景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例
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(2) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 79. 均日益艱難。因此，地方政府如何在財政分權發展潮流下，同時面對有限資源， 創造更多收入財源，以及提升公共服務效益，則是須認真面對的問題。 我國地方政府也同樣面臨財政欠佳情形，而地方政府租稅努力亦有普遍不 足現象，以上種種原因均導致當前地方財政更加困難，必須盡速改善。地方政 府的財源包括自有收入、統籌款收入、補助款收入，以及賒借收入，其中自有 財源是地方政府籌措財源的重要方法，以財產稅收入為主，而土地稅又占財產 稅中極大比率，因此本研究乃以土地稅為例，探討我國地方政府租稅努力程度。 長期以來，地方政府過度仰賴中央統籌分配款及補助款收入，使得各縣市地方 政府自有財源比例偏低， 也由於這種長期財政「倚賴」關係，使得地方政府應 有之財政能力與租稅努力未被重視。「努力」應係指完成目標所可以盡力的程度， 換句話說，「努力」應是可以盡一己之力狀態，如果將目標訂得高過本身具有之 能力卻無法完成，這樣便很難認定究竟是努力不夠或有其他原因。衡量租稅方 面也是一樣，要知道租稅努力程度，就應先了解其相對應的稅收能力。由於我國 地方政府存在著區域經濟發展目標不同、稅源豐嗇及資源不均衡情況，因此地方 政府在租稅努力程度如何，須謹慎衡量，以免造成觀念上和政策執行上之誤解。 年「財政收支劃分法」（以下簡稱財劃法）修法增訂第 條之 ，規定 「中央統籌分配稅款分配辦法」由財政部洽商中央主計機關及受分配地方政府 後擬訂，報請行政院核定。希望透過公式化的分配制度， 改進統籌款的不確定 性，並稍微紓解地方政府財政困窘，其內容已將地方政府之租稅努力納入分配金 額多寡考量， 未來相信會朝激勵並督促地方政府努力開闢財源方向修改。除 此之外， 年「地方制度法」制定公布後，明定地方財政為地方自治事項，第 條第 項規定，各級地方政府有依法得徵收之財源而不徵收時，其上級政府 1. 88. 16. 1. 2. 3. 88. 69. 1. 2. 以 年為例，全國 個縣市之中，只有桃園縣、臺中市、臺北市、金門縣四個縣市之自 有財源比例超過 ，其餘 縣市皆低於 。 我國財政收支劃分法第 條之 規定，稅課統籌分配部分，應本透明化及公式化原則分配 之。 我國財政收支劃分法第 條之 規定，由中央統籌分配直轄市、縣（市）及鄉（鎮、市）之 款項，應以總額百分之六列為特別統籌分配稅款；其餘百分之九十四列為普通統籌分配稅款， 應各以一定比例分配直轄市、縣（市）及鄉（鎮、市），且普通統籌分配稅款算定可供分配直 轄市之款項後，應參酌受分配直轄市以前年度營利事業營業額、財政能力與其轄區內人口及 土地面積等因素，研訂公式分配各直轄市。 2009. 25. 50%. 2. 3. 21. 50%. 16. 16. 1. 1.
