第五章 實證結果與分析
第一節 統計概況
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第五章 實證結果與分析
本節共分為二節。第一節為統計概況，呈現各變數之敘述統計內容，並探討 變數之間的 Pearson 相關係數，以檢視迴歸模型之獨立變數間是否存在共線性問 題；第二節為迴歸結果，對於實證模型中應變數與自變數之間的關聯性進行說明 與分析，以探討實質課稅原則入法後對平均罰鍰的影響。
第一節 統計概況
由於預算法的修正、財政收支劃分法規定，故本研究期間採用 2003 年至 2012 年，並以 2009 年及以後年度為法規適用年，共計十年資料進行分析，採用台灣 五區國稅局做為研究對象，觀察值為 50 個。
本研究應變數參考 Kahn, Silva and Ziliak (2001)設定平均罰鍰取對數為衡量 基準，如此可以避免罰款總額增加是受到件數上升影響，在衡量實質課稅原則效 果上更為正確。圖 4 為五區國稅局違章漏稅案件財務罰鍰處罰總金額，台北市和 北區國稅局罰款金額長期保持最高，平均分別為 72.5 億和 63.2 億，除台北市於 2009 年罰款額特別高之外，近年北區、中區、南區、台北市的罰款額皆呈現緩 慢下降趨勢，然而為了因應《地方制度法》修訂推動縣市升格、合併改制，原來 歸屬台灣省南區國稅局的高雄縣遂於 2011 年起歸至高雄市國稅局管轄，故高雄 市國稅局罰款收入於當年度起有些許增加；圖 5 為違章漏稅案件財務罰鍰處罰件 數趨勢圖，除了高雄市國稅局於 2011 年有增加以外，其他區域國稅局的罰款件 數皆呈現下降趨勢，以台北市國稅局為例，2004 年原有 32,654 件，至 2012 年減 少至 18,881 件；因為罰款金額和件數變動方向不同，本研究將罰款總額除以罰 款件數得到平均罰緩額列於圖 6，發現除了高雄市國稅局外，每件案子罰款額變 動方向皆和圖 4 一致，此外，五區國稅局平均鍰處罰金額為 18 萬元。
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2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
百萬元
2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
台北市
2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012
百萬元
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本研究將各變數取對數後之敘述統計列於表 4。應變數部分，五區國稅局平 均鍰處罰金額為 18 萬；在自變數方面，直接課稽費用占稽徵成本比重較高，平 均支出約 19.47 億元，間接課稽費用為 3 億多元，合計課稽費用約 22.55 億，而 五區國稅局每千元實徵淨額所需平均稽徵成本為 14.09 元；稽徵人力素質方面，
各區域國稅局現職人員平均數為 1321 人，北區和台北區現職人員數皆在平均以 上，大學(含)以上學歷比例約為百分之七十左右。
表 4 應變數與自變數統計概況
變數名稱 樣本數 平均值 標準差 最小值 最大值
應變數
每件違章漏稅案件財務罰鍰平均處罰金額
取對數(百萬元) 50 5.07992 0.47110 3.81287 6.48392 自變數
實質課稅原則虛擬變數 50 0.4000 0.49487 0.0000 1.0000
時間趨勢 50 5.5000 2.90144 1.0000 10.0000
合計稽徵費用(百萬元) 50 2255.713 557.008 1190.274 3229.954 直接稽徵費用(百萬元) 50 1947.375 508.868 971.199 2803.882 間接稽徵費用(百萬元) 50 308.338 82.225 155.992 457.528 現職人員數 50 1321.320 281.337 756.000 1599.000
大學(含)以上學歷比例 50 0.7016 0.064186 0.57 0.82
ln(合計稽徵費用) 50 14.5929 0.2855 13.9897 14.9880
