1
Abstract
De combinatie statistiek en recht kan niet altijd als een gelukkig huwelijk bestempeld worden. Ook niet in het fiscale recht. In deze masterscriptie is de methode om tot een
navordering te komen voor niet-meewerkende zwartspaarders in de KB Lux-zaak doorgelicht. Vanuit een statistisch oogpunt is de methode op zijn zachtst gezegd ongelukkig te noemen. Er zijn twee alternatieven voorgesteld die wel op een statistisch
verantwoorde manier de correctie van niet-meewerkers kunnen schatten. Het eerste alternatief behelst het schatten van de correctie van niet-meewerkende zwartspaarders aan
de hand van een model dat is ontwikkeld met de gegevens van de meewerkende zwartspaarders. Het tweede alternatief beredeneert met behulp van een speltheoretische
analyse dat het verhogen van de boete voor niet-meewerken zal leiden tot correctere navordering.
Kernbegrippen: Statistiek in fiscaal recht, KB Lux, zwartsparen, correcties schatten, navordering, modelleren, speltheorie.
2
Statistiek in het fiscale recht
Aan de hand van de KB Lux-zaak
Quirijn Abel Knab
Begeleider: dr. E. Poelmann Email: quirijn.knab@gmail.com Studentnummer: 10014470
Master: Internationaal en Europees Fiscaal Recht Inleverdatum: 14 juli 2016
3 Verklaring van eigen werk
Dit document is geschreven door Quirijn Knab, die verklaart volledige verantwoordelijkheid te nemen voor de inhoud van dit document.
Ik verklaar dat de tekst en het werk gepresenteerd in dit document, door mijzelf is geschreven en dat geen andere bronnen dan de bronnen die genoemd zijn, zijn gebruikt voor het creëren
van de inhoud.
De Faculteit der Rechtsgeleerdheid is slechts verantwoordelijk voor de begeleiding van dit werk en niet voor de inhoud.
4
microfiche
noun mi·cro·fiche \ˈmī-krō-ˌfēsh, -ˌfish\
: a sheet of film that has very small photographs of the pages of a newspaper, magazine, etc., which are viewed by using a special machine : a sheet of microfilm .1
5
Inhoudsopgave
1. Inleiding 7. 2. Literatuur 2.1 Inleiding in de statistiek 9. 2.2 Statistiek en recht 2.2.1 Lucia de Berk 12.2.2.2 Statistiek en fiscaal recht 13.
2.2.3 De KB Lux-zaak
2.2.3.1 Totstandkoming 14.
2.2.3.2 Kwesties bij het opleggen van een navorderingsaanslag 15.
2.2.3.3 De statistiek 16.
2.2.3.4 Samenvatting van de statistieken 17.
2.2.3.5 Toepasselijk recht 18.
2.2.3.6 Werkwijze van de fiscus in het Rekeningenproject 18. 3. Kritiek op het Rekeningenproject
3.1 Fiscale context van het Rekeningenproject 21.
3.2 De methode 22.
3.3 De vergelijkbaarheid van meewerkers en niet-meewerkers 25.
3.4 Renseignementen hoger dan fl. 500,000 27.
4. Voorstellen van alternatieven 4.1 Andere manier van schatten
4.1.1 Modelleren 30.
4.1.2 Inkomsten 31.
6
4.1.4 Bekende rekeningen 32.
4.1.5 Het model 33.
4.2 Verhoging van de boetes voor niet-meewerkers
4.2.1 Wijze van beboeting 35.
4.2.2 Speltheorie 37.
4.2.3 Oplossing 38.
5. Conclusie 40.
Literatuurlijst 44.
7
1. Inleiding
De Panama papers zijn de ontdekking van 2016, vergelijkbaar met de WikiLeaks van Julian Assange in 2007-2010 en het kijkje in de spionage praktijken van de Amerikaanse NSA dat Edward Snowden in 2013 de wereld heeft gegeven. In de Panama papers staat zwartsparen centraal. Door gebruik te maken van ingewikkelde structuren waarbij vennootschappen zijn opgezet door het juridisch advieskantoor Mossack Fonseca, sluizen belastingplichtigen over de hele wereld hun vermogen weg.2 Dit vermogen wordt in Panama nauwelijks belast, maar deze constructie moet bij de fiscus van het land van herkomst zijn aangemeld opdat ook dit land over het vermogen kan blijven heffen. Wanneer dit vermogen niet bij de fiscus van het land van herkomst is aangemeld, terwijl dit volgens de wetgeving van dat land wel had moeten worden gedaan, wordt gesproken van belastingontduiking.
“Vroeger was alles beter” is een uitdrukking die opgaat voor de hedendaagse zwartspaarder. Ingewikkelde Panamese constructies waren niet nodig toen het bankgeheim nog gold in landen als België, Zwitserland en Luxemburg. Van dit bankgeheim werd gretig gebruik gemaakt door onder andere Nederlandse ingezetenen. Een aantal van deze
belastingplichtigen liep tegen de lamp toen twee werknemers van de Luxemburgse bank Kredietbank Luxembourgeoise S.A. (hierna: KB Lux) bij hun ontslag onrechtmatig
microfiches van de bank meenamen. Op de microfiches stonden onder meer de naam van de rekeninghouder, het soort rekening en het saldo op die rekening op doorgaans 31 januari 1994. Nadat de bank had geweigerd de microfiches terug te kopen, zijn de twee ontslagen werknemers naar de Belgische autoriteiten gestapt. Ook de Belgen konden niet op het voorstel van de ex-werknemers ingaan, omdat de microfiches waren gestolen en de Belgische
autoriteiten zich schuldig zouden maken aan heling wanneer er een deal zou worden gesloten. Een in scène gezette huiszoeking waarbij de “kisten” met microfiches zoek zijn geraakt, bood uitkomst. In 2000 zijn de microfiches aangeboden aan de Nederlandse autoriteiten, zodat zij ook in staat waren om de zwartspaarders te vervolgen.3
Na veel getouwtrek ontstond er een situatie waarin bij sommige van de gepakte zwartspaarders een navordering moest worden opgelegd, zonder dat er genoeg informatie beschikbaar was om de omvang van deze navordering exact te bepalen. De informatie die in dat geval ontbrak, was tweeledig. Allereerst was het de vraag of de zwartspaarder andere
2 Panama Papers 2016. 3 Ligtenberg 2015.
8
rekeningen bezat die niet bij de fiscus bekend waren. Uit de gegevens die bekend waren van zwartspaarders die wel hadden meegewerkt bij de oplegging van een navorderingsaanslag, bleek dat in veel gevallen deze zwartspaarders één of meer andere rekeningen bezaten die niet bekend waren bij de fiscus. Ten tweede wilde de fiscus ook aanslagen opleggen voor de jaren voor en na 1994 en moest daarom ook bekend zijn wat de inkomsten en het vermogen op de desbetreffende rekeningen waren in die jaren.
De fiscus had de mogelijkheid om voor niet-meewerkers een correctie toe te passen op basis van het saldo op het renseignement of op basis van de correctie van de zwartspaarders die wel hadden meegewerkt. Nadat was gebleken dat het verband tussen het saldo op het renseignement en de correctie die de zwartspaarders die wel hadden meegewerkt kregen, gering was, besloot de fiscus om de correctie voor niet-meewerkers te schatten aan de hand van de correctie van de zwartspaarders die wel hadden meegewerkt. In deze scriptie is de onderzoeksvraag of de schatting vanuit een statistisch perspectief deugt. Statistiek wordt door veel juristen ervaren als een lastig onderwerp en daarom schuilt hier het gevaar dat zij
verkeerd wordt toegepast. Voorbeelden van zaken die bekend zijn om het verkeerd toepassen van statistiek, zijn de zaken van Lucia de Berk4 en O.J. Simpson5. In het fiscale recht zijn de voorbeelden minder bekend. Deze masterscriptie hoopt daarom bij te dragen aan een stap in de richting waarin het belang van goed uitgevoerde statistiek in het fiscaal recht erkend wordt. Zeker nu het onderwerp mogelijk weer actueel wordt door de Panama papers, is het belangrijk dat ook aan dit aspect van de juridische procedure aandacht wordt geschonken.
Kort samengevat leidt de analyse in deze scriptie tot de conclusie dat de methode om tot een correctie voor niet-meewerkende zwartspaarders te komen in de KB Lux-zaak,
statistisch gezien op drijfzand berust. Op zowel de methode als de aannames die zijn gemaakt, is veel aan te merken. Vandaar dat er alternatieven zijn voorgesteld om tot een meer
verantwoordelijke manier van correcties bij niet-meewerkers te komen.
Hoofdstuk 2 van deze scriptie gaat in op relevante literatuur. Eerst bespreek ik de voor deze scriptie relevante grondbeginselen van de statistiek. Hierna worden de voorbeelden van hoe statistiek tot nu toe in het (fiscale) recht voorkomt, beschouwd. Afsluitend is de KB Lux-zaak zelf uiteengezet, waarbij de nadruk ligt op de werkwijze van de fiscus in dit project met betrekking tot de schatting.
4 Zie paragraaf 2.2.1. 5 Vanslagmulders 2016.
9
Hoofdstuk 3 geeft kritiek op drie onderdelen van het KB Lux-project. Het eerste punt van kritiek wordt gegeven op de methode die de fiscus heeft toegepast. Het tweede punt van kritiek gaat in op de vergelijkbaarheid van de twee aanwezige groepen in het project. Bij het laatste punt worden de gevolgen van de verschillende behandeling van renseignementen met een saldo van meer dan fl. 500,000 uiteengezet.