(3) 80. 財稅研究 第 卷 第 期 43. 5. 得酌減其補助款；對於努力開闢財源具有績效者，其上級政府得酌增其補助款。 再者，91 年「地方稅法通則」及「規費法」立法完成後，賦予地方課徵特別稅 課、臨時稅課、附加稅課及規費權力，地方財政自主性明顯提高，因此地方政府 在租稅努力方面理當更加積極。 過去文獻在探討租稅努力時，多著重在租稅努力的定義與衡量，以及影響租 稅努力的因素為何，較少涉及景氣循環下的討論。但景氣波動確實會影響政府租 稅政策及行為，例如景氣衰退時政府稅收可能會減少，而景氣繁榮時稅收可能會 增加，此種稅收隨景氣變化情況確實存在。2000 年至 2003 年，受網路泡沫及 SARS 影響，國內外景氣一片低迷，使得我國稅課收入連年短徵；而 2009 年受 金融海嘯影響，短徵 2,538 億元，為史上最高；2012 年則是受歐債危機衝擊，短 徵 432 億元。另一方面，就近 30 年我國總體景氣而言，經濟成長率與人均所得 成長率幾乎亦步亦趨地變動，期間雖漲跌不斷，但在 2000 年前始終保持正成長 率。然 2000 年發生網路泡沫化，全球經濟放緩及銀行呆帳爆發下，我國景氣遭 受重創，使隔年之人均所得成長率及經濟成長率，出現近 30 年來首度負成長， 失業率迅速攀升到 4.57%。近年來受金融海嘯波及，2008 年與 2009 年平均每 人所得持續出現負成長， 2009 年經濟成長率掉到 -1.81%，失業率飆高至近 30 年新高之 5.85%。總體景氣雖於近兩、三年有所改善，但 2011 年失業率仍高達 4.39%，相較之下，我國失業水準皆高於除日本外之鄰近國家，顯示目前總體景 氣雖有復甦，但仍處於低迷窘境。因此，如果初步以失業率當成國內景氣指標， 當失業率較低，景氣相對繁榮時，政府歲入呈現較高水準；當失業率較高，景氣 相對衰退時，政府歲入呈現萎縮趨勢，而我們亦可發現兩者似乎呈現反向變動之 趨勢。於是在探討政府相關議題時，景氣波動影響為一個不可忽視之重要因素。 此外，過去有許多文獻亦利用總體經濟的循環，來探討人類決策是否具有對 稱性行為。所謂對稱或不對稱行為，係指經濟行為面對景氣繁榮或景氣衰退 時，其反應是否具有一致性。舉例來說，當經濟成長率增加或減少 1%時，民間 消費增減幅度相同，則稱為對稱性行為；當經濟成長率增加 1%，民間消費增加 幅度不同於經濟成長率下降 1%時的民間消費減少幅度，則定義為不對稱行為。 如前所述，我國地方政府租稅努力程度普遍不足，且稅收隨景氣波動呈現不穩定.
(4) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 81. 情況。因此本文主要研究目的，係從土地稅租稅努力角度切入，探討總體景氣波 動對於我國地方政府租稅努力程度之影響，並進一步分析景氣繁榮與衰退期間 對我國租稅努力是否具有不對稱效果。. 一、租稅努力. 貳、文獻回顧. 為了研究景氣波動與租稅努力之間的關係，首先必須先明確定義何謂租稅 努力。李新仁（1987）參考美國政府間關係諮詢委員會（The Advisory Commission on Intergovernmental Relations，簡稱 ACIR）之定義，認為租稅努力乃檢測地方 政府為了提供地方性公共服務，進而就其自有財源中拿出多少金額以為支應的 一項指標，並將租稅努力定義為政府利用其財政能力程度之指標，可用「稅收實 徵數」除以「財政能力」的公式表示租稅努力。曾巨威等（2001）認為地方政府 利用其財政能力的程度可用財政努力衡量，並可透過「自有財源」及「稅收」（包 括稅課與非稅課收入）兩種指標表示及檢測。但若同級政府間非稅課收入差異極 大時，即無法使用相同基礎，此狀況評量會有困難，故改採租稅努力做為替代衡 量標準，亦即以地方政府運用其租稅課徵權的程度作為衡量依據。 鄭閔華（2001）認為財政努力可分為租稅努力及非租稅努力兩種，租稅努力 係以土地公告現值占市價之比例為準，並指出地方政府只能決定土地增值稅之 「公告現值」作為本身之租稅努力，最後則以各地方政府土地公告現值占市價之 比率，當作租稅努力指標。而非租稅努力則以各地方政府規費及罰款收入占自有 財源之比例為指標，並以各地方政府規費及罰款收入占全國規費及罰款收入之 比例作為修正係數。而黃建興（2001）則認為地方財政努力的方法有兩種， 並 定義財政努力為地方政府就其轄區內所擁有之資源，且願意充分利用以開闢財 源，多承擔增加收入之責任，並指出衡量租稅努力最簡單的指標乃地方稅收占 GDP 的比重，及地方稅收占總收入的比重。 除以上定義外，蔡吉源與林建次（2003）認為地方政府努力增加自有財源的 4. 4. 黃建興（ ）認為地方財政努力的方法有兩種，一種是由下而上，強調地方政府努力的價 值；另一種則是由上而下，指中央政府可將赤字部分移轉給地方來共同承擔。 2001.