ln(直接稽徵費用) 50 14.4416 0.3022 13.7863 14.8465
ln(間接稽徵費用) 50 12.5992 0.2957 11.9576 13.0336
ln(現職人員數) 50 7.1586 0.2520 6.6280 7.3771
ln(大學以上學歷占現職人員比例) 50 -0.3579 0.0918 -0.5573 -0.2003 註：將合計稽徵費用(百萬元)、直接稽徵費用(百萬元)、間接稽徵費用(百萬元)、現職人員數、大
學(含)以上學歷比例變數取自然對數之統計結果列於表 4 底部。
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本研究為了避免各解釋變數間具有高度相關，導致共線性問題產生，影響實 證結果，故在進行實證之前，先對各解釋變數作相關程度檢定。Pearson 相關係 數係用來檢測變數間的相關程度，當係數越高，表示相關程度越大且重複性高，
在迴歸分析上則容易出線共線性問題，在分析時易造成估計結果的不效率以及方 向改變等狀況。一般而言，當獨立變數間相關係數高於 0.8 即表示有高度相關，
應盡可能排除該變數，保留較重要或是解釋力較高的變數。
由以下表 5 可知，合計稽徵費用與直接稽徵費用具有高度相關，現職人員數 和直接稽徵費用具有高度相關，不應放在同一個迴歸模型下一起討論，故本研究 在模型探討上根據自變數不同分為三組模型探討：第一，合計稽徵費用；第二，
直接稽徵費用與間接稽徵費用；第三，現職人員數及大學(含)以上學歷比例。此 外，大學(含)以上學歷比例因為受到目前高等教育普及影響，故和時間變數成線 高度相關，其餘變數皆可避免共線性問題產生的負面影響。
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表 5 Pearson 相關係數
獨立變數 實質課稅原則 時間趨勢 ln(合計稽徵費用) ln(直接稽徵費用) ln(間接稽徵費用) ln(現職人員數) ln( 大學以上學歷 占現職人員比例)
實質課稅原則 1
時間趨勢 0.8528 1
ln(合計稽徵費用) -0.0347 -0.0563 1
ln(直接稽徵費用) -0.0438 -0.0573 0.9958 1
ln(間接稽徵費用) 0.1106 0.0298 0.6001 0.5267 1
ln(現職人員數) 0.0308 0.025 0.9798 0.9731 0.6247 1
ln(大學以上學歷
占現職人員比例) 0.7923 0.9543 0.1169 0.111 0.1758 0.1936 1
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第二節 迴歸結果
本節將以平均罰鍰為應變數，透過政策虛擬變數探討實質課稅原則正式納 入稅捐稽徵法 12 條之一的實證效果，並加入稽徵經費和人員素質等變數進行 迴歸分析。本研究使用五區國稅局十年期間資料，除了採用一般無異質性方法 進行實證分析外，為了表示各區域差異以及時間的影響因素，亦納入固定區域 效果和區域時間趨勢等變數，以下將針對各迴歸結果分別進行討論。
一、 沒有異質性 (No Unobserved Heterogeneity)
本研究首先假設各課稅區域沒有異質性，利用普通最小平方法模型進行估 計：透過實質課稅原則虛擬變數進行命題一的驗證，探討該政策影響每件罰款 的程度；並利用時間趨勢和實質課稅原則虛擬變數交叉項檢驗命題二的真偽，
觀察入法後隨時間增加對罰款的變動率，基本模型設定為方程式(6)。
根據以下表 6，第一欄發現合計稽徵費用對處罰金額產生不顯著正向影響，
第二欄得到直接稽徵費用對罰款增加具有正效果，然而間接稽徵費用卻對罰款 為負效果但不顯著，表示一般行政管理業務費、資料管理及稅務管理等間接稽 徵費用增加時將降低罰款收入，此與本研究預期結果不一致，不同的原因可能 是近年政府環境性質不同於以往，以及政府稽徵不效率的問題產生所致。另外，
第三欄討論稽徵人員對罰款的效果，顯示現職人員數增加對罰款增加為正效果 但不顯著，而大學(含)以上學歷比例增加對罰款為不顯著且為負。