Twee alternatieven om tot een juiste(re) navordering te komen, worden voorgesteld in hoofdstuk 4. Het eerste alternatief behelst een voorstel om de correctie bij niet-meewerkers te schatten aan de hand van een model. In tegenstelling tot het eerder geteste model van de fiscus, wordt er een model geopperd met meer dan één onafhankelijke variabele. Dit model is gebaseerd op de aanname dat het deel van de netto-inkomsten dat niet op een bij de fiscus bekende rekening komt, op de rekening met zwart geld komt. Als basis voor de rekening met zwart geld wordt het saldo op het renseignement genomen, omdat dit het beste voor handen zijnde alternatief is.
Het tweede voorstel is gebaseerd op een analytische methode die “speltheorie” wordt genoemd. Aan de hand van deze methode wordt beredeneerd dat de verhoging van de boete voor inkeerders, die is doorgevoerd door staatssecretaris Wiebes, juist een negatief effect kan hebben op de juistheid van de navorderingen. Er wordt uitgelegd dat, wanneer het
uitgangspunt is dat inkeerders een correcte navordering moeten krijgen, het meer voor de hand ligt om de boetes voor niet-inkeren juist te verhogen.
In hoofdstuk 5 zijn de resultaten van deze scriptie kort weergeven. Uit deze resultaten is de conclusie getrokken dat de methode die de fiscus heeft gebruikt om tot een navordering te komen voor niet-meewerkende zwartspaarders, vanuit een statistisch perspectief op
drijfzand berust. Een alternatieve methode om tot een juiste correctie te komen is aanbevolen. Daarnaast zijn ook de beperkingen van deze scriptie aangestipt en zijn aanbevelingen gedaan voor vervolgstudies.
2. Literatuur
2.1 Inleiding in de statistiek
In de statistiek is er een aantal eisen waaraan moet worden voldaan wil de analyse van waarde zijn. Zo moet de analyse correct zijn uitgevoerd en moeten de uitkomsten op de juiste manier
10
worden geïnterpreteerd. Wanneer een statistische analyse wordt uitgevoerd is het van belang om te weten op welke populatie de analyse betrekking heeft. In deze scriptie zal dat gaan over de populatie zwartspaarders in zijn geheel, maar ook over de subpopulatie meewerkende zwartspaarders en de subpopulatie niet-meewerkende zwartspaarders.
Bij statistisch onderzoek worden uit de gegevens van een steekproef gevolgen getrokken voor de gehele populatie. Wanneer iets geldt voor de steekproef, wordt aangenomen dat dit geldt voor de populatie. De steekproef is in deze scriptie de groep meewerkers: de zwartspaarders van wie de gegevens bekend zijn. De groep meewerkers wordt soms ook wel de bestudeerde populatie genoemd. De groep niet-meewerkers is in dat geval de populatie waarover de voorspellingen worden gedaan.
Bij een statistische analyse is het van belang dat de analyse zowel intern als extern valide is. Met interne validiteit wordt bedoeld dat de statistische gevolgen van causale
verbanden valide zijn voor de bestudeerde populatie. Met externe validiteit wordt bedoeld dat de gevolgtrekkingen en conclusies uit de statistische analyse kunnen worden doorgetrokken naar andere populaties (in casu naar de gehele populatie zwartspaarders en vooral naar de subpopulatie niet-meewerkende zwartspaarders). Verder spelen de omstandigheden een rol om te bepalen of de resultaten uit de bestudeerde populatie kunnen worden doorgetrokken naar de gehele populatie.6 De verschillen in omstandigheden zullen geen grote rol spelen in deze scriptie. De verschillen in populaties daarentegen wel; dit onderdeel van de externe validiteit van de analyse is in deze scriptie een belangrijk punt. Wanneer een statistische analyse niet extern valide is, is het causale effect dat is gevonden voor de bestudeerde populatie, niet hetzelfde als het effect op de populatie waarover de voorspellingen worden gedaan.
Bij interne validiteit gaat het over de methode die is gebruikt en de resultaten hiervan. Hier wordt gekeken naar de vraag of het onderzoek wel juist is uitgevoerd en of de resultaten van het onderzoek significant zijn. Hierop is in een kritische noot van Van der Graaf en Gerards7 al uitgebreid ingegaan en dit zal later besproken worden.
Een statistisch fenomeen dat belangrijk is voor deze scriptie, is dat van de selectiviteit. Selectiviteit komt voor wanneer de mate van compleetheid van de gegevens gekozen is op basis van de afhankelijke variabele. Hierdoor ontstaat er een correlatie tussen de standaardfout
6 Stock en Watson 2012, blz. 354-358. 7 Van der Graaf en Gerards 2006.
11
en de onafhankelijke variabelen. Dit probleem kan op twee manieren ontstaan: doordat gegevens op een structurele niet-willekeurige basis ontbreken, of doordat de gegevens niet willekeurig zijn geselecteerd.8 Selectiviteit is een ingewikkeld fenomeen en de oplossingen
zijn vaak complex en moeilijk of niet implementeerbaar. Het is daarom bij selectiviteit meer voor de hand liggend om het onderzoek te herzien en op een andere manier uit te voeren.
Stock en Watson geven een voorbeeld van selectiviteit. In dit voorbeeld wordt
onderzoek gedaan naar de prestaties van beleggingsinstellingen ten opzichte van de prestaties van de beurs. De hypothese is dat beleggingsinstellingen beter presteren dan de beurs, omdat beleggingsinstellingen actief kiezen waarin geïnvesteerd wordt. Wanneer de gegevens van de prestaties van beleggingsinstellingen door de jaren heen worden vergeleken met de prestaties van de beurs, ontstaat het gevaar dat de gegevens uit een dataset worden gehaald die slechts gegevens bevat van nog actieve beleggingsinstellingen. Door het gebruik van deze methode worden slecht presterende beleggingsinstellingen die ten onder zijn gegaan, uitgesloten van het onderzoek. Hierdoor lijkt het alsof er relatief veel goed presterende beleggingsinstellingen zijn en de uitkomst van het onderzoek is dan ook dat beleggingsinstellingen beter presteren dan de beurs.9 De meest voor de hand liggende oplossing voor dit probleem is om de gegevens van beleggingsinstellingen die ten onder zijn gegaan, mee te nemen in het
onderzoek. Dit onderzoek is uitgevoerd door onder andere Malkiel10, Carhart11 en Aggarwal en Jorian12 en het resultaat is dat beleggingsinstellingen vergelijkbaar presteren met de beurs.
Hassing geeft verdere eisen aan een goed statistisch onderzoek.13 Allereerst moet de
bestudeerde populatie groot genoeg zijn. Ten tweede moet de schatting voldoende
nauwkeurig zijn. Ten derde moet de bestudeerde populatie overeenkomen met de populatie van interesse. Als laatste moeten de populaties voldoende homogeen zijn; er moet binnen de populatie een bepaalde samenhang zijn.
8 Stock en Watson 2012, blz. 364-365. 9 Stock en Watson 2012, blz. 366. 10 Carhart 1997. 11 Malkiel 2003. 12 Aggarwal en Jorion 2010.
12
2.2 Statistiek en recht
2.2.1 Lucia de Berk
De combinatie statistiek en recht kan niet altijd als een gelukkig huwelijk bestempeld
worden. Gevallen waarin statistiek en/of kansberekening fout is/zijn toegepast zijn bekender
dan gevallen waarin het wel goed is gegaan. Een bekend voorbeeld is de zaak van Lucia de Berk. Deze zaak geeft een duidelijk beeld van de gevolgen die verkeerd uitgevoerde en geïnterpreteerde statistiek in het recht kunnen hebben, al ging het hier niet om een fiscaalrechtelijke zaak maar om een strafrechtelijke zaak. De gevolgen van fouten in
strafrechtelijke zaken zijn in de meeste gevallen verstrekkender dan de gevolgen van fouten in fiscaalrechtelijke zaken, aangezien het hier om ontneming van iemands vrijheid gaat en het in fiscaalrechtelijke zaken vaak ‘slechts’ om geld gaat. Vandaar dat het statistische voorbeeld van de zaak van Lucia de Berk meer tot de verbeelding spreekt.
Vooral voorbeelden van de gevolgen van slechte interne validiteit komen duidelijk terug in deze zaak, omdat het mis ging bij de uitvoering van de analyse. Op het eerste gezicht leek de kans dat Lucia de Berk toevallig bij alle incidenten (moord en poging tot moord) aanwezig was erg gering, namelijk 1 op 342 miljoen. Deze berekening is gemaakt door Elffers, een wiskundig statisticus die in eerste instantie bij de zaak betrokken was.14 Nader
bestudeerd bleek echter dat er bij de uitvoering van de analyse behoorlijke fouten zijn
gemaakt. Allereerst stelt oud-universitair hoofddocent econometrie De Vos15 dat de methode die Elffers toepaste, de verkeerde was. In de zaak van Lucia de Berk had niet de klassieke methode maar de Bayesiaanse methode moeten worden toegepast. Het verschil tussen deze twee methodes is dat er bij het gebruik van de klassieke methode eigenlijk al vanuit wordt gegaan dat iemand schuldig is terwijl de Bayesiaanse methode nog ruimte laat voor toeval.16 Op het eerste gezicht lijkt het duidelijk dat de methode van Elffers daarom niet de juiste is, maar het vereist specifieke kennis van statistiek om deze fout te ontdekken. Uit dit voorbeeld volgt dat het belangrijk is dat de juiste methode wordt toegepast bij een bepaalde analyse en dat kennis van statistiek daarvoor een vereiste is.
Een ander voorbeeld uit de zaak van Lucia de Berk laat zien hoe resultaten
gemanipuleerd kunnen worden. De subjectieve beoordeling van de mate van verdachtheid van
14 Van Hintum 2006. 15 De Vos 2016. 16 Sjerps 2006.
13
de incidenten pakte namelijk in het nadeel van mevrouw De Berk uit en leek bewust zo te zijn gekozen.17 Dit zorgde ervoor dat zij verdachter leek dan wanneer er voor een beoordeling was
gekozen die wel objectief was.18 Dit voorbeeld laat zien dat het belangrijk is om op een
verantwoorde manier gegevens te verzamelen in een statistische analyse. Daarnaast is het belangrijk dat de manier waarop de gegevens zijn verzameld, transparant is, zodat de lezer ze kan toetsen. Dit blijkt ook uit het voorbeeld van de knoflookbollenzaak dat hierna volgt.
