Empirická analýza vlivu kapitálové mobility na daňové zatížení v

Empirická analýza vlivu kapitálové mobility na daňové zatížení
v Evropské unii
Ing. Danuše Nerudová, Ph.D.
Ing. Svatopluk Kapounek
Abstrakt
Růst kapitálové mobility na jednotném trhu nutí členské státy snižovat jeho daňové zatížení
tak, aby mohly nabídnut atraktivní daňové podmínky. Za předpokladu stabilní úrovně
veřejných výdajů a příjmů státních rozpočtů může tato skutečnost vytvářet tlaky na příjmové
stránky státních rozpočtů, neboť nižší výběr daně z kapitálu musí být kompenzován vyšším
daňovým zatížením ostatních, především nemobilních faktorů, jako je práce. Cílem článku je
statistické testování hypotézy, že růst kapitálové mobility vede k poklesu daňového zatížení
kapitálu a dále testování hypotézy, že růst kapitálové mobility vede k růstu daňového zatížení
práce.
Klíčová slova
Daňová soutěž, daňové zatížení, daň z kapitálu, veřejné výdaje, kapitálová mobilita, státní
rozpočet.
Abstrakt
The increase in capital mobility force member states to decrease the tax burden on capital on
the internal market, in order to offer attractive tax conditions. In situation, when public
expenditures and budget revenues are considered to be stable, this can create a pressure on the
revenue side of the budgets, for the decrease in capital tax yield has to be compensated with
the decrease in the tax burden on other factors, mainly the immobile ones as labor. The aim
of the paper is to demonstrate on empirical data the statistic test of hypothesis that the capital
mobility increase leads to the decrease in the tax burden on capital and that the capital
mobility increase leads to the increase in tax burden on labor.
Key words
Tax competition, tax burden, capital taxation, public expenditures, capital mobility, state
budget.
JEL: H7, H87
1. Úvod
V současné době existuje v oblasti přímého zdanění v Evropské unii 25 odlišných daňových
systémů. Tato skutečnost má stále významnější vliv na jednotný trh, a to zejména
v souvislosti s růstem mobility kapitálu, jež se může operativně přesouvat do zemí
s výhodnými daňovými podmínkami. Členské státy používají v soutěži o přilákání mobilních
1
faktorů daňovou politiku, což vede k tendenci snižovat daňové zatížení kapitálu. V případě, že
dochází k poklesu daňového výnosu daní z kapitálu za předpokladu stejné úrovně veřejných
výdajů, musí tento pokles členské státy kompenzovat zvýšením daňového zatížení jiných
faktorů – především nemobilních, jako je práce. Tato skutečnost (často označovaná jako race
to the bottom – závod ke dnu) může v extrémním případě vést až k úplnému odstranění daně
z kapitálu1. Obavy ze „závodu ve snižování daní z kapitálu“ se staly podnětem k příjímání
opatření pro boj se škodlivou daňovou konkurencí2 a to jak na poli OECD, tak v Evropské
unii.
OECD identifikovala faktory3, které jsou typické pro tzv. škodlivé preferenční
daňové režimy4 a daňové ráje. Jedná se především o tzv. „ring fencing“ – situaci, kdy je
preferenční daňový režim striktně oddělen od domácího trhu, domácí země před tímto
režimem chrání svou ekonomiku (jedná se např. situaci, kdy režim explicitně, či implicitně
vyjímá rezidenty z možnosti poskytování výhod, nebo kdy je např. zakázáno působit na
domácím trhu společnostem, které požívají daňových výhod). Mezi další znaky, které
identifikují škodlivou daňovou soutěž, patří velmi nízká či dokonce nulová efektivní sazba
daně5, nedostatek transparentnosti daňového systému a nedostatek efektivní výměny
informací (zejména o poplatnících, kteří požívají výhod). Následně po identifikaci OECD
navrhla opatření, jež by měla pomoci odstranit ustanovení, která vedou ke škodlivé daňové
soutěži. Z těchto opatření vyšla při snaze omezovat škodlivou daňovou soutěž i Evropská
komise.
V roce 1997 přijala Evropská rada tzv. daňový balíček, který představuje
soubor opatření pro boj se škodlivou daňovou konkurencí a dále opatření, jež by měla v rámci
Evropských společenství podporovat daňovou koordinaci. Základem balíčku se stal Code of
Conduct for Business Taxation – tzv. smluvená pravidla pro zdaňování korporací, která
zavazují členské státy nejen odstranit existující daňová ustanovení, jež zapříčiňují škodlivou
daňovou soutěž, ale také upustit od budoucího zavádění ustanovení podobného charakteru.