(5) 82. 財稅研究 第 卷 第 期 43. 5. 程度就是所謂的財政努力程度。一般而言，財政努力程度越高，反映出地方公共 支出需求強度越高，因此推論出努力程度越高、需求越強的結論。其財政努力又 可細分成兩部分，一是非租稅方面的努力，包括規費收入、罰款收入、公共造產 收入、工程受益費收入等項，並以轄內民眾「每千元所得之非稅收入」為計算標 準。二為租稅方面的努力，其文中提出適合衡量臺灣地方政府租稅努力的租稅， 都與土地稅有關係， 此外，房屋稅與地價稅稅收占地方稅收之比率，及房屋稅 與地價稅稅收占所分得之統籌分配稅款（前年度）收入之比率，亦可代表地方政 府的租稅努力。 美國 ACIR 1962 年研究報告也提出租稅努力的定義，其為地方所能獲取的 稅收，也就是實際稅收（actual revenue）和估計財政能力（estimated capacity）的 比率，且又定義 RTS（the Representative Tax System）及 RRS（the Representative Revenue System）兩種方法估算美國地方財政狀況。Musgrave（1969）則利用租 稅負擔率作為衡量租稅努力的指標，其發現平均表現比較法（comparison with average performance approach）較能比較出國家間租稅努力程度的不同，並指出 租稅努力很難直接估算出絕對數值，因此採相互比較的概念是較有效的估算方 法。而 Bird and Vaillancourt（1998）在估算西班牙各地方政府租稅努力時，則利 用該地方所得稅收占全國所得稅總稅收比率，減去該地區 GDP 占全國總 GDP 比 率，代表一地方政府之租稅努力。Alm, Martinez-Vazquez and Schneider（2004） 則指出公司型態也會影響當地政府租稅努力，因為如果地下經濟發展龐大，政府 將更難確定課稅標的，經整理 41 個國家資料後，發現租稅徵收困難程度（the degree of hard-to-tax）也是影響租稅努力的原因，且這個變數在開發中國家影響 程度會更顯著。 賴麗仙（2003）採用美國 ACIR 所提出的 RTS 估測方法及租稅努力定義為 基礎，估測我國各縣市租稅努力指標，並利用各地方縣市稅捐統計要覽中各稅 目，例如地價稅、土地增值稅、房屋稅等稅目的查定數當作「標準稅收」，配合 選定的稅基計算出「標準稅率」，再加計所有縣市地價稅、土地增值稅、房屋稅、 5. 5. 蔡吉源與林建次（ ）發現土地稅的名目稅率雖由中央訂定，但用以課徵地價稅的「公告 地價」與用以課徵土地增值稅的「公告現值」係由地方決定，故由公告地價、公告現值的高 低，可以判斷及反映地方課稅的意願。 2003.
