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第三節 實證結果
一、結構性變動檢定結果
為避免本研究樣本為非定態資料，我們利用 QA 檢定樣本期間的稅收 金額是否存在結構性變動，結果如表 4.3.1 所示。從表中可以發現總稅收、
直接稅與財產稅在 1959 年至 2011 年間確定不存在結構性變動，然而間接 稅、所得稅與消費稅則有可能分別在 1992 年、2005 年與 1992 年存在結構 性變動。因此在這三項稅收的模型估計裡，我們必須加入虛擬變數區隔樣 本期間，以間接稅為例，在模型 C 中我們必須加入
dummy
1992來作實證分析，35若該虛擬變數之係數結果為顯著，我們才能確定在 1992 年間接稅確實發 生了結構性變動。
表 4.3.1：各變數 QA 檢定結果
tax dir indir inc con pro
出現年度 1988 2005 1992 2005 1992 1993
F統計量 7.622170 7.498280 11.11629* 17.43403*** 16.43863*** 10.28701 註：*、***分別代表在 10％與 1％的顯著水準下拒絕沒有結構性變動的虛無假設。
35 即模型修正為：
t t
t t
t t
t
une une pop agr openness dummy
indir
0
1
2
3
4
5
6 1992
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二、單根檢定結果
本研究為避免單根造成假性迴歸的問題，我們將所有變數進行 ADF 檢定，由表 4.3.2 可發現，本文所有總體經濟變數皆具有單根問題，故本 文初步以 H-P 濾波器所計算出的趨勢值後，將各變數以偏離比率表示後，
再分別以 ADF 檢定之，以確保資料的正當性。
在第一次的去除程序後，所有資料皆為穩定的定態資料，我們將利用 如此的資料進行第二階段的實證分析。
表 4.3.2：各變數 ADF 檢定結果
原始值 H-P 偏離比率
模型（一）模型（二）模型（三） 模型（一）模型（二）模型（三）
tax 2.49 0.12 -2.33* dtax -6.60*** -6.50*** -6.25***
une -0.42 -1.32 -1.82 dune -3.69*** -3.65*** -3.61**
pop -3.07*** -1.55 -5.78 dpop -6.95*** -6.88*** -6.81***
agr -5.09*** -2.89* -0.59 dagr -4.16*** -4.10*** -4.06**
openness 1.49 -1.02 -1.86 dopenness -6.67*** -6.63*** -6.55***
dir 1.83 0.02 -2.38 ddir -5.06*** -4.94*** -4.70***
indir 2.39 -0.63 -1.56 dindir -5.70*** -5.68*** -5.67***
inc 1.51 3.39 -2.38 dinc -6.05*** -5.87*** -5.47***
con 1.25 -0.13 -1.96 dcon -9.19*** -9.06*** -8.65***
pro 0.19 -1.09 -1.48 dpro -5.80*** -5.71*** -5.47***
註：1.表格內數字為 ADF 檢定中的單尾 t-統計量。
2.*、**、***表示在 10％、5％、1％顯著水準下，拒絕單根存在的虛無假設。
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三、相關係數分析
在進行最小平方法之實證分析時，一旦變數間確實存在高度相關性或 者是共線性的問題，則其估計的係數結果將會產生誤差。因此在迴歸分析 之前，我們應利用各解釋變數的相關係數矩陣，來檢驗其是否具有共線性
（Multicollinearity）的問題。
本研究的解釋變數在經過去除時間趨勢與單根問題後，其相關係數矩 陣如表 4.3.3 所示，所有變數兩兩之相關係數絕對值皆小於 0.8，代表在本 模型的迴歸式中並沒有存在共線性的問題，於是我們將利用這些資料進行 實證分析。
表 4.3.3：解釋變數之相關係數分析
dune dpop dagr dopenness
dune 1
dpop -0.180958011 1
dagr 0.222129134 -0.041834187 1
dopenness -0.28642765 -0.062291692 -0.187281444 1
四、總體景氣波動與我國政府稅收之實證結果
透過表 4.3.4 的實證結果可知，我國的失業率對於政府的稅課收入的 影響，可在 1％的顯著水準下拒絕其虛無假設。我們透過這個結果可以初
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註：1.標準誤（standard error）已使用Newey and West（1987）修正自我相關問題。
2.括弧內為t-統計量，但Wald檢定之括弧內為P-value。 收入皆有正面的影響。本研究結果與 Shin（1969）跟 Goudswaard and Van de Kar（1994）分析人口成長率的結果相符。而農業份額對稅收影響並不顯 著則如同 Mahdavi （2008）的結論，貿易開放程度也與 Lotz and Morss
（1967）、Leuthold（1991）與 Bahl（2003）以及 Ghura（1998）等有一致 的結果。
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五、總體景氣波動與我國政府稅收之不對稱分析結果