2.2.2 Statistiek en fiscaal recht
Ook in het fiscaal recht is al eerder gebruik gemaakt van statistiek. Zo is er de
knoflookbollenzaak waarin de vraag centraal staat of knoflookbollen afkomstig zijn uit China of uit Pakistan. In deze zaak heeft een extern bureau bepaald dat de kans 98% of groter is dat de ingevoerde knoflookbollen uit China kwamen. De gegevens waarop dit externe bureau zich heeft gebaseerd, zijn niet beschikbaar gesteld en daarom kan niet worden nagegaan of de uitslagen wel kloppen.19 Toch heeft het hof deze bewijsvoering aanvaard omdat de vrije bewijsleer leidend is in het belastingrecht. Dit betekent dat het aan de rechter is om de waarde van het bewijs te bepalen.20
Uit het stuk over de knoflookzaak blijkt dat het niet duidelijk is of in de analyse aan alle eerder genoemde voorwaarden van Hassing is voldaan.21 Allereerst is niet duidelijk of de steekproef waarmee de knoflookbollen zijn vergeleken, representatief was voor Pakistan. Hetzelfde geldt voor de vergelijking met knoflookbollen uit China. Wanneer de steekproef niet representatief is voor de landen, kan de vraag of de bollen uit één van deze landen
afkomstig zijn, niet worden beantwoord. Ook is niet duidelijk of er soorten knoflookbollen uit Pakistan zijn die overeenkomsten hebben met bepaalde soorten knoflookbollen uit China. Wanneer er overeenkomsten zijn tussen de soorten knoflookbollen uit China en uit Pakistan, betekent een uitkomst die stelt dat de knoflookbollen afkomstig kunnen zijn uit China niet per se dat de knoflookbollen niet uit Pakistan kunnen komen. Deze situatie is niet ondenkbaar gezien het feit dat Pakistan en China buurlanden zijn. Gegeven deze twijfel zou het
onaanvaardbaar moeten zijn dat aan het bewijs de waarde wordt toegekend die de rechter aan
17 Derksen 2011. 18 Gill en Groeneboom 2007. 19 Keulemans 2015. 20 Schuurmans 2006. 21 Zie paragraaf 2.1.
14
het bewijs heeft toegekend. Daarnaast is niet na te gaan hoe het bewijs tot stand is gekomen. Keulemans is daarom van mening dat het bewijs uitgesloten moet worden.22 De waardering
van het bewijs door de rechters legt het gebrek aan statistische kennis bij de rechters in deze zaak pijnlijk bloot. Ook in de KB Lux-affaire kunnen vraagtekens worden geplaatst bij de statistische analyse. Aan de hand van de voorbeelden uit deze en de twee vorige paragrafen zal deze zaak hierna uiteen worden gezet.
2.2.3 De KB Lux-zaak
2.2.3.1 Totstandkoming
In 1996 zijn microfiches door de autoriteiten in België in beslag genomen. Bij nadere bestudering bleek dat er op deze microfiches ook gegevens van Nederlandse ingezetenen stonden. Daarop hebben de Belgische autoriteiten besloten de relevante microfiches over te dragen aan de Nederlandse FIOD.
Op de microfiches stond, zo bleek, informatie van rekeninghouders bij de
Luxemburgse bank Kredietbank Luxembourgeoise S.A. De informatie omvatte gegevens van ongeveer 20.000 bankrekeningen van ongeveer 10.200 Nederlandse rekeninghouders. Het saldo dat op de rekeningen stond was van 31 december 1994. Bij elkaar opgeteld ging het om 1.3 miljard Nederlandse gulden. Van 6.200 rekeninghouders was een bruikbare naam bekend; van de overige 4.000 rekeninghouders slechts een codenaam. Op de microfiches kon onder meer informatie van rekeningcourant-saldi of informatie van spaarsaldi vermeld staan.23
De kwestie die voor de belastingdienst speelde was de volgende. Van een groot aantal rekeninghouders van wie gegevens op de microfiches stonden, was voor de ontdekking niet bekend bij de belastingdienst dat zij een dergelijke rekening bij de KB Lux hadden. Derhalve ontstond bij de belastingdienst het idee om over deze vermogens te gaan heffen. Hierbij werd tegen een aantal problemen aan gelopen.
22 Keulemans 2015.
15
2.2.3.2 Kwesties bij het opleggen van een navorderingsaanslag
De KB Lux-affaire heeft veel stof doen opwaaien in fiscaal- en bestuursrechtelijk Nederland. Bij het opleggen van navorderingsaanslagen en boetes kwam meer om de hoek kijken dan waarmee de fiscus rekening had gehouden. Hier zullen de moeilijkheden uit deze zaak kort uiteen worden gezet om daarna in te gaan op de kern van deze scriptie: de
toepassing van statistiek in de KB-lux zaak bij het schatten van de vermogens en inkomens van de niet-meewerkers.
Allereerst was er de vraag omtrent het verkrijgen en de toelaatbaarheid van het bewijs. In België, waar de microfiches vandaan kwamen, was door de rechters al geoordeeld dat de microfiches onrechtmatig waren verkregen. Dit had in dat land ook tot gevolg dat de
microfiches, waarop de hele zaak steunde, niet meer als bewijs in welke juridische procedure dan ook konden functioneren.24 In Nederland lag dit anders. Bewijs wordt in Nederland in fiscale zaken slechts uitgesloten wanneer het bewijs jegens de betrokkene(n) onrechtmatig is verkregen en het bewijs op een zodanige manier in het bezit van de overheid is gekomen dat het tegen de principes van een normaal handelende overheid ingaat.25 De Haas26 stelt dat dit eisen zijn waar moeilijk aan kan worden voldaan. De Hoge Raad heeft beslist dat op grond van deze eisen het bewijs niet kan worden uitgesloten in fiscale zaken.27 Daarnaast is beslist
dat het bewijs moet worden toegelaten in strafrechtelijke procedures.28
Een van de andere problemen was het identificeren van de vermeende zwartspaarder. In een aantal gevallen stond vrij onomstotelijk vast dat de juiste persoon bij de juiste rekening was gevonden. Sommige verdachten van zwartsparen voerden echter aan dat zij het
slachtoffer waren geworden van een identiteitsverwisseling. Dit argument lijkt spaak te lopen vanwege het beleid van de Kredietbank Luxembourgeoise S.A. waarbij rekeninghouders zich verscheidene malen moesten identificeren.29 Natuurlijk sluit dit een identiteitsverwisseling nog steeds niet uit, maar de rechter heeft geoordeeld dat de kans hierop verwaarloosbaar klein is.30 24 Ligtenberg 2015. 25 HR 14 november 2006, nr. 02324/05. 26 De Haas 2014. 27 HR 21 maart 2008, nr. 43.050, BNB 2008/159 28 HR 14 november 2006, nr. 02324/05, V-N 2007/2.3, NTFR 2006/1675. 29 De Haas 2014. 30 RB 6 april 2016, nr. C/17/138259 / HA ZA 14-430, r.o. 2.10.
16
Dan is er nog één element dat van belang is in de KB Lux-zaak, namelijk dat van de mogelijkheid tot het opleggen van een boete. Omdat een belastingplichtige niet kan worden gedwongen zichzelf te incrimineren, zou een opgelegde boete steunen op de gegevens die de inspecteur ter beschikking heeft. Indien dit bewijs enkel steunt op het renseignement dat door de Belgen aan de Nederlandse fiscus ter beschikking is gesteld, heeft de Hoge Raad
geoordeeld dat een boete kan worden opgelegd wanneer het microfiche voldoende overtuigend is. Dit moet worden nagegaan voor elk jaar waarin de fiscus een boete wil opleggen.31 In een later arrest is verduidelijkt dat voor het opleggen van een boete vereist is dat er een aanzienlijk bedrag op de rekening moet staan en hierover daadwerkelijk rente is ontvangen. Ook is geoordeeld dat een vermoeden van het beschikken over een rekening waarop zwart wordt gespaard in 1994, voldoende is voor het opleggen van boetes voor de jaren tot en met 2000. Wat betreft de voorgaande jaren heeft de Hoge Raad geoordeeld dat de boete alleen mag worden opgelegd voor het jaar 1993.32
Daarnaast heeft de Hoge Raad geoordeeld dat in tegenstelling tot de
navorderingsaanslagen de boete niet mag zijn gebaseerd op gegevens die bekend zijn van meewerkers. Ook de aard en het doel van de verzwegen rekening spelen een rol bij het opleggen van een boete. Hierbij moet bijvoorbeeld worden gedacht aan het verschil tussen rekeningen die bewust zijn geopend om belasting te ontduiken en rekeningen die in het bezit van de belastingplichtige zijn gekomen doordat hij ze geërfd heeft. Dit laatste is minder erg dan het eerste.
2.2.3.3 De statistiek
Zoals al duidelijk is uit de inleiding van hoofdstuk 1 komt de statistiek in de KB Lux-affaire om de hoek kijken bij het schatten van de inkomsten en vermogens van niet-meewerkende zwartspaarders. Dit is gedaan aan de hand van gegevens van meewerkende zwartspaarders en de Hoge Raad heeft dit geaccepteerd. Zoals Niessen aangeeft is het moeilijk om het vermogen van niet-meewerkende zwartspaarders te schatten. Er waren geen gegevens bekend - of als ze al bekend waren, zijn ze in ieder geval niet gebruikt, maar hier kom ik in hoofdstuk 4 nog op terug - behalve de beperkte data op het renseignement die onvoldoende waren om de
zwartgespaarde inkomsten en vermogens te schatten. Niessen stelt daarom dat de redelijke
31 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:PHR:2011:BN6234.