在每一欄中最重要的是實質課稅原則虛擬變數對平均罰款的影響程度 (β1 )，及實質課稅原則入法後時間趨勢對罰款的變動率(β3)，前者可觀察命題 一的實證結果；後者表示時間趨勢斜率變動，即命題二的實證結果。觀察表 6 中實質課稅原則虛擬變數係數，迴歸係數為正向且達 5%顯著水準，符合命題 一預期結果，表示實質課稅原則法令實施後，更能符合租稅法律主義的規定，
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(0.68135) (0.67673) (0.61790)
時間趨勢 0.05603** 0.05327* 0.12429
(0.01961) (0.02036) (0.14564)
時間×實質課稅 -0.29853** -0.29480** -0.31028**
(0.08014) (0.07892) (0.06989)
合計稽徵費用 0.13306
(4.39307) (4.70651) (6.19837)
樣本數 50 50 50
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二、 固定區域效果(Regional Fixed Effects)
如果沒有觀察到的區域特性和其他自變數相關，表 6 的結果就會因為內生性產生偏誤，殘差項的變異數也將不是一個固定的常數(v(εi) = σi2 ≠ σ2)，也就 是變異數有異質性，此時雖然最小平方法估計式仍為不偏估計式，但不是最佳 線性不偏估計式(BLUE)。本研究以 Breusch-Pagan/Goldfrey Test (BPG)檢驗變異 數是否具有齊一性，在虛無假設為變異數具有齊一性下，P 值結果顯示不拒絕 該假設，所以變異數不具有異質性。然而，為了再次避免上述問題，本研究將 方程式(6)的 α 改為 αi ，透過 i =1,2,…,5 表示為不同區域，以方程式(7)為基 本模型重新進行最小平方虛擬變數模型(LSDV)迴歸分析，發現和無異質性實證 結果相似，且皆符合命題一和命題二預期結果，而且固定區域效果後判定係數 提升；唯合計稽徵費用與直接稽徵費用為負向不顯著，而大學(含)以上學歷比 例更為顯著且同樣為負向效果；另外，刪除截距項後，比較五區國稅局平均罰 款變動差異，發現各區域效果皆不顯著。
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(0.77060) (0.75465) (0.49445)
時間趨勢 0.05132* 0.04325** 0.27555**
(0.01884) (0.01504) (0.08410)
時間×實質課稅 -0.29174** -0.28093** -0.34142***
(0.09572) (0.09234) (0.05582)
合計稽徵費用 -0.19961
(12.68021) (13.09351) (9.05378)
高雄市 7.84288 10.40114 -5.62893
(12.09232) (12.46801) (8.42791)
北區 7.91686 10.5541 -6.17675
(12.77158) (13.16566) (9.07698)
中區 7.86818 10.50979 -5.90845
(12.59043) (12.99333) (8.89466)
南區 7.52378 10.17202 -6.44807
(12.50804) (12.91093) (8.92511)
樣本數 50 50 50
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三、
固定區域效果和時間趨勢 (Regional Fixed Effects and Trends)
除了區域特性外，各分局也有其時間趨勢特性，故本研究除了考慮區域特 性外，另外加入區域時間趨勢特性進行迴歸分析，採用方程式(8)為基本模型，以∑5𝑖=1𝛽8+𝑖 𝑡𝑖𝑚𝑒 𝛼𝑖反應特定區域時間趨勢，∑5𝑖=1𝛽13+𝑖(𝑅𝑒𝑓𝑜𝑟𝑚𝑖𝑡∗ 𝑡𝑖𝑚𝑒𝑖𝑡∗ 𝛼𝑖) 表示實質課稅原則入法後各區域時間趨勢的效果。
根據以下表 8 結果，顯示實質課稅原則對於罰款有顯著增加作用，但隨時 間增加，對於罰款有顯著減少作用，同樣符合命題一和命題二假設。另外，合 計稽課費用和直接稽徵費用在此為負效果，而間接稽徵費用係數和前述模型相 同皆為負，且達 5%顯著水準。
