finančních rhů. Daňová souěž nebyla spoušěcím mechanismem ke snižování daní kapiálu 22 v případě, kdy v modelu byly užiy k zachování fiskální solvennosi osobní důchodové daně. Zaímco v modelu Velká Briánie snižuje daně z kapiálu, koninenální Evropa zvyšuje jak osobní důchodovou daň, ak daň z kapiálu (což je v souladu s reálným vývojem). V případě, že k zachování fiskální solvennosi jsou zvyšovány spořební daně, daňová souěž skuečně způsobuje snižování daní z kapiálu. Nicméně i přes eno fak model prokázal, že v obou zemích došlo ke zvýšení blahobyu (ve Velké Briánii i v koninenální Evropě). Výsledkem je zjišění, že zisky z koordinace či harmonizace jsou ak malé, že nejsou schopny převáži náklady s harmonizací spojené. Dle někerých auorů edy nelze považova daňovou souěž za nežádoucí. Jak dále uvádí Mendoza (2003) a Tesar (2003), daňovou souěž nelze považova za škodlivou, neboť v případě, že jeden sá sníží daně za účelem zvýši či maximalizova 20 Sejně ak jako v ržní srukuře monopolu jsou ceny vyšší než v dokonalé konkurenci, v případě daňové harmonizace s jednonými daňovými sazbami jsou daňové sazby sanoveny výše, než při daňové konkurenci. 21 [ ] Jurisdikce s vysokými daněmi ak vyváří nadnárodní srukury jako OECD či EU a UN (Spojené národy), se snahou harmonizova daňové sysémy, neboť země s nízkými daněmi lákají invesice a podnikaelské záměry. Lze edy daňovou harmonizaci považova za spravedlivou, když v jejím rámci sá ukrajuje daleko věší díl z bohasví svých občanů, než při daňové souěži?, sr. 1. 22 Což je v souladu s výsledkem naší korelační analýzy, kdy nebyla prokázána negaivní závislos časových řad výnosu z výběru daně z příjmů korporací (daně ze zisku) a výnosu z výběru daně z příjmu fyzických osob a domácnosí (osobní důchodová daň). 68

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. ekonomický růs, osaní sáy jsou nuceny oo snížení následova. Celkovým výsledkem ohoo mechanismu je ekonomický růs ve všech sáech 23. Naše závěry s ěmio auory plně korespondují a lze konsaova, že výsledky provedené saisické analýzy jsou s nimi plně konzisenní. 6 Závěr Empirická analýza dokázala idenifikova vzájemnou závislos mezi výběrem daní domácnosí a korporací, edy přesun daňového břemene na 5% hladině významnosi pouze u Francie a Nizozemí. V případě Lucemburska, Německa, Řecka a Irska můžeme s 95% pravděpodobnosí hovoři o zdánlivé regresi. V osaních případech na 5% hladině významnosi byla hypoéza o vzájemné nezávislosi časových řad z důvodu nevybalancované esována na 10% hladině významnosi. U Porugalska a České republiky byla idenifikována zdánlivá, u Španělska skuečná povrzující závislos. Belgie, Rakousko a Iálie i na 10% hladině významnosi vykazuje nevybalancovanou regresi. Lze edy říci, že závislos mezi výběrem daně z osobních příjmů fyzických osob, domácnosí a výběrem daně z příjmů korporací je možné idenifikova na 5% hladině významnosi pouze u Nizozemí, Francie a Španělska. Negaivní závislos, edy možný přesun daňového břemene z kapiálu na práci lze idenifikova na výše uvedených hladinách významnosi pouze u Nizozemí. Naproi omu u 8 dalších zemí (Francie, Španělsko, Lucembursko, Německo, Řecko, Irsko, Česká republika a Porugalsko) byl eno efek zamínu. Případ Belgie, Rakouska a Iálie nelze řeši koinegrací. V případě České republiky je nuné uvažova zkreslení vyplývající z krákých časových řad, pouze 11 pozorování, a z reálných podmínek ransformačního a posransformačního období le 1993 až 2003 (viz např. Žídek, 2006). Neexisenci závislosi mezi časovými řadami, edy odmínuí hypoézy o přesunu daňového břemene na 10% hladině významnosi nemůžeme proo z ěcho důvodů považova za sabilní vrzení. 