17
schatting moet worden vervangen door een redelijk vermoeden. Dit vermoeden kan blijkbaar wel steunen op de gegevens van meewerkers, omdat “weigeraars zich ongeveer zo zullen gedragen als meewerkers”. 33
Ook al is van een redelijke schatting geen sprake, de Hoge Raad heeft de methode van de fiscus alsnog geaccepteerd, omdat de inspecteur nauwelijks informatie over de weigeraars bezat en de weigeraars altijd nog zouden kunnen bewijzen dat de schatting van de inspecteur niet klopt. De Hoge Raad heeft het kortom over de omkering van de bewijslast, waarbij de inspecteur de hoogte van de correctie aannemelijk maakt en het aan de belanghebbende is om het tegendeel aan te tonen wanneer hij het niet eens is met de correctie. Voordat wordt
ingegaan op de mankementen van de schatting, zal eerst worden ingegaan op de samenstelling van de gegevens, het toepasselijk recht en de werkwijze van de fiscus.
2.2.3.4 Samenvatting van de statistieken
Statistiek is een handige manier om grote datasets te kunnen behappen. Met behulp van statistiek kunnen de gegevens worden beschreven, georganiseerd en gepresenteerd.34 Zonder statistiek is het moeilijk om conclusies te trekken uit grote datasets. Ook in de KB Lux-zaak is gebruik gemaakt van statistiek. Een samenvatting van de statistieken van de totale
inkomstenbelasting (hierna: IB; dus ondernemers en particulieren samen) kan gevonden worden in tabel 1. Een samenvatting van de statistieken van de totale vermogensbelasting (hierna: VB) kan gevonden worden in tabel 2.
Uit deze twee tabellen valt op dat de correcties in de VB een stuk groter zijn dan de correcties in de IB, terwijl de saldi op de renseignementen ongeveer even groot zijn. Dit kan worden verklaard door het feit dat in de IB enkel het rendement op de rekeningen
gecorrigeerd wordt, terwijl in de VB het totale vermogen de grondslag is.
Daarnaast valt op dat de gemiddelde correcties en saldi in beide gevallen ongeveer twee keer zo groot zijn als de mediaan35 behorende bij dezelfde correcties en saldi. Dit wordt ook bevestigd in tabel 3, waarin te zien is dat de hoogste staven zich het meest aan de
linkerkant van de tabel bevinden, maar het gemiddelde wordt “opgekrikt” door de lagere staven die zich een stuk verder aan de rechterkant bevinden. Een tussentijdse conclusie, die
33 Niessen 2011.
34 Van der Graaf en Gerards 2006.
18
terugkomt in hoofdstuk 3, is daarom dat de correcties statistisch gezien niet “normaal verdeeld” zijn.
2.2.3.5 Toepasselijk recht
Ten tijde van het zwartsparen gold in Nederland nog volgens de Wet op de
inkomstenbelasting 1964 (hierna: Wet IB 1964) en de Wet op de vermogensbelasting 1964 (hierna: Wet VB 1964). Artikel 24 van de Wet IB 1964 stelt dat rendementsopbrengsten ingeval van zwartsparen vaak zullen worden aangemerkt als inkomsten uit vermogen. Artikel 53a van de Wet IB 1964 stelt dat deze inkomsten progressief belast worden volgens de destijds geldende tarieventabel.
Voor de vermogensbelasting geldt dat het gehele vermogen, zoals gedefinieerd in hoofdstuk 2 van de Wet VB 1964, volgens artikel 14 van de Wet VB 1964 wordt belast tegen een percentage van 0.7%, geabstraheerd van eventuele aftrekken en vrijstellingen.
Het verschil met de huidige Wet op de inkomstenbelasting is dat de
vermogensbelasting formeel niet meer bestaat en het vermogen wordt belast in box 3 van de Wet op de inkomstenbelasting 2001. In het huidige systeem wordt een fictief rendement op het vermogen van 4% belast tegen een tarief van 30%, wat inhoudt dat het vermogen effectief tegen een tarief van 1.2% belast wordt. Het werkelijk behaalde rendement wordt dus niet meer belast.
2.2.3.6 Werkwijze van de fiscus in het Rekeningenproject
Deze paragraaf behandelt de methode van de fiscus voor het schatten van de correctie van de niet-meewerkers. De schatting kon niet worden gebaseerd op het bewijs dat was verkregen, omdat de saldi op de microfiches niet veelzeggend waren. Bij de meewerkende
zwartspaarders was al gebleken dat er op de rekening courant vaak een laag, of zelfs negatief saldo stond, terwijl op andere rekeningen, die niet waren vermeld op de microfiches, een erg hoog saldo stond. Uit de gegevens van de meewerkers blijkt dat wanneer het renseignement alleen van de rekening courant was, hier nauwelijks geld op stond omdat op deze rekening
19
nauwelijks rendement wordt behaald. Aan de rekening courant waren in veel gevallen andere rekeningen gekoppeld, zoals één of meer spaar- of beleggingsrekeningen.36
Omdat de schatting niet gebaseerd kon worden op het renseignement heeft de fiscus gekozen om de schatting van de correctie te baseren op de gegevens die bekend waren van meewerkende zwartspaarders. In de conclusie bij de uitspraak van de Hoge Raad van 15 april 2011 is door Advocaat-Generaal van Ballegooijen de werkwijze die de fiscus heeft
gehanteerd bij het schatten van de correcties, nauwgezet uiteengezet.37
Uit deze conclusie blijkt dat de inspecteur allereerst de niet-meewerkers in twee groepen heeft opgedeeld: zij die een saldo van minder dan fl 500,000 op het renseignement hebben staan en zij die een saldo van meer dan fl 500,000 op het renseignement hebben staan. Dit onderscheid is zo gemaakt omdat de inspecteur heeft aangenomen dat wanneer er een saldo van meer dan fl 500,000 op het renseignement is vermeld, het gaat om het
daadwerkelijk zwart gespaarde bedrag, terwijl wanneer dit saldo lager is dan fl 500,000, er is aangenomen dat er nog meer rekeningen die niet bekend zijn bij de fiscus, zijn gekoppeld aan de rekening van het renseignement. Bij de groep van de niet-meewerkers die een saldo van minder dan fl 500,000 op het renseignement hebben staan, heeft de inspecteur de volgende methode toegepast.
De inspecteur heeft geconstateerd dat het vermelde saldo op de microfiches bij de meewerkers ongeveer 1.5 maal kleiner is dan het equivalente saldo bij de niet-meewerkers.38
Dit is volgens de inspecteur eenvoudig verklaarbaar: hoe minder vermogend de
zwartspaarder, des te groter is de kans dat een correctie onvoordelig uitpakt. Meewerken is in dat geval de logische keuze. De inspecteur redeneert, niet onomstreden, dat dit significante verschil in saldi ertoe moet leiden dat de correctie op de aanslag bij een niet-meewerker ook 1.5 maal groter moet zijn dan de grondslag voor de correctie bij de meewerker. Nu al zij opgemerkt dat deze vermenigvuldiging op grond van het Memorandum Rekeningenproject39 (hierna: het Memorandum), dat is opgemaakt door de Kennisgroep Vaktechniek van de controle/EDP-audit/netwerk Statistical audit, bestaande uit interne accountants van de fiscus (hierna: de Kennisgroep), niet is toegestaan door het Hof van Amsterdam, wat daarna is bevestigd door de Hoge Raad, omdat deze vermenigvuldiging gebaseerd is op de
36 Draaiboek Rekeningenproject.
37 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:PHR:2011:BN6234. 38 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:PHR:2011:BN6234. 39 Memorandum Rekeningenproject.
20
renseignementen en al eerder is uitgelegd dat de renseignementen nauwelijks verband hielden met het totale zwartgespaarde bedrag.
Omdat het saldo op het renseignement niet representatief is voor de correctie die toegepast is, heeft de inspecteur de correctie bij de niet-meewerkers gebaseerd op de correcties bij de meewerkers. De inspecteur heeft de gegevens van de meewerkers
gerangschikt van de hoogste correctie naar de laagste correctie. Om tot een correctie voor de niet-meewerkers te komen, heeft de inspecteur besloten de correctie voor de niet-meewerkers gelijk te stellen aan de correctie die zodanig is dat 95% van de meewerkers een kleinere correctie heeft. Dit heeft de inspecteur zo gedaan omdat hij de correctie hoog wilde laten uitvallen maar ervan uitging dat de correctie bij 5% van de meewerkers buitensporig hoog was en niet representatief is voor de groep niet-meewerkers.
Dit is zo gedaan voor de inkomstenbelasting en de vermogensbelasting. Daarnaast is er, zoals eerder genoemd, een onderscheid gemaakt tussen ondernemers en particulieren. Hierdoor zijn er vier resultaten met correcties voor de twee categorieën: één correctie voor de inkomstenbelasting voor particulieren, één voor de vermogensbelasting voor particulieren, één voor de inkomstenbelasting voor ondernemers en één voor de vermogensbelasting voor ondernemers.
Tot slot heeft de inspecteur deze correctie, die zag op de gehele periode van het vermoedelijke zwartsparen, toegekend aan elk jaar afzonderlijk. Deze toekenning heeft de inspecteur gedaan aan de hand van de verhouding tussen de correcties door de jaren heen bij de meewerkers. Deze methode van verdeling staat in de tabellen 7 en 8 van de
belastingdienst.40 De gegevens waarop deze verdeling is gebaseerd is niet openbaar gemaakt en de verdeling kan dus niet worden geverifieerd. Het is in het belang van de
belastingplichtige dat de correcties zoveel mogelijk worden toegerekend aan de laatste jaren, omdat zij ook nog een wettelijke rente verschuldigd zijn.