Další část daňového balíčku tvořil závazek přijmout opatření k dosažení vyššího stupně
aproximace systémů zdaňování příjmů z úspor, který byl naplněn přijetím Směrnice č.
1
Viz např. Sinn, H-W. The Selection Principle and Market Failure in System Competition, Journal of Public
Economics, 1997. vol. 8, no. 6, p 247-248.
2
Situace, kdy princip platební schopnosti nevede ekonomické subjekty k tomu, aby platily daně v zemi, ve které
využívají veřejných služeb, naopak se snaží platit daně v daňové jurisdikci s nízkými sazbami a využívat
veřejných služeb v daňové jurisdikci s vysokými sazbami, což vede nakonec ke zhoršení situace všech zemí.
3
Viz Harmful Tax Competition – An Emerging Global Issue, OECD, 1998.
4
Režimy, které potenciálně mohou způsobovat škodlivou daňovou soutěž.
5
Efektivní sazba daně je odlišná od nominální sazby. Jedná se o sazbu daně, které daňový poplatník skutečně
čelí, zahrnuje v sobě všechny odlišnosti jednotlivých daňových systémů, je proto tedy srovnatelnou veličinou.
2
2003/48/EC6 o zdaňování příjmů z úspor ve formě úrokových plateb, která zavazuje členské
státy k výměně informací o vyplacených úrokových příjmech. Poslední částí balíčku byla
dohoda o odstranění srážkové daně z úrokových plateb a licenčních poplatků, která vyústila
k přijetí Směrnice č.2003/49/EC7 o společném systému zdanění úroků a licenčních poplatků
mezi přidruženými společnostmi z různých členských států.
Cílem příspěvku je ověření hypotézy, že růst kapitálové mobility vede k poklesu
daňového zatížení kapitálu ve vybraných státech Evropské unie a dále ověření hypotézy, že
růst kapitálové mobility vede k růstu daňového zatížení práce ve vybraných státech Evropské
unie.
Výsledky uvedené v příspěvku jsou součástí řešení výzkumného záměru PEF
MZLU v Brně č. MSM 6215648904 s názvem "Česká ekonomika v procesech integrace a
globalizace a vývoj agrárního sektoru a sektoru služeb v nových podmínkách evropského
integrovaného trhu", tématický směr "Makroekonomická a mikroekonomická výkonnost
české ekonomiky a hospodářsko - politická opatření vlády ČR v podmínkách integrovaného
trhu".
2. Teoretická východiska
V teoretické rovině lze v přístupech k daňové soutěži nalézt dva základní proudy. První z nich
zdůrazňuje úlohu tzv. daňové hry a snaží se odhadovat daňové reakční funkce, které ukazují,
jak je daný stát závislý na daňové politice svých sousedů. Většina autorů v této oblasti došla
k závěru, že vlády ve stanovování daňových sazeb reagují na změny v daňových sazbách
svých sousedů, což je v souladu s teorií daňové soutěže.
Jak uvádí Redoano (2003) daně z příjmu korporací ovlivňují především
rozhodování firem o umístění investic, proto je rozhodnutí vlády o daňové sazbě vedeno
snahou přilákat v rámci daňové soutěže daňové základy a nikoliv snahou o přilákání voličů,
neboť těchto se daň z příjmu korporací dotýká jen okrajově.
Altshuler (2002) a Goodspeed (2002) se zabývali empirickými odhady
reakčních funkcí v oblasti sazby daně z příjmu korporací mezi členskými zeměmi OECD. Ve
6
Viz Nerudová, D. Harmonizace daňových systémů zemí Evropské unie. Praha: Aspi, a.s., 2005, s. 236, ISBN
80-7357-142-0.
7
Viz 6.
3
všech případech prokázali existenci kladného korelačního koeficientu – tzn. že snížení daňové
sazby sousední země bylo sledovanou zemí následováno.
Devereux (2002), Lockwood (2002) a Redoano (2002) upozorňují, že každá
země se při stanovovaní sazeb daně z příjmu právnických osob chová strategicky s ohledem
na daňové sazby stanovené v sousedních státech. Autoři ovšem zdůrazňují i další skutečnost
v daňové soutěži – politiky a voliče. Tvůrci vládní politiky sledují daňové sazby okolních
států, neboť v případě, že by stanovili vyšší daně než v sousedních srovnatelných zemích,
riskovali by, že by ve volbách nemuseli být znovu zvoleni.