所謂景氣波動所造成的不對稱性，是在於探討當景氣衰退期間對稅收 的影響效果，與景氣繁榮期間的影響效果兩者是否相同。我們利用 Wald 檢定先判斷是否有不對稱性，在藉由係數的比較判斷出對稅收影響較大的 期間。除了總稅收的探討外，本研究初步將政府稅收分為直接稅與間接稅，
接著，我們再細分成三大稅目，分別為所得稅、消費稅以及財產稅，36來 一一探討總體景氣與其他總體變數，對這些稅目的影響是否一樣具有不對 稱性。
（一）總稅課收入
所謂景氣波動所造成的不對稱性，是在於探討當景氣衰退期間對稅收 的影響效果，與景氣繁榮期間的影響效果兩者是否相同。我們利用 Wald 檢定先判斷是否有不對稱性，在藉由係數的比較判斷出對稅收影響較大的 期間。透過表 4.3.4 的實證分析結果顯示，景氣的衰退與繁榮期間對我國 政府稅課稅收皆有顯著的影響，分別在 5％與 10％的顯著水準下成立。不 僅如此，我們發現模型 B 的結果與模型A的影響方向一致，係數也大略相 同。因此，我們可以更加確定這些總體經濟變數對我國稅收的影響。此外，
在 1％的顯著水準下，由 Wald 檢定可以發現：景氣對於我國稅收的影響效 果存在著顯著的不對稱性，藉由比較兩者係數的絕對值可以推論，景氣衰 退期間對稅收的負面影響效果大於景氣繁榮時的正面影響，也就是說，我 國政府在景氣衰退時因景氣而使稅收少收的比例高於景氣繁榮而多收的 部分，經由本模型的檢驗，我們發現景氣對總稅收確實有影響，然而在景
36 如同本研究第一章的定義，我們將所得稅定義為個人綜合所得稅與營利事業所得稅的總和；
消費稅為營業稅與貨物稅合計；財產稅則為土地稅與房屋稅的加總。
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氣繁榮時卻無法有效增加充足的稅收，因此財政問題不應該將責任完全歸 咎於景氣波動，我們應該反過來檢討我國租稅制度本身可能出現的問題。
（二）直接稅與間接稅
經由 QA 檢定結果可知，間接稅可能在 1992 年存在結構性變動，直接 稅則無。因此我們加入虛擬變數後進行計量分析，結果如表 4.3.5 所示。
在總體景氣衰退期間，我國政府的直接稅與間接稅收都沒有顯著地減 少，然在繁榮期間，只有間接稅顯著地呈現正向關係，而直接稅在景氣繁 榮期間並未能顯著增加稅收。除此之外，經由 Wald 檢定結果發現，在 5
％的顯著水準之下，我們都能拒絕當景氣波動時對於直接稅與間接稅的影 響皆一致的虛無假設。
但是當我們仔細端詳實證結果，發現影響直接稅的景氣指標皆不顯著，
表示可能因為各稅目間影響綜合了實證結果，導致影響效果趨近於零，因 此僅能在 5％的顯著水準下成立。而在景氣繁榮時間接稅確定能多收，衰 退期則不顯著，因此我們可以預期景氣好與壞對於間接稅的影響效果是差 異很大的，所以在間接稅的實證結果裡，Wald 檢定能在 1％的顯著水準下 成立。最後就虛擬變數而言，該係數不顯著的結果讓我們可以推論在樣本 期間內間接稅並不存在結構性變動。
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註：1.標準誤（standard error）已使用Newey and West（1987）修正自我相關問題。
2.括弧內為t-統計量，但Wald檢定之括弧內為P-value。
‧
-0.007327 0.018458
(1.15) (-0.18) (0.46)
註：1.迴歸係數已使用Newey and West（1987）修正自我相關問題。
2.括弧內為t-統計量，但Wald檢定之括弧內為P-value。
3. *、**、***分別代表在10％、5％與1％的顯著水準下拒絕虛無假設。
4.由於我國所得稅是利用前一年度的所得資料作申報，因此本研究考量前一年度的景氣將影響今 年度的稅收，故以落後一期的景氣指標作為解釋變數。
與景氣呈現正向關係，顯示此稅目會應景氣好轉而增加收入，但是當我們 檢視稅收裡標榜著公平的所得稅後發現，在景氣繁榮期間未能顯著增加稅
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收，顯示出我國的所得稅制確實需要檢討。而所得稅與消費稅兩者的虛擬 變數實證結果皆不顯著，表示經檢驗發現本模型中所得稅與消費稅皆不存 在結構性變動。
除此之外，值得探討的還有 Wald 檢定的結果，在 1％的顯著水準之下，
我們都能發現在總體景氣繁榮與衰退期間對於消費稅與財產稅的影響效 果具有顯著的不對稱性外，但我們皆無法經由係數絕對值的比較，得知哪 一期間的影響效果較大。而在 5％的顯著水準之下，我們可以確定景氣好 與壞對所得稅的影響也是不對稱的，然景氣衰退與景氣繁榮期間對於所得 稅的影響孰者較大，亦無法確定。
（四）實證結果整理
因此，本研究實證結果整理如表4.3.7，在1959年至2011年期間裡，於 本研究探討的各項稅目中皆不存在結構性變動；ADF檢定發現所有變數皆 屬非恆定狀態的資料，我們利用H-P過濾器找出時間趨勢，並計算出各變 數偏離比率以消除時間趨勢與單根問題後，進行實證分析發現景氣波動皆 對所有的稅收資料皆有不對稱的影響，而且透過係數比較，我們可以進一 步發現：只有總稅收受景氣衰退的影響，較景氣繁榮期間來得大。其他細 項稅目如所得稅與財產稅因
une 係數不顯著而無法確認影響效果的大小，
而景氣波動對間接稅與消費稅影響則因une 不顯著而無法確認。
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表 4.3.7：實證結果整理
總稅收 直接稅 間接稅 所得稅 消費稅 財產稅
結構性變動 無 無 無 無 無 無
恆定狀態資料 非 非 非 非 非 非
不對稱性 有 有 有 有 有 有
影響效果 衰退期 無法確認 無法確認 無法確認 無法確認 無法確認
註：本表為研究者自行整理。
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