Bij de groep niet-meewerkers die een saldo op hun renseignement hadden staan van meer dan fl 500.000, is ervan uitgegaan dat dit het totale zwartgespaarde bedrag is. Dit bedrag is aan de hand van een door de fiscus vastegesteld rendement contant gemaakt in de tijd, om zo aan de geschatte bedragen op de rekening in de voorgaande jaren te komen. Dit is ook gedaan voor de jaren die volgden op het jaar waaruit het renseignement stamt.
21
3. Kritiek op het Rekeningenproject
3.1 Fiscale context van het Rekeningenproject
Met behulp van het Rekeningenproject heeft de fiscus getracht het vermogen van niet-meewerkende zwartspaarders te schatten. In dit hoofdstuk worden de kritieken op het Rekeningenproject puntsgewijs uiteengezet zodat aan het eind van het hoofdstuk is
aangetoond dat het Rekeningenproject vanuit een statistisch perspectief niet onomstreden is. De opbouw van dit hoofdstuk is als volgt. Eerst wordt ingegaan op de fiscale context
waarbinnen de methode tot stand is gekomen. Hierna wordt ingegaan op de gehanteerde methode voor niet-meewerkers met een saldo van minder dan fl. 500,000 op het
renseignement. Vervolgens worden de aannames omtrent de vergelijkbaarheid van meewerkers en niet-meewerkers die zijn gemaakt bij het hanteren van deze methode
geanalyseerd. Afsluitend wordt aandacht geschonken aan de methode die is toegepast op niet-meewerkers met een renseignement van meer dan fl 500,000.
In deze scriptie staat de methode van de fiscus om tot een correctie voor
niet-meewerkende zwartspaarders te komen, centraal. Deze correctie is het gevolg van de onjuiste aangifte die de zwartspaarder in eerste instantie had gedaan en de daarop volgende keuze van deze zwartspaarder om geen inzage te verlenen in de stukken die de fiscus nodig had om de juiste hoogte van de correctie te bepalen. Omdat de fiscus hierdoor niet over de benodigde informatie beschikte om tot een juiste correctie te komen, heeft de fiscus besloten deze correctie te schatten.
De Hoge Raad heeft een aantal zaken vastgesteld met betrekking tot deze schatting. Centraal staat dat deze schatting redelijk en dus vooral niet willekeurig is.41 De schatting mag een zekere mate van grofheid hebben, omdat de inspecteur niet over genoeg informatie beschikt, terwijl de belastingplichtige wordt verondersteld deze informatie wel in het bezit te hebben. De Hoge Raad is daarom van mening dat de – op statistiek gebaseerde schatting – niet op een “sluitende statistische onderbouwing” hoeft te berusten.42
Voor een statiscus staat dit gelijk aan heiligschennis, omdat de gevolgen die getrokken worden uit een statistische analyse vallen of staan bij de juistheid van het model. Een model hoeft daarom niet per definitie nauwkeurige uitkomsten te genereren, zolang dit gebrek
41 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:PHR:2011:BN6234, r.o. 4.4.2. 42 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:PHR:2011:BN6234, r.o. 4.4.3.
22
bekend is en het model aan de wetten van de statistiek voldoet. Wanneer het model niet beantwoordt aan de statistische beginselen, geven de uitkomsten van het model een antwoord dat niet relevant is voor de vraag die het model probeert te beantwoorden. De – vanuit een statistisch perspectief – niet-sluitendheid van het model in de KB Lux-zaak staat centraal in de resterende paragrafen van dit hoofdstuk, waarin wordt uiteengezet dat dit gebrek juist tot gevolg heeft dat het model niet redelijk en wel willekeurig is.
De eis van redelijkheid heeft er wel toe geleid dat de vermenigvuldiging met een factor 1.5 van de correctie die uit het model van de fiscus komt, geen stand heeft gehouden. Omdat uit een statistische toets is gebleken dat er geen verband is tussen het renseignement en de correctie, kan er ook niet worden gesteld dat wanneer de saldi op de renseignementen van de niet-meewerkers 1.5 maal groter zijn dan de saldi op de renseignementen van meewerkers, de benodigde correcties ook 1.5 keer zo groot zijn.43
Om deze redenen heeft de Hoge Raad geoordeeld dat de correcties – zonder de
vermenigvuldiging met factor 1.5 – die de fiscus heeft opgelegd aan niet-meewerkers berusten op een redelijk vermoeden en dus geaccepteerd kunnen worden. In andere zaken heeft de Hoge Raad al uitgemaakt dat, wanneer de vereiste aangifte niet is gedaan door de
belastingplichtige, de inspecteur zich op de omkering van de bewijslast kan beroepen en dat een redelijk vermoeden voldoende is om de hoogte van de verschuldigde belasting vast te stellen.44 Het is aan de belastingplichtige om het ongelijk van het vermoeden van de inspecteur aan te tonen. Dit betekent dat het leveren van tegenbewijs door middel van een ander vermoeden niet volstaat, maar dat het tegenbewijs onweerlegbaar de juiste hoogte van de correctie moet weergeven.45 Volgens de Hoge Raad is de belastingplichtige hiertoe in staat,
omdat hij over de juiste gegevens van zijn buitenlandse rekeningen moet beschikken.46
3.2 De methode
Zoals uit hoofdstuk 2 al blijkt, is transparantie een belangrijk vereiste voor een goed statistisch onderzoek. Onderzoek moet reproduceerbaar zijn opdat andere onderzoekers kunnen nagaan of zij hetzelfde resultaat krijgen en het redelijk vinden hieraan dezelfde
43 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:HR:2011:BN6234, r.o. 4.4.8. 44 HR 7 mei 2010, nr. 09/01775, ECLI:NL:HR:2010:BM3280.
45 HR 30 oktober 2009, nr. 07/10513, ECLI:NL:HR:2009:BH1083. 46 HR 15 april 2011, nr. 09/03075, ECLI:NL:HR:2011:BN6234, r.o. 4.4.3.
23
conclusies te verbinden als in het originele onderzoek.47 Gelukkig zag de fiscus dit ook in en
heeft daarom de data waarop de statistiek is gebaseerd, gepubliceerd.48 Op fotokopieën van de
belastingdienst valt te lezen hoeveel de correctie per meewerker bedraagt. Er zijn vier tabellen beschikbaar: een tabel voor de vermogensbelasting en een tabel voor de inkomstenbelasting, beide voor zowel particuliere meewerkers als ondernemende meewerkers. Daarnaast is aan het correctiebedrag het saldo dat aanwezig was op het renseignement gekoppeld, mits dat beschikbaar was. Wat opvalt is dat een laag, of zelfs negatief saldo op het renseignement soms gepaard gaat met een aanzienlijke correctie. Een voorbeeld is meewerker 22 in de tabel van de vermogensbelasting voor ondernemers. Deze zwartspaarder had een saldo op zijn renseignement van fl. 93 negatief terwijl de correctie die hij kreeg, bijna 4 miljoen gulden bedroeg. Dit bevestigt de uitspraken van de Kennisgroep die stelde dat het saldo op het renseignement niets of nauwelijks iets zegt over de daadwerkelijk zwartgespaarde geldsom. Dit is bevestigd door de regressies van de zojuist genoemde Kennisgroep, waaruit blijkt dat de correlatiecoëfficiënt van het verband tussen het saldo op het renseignement en de
daadwerkelijke correctie 0,2179 bedraagt voor de tabel van de inkomstenbelasting van ondernemers en 0,1423 voor dezelfde tabel van de particuliere meewerkers. Kort door de bocht betekent dit dat het saldo op het renseignement voor de ondernemers voor 21,79% de correctie verklaart, en dat de overige 78,21% wordt verklaard door externe factoren. Voor de particuliere meewerkers is de verklarende kracht van het renseignement zelfs nog lager.49 In
de statistiek wordt bij deze uitkomsten daarom gesproken van een zwak tot zeer zwak verband tussen de gegeven variabelen.50 De conclusie die hieraan verbonden wordt is dat de correctie
van zwartspaarders niet slechts door het saldo op het renseignement kan worden geschat. Dit resultaat is ook in grafiek 1 in de appendix weergeven.
Deze conclusie heeft de inspecteur ook getrokken. Vandaar dat een nieuwe methode gevonden moest worden om de correcties van niet-meewerkers te benaderen. De methode die de fiscus heeft gehanteerd voor niet-meewerkers met een saldo op het renseignement dat lager is dan fl. 500,000 is op zijn zachtst gezegd opmerkelijk te noemen. De correcties zoals die zijn gevonden in eerder genoemde tabellen, zijn gerangschikt van hoog naar laag. Op 5% van de hoogste correctie is de lijn getrokken. Dit is de correctie die zal worden toegepast bij alle niet-meewerkers. Er zijn dus vier correcties voor niet-meewerkers: fl. 294,608 en fl. 150,088 in de
47 Zie de Knoflookbollen zaak in paragraaf 2.2.2. 48 Redactie Fiscaal up to Date 2002.
49 Memorandum Rekeningenproject. 50 Pearson 2016.
24
IB en fl. 5,195,000 en fl. 3,923,000 in de VB voor ondernemende respectievelijk particuliere niet-meewerkers. Deze correcties worden op dezelfde manier verdeeld over de jaren als gemiddeld het geval was bij meewerkers.51
Het resultaat hiervan is dat elke niet-meewerker in zijn categorie dezelfde correctie heeft gekregen, of het saldo op zijn renseignement nu hoog of laag is. Dit lijkt
gerechtvaardigd, gezien de conclusie die hierboven is getrokken waarin gesteld werd dat het saldo op het renseignement nauwelijks iets zegt over de correctie die nodig is. Desalniettemin is deze methode onorthodox en uiterst onnauwkeurig. Er kan ook niet worden gesproken van maatwerk van de fiscus, aangezien elke niet-meewerker dezelfde correctie heeft gekregen.