Druhým přístupem, jež lze v teorii k daňové soutěži nalézt, je vliv kapitálové
mobility na úroveň a strukturu daňových sazeb. V této oblasti autoři zdůrazňují negativní vliv
kapitálové mobility na sazby daně z kapitálu a úroveň veřejných výdajů. Někteří autoři jako
Garrett (2002) a Mitchell (2002) hovoří i o pozitivní vazbě mezi kapitálovou mobilitou a
úrovní sazeb daní z kapitálu a veřejných výdajů, což je ovšem v rozporu s hypotézou o závodu
ke dnu, která byla zmíněna výše. Východiskem teoretické argumentace zastánců pozitivního
vztahu mezi mírou kapitálové mobility a úrovní veřejných výdajů je tzv. kompenzační teorie,
která vychází z myšlenky, že ekonomická integrace (a s ní spojený růst mobility kapitálu)
s sebou nese vedlejší efekty např. v podobě poklesu ekonomického růstu v určitých odvětví
nebo vyšší volatility příjmů spotřebitele, což má za následek zvýšenou poptávku po veřejných
výdajích, zejména v podobě sociálních programů. Zastánci kompenzační teorie jako Rodrik
(1998) se domnívají, že vyšší daňové zatížení práce v důsledku růstu kapitálové mobility by
poplatníkům mělo být kompenzováno v podobě zvláštních sociálních programů, které by byly
financovány právě ze zvýšeného výběru tohoto typu daně.
Bretschger (2002) a Hettich (2002) prokázali ve své studii na základě
empirických dat existenci negativního vztahu mezi mírou otevřenosti ekonomiky a úrovní
sazeb daní z kapitálu a veřejnými výdaji. Naopak mezi mírou otevřenosti ekonomiky a
daňovým zatížením práce autoři identifikovali pozitivní vztah. Proces globalizace tedy má
negativní vliv na sazby daně z kapitálu, což je v souladu s teorií daňové soutěže.
Autoři článku formulací testovaných hypotéz zastávají druhý přístup k teorii
o daňové soutěži – snaží se nalézt empirický důkaz negativního vztahu mezi kapitálovou
mobilitou a úrovní sazeb daně z kapitálu, a proto je formulována hypotéza, že růst kapitálové
mobility vede k poklesu daňového zatížení kapitálu ve vybraných státech Evropské unie.
Naopak mezi růstem kapitálové mobility a daňového zatížení práce se snaží nalézt pozitivní
4
vztah, což je formulováno v hypotéze, že růst kapitálové mobility vede ve vybraných státech
Evropské unie k růstu daňového zatížení práce.
3. Materiál a metodika
Data v podobě daňového zatížení jsou v analýze tvořena výběrem daně z kapitálu a daně
z příjmů fyzických osob a domácností8. Z důvodu odstranění vlivu výkonnosti ekonomiky
jsou roční výběry daně vyjádřeny procentuelně ve vztahu k hrubému domácímu produktu
(GDP). Mobilita kapitálu předpokládá vzájemnou závislost úspor a investic. Domácí úspory a
investice jsou logicky spojeny s běžných účtem platební bilance. Lze napsat, že:
CA ≡ Y − (C P + I D + C G ) ≡ S D − I D ,
(1)
kde CA je běžný účet platební bilance, Y je GDP, C soukromá a veřejná spotřeba a I
investice. Mobilitu kapitálu lze pak vyjádřit vztahem:
S D − I D CA
≡
Y
Y
(2)
Za ukazatel mobility kapitálu je tak zvolena absolutní hodnota běžného účtu platební bilance
vůči GDP, jak uvádí např. Winner (2005). Autoři se domnívají, že deficity a přebytky na
straně běžného účtu platební bilance jsou kompenzovány přílivem či odlivem kapitálu.
Zvyšující se nerovnováha na běžném účtu platební bilance tak zvyšuje vlastní mobilitu
kapitálu.
Minimum 11 pozorování omezuje analýzu na vybrané státy Evropské unie,
kterými jsou Francie, Itálie, Rakousko, Slovinsko, Švédsko a Velká Británie9.