另外，單獨就各區域效果方面，五區國稅局的區域特性對於罰款變動皆沒 有顯著影響；至於各區域時間趨勢方面，以北區為基準下，模型(1)指出隨時間 增加各區域的罰款有減少的情形，其中台北市、中區、南區各自和時間交互項 對於罰款變動的迴歸係數為負向，且達 5%顯著水準；最後，在實質課稅原則 入法後各區域的時間趨勢，模型(2)以台北市為基準，發現各區域在實質課稅原 則入法後，其他四區和台北市相比對於罰款變動的迴歸係數皆為負向，且達 1%
顯著水準。
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(0.85071) (0.79083) (0.64139)
時間趨勢 0.07627** 0.06064** 0.30175
(0.02551) (0.02088) (0.41940)
時間×實質課稅 -0.29550* -0.23142* -0.27832**
(0.10956) (0.09817) (0.08178)
合計稽徵費用 -0.31844
(12.53126) (9.39245) (15.36791)
高雄市 9.60809 9.26707 -6.82932
(11.82111) (8.83242) (16.08122)
北區 9.62481 9.09601 -7.56885
(12.63350) (9.47924) (16.18699)
中區 9.64522 9.1105 -7.5335
(12.39779) (9.30185) (16.46573)
南區 9.50282 9.08742 -7.6931
(12.35954) (9.26099) (16.49290)
(續)
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(0.00016) (0.00269) (0.12446)
時間×高雄市 -0.03821+ -0.03632+ -0.00276
(0.02155) (0.02064) (0.10080)
時間×北區 - - -
- - -
時間×中區 -0.03585** -0.00649 0.05671
(0.01222) (0.01217) (0.19493)
時間×南區 -0.05149*** -0.04253*** -0.00725
(0.00876) (0.00923) (0.08732)
時間×實質課稅×台北市 0.05974*** - -
(0.00413) - -
時間×實質課稅×高雄市 - -0.06352*** -0.09753+
- (0.00337) (0.05886) 時間×實質課稅×北區 -0.01731* -0.05280*** -0.06645**
(0.00810) (0.00625) (0.01519)
時間×實質課稅×中區 0.01299 -0.05164*** -0.08042
(0.01081) (0.00491) (0.07487) 時間×實質課稅×南區 -0.02448 -0.08169*** -0.09424*
(0.01773) (0.01093) (0.04382)
樣本數 50 50 50
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四、 總體資料和其他應變數效果
前述結果雖指出實質課稅原則虛擬變數、時間趨勢突破對罰款的效果，但 是卻沒有考慮景氣循環的總體經濟效果。因此以方程式(6)為基礎，另外加入國 民生產毛額成長率進行迴歸分析，將景氣效果從殘差項中獨立出來，避免平均 罰款變動是受到景氣因素的干擾。
陳瑄羚(2009)原認為當年度平均國民生產毛額越高，因為民眾產生投機心 理，反而會使罰款收入增加，但是該作者研究台灣地區國稅稽徵機關效率分析，
發現前期平均國民生產毛額越高，在所得稅項目採落後申報的情況下，隔年會 收到較高的稅收，使得稽徵效率值也隨之提升導致罰款額減少；Kahn, Silva and Ziliak (2001)則指出實質國民生產毛額越高，對於稽徵效率影響為正但不顯著。
發現前期平均國民生產毛額越高，在所得稅項目採落後申報的情況下，隔年會 收到較高的稅收，使得稽徵效率值也隨之提升導致罰款額減少；Kahn, Silva and Ziliak (2001)則指出實質國民生產毛額越高，對於稽徵效率影響為正但不顯著。