In het Memorandum wordt de volgende redenering aangedragen voor de keuze van deze methode. Allereerst wordt aangenomen dat meewerkers en niet-meewerkers
vergelijkbaar zijn.52 Dit is een cruciale assumptie en hier wordt later nog op ingegaan. Daarna wordt gesteld dat meewerkers en niet-meewerkers toch niet helemaal vergelijkbaar zijn, omdat niet-meewerkers kunnen besluiten om alsnog mee te werken wanneer de correctie die gebaseerd is op de schatting ongunstig voor hen uitvalt. Vandaar dat volgens het
Memorandum een gelijke behandeling alleen kan worden bewerkstelligd door hoog te schatten. Dit is gedaan door dezelfde correctie toe te passen als bij de meewerker die een correctie kreeg die hoger was dan 95% van de andere meewerkers.
Door bij alle meewerkers dezelfde correctie toe te passen worden de niet-meewerkers echter ongelijk behandeld ten opzichte van de niet-meewerkers. Waar bij de meewerkers de correctie exact is, is de correctie bij de niet-meewerkers juist een schatting. Deze schatting is erg ruw. Alle niet-meewerkers krijgen dezelfde correctie, terwijl hun situaties verschillen. Dit is een geval van een gelijke behandeling in ongelijke situaties wat in de rechtspraak als onrechtvaardig beschouwd kan worden.53 In dit geval lijkt dat ook niet rechtvaardig omdat niet-meewerkers die relatief weinig zwart hebben gespaard, dezelfde behandeling krijgen als niet-meewerkers die relatief veel zwart hebben gespaard. Daarnaast komt het nu voor dat niet-meewerkers een gunstigere correctie krijgen dan meewerkers.
Dit is onder andere het gevolg van de methode die is toegepast. De fiscus voelde zich gedwongen om deze methode toe te passen na kritisch commentaar van Van der Graaf en
51 Redactie Fiscaal up to Date 2002 tabellen 7 en 8. 52 Dit is ook een aanname die in Niessen 2011 is gemaakt. 53 Zie bijvoorbeeld ECLI:NL:XX:2000:AN6462
25
Gerards54. In dit commentaar wordt gesteld dat de eerdere aanname van de fiscus, waarin
werd verondersteld dat de correcties in de populatie “normaal verdeeld” zijn, niet klopt. Dit wordt bevestigd door tabel 3, die is gegenereerd aan de hand van de gegevens die de
belastingdienst openbaar heeft gemaakt. Omdat de verdeling niet normaal is verdeeld, kan er niet op de gangbare manier een 95%-betrouwbaarheidsinterval gegenereerd worden, zoals de Kennisgroep in het Memorandum had geadviseerd.55 Met deze feiten geconfronteerd heeft de fiscus kort door de bocht besloten om, als op deze manier niet kan worden bepaald wat het 95%-betrouwbaarheidsinterval is, tot een soortgelijk punt te komen door gebruik te maken van een rangensysteem. In de statistiek wordt van schattingen aan de hand van rangen nauwelijks gebruik gemaakt. Schattingen aan de hand van rangen komen vaak alleen voor wanneer enkel informatie beschikbaar is over de rangen en niet over de bijbehorende
gegevens. Een dergelijke schatting aan de hand van rangen is daarom vaak onnauwkeurig. In casu zijn er echter ook gegevens beschikbaar over de getallen behorende bij de rangen. Daarom is het vreemd dat er gebruik is gemaakt van een dergelijke methode.56
Hierbij komt dat de fiscus waarschijnlijk een verkeerde interpretatie heeft gegeven aan de uitkomst van de methode. Waar het eigenlijk de bedoeling is om door middel van een 95%-betrouwbaarheidsinterval te kunnen zeggen wat de grens is waarvan het zeker is dat 95% van de populatie zwartspaarders daarvoor ligt, zegt de rang die gekoppeld is aan de correctie die hoger is dan de correctie van 95% van de meewerkers, alleen iets over die steekproef. Wanneer in een fictieve situatie er nog een groep meewerkers was geweest, zou het toeval zijn als het getal dat bij de rang van 95% hoort in de eerste steekproef, ook in deze nieuwe steekproef bij de rang op 95% hoort. Kortom, dit getal kan niet worden geëxtrapoleerd naar andere situaties terwijl dit juist de bedoeling is geweest. Het enige wat dit getal zegt is dat het aan de hoge kant is voor de meewerkers. Het heeft daarom geen statistische betekenis voor de groep niet-meewerkers.
3.3 De vergelijkbaarheid van meewerkers en niet-meewerkers
Een voor de gevolgen van de schatting belangrijker punt van kritiek is de vraag of
meewerkers wel vergelijkbaar zijn met niet-meewerkers. Zoals in de vorige paragraaf al is
54 Van der Graaf en Gerards 2006. 55 Memorandum rekeningenproject. 56 Van der Graaf en Gerards 2006.
26
aangehaald, is een assumptie die de Kennisgroep voor haar methode maakt dat meewerkers vergelijkbaar zijn met niet-meewerkers. Daarna wordt deze assumptie onbewust onderuit gehaald door te stellen dat niet-meewerkers zich in een andere situatie bevinden dan meewerkers omdat zij nog kunnen kiezen om alsnog mee te werken wanneer de correctie ongunstig dreigt uit te vallen. Desalniettemin blijft de Kennisgroep in haar methode met deze assumptie werken. De fiscus heeft dit overgenomen.
Aan de hand van deze aanname kan de fiscus stellen dat wanneer iets geldt voor de meewerkers, het ook zal gelden voor de niet-meewerkers. Hierdoor kan de bovengenoemde kritiek worden gepareerd door te stellen dat wanneer een correctie voor meewerkers aan de hoge kant is - ook al zegt de correctie niets over hoe erg hij aan de hoge kant is57- de correctie dan ook aan de hoge kant is voor niet-meewerkers. De vraag is echter of dit zo is. Zoals in het Memorandum zelf al is aangegeven, bevinden niet-meewerkers zich in een geheel andere uitgangspositie. Zij kunnen besluiten om alsnog mee te werken wanneer de correctie te hoog dreigt uit te vallen. Dit betekent dat er uiteindelijk grotendeels niet-meewerkers overblijven waarvoor de correctie gunstig uitvalt. Zij zullen dus relatief veel hebben zwart gespaard. Dit resulteert in de veronderstelling dat niet-meewerkers over het algemeen meer hebben
zwartgespaard dan meewerkers. Het ligt ook voor de hand te veronderstellen dat het in veel gevallen zelfs zo is dat een niet-meewerker een grotere correctie nodig heeft dan de correctie die meewerkers kregen die groter was dan de correctie van 95% van de meewerkers. Mijn stelling is dat meewerkers en niet-meewerkers niet vergelijkbaar zijn en dat conclusies die worden getrokken uit de gegevens van meewerkers, niet mogen worden geëxtrapoleerd naar niet-meewerkers.
Dit probleem komt vaker voor in statistiek en wordt selectiviteit genoemd. Selectiviteit is omschreven in paragraaf 2.1. De methode die hier is omschreven is als volgt toepasbaar op deze casus. Bij het onderzoek naar de correctie die nodig is voor de zwartspaarders, is alleen informatie beschikbaar van meewerkers. Meewerkers zullen in vergelijking met
niet-meewerkers echter zwartspaarders zijn die een relatief laag bedrag hebben zwartgespaard. De redenering hierachter is dat zwartspaarders die weinig hebben zwartgespaard, eerder zullen denken dat een op een schatting gebaseerde correctie voor hen ongunstig zal uitpakken. Hierdoor zijn zij eerder geneigd om mee te werken. Voor zwartspaarders die een relatief groot bedrag zwart hebben gespaard, geldt het omgekeerde: voor hen zal een op een schatting
27
gebaseerde correctie sneller gunstig uitpakken, waardoor zij eerder geneigd zijn het daarop te laten aankomen.
Omdat er alleen gegevens bekend zijn van meewerkende zwartspaarders is de
steekproef incompleet. Omdat meewerkers volgens de hiervoor uitgelegde redenering relatief minder hebben zwartgespaard, zal de uitkomst van het onderzoek zijn dat de totale populatie zwartspaarders minder heeft zwartgespaard dan zij in werkelijkheid heeft gedaan. Een oplossing voor dit probleem is er niet. Het is niet mogelijk om, zoals bij het voorbeeld uit hoofdstuk 2, de gegevens van niet-meewerkers ook bij de analyse mee te nemen. Deze gegevens zijn namelijk niet beschikbaar. Omdat een statistische oplossing voor het
selectiviteitsprobleem erg ingewikkeld en theoretisch is, waarbij het nog maar de vraag is of het probleem in deze casus op die manier kan worden opgelost, is het beter om de correctie van niet-meewerkers op een andere manier te schatten. Alternatieve voorstellen worden gepresenteerd in hoofdstuk 4.
3.4 Renseignementen hoger dan fl. 500,000
Voor renseignementen van niet-meewerkers die een saldo hebben dat hoger is dan fl 500,000 heeft de fiscus besloten om een andere methode te hanteren. De gedachte achter deze keuze is dat wanneer er een dusdanig groot bedrag op de rekening staat, er geen andere rekeningen zullen zijn, of dat deze rekeningen verwaarloosbare bedragen zullen bevatten.58 Bij deze methode is het saldo op de rekening aan de hand van de bekende rendementen contant gemaakt voor de jaren voor 1994. Het saldo is op deze manier ook verdisconteerd voor de jaren na 1994. De keuze voor deze methode is arbitrair.