(6) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 83. 使用牌照稅、契稅、印花稅、娛樂稅、教育經費及罰鍰收入之實徵淨額，除以全 國 23 縣市各年度以及各稅目之標準稅收，即可算出全國租稅努力指標。除此之 外，若將各稅目實徵淨額除以各該稅目之標準稅收，也可計算各稅目的租稅努力 指標。 除上述文獻外，許多研究在估算租稅努力的方法上，都是藉由迴歸分析方式 進行估算，而被解釋變數通常為稅收占 GDP 或是 GNP 的比重，解釋變數則為影 響租稅努力的因素，但不同學者所考量的解釋變數則不盡相同。Lotz and Moress （1967）利用 72 個國家資料，發現貿易占每人 GNP 的比重，對租稅努力有正向 影響。Shin（1969）和 Bahl（1971）則歸納出每人國民所得（per capita income） 和進口比率（export share）這兩個變數並不顯著地影響租稅努力。Stotsky and WoldeMariam（1997）則是採用南薩哈拉非洲的 43 個國家橫斷面資料，發現農 業市場產值占 GDP 的比重、礦業產值占 GDP 的比重對租稅努力有負向影響，且 貿易比率及每人國民所得和租稅努力有正向關係。Pianeastelli（2001）選樣 75 個 發展中及開發中國家在 1985 年到 1995 年的橫斷面資料，並以總稅收占全國 GDP 比率為租稅努力衡量指標，最後發現貿易比率（trade share）對其有正向且顯著 影響。Eltony（2002）則以 16 個阿拉伯國家的橫斷面資料來研究，發現農業產值 及礦業產值占 GDP 比率之變數對租稅努力有負向顯著影響，平均每人國民所得 對租稅努力則有正向且顯著影響。Begum（2007）則整理孟加拉及其他 10 個發 展中國家 15 年的稅收及其他總體資料，利用全國總稅收占其全國 GDP 比率來 代表租稅努力指標，發現租稅努力與平均每人 GDP、人口成長率等因素有負向 且顯著影響。由於過去文獻有許多租稅努力指標之相關研究，不同研究在被解釋 變數與解釋變數的定義也有極大差異，因此本文將過去文獻如何定義租稅努力， 以及相關的解釋變數整理如表 1，以供參考比較。.
(7) 財稅研究 第 43 卷 第 5 期. 84. 表 國外文獻有關租稅努力指標之迴歸結果比較 1. 作者. 被解釋變數 （租稅努力）. Eltony. The tax share in. (2002). GDP. Stotsky and. Tax share in GDP. WorldMariam (1997). Bahl. Taxable capacity. (1971) Shin. Tax ratio. 解釋變數 變數名稱 與租稅努力 之正負關係 Per capita income 正向 The share of agriculture in GDP 負向 The share of mining in GDP 負向 The share of agriculture 負向 The share of mining 負向 Manufacturing share 正或負向 Per capita income 正向 The share of imports in GDP 正或負向 The agricultural share 負向 Per capita income 正向 The export ratio 正向 Per capita GNP 正向. (1969) The agriculture income ratio The rate of growth in. 負向 負向. population Foreign trade ratio Begum (2007). Tax revenue in GDP Population growth rate GDP per capita Industry as share of GDP External debt as share of GDP. 正向 負向 負向 正向 正向. 顯著與否 顯著 顯著 顯著 顯著 顯著 不顯著 顯著 不顯著 顯著 不顯著 不顯著 特定情況 下顯著 不顯著 特定情況 下顯著 不顯著 顯著 顯著 不顯著 顯著.
(8) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 85. 表 國外文獻有關租稅努力指標之迴歸結果比較（續） 1. 作者 Leuhold (1991). 被解釋變數 Tax share. 解釋變數 變數名稱 與租稅努力 顯著與否 之正負關係 負向 不顯著 The share of agriculture in. income. The share of mining in income The share of foreign trade Bahl (2003). Ratio of Tax revenue in GDP. The non- agriculture share of GDP The rate of population growth. Tanzi (1992). Tax share. The share of agriculture in GDP Per capita income The share of imports in GDP. Lotz and Morss (1967). Ratio of tax revenue to GNP. Per capita GNP. Chelliah, Baas and Kelly (1975). Tax share in GNP. Pianeastelli (2001). Total Tax Revenues Agriculture GDP share in GDP. Sum of exports and imports as a percentage of GNP Agriculture share Export share Per capita income. GNP per capita. 資料來源：本研究自行整理. Trade share of GDP. 正或負向 正向 正向. 顯著 顯著 顯著. 正向 負向 正向. 正向. 顯著 顯著 特殊情況 下顯著 顯著 特殊情況 下顯著 顯著. 負向 正向 正向. 顯著 不顯著 不顯著. 正向 正向. 正或負向 特殊情況 下顯著 正或負向 不顯著 正向 顯著.