7 Resumé Nejednonos národních daňových sysémů spojená se zvyšující se mobiliou kapiálu dala podně k vyvoření daňové souěže. Jednolivé členské sáy Evropské unie jsou ak pod lakem snižování daňového zaížení korporací. Snížení výnosu z výběru daně z příjmů korporací je kompenzováno zvýšeným daňovým zaížením práce (fyzických osob a domácnosí). V příspěvku je esována hypoéza, zda exisuje negaivní závislos mezi časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu korporací a časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu fyzických osob a domácnosí v členských sáech Hospodářské a měnové unie (HMU) a České republice. V rámci provedené koinegrační analýzy nebyla, až na jediné Nizozemí, prokázána u členských sáů HMU exisence negaivní závislosi časových řad na 5% hladině významnosi. Lze se edy domníva, že ve věšině případů současná daňová souěž panující v oblasi korporaivního zdaňování v členských sáech Evropské unie nevede k přesunu daňového břemene z korporací na fyzické osoby. Rozdílnos daně z příjmu korporací v jednolivých členských zemích odráží rozdílné ekonomické podmínky země aplikující vyšší sazby daně nabízí kvalinější pracovní sílu a 23 Nižší daňové sazby vedou ke kapiálovému přílivu do země a k vyššímu ekonomickému růsu. 69

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. sabilní podnikaelské prosředí, nově vsupující země využívají nižších sazeb daně aby se eablovali na vniřním rozvinuém rhu Evropské unie. Porušení éo rovnováhy v důsledku znamená zasavení procesu reálné konvergence nově přisupujících členských sáů. Lieraura [1] Arl, J. (1999): Moderní meody modelování ekonomických časových řad. Praha, Grada, 1999, s. 241-245. [2] Bierens, J. H. (1999): Uni Roos. In: Balagi, B. (ed.): A Companion in Theroreical Economerics. Oxford, Blackwell, 2001, s. 610-633. [3] Edwards, C. de Rugy V. (2002): Inernaional Tax Compeiion a 21s-Cenury Resrain on Governmen. [on-line], Cao Policy Analysis, 2002, roč. 26, č. 431, s. 1-43, [ci. 31. 5. 2007], <hp://www.cao.org/pubs/pas/pa431.pdf>. [4] European Communiies (2001): Company Taxaion in he Inernal Marke, [on-line], Brussel, Commission Saff Working Paper COM(2001) 582 final, 2001, [ci. 31. 5. 2007], <hp://ec.europa.eu/axaion_cusoms/resources/documens/company_ax_sudy_en.pdf>. [5] Grau, A. Herrera, P. M. (2003): The link beween ax coordinaion and ax harmonizaion: limis and alernaives. EC Tax Review, 2003, roč. 12, č. 1, s. 28-36. [6] Hušek, R. (1999): Ekonomerická analýza. Praha, Ekopress, 1999. [7] Janeba, E. Smar, M. (2003): Is Targeed Tax Compeiion Less Harmful han is Remedies? Inernaional Tax and Public Finance, 2003, roč. 10, č. 3, s. 259-280. [8] König, P. Lacina, L. aj. (2004): Rozpoče a poliiky Evropské unie. Praha, C. H. Beck, 2004. [9] Kubáová, K. (1998): Harmonizace daní v Evropské unii. Daně, 1998, roč. 6, č. 7-8, s. 2-7. [10] Mendoza, E. G. Tesar. L. L. (2003): A Quaniaive Analysis of Tax Compeiion versus Tax Coordinaion under Perfec Capial Mobiliy. Naional Bureau of Economic Research, Working Paper no. 9746, 2003. [11] OECD (1998): Harmful Tax Compeiion An Emerging Global Issue. Paris, OECD, 1998. [12] OECD (2004): Revenue Saisics Special Feaure Accrual Reporing in Revenue Saisics 1965-2003. Paris, OECD, 2004. [13] Puhani A. P. (1999): Labour Mobiliy An Adjusmen Mechanism in Euroland? Mannheim, Cenre for European Economic Research, 1999. [14] Rahn, R. W. de Rugy, V. (2003): Threas o Financial Privacy and Tax Compeiion. [on-line], Cao Policy Analysis, 2003, roč. 27, č. 491, s. 1-14, [ci. 31. 