Allereerst is er de vraag hoe wordt bepaald dat de grens bij fl 500,000 ligt en niet bij bijvoorbeeld fl 400,000 of fl 600,000. Nu dit slechts een gemaakte keuze is, is dit misschien nog wel de minst interessante vraag. De gevolgen van de keuze zijn daarentegen wel
interessant.
Zoals al eerder is gesteld, is er geen verband tussen het renseignement en de benodigde correctie. Dit heeft tot gevolg dat er verschillen ontstaan tussen de behandeling van niet-meewerkers die zich in een vergelijkbare situatie bevinden. Dit komt door het opmerkelijke feit dat de correctie bij niet-meewerkers met een saldo van minder dan fl 500,000 in sommige
28
gevallen niet eens zo verschillend is van de grens van fl 500,000. Bijvoorbeeld, een niet-meewerkende ondernemer met een renseignement met een saldo van fl 200,000 in 1994 kan voor dat jaar een correctie in de VB krijgen van ongeveer fl 500,00059. Dit brengt de
grondslag voor de VB van dat jaar op fl 700,000. Bij een niet-meewerkende ondernemer met een renseignement met een saldo van fl 600,000 wordt dit bedrag door de jaren heen contant gemaakt aan de hand van het rendement op deze rekening. Hierdoor komt de eerstgenoemde niet-meewerkende ondernemer er beduidend slechter vanaf dan de tweede, terwijl deze laatste een hoger bedrag op zijn renseignement had staan. Het is de vraag of de aanname van de fiscus dat een niet-meewerker met een bedrag van fl 200,000 op het renseignement wel andere rekeningen heeft waarop geschat fl 500,000 staat, terwijl een niet-meewerker met een bedrag van fl 600,000 op het renseignement deze rekeningen niet heeft, wel aanvaardbaar is. Ik ben van mening van niet. fl 200,000 en fl. 600,000 zijn beide bedragen in een zelfde orde van grootte en dus vergelijkbaar. Het lijkt mij dan ook onrechtvaardig om te stellen dat in het eerste geval er wel nog rekeningen zijn waar een aanzienlijk bedrag op staat terwijl dit in het tweede geval niet wordt aangenomen.
Dit fictieve voorbeeld laat zien dat de behandeling van niet-meewerkers met een saldo van meer dan fl 500,000 op het renseignement niet noodzakelijkerwijs ongunstig voor hen is. Dit wordt des te duidelijker wanneer dit soort niet-meewerkers worden
vergeleken met meewerkers. Bijvoorbeeld, meewerker 209 uit de VB voor ondernemers heeft na de correctie een grondslag van ongeveer fl 500,000. Een niet-meewerkende ondernemer met een renseignement met een saldo van fl 500,000 zal deze grondslag ook ongeveer hebben. Waar het de bedoeling is van de fiscus om de niet-meewerkers naar de hoogste bovengrens te corrigeren, omdat zij gezien hun bewijspositie altijd alsnog kunnen besluiten om in te keren, blijkt door het toepassen van deze methode de zwaarte van de correctie niet de hoogste bovengrens te bereiken voor niet-meewerkers met een renseignement met een saldo van fl 500,000 of meer. Er is hier immers een vergelijking gemaakt met meewerker 209 uit de VB voor ondernemers. Deze meewerker bevindt zich dichter bij de meewerker met de laagste correctie - meewerker 264 - dan de meewerker met de hoogste correctie - meewerker 1.
Wanneer het saldo op het renseignement echter te hoog wordt, is de behandeling voor niet-meewerkers met een saldo van meer dan fl 500,000 op het renseignement in sommige gevallen juist onvoordelig. Dit komt de belastinggrondslag bij deze methode harder groeit dan
29
de geschatte correctie van de methode voor niet-meewerkers met een saldo op het
renseignement tot fl 500,000. De verklaring hiervoor is dat niet-meewerkers met een saldo op het renseignement tot fl 500,000 een absolute correctie krijgen – elke niet-meewerker in deze categorie krijgt dezelfde correctie – terwijl niet-meewerkers met een saldo van meer dan fl 500,000 op het renseignement een relatieve correctie krijgen – een correctie die afhankelijk is van de hoogte van het renseignement.
Hierdoor is er een renseignement waarop het de belastingplichtige niet uitmaakt met welke methode hij behandeld wordt. Bij renseignementen lager dan dit renseignement is het daarom voordeliger om de behandeling te krijgen van niet-meewerkers met een saldo op het renseignement van meer dan fl 500,000. Bij hogere renseignementen heeft de
belastingplichtige een voorkeur voor de behandeling van niet-meewerkers met een saldo op het renseignement tot fl 500,000.
Uit een analyse van de methodes blijkt dat het vooral in de VB ongunstig kan zijn om de behandeling te krijgen van niet-meewerkers met een saldo op het renseignement van meer dan fl 500,000. Voor ondernemers is de behandeling van beide methodes ongeveer gelijk bij een saldo op het renseignement van fl 5,700,000. Voor dit punt is het gunstiger om de behandeling te krijgen van niet-meewerkers met een saldo op het renseignement dat meer is dan fl 500,000, terwijl het na dit punt gunstiger is om de behandeling te krijgen van niet-meewerkers met een saldo op het renseignement tot fl 500,000. Voor particulieren ligt dit punt in de VB bij een saldo van fl 4,400,000. In de IB komt het omslagpunt een stuk later. Voor ondernemers is de behandeling pas gelijk bij een saldo op het renseignement van fl 55,500,000. Voor particulieren ligt dit punt bij een saldo op het renseignement van fl 28,200,000. Grafieken 2 en 3 weergeven een deel van deze analyse.
Vermeld moet worden dat bij deze analyses geen rekening is gehouden met de
wettelijke rente die betaald moest worden omdat de belastingplichtige te laat was met betalen. Uit de analyse blijkt dat – wanneer er wordt uitgegaan van een positieve wettelijke rente – het bedrag aan wettelijke rente hoger is bij de methode voor niet-meewerkers met een saldo op het renseignement tot fl 500,000 dan bij de methode voor niet-meewerkers met een saldo op het renseignement van meer dan fl 500,000. Wanneer er rekening wordt gehouden met de wettelijke rente, ligt het saldo op het renseignement waarbij de twee behandelingen een gelijk effect sorteren dus hoger.
30
4 Alternatieve voorstellen
4.1 Andere manier van schatten
4.1.1 Modelleren
Zoals uit hoofdstuk 3 blijkt, kan de manier waarop de correctie bij niet-meewerkers in de KB Lux-zaak geschat is, statistisch gezien niet door de beugel. In dit hoofdstuk worden
alternatieven voor de behandeling van niet-meewerkers gesuggereerd. Eerst wordt in gegaan op een alternatieve manier van schatten aan de hand van een model. Daarna zal het gebruik van boetes om tot juiste correcties te komen met behulp van speltheorie, worden uitgelicht. Zoals in het voorgaande hoofdstuk is beschreven, is de rechterlijke macht in de KB Lux-zaak akkoord gegaan met een grove manier van schatten. In dat hoofdstuk is betoogd dat deze manier van schatten nauwelijks tot geen verband heeft met het onbekende, werkelijke, zwartgespaarde bedrag van de niet-meewerker. Een alternatieve methode moet leiden tot een schatting die dichter in de buurt komt van het werkelijke bedrag dat op deze rekeningen staat. Deze methode schat het zwartgespaarde bedrag aan de hand van parameters die wel bekend zijn bij de fiscus. In, onder andere, de econometrie wordt het schatten van een onbekende variabele aan de hand van een model bestaande uit bekende variabelen, modelleren genoemd.
Allereerst moet bepaald worden welke, bij de fiscus bekende, parameters invloed hebben op het zwartgespaarde bedrag. Met andere woorden: op welke manier is dit zwart gespaarde bedrag ontstaan en opgebouwd. Dit zal per geval verschillend zijn maar wanneer zoveel mogelijk manieren om het bedrag op een buitenlandse rekening op te bouwen in een model worden gevangen, dan bestaat de mogelijkheid dat voor de meeste gevallen een redelijke schatting kan worden gemaakt.
Wat bepaalt het saldo op een zwarte rekening? Het voor de hand liggende antwoord is: het individu had meer inkomsten dan uitgaven en heeft dit overschot op een bij de fiscus onbekende rekening gestort. Hierdoor ontstaan drie nieuwe vragen, namelijk: hoe ontstaan inkomsten, hoe ontstaan uitgaven en hoe kan worden nagegaan wat er op een bij de fiscus onbekende rekening is gestort? Hierop wordt in de volgende paragrafen ingegaan.
31 4.1.2 Inkomsten
Inkomsten kunnen op verschillende manieren ontstaan. De meest voor de hand liggende manier om inkomsten te verkrijgen is uit arbeid. Hoeveel de inkomsten uit arbeid voor bepaalde jaren hebben bedragen is bekend bij de fiscus. Dit wordt opgegeven in de belastingaanslagen die ook zwartspaarders elk jaar hebben gedaan. Inkomsten die uit het buitenland zijn verkregen, moeten ook worden opgegeven bij de fiscus. Afhankelijk van de situatie zal Nederland hiervoor in de meeste gevallen voorzien in een vrijstelling of een verrekening van belasting, maar om te weten hoeveel er moet worden vrijgesteld of verrekend moet dit wel in de belastingaanslag zijn vermeld.
Een andere manier om inkomsten te verkrijgen is uit een (aanmerkelijk) belang. Ook deze inkomsten zijn in Nederland belast en moeten bij de fiscus worden aangemeld. Voor de buitenlandse inkomsten uit een (aanmerkelijk) belang geldt hetzelfde als voor inkomsten uit arbeid, al zal de buitenlandse belasting op deze inkomsten volgens het Nederlandse beleid vaker worden verrekend dan worden vrijgesteld. Daarnaast zijn bij de fiscus ook de vermogens op de Nederlandse rekeningen van ingezetenen bekend en kan zo worden nagegaan wat de inkomsten op deze rekeningen zijn geweest.