Metodika empirické analýzy využívá korelační analýzy identifikující těsnost
vzájemné závislosti. Doplňující regresní analýza pak poskytne závěry týkající se jednostranné
kauzality, tedy závislosti výběru daně z kapitálu a výběru daně z příjmů fyzických osob a
domácností na kapitálové mobilitě, přičemž kapitálová mobilita je nezávisle proměnnou.
8
9
Zdroj dat: databáze Eurostat
Zdroj dat: databáze Eurostat
5
Hypotézy o významnosti korelačního koeficientu a parametrů regresních modelů jsou
testovány na 10% hladině významnosti.
4. Výsledky
Tabulka 1: Korelační analýza, kapitálová mobilita a výběr daní z kapitálu
Francie
Itálie
Rakousko
Slovinsko
Švédsko
Velká
Británie
Korelační
koeficient
0,0141
0,0199
0,0900
-0,0651
-0,4891
0,5648
P-value*
0,9635
0,9537
0,7925
0,7852
0,0898
0,0703
* p-value je nejnižší možná hladina významnosti, na které se zamítá hypotéza H0 (o významnosti korelačního
koeficientu)
Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 2: Korelační analýza, kapitálová mobilita a výběr daně z příjmů jednotlivců a
domácností
Francie
Itálie
Rakousko
Slovinsko
Švédsko
Velká
Británie
Korelační
0,2472
0,1809
-0,0718
0,0512
koeficient
0,7961
-0,6276
P-value
0,4156
0,5542
0,8338
0,8303
0,0034
0,0387
* p-value je nejnižší možná hladina významnosti, na které se zamítá hypotéza H0 (o významnosti korelačního
koeficientu)
Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 1 a 2 prezentují výsledky provedené korelační analýzy. V případě Itálie byla
identifikována statisticky významná negativní závislost mezi kapitálovou mobilitou a
daňovým zatížením kapitálu, tedy nebyla zamítnuta hypotéza, že růst kapitálové mobility
vede k poklesu daňového zatížení kapitálu. Naopak v případě Rakouska byla identifikována
pozitivní závislost mezi kapitálovou mobilitou a daňovým zatížením kapitálu. U ostatních
zemí nebyla identifikována statisticky významná závislost. Tyto výsledky potvrzuje i regresní
analýza.
V případě Slovinska byla identifikována taktéž pozitivní závislost mezi
kapitálovou mobilitou a daňovým zatížením práce na 10% hladině významnosti tedy nebyla
zamítnuta druhá hypotéza, že růst mobility kapitálu vede k růstu daňového zatížení práce.
Tento závěr ale není možné zobecnit i pro ostatní země. Negativní vztah mezi kapitálovou
mobilitou a daňovým zatížením práce byl identifikován v případě Švédska. V dalších zemích
6
nebyla prokázána statisticky významná závislost, což opět potvrdily i výsledky regresní
analýzy.
Výsledky provedené regresní analýzy u jednotlivých států jsou vedeny
v následujících tabulkách 3 – 14:
Tabulka 3: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu - Francie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,00449143
0,000213591
21,0282
0,0000
Slope
0,000651339
0,0139251
0,0467745
0,9635
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 4: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu - Itálie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,00647147
0,00149491
4,32901
0,0012
Slope
-0,162622
0,0874355
-1,8599
0,0898
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 5: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu - Rakousko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,000656514
0,0000426302
15,4002
0,0000
Slope
0,00419398
0,00204285
2,053
0,0703
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 6: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu - Slovinsko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,00100347
0,00018281
5,48913
0,0004
Slope
0,000561659
0,00941541
0,0596532
0,9537
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
7
Tabulka 7: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu - Švédsko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,00105302
0,000108633
9,69336
0,0000
Slope
0,000649025
0,00239459
0,271038
0,7925
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 8: Kapitálová mobilita a výběr daně z kapitálu – Velká Británie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,00224145
0,0000789228
28,4005
0,0000
Slope
-0,00105379
0,00380919
-0,276645
0,7852
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 9: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – Francie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,0642986
0,0062486
10,2901
0,0000
Slope
0,344653
0,407378
0,846029
0,4156
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 10: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – Itálie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,108318
0,0011124