5. 2007], <hp://www.cao.org/pubs/pas/pa491.pdf>. [15] Randzio-Plah, C. (2004): Tax Coordinaion in he Enlarged European Union. EC Tax Review, 2004. roč. 13, č. 4, s. 162-163. [16] Sinn, H. W. (1990): Tax Harmonizaion and Tax Compeiion In Europe. European Economic Review, 1990, roč. 34, č. 2-3, s. 489-504. 70

Český finanční a účení časopis, 2007, roč. 2, č. 2, s. 55-72. [17] Smih, D. (1999): Will Tax Harmonisaion Harm Job Creaion? The Economis, 1999, roč. 351, č. 8120, s. 32. [18] Tykvová, T. (1998): Harmonizace daní. Ekonom, 1998, roč. 42, č. 44, příloha s. II-III. [19] Zodrow, G. R. (2003): Tax Compeiion and Tax Coordiaion in he European Union. Inernaional Tax and Public Finance, 2003, roč. 10, č. 6, s. 651-671. [20] Žídek, L. (2006): Transformace. Praha, C. H. Beck, 2006. 71

Nerudová, D. Kapounek, S. Pomněnková, J.: Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene. Daňová souěž v Evropské měnové unii a její vliv na přesun daňového břemene Danuše Nerudová Svaopluk Kapounek Jika Poměnková ABSTRAKT V příspěvku je esována hypoéza, zda exisuje negaivní závislos mezi časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu korporací a časovou řadou výnosu z výběru daně z příjmu fyzických osob a domácnosí v členských sáech Hospodářské a měnové unie (HMU) a České republice. V rámci provedené koinegrační analýzy nebyla, až na jediné Nizozemí, prokázána u členských sáů HMU exisence negaivní závislosi časových řad na 5% hladině významnosi. Lze se edy domníva, že ve věšině případů současná daňová souěž panující v oblasi korporaivního zdaňování v členských sáech Evropské unie nevede k přesunu daňového břemene z korporací na fyzické osoby. Rozdílnos daně z příjmu korporací v jednolivých členských zemích odráží rozdílné ekonomické podmínky země aplikující vyšší sazby daně nabízí kvalinější pracovní sílu a sabilní podnikaelské prosředí, nově vsupující země využívají nižších sazeb daně aby se eablovali na vniřním rozvinuém rhu Evropské unie. Klíčová slova: Daňová souěž; Přesun daňového břemene; Evropská měnová unie; Daň z příjmu korporací; Daň z příjmu fyzických osob. Tax Compeiion in he European Union and Is Influence on he Shif in he Tax Burden ABSTRACT The paper deals wih he esing of he hypohesis, wheher here is negaive correlaion beween he ime series of corporae income ax yield and personal income ax yield in he saes of EMU and he Czech Republic. The correlaion analysis has no proved he negaive correlaion (excep Neherlands) on 5% level of imporance. I can be assumed, ha in mos cases he presen compeiion in he filed of corporae income axaion in he EU does no lead o he shif in he ax burden from corporaions on he individuals. The differences of corporae income axaion in individual member saes reflec he differen economic condiions counries wih higher ax raes offers more qualiy labor force and sable business environmen, while he newly accessed counries use he lower ax raes for heir esablishmen on he inernal marke of he European union. Key words: Tax compeiion; Shif in he ax burden; European Moneary Union; Corporae Income Tax, Personal Income Tax. JEL classificaion: H21, C22. 72