Een derde manier van het verkrijgen van inkomsten is door schenking en vererving. Uiteraard moeten ook deze inkomsten bij de fiscus worden aangegeven, waardoor deze inkomsten een bekende parameter opleveren. De hier genoemde voorbeelden zijn niet
uitputtend. Wel verduidelijken zij dat het gros van de inkomsten bekend is bij de fiscus en zo kan dienen als parameter.
4.1.3 Uitgaven
Uitgaven zijn moeilijker om te schatten omdat deze per individu verschillen. De ene
zwartspaarder heeft een gezin met vier studerende kinderen, terwijl de andere met pensioen is en samen met zijn partner in een villa in Blaricum zit weggestopt. Deze twee zwartspaarders zullen door het verschil in omstandigheden en persoonlijke behoeftes een ander
uitgavenpatroon hebben.
Het Nationaal Instituut voor Budgetvoorlichting (hierna: NIBUD) houdt echter statistieken bij over financiën van huishoudens. Aan de hand van deze statistieken kunnen de
32
basisuitgaven van een gemiddeld persoon die zich in een bepaald omstandigheid bevindt, bepaald worden en als parameter dienen in het model.
Natuurlijk is dit een grove schatting, maar de schatting van de uitgaven zoals die hier is voorgesteld is minder grof dan de schatting van de correctie van niet-meewerkers waarmee het rechterlijke systeem in de KB Lux-zaak akkoord is gegaan. Waar die schatting gebaseerd is op één getal en discutabele aannames, is deze schatting gebaseerd op een dataset vol gegevens en een redelijke aanname. Naar mijn mening zal de rechterlijke macht hier in het kader van de vrije bewijsleer mee akkoord gaan, daar zij ook akkoord is gegaan met de schatting van de huidige correctie. Daarnaast geldt ook hier weer de omkering van de bewijslast waarmee de niet-meewerkende zwartspaarder de mogelijkheid wordt geboden te bewijzen dat zijn basisuitgaven meer zijn geweest dan is aangenomen op basis van de cijfers van het NIBUD.
In het model kan ook rekening worden gehouden met bijzondere uitgaven. Hierbij wordt gedacht aan de aankoop van een huis of een wereldreis. Sommige van deze uitgaven zijn bij de fiscus bekend (de aankoop van onroerend goed in Nederland moet worden aangemeld vanwege de overdrachtsbelasting), terwijl met andere bijzondere uitgaven ook rekening gehouden kan worden. Hier geldt het leerstuk uit het formele belastingrecht dat de bewijslast voor belasting verhogende gevallen bij de fiscus ligt en de bewijslast voor belasting verlagende gevallen bij de belastingplichtige. Omdat uitgaven onder deze laatste categorie vallen, zal de niet-meewerkende zwartspaarder de mogelijkheid worden geboden bijzondere uitgaven te bewijzen, zodat hier bij het schatten van het zwartgespaarde bedrag rekening mee kan worden gehouden.
4.1.4 Bekende rekeningen
Op de laatste vraag uit paragraaf 4.1.1, waarin gevraagd is wat er op de buitenlandse rekening is gestort, kan geen antwoord worden gegeven; dit is wat geschat wordt aan de hand van het voorgestelde model, namelijk aan de hand van de hierboven genoemde inkomsten en uitgaven en aan de hand van de mutaties op de bij de fiscus bekende rekeningen.
De meeste banken in Nederland en in het buitenland lichten de fiscus automatisch in over het vermogen op een rekening van een Nederlands ingezetene. Als het deel van de inkomsten dat niet is uitgegeven, niet is bijgeschreven op een bij de fiscus bekende rekening,
33
wordt er vanuit gegaan dat dit is bijgeschreven op een zwarte, onbekende rekening. Dit lijkt op een standaard vermogensvergelijking waarin een onbekende variabele wordt uitgerekend aan de hand van de gegevens van bekende variabelen. Om deze reden is het belangrijk dat de gegevens van rekeningen van bij de fiscus bekende banken, mee worden genomen in het model.
4.1.5 Het model
Nu de belangrijkste onafhankelijke variabelen zijn besproken, kan worden uitgelegd hoe het model werkt. Voordat hierop wordt ingegaan kan er nog één onafhankelijke variabele zijn die in het model zou kunnen worden opgenomen. Hiermee wordt gedoeld op het saldo op het renseignement. Ondanks dat in paragraaf 3.2 al uitgebreid is ingegaan op het feit dat het saldo op het renseignement niet lijkt samen te hangen met de benodigde correctie, zou dit alsnog als goed uitgangspunt kunnen dienen voor het model. Volgens de berekeningen van de
Kennisgroep verklaart het saldo op het renseignement bij ondernemers voor 21,79% de benodigde correctie, en wordt de overige 78,21% verklaard door andere factoren.60 Nu zijn in
de voorgaande paragrafen in dit hoofdstuk andere factoren aangedragen die logischerwijs een deel van deze overige 78,21% kunnen verklaren. Het is namelijk zo dat vanuit de redenering de eerder genoemde variabelen slechts de mutaties op de zwart gespaarde rekeningen
verklaren, maar niet het uitgangspunt van waaruit deze mutaties zijn gemuteerd. Het saldo op het renseignement geeft een logische benadering van dit uitgangspunt.
Een voorbeeld van het voorgestelde model ziet er als volgt uit:
𝐶𝑜𝑟𝑟𝑒𝑐𝑡𝑖𝑒𝑖 = 𝛽1∗ 𝑆𝑎𝑙𝑑𝑜 𝑟𝑒𝑛𝑠𝑒𝑖𝑔𝑛𝑒𝑚𝑒𝑛𝑡𝑖 + 𝛽2∗ 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑒 𝑖𝑛𝑘𝑜𝑚𝑠𝑡𝑒𝑛𝑖 − 𝛽3
∗ 𝑇𝑜𝑡𝑎𝑙𝑒 𝑢𝑖𝑡𝑔𝑎𝑣𝑒𝑛𝑖 + 𝛽4∗ 𝑀𝑢𝑡𝑎𝑡𝑖𝑒𝑠 𝑏𝑒𝑘𝑒𝑛𝑑𝑒 𝑟𝑒𝑘𝑒𝑛𝑖𝑛𝑔𝑒𝑛𝑖 + 𝜇𝑖
Waarin de correctie van niet-meewerker 𝑖 wordt geschat aan de hand van bij de fiscus bekende variabelen. De 𝛽′𝑠 in het model vertegenwoordigen een aan de hand van statistiek geschatte weegfactor van elke variabele. De aan het eind van het model genoemde 𝜇𝑖 vertegenwoordigt de standaard fout. Met de standaard fout wordt het deel van het model bedoeld dat nog steeds geen verklaring biedt voor de benodigde correctie. Het gemiddelde
60
34
van de standaard fout zal echter 0 bedragen. Hoe beter het model, des te kleiner is de standaard deviatie van de standaard fout.
Uiteraard zijn er vele variaties mogelijk op dit model. Idealiter zou dit model zo uitgebreid moeten zijn dat dezelfde variabelen uit voorgaande jaren voor een individu worden meegenomen tot het jaar van geboorte van dit individu. Alleen op deze manier wordt de opbouw van het zwartgespaarde vermogen tot het huidige tijdstip precies gevolgd. Dit lijkt echter onmogelijk en daarom is in dit model gekozen om de opbouw te schatten aan de hand van het saldo op het renseignement. Een reële uitbreiding is wel om de onafhankelijke variabelen tot bijvoorbeeld drie jaar eerder in het model mee te nemen, omdat dit al
makkelijker uitvoerbaar is. Uiteindelijk is het aan de fiscus om te bepalen wat wel en niet kan. Als er uiteindelijk besloten is om te kiezen voor een bepaald model, moet dit model worden getest op nauwkeurigheid. Een voorbeeld van een dergelijke test is de test van de Kennisgroep die al eerder is besproken.61 Deze test houdt in dat aan de hand van de gegevens die bekend zijn, een model wordt opgesteld met schattingen van de 𝛽′𝑠. In casu zijn de gegevens die bekend zijn, de gegevens van de meewerkers. Als dit model is geconstrueerd, zal worden getest wat de verklarende kracht is van het model. Het ligt in de lijn der
verwachtingen dat de verklarende kracht vele malen groter is dan de verklarende kracht van het model waarin de enige onafhankelijke variabele het saldo op het renseignement is. Dit vermoeden moet echter nog wel worden bevestigd. Helaas is er alleen voor de fiscus voldoende informatie beschikbaar om deze tests daadwerkelijk uit te voeren.
Dit voorgestelde alternatief om de correctie van niet-meewerkers te schatten, heeft voor- en nadelen ten opzichte van de methode die in de KB Lux-zaak is gehanteerd. Een voordeel is dat deze methode in tegenstelling tot de gehanteerde methode, een resultaat op maat aflevert voor elke niet-meewerkende zwartspaarder. Bij de huidige methode waren er voor niet-meewerkers slechts twee correcties mogelijk: de correctie voor saldi op het
renseignement van minder dan fl. 500,000 en de correctie voor saldi op het renseignement van meer dan fl. 500,000. Een ander voordeel is dat het voorgestelde alternatief statistisch beter te verantwoorden is dan de gehanteerde methode. Daarnaast is de verwachting dat de uitkomsten van dit alternatief het daadwerkelijke zwarte spaargeld meer benaderen dan de uitkomsten van de huidig gehanteerde methode. Dit is slechts speculatie, maar niet ongefundeerd. Bij het voorgestelde alternatief zal het selectiviteitsprobleem zich naar verwachting niet voordoen.