(9) 86. 財稅研究 第 43 卷 第 5 期. 二、不對稱行為. 除討論總體景氣波動對於租稅努力指標之影響效果外，本研究進一步期望 探討景氣因素變化，與我國土地稅租稅努力指標是否存在不對稱的影響效果。有 關景氣不對稱之研究主題相當多元，陳佳利（ ）使用景氣不對稱模型討論我 國與主要貿易國是否存在景氣不對稱關係，並採用同時指標及工業生產指數為 景氣循環指標。 其發現採用同時指標為景氣循環指標時，無論美國、日本對於 我國景氣循環均有傳遞現象發生，且在貿易對手國經濟衰退或下滑時，對我國景 氣影響波動程度較大；若採工業生產指數當景氣循環指標，則美國及日本景氣對 我國景氣循環的影響存在不對稱性，尤其當美國和日本經濟呈現低成長時，對我 國景氣的影響程度將更加明顯。高銘駿（ ）以本國 成長率為景氣指標， 研究銀行業資本適足率與景氣循環關係，發現我國實施資本適足率規範後， 銀 行資本額會呈現順景氣循環現象，並存在不對稱關係。 翁百郁（ ）在探討股價與景氣循環關係時，為完整解釋景氣循環與股票 市場的關聯性，必須將景氣區分為繁榮跟衰退來考慮不對稱性關係。研究發現景 氣對於美國、英國與法國股票價格具有不對稱影響，其中美國與英國景氣處於蕭 條時，股價年報酬率下滑程度會大於景氣繁榮的上揚幅度；而法國剛好相反，景 氣繁榮時股價年報酬率上升幅度，會大於景氣衰退時股價年報酬率下滑的程度。 鄧凱方（ ）以「金融自由化」及「經濟景氣」角度，使用股價指數變動率當 做景氣循環指標，探討景氣對流動性限制的影響，並用 年第一季至 年 第四季、及 年第二季至 年第二季兩段時間分別表示金融自由化前後 的時間區段。實證結果發現，在金融自由化前所得過度敏感性較為嚴重，且景氣 波動對於所得過度敏感性具明顯不對稱效果，但在金融自由化後則無法定論不 對稱效果是否存在；不過，若將時間延伸，則金融自由化後的不對稱影響又復出 現。 2006. 6. 2005. GDP. 7. 2004. 2007. 1971. 1991. 6. 7. 1988. 2000. 同時指標由工業生產指數、電力（企業）總用電量、製造業銷售量指數、批發零售及餐飲業 營業額指數、非農業部門就業人數、實質海關出口值、實質機械及電機設備進口值 7 項構成 項目組成，代表當前景氣狀況，可衡量當時景氣之波動。 資本適足率（Capital Adequacy Ratio），乃指銀行自有資本占風險性資產之比率，目的是用以 衡量銀行財務狀況之穩定性，我國現行銀行法規定資本適足率為 8%。.
(10) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 87. Apergis and Miller（2006）探討美國股票市場價值是否對於消費有不對稱影 響，使用 1957 年至 2002 年個人消費季資料，以稅後名目勞動所得及股票價值解 釋消費行為，並採用 Error-Correction 模型分析。研究結果顯示股票市場價值確. 實對於人均實質消費存在不對稱影響，進一步發現股票市場壞消息影響消費程 度大於好消息的影響程度。許雯（2010）採用失業率作為景氣循環指標，研究 1988 年至 2009 年我國總體景氣波動對銀行部門不良債券比率的影響效果及是否具對 稱性，其研究結果發現我國總體景氣波動與銀行業不良債權比率成反循環關係， 亦即當總體景氣衰退時，銀行業不良債權比率會增加。此外，若以第一次金融改 革推行前後做為分界點，會發現改革前，兩景氣循環期間影響程度不大，但改革 推行後，總體景氣於繁榮與衰退期間對銀行業逾放比率的影響程度卻有明顯差 異，且於景氣衰退期間對逾放比率的影響效果較大且較顯著。 不同於以上金融相關的研究文獻，Wu and Cheng（2010）則是將不對稱分析 應用在社會科學領域。他們以失業率當做景氣循環指標，探討美國總體景氣波動 對於自殺率及死亡率是否有影響。實證結果發現，自殺率與景氣波動呈現反循環 現象，且經過 Wald-test 檢驗後，進一步得出景氣波動和自殺率存在不對稱的反 應結果。 葉佳宜（2013）利用 1979 年至 2011 年臺灣地區家庭收支調查報告資料，以 國內生產毛額（GDP）做為總體景氣指標，探討我國家戶消費之不對稱性。實證 結果顯示，低所得家戶及全體家戶之消費具有順景氣循環特性，且景氣之榮枯對 家戶消費存在不對稱影響。而全體家戶與高所得家戶存在財富效果，故政府可使 用擴張性貨幣政策刺激消費；低所得家戶則需藉所得重分配政策改善其家戶消 費情況。另外，全體家戶及高所得家戶之消費具顯著的結構性轉變，但低所得家 戶則否。 List and Peysakhovich（2011）以標準普爾 500 指數（Standard & Poor’s 500 index）做為景氣指標，探討景氣對於不同受贈單位的影響。實證結果顯示，捐贈 具有順景氣循環現象，當股價指數上漲時，教育機構之捐贈受到較大的影響，而 宗教組織的捐贈較不受影響。此外，與景氣衰退期相較，景氣繁榮期時捐贈行為 的反應較大，顯示捐贈行為具有景氣不對稱特性。趙倚欣（2011）則探討臺灣家.