97,3731
0,0000
Slope
0,0396938
0,0650633
0,610079
0,5542
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 11: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – Rakousko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,100232
0,00298713
33,5546
0,0000
Slope
-0,030918
0,143144
-0,215992
0,8338
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
8
Tabulka 12: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – Slovinsko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,0597336
0,000325477
183,526
0,0000
Slope
0,066152
0,0167633
3,94625
0,0034
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 13: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – Švédsko
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,179089
0,00532701
33,619
0,0000
Slope
-0,283996
0,117423
-2,41858
0,0387
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
Tabulka 14: Kapitálová mobilita a výběr daně z příjmu jednotlivců a domácností – V. Británie
Regression Analysis - Linear model: Y = a + b*X
--------------------------------------------------------------------------Standard
T
Parameter
Estimate
Error
Statistic
P-Value
--------------------------------------------------------------------------Intercept
0,100646
0,00175635
57,304
0,0000
Slope
0,0184337
0,0847697
0,217457
0,8303
--------------------------------------------------------------------------Zdroj: vlastní výpočet, software Statgraphics 3.1
5. Diskuse a závěr
Provedená empirická korelační a regresní analýza prokázala existenci pozitivní korelace mezi
kapitálovou mobilitou a daňovým zatížením kapitálu v případě Rakouska, což je v souladu se
závěry, které empiricky prokázali Garrett (2001) a Mitchell (2001), jež zdůvodňují pozitivní
závislost existencí tzv. kompenzační teorie. Ekonomická integrace s sebou přináší vedlejší
efekty např. v podobě poklesů určitých sektorů ekonomiky, což zvyšuje nároky na veřejné
výdajové programy (tedy zvyšuje nároky na příjmovou stránku rozpočtů). Uvedený výsledek
je ovšem v rozporu s hypotézou o závodu ke dnu10 a dále je také v rozporu s teorií o daňových
reakční funkcích, dle které vlády stanovují daňové sazby v reakci na změny v daňových
sazbách sousedních zemí.
10
Viz kapitola teoretická východiska
9
Prokázání existence negativní korelace mezi kapitálovou mobilitou a daňovým
zatížením kapitálu v případě Itálie potvrdilo závěry, jež empiricky prokázali Bretschger
(2002) a Hettich (2002) – že v souladu s daňovou teorií růst kapitálové mobility jako důsledek
ekonomické integrace vede k poklesu daňového zatížení kapitálu.
Výsledky získané statistickou analýzou nelze jednoznačně zobecnit a získat tak
empirický důkaz pro prokázání platnosti kompenzační teorie nebo hypotézy o závodu ke dnu
v daňové teorii, což je v souladu s existencí dvou hlavních současných přístupů k daňové
soutěži v daňové teorii, jež byly popsány výše. Provedená empirická korelační a regresní
analýza totiž abstrahuje od ostatních vlivů, působících na časové řady. Jedná se zejména o
demografické faktory, politická rozhodnutí ovlivňující jak výběr daní tak mobilitu kapitálu
apod. Autoři jsou si vědomi nereálnosti očištění časových řad od těchto vlivů a proto zvažují
další výzkum vyhlazených časových řad s použitím filtrů.
6. Literatura
Altshuler, R. – Goodspeed, T. J. Follow the Leader? Evidence on European and U.S. Tax
Competition. City University of New York: 2002, nepublikovaná studie, 24 str.
Bretschger, L. – Hettich, F. Globalisation, Capital Mobility and Tax Competition: Theory
and Evidence for OECD Countries. European Journal of Political Economy. Elsevier Science:
2002, roč. 18, č. 4, str. 695-716, ISSN: 0176-3680.
Devereux, M. P. – Lockwood, B. – Redoano, M. Do Countries Compete Over Corporate
Tax Rates, CEPR Working Paper No. 3400, London: 2002.
Garrett, G. – Mitchell, D. Globalization, Government Spending and Taxation in the OECD.
European Journal of Political Research, Springer Netherlands: 2001, roč. 39, č. 2, str. 145177, ISSN: 0304-4130.
Redoano, M. Fiscal Interactions Among European Countries. Warwick Economic Research
Papers No. 680, University of Warwick: 2003, 30 str.
Rodrik, D. Why Do More Open Economies Have Digger Governments? Journal of Political
Economy, The University of Chicago Press: 1998, roč. 106, č. 5, str. 997-1032, ISSN: 00223808.
Winner, H. Has Tax Competition Emerged in OECD Countries? Evidence from Panel Data.
International Tax and Public Finance, Springer Science: 2005, roč. 12, č. 5, str. 667-687,
ISSN: 0927-5940.
10