(11) 88. 財稅研究 第 卷 第 期 43. 5. 戶捐贈的不對稱行為，發現景氣波動會顯著影響家戶捐贈行為，且具有顯著不對 稱現象。就全部家戶的捐贈來看，景氣衰退期間，景氣波動對於捐贈影響效果顯 著大於景氣繁榮期，亦即景氣衰退時家戶捐贈減少的幅度會大於景氣繁榮時家 戶捐贈的增加幅度。此外，該研究亦將全部家戶依所得高低加以分組，進一步探 討不同所得族群的捐贈行為。結果顯示，不對稱的行為僅發生在中所得組別，高、 低所得群組並無不對稱現象。. 參、實證模型與變數說明. 一、估計方法. 本文利用 1982 年至 2009 年相關的變數資料，透過最小平方法（ordinary least squares, OLS）進行估計，以探討景氣波動對於我國土地稅租稅努力的影響。本 文採用失業率（une）當做景氣波動的循環指標，並以文獻上常用的人口成長率 （growthp）、農業產值占 GDP 之比重（agrw）以及平均每人 GDP（pergdp）做 為相關解釋變數。除此之外，為了能夠了解租稅努力在景氣循環之下是否存在不 對稱現象，本文亦參考 Wu and Cheng（2010）的實證模型做進一步檢驗。實證模 型中的被解釋變數（租稅努力）與上述所有的解釋變數都將利用 H-P 過濾器（HP filter）估算出趨勢值後，再以各別變數原始值減去趨勢值的差距代入迴歸估計 模型。而計算公式可用第（1）式加以說明： W =W −W （1） 第（1）式中，W 表示所有變數的當期原始值，W 則表示當期之長期趨 勢值，也就是經過 H-P 過濾器估算後的趨勢值，而 W 則是經過計算得出的偏離 值。 在迴歸模型的設定方面，本研究使用失業率（une）代表總體景氣循環之變 數，先建立模型一，如第（2）式所示，只討論景氣與土地稅租稅努力間關係。 第（2）式中，β 為截距項，t 表示期數，ℰ 為誤差項。為建立較為完整的實證 模型，於模型一再加入其他相關的解釋變數改寫為模型二，如第（3）式所示： ୲. ୲. ୲୰ୣ୬ୢ,୲. ୲. ୲୰ୣ୬ୢ,୲ ୲. . ୲.
(12) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 89. 模型一： （2） （3） 模型二： 上述模型一與模型二主要探討景氣循環對我國土地稅租稅努力指標（ ） 之影響，然而若要進一步討論景氣在繁榮或是衰退期間是否對土地稅租稅努力 指標有不對稱之影響，則須將先前經過 H-P 過濾器處理的景氣循環指標變數， 也就是以失業率偏離值的正負號，當做總體景氣榮枯之判斷標準。如果失業率的 原始值高於其趨勢值的期間，即定義為景氣衰退期，並以符號 加以表示。相 反地，如果當失業率原始值低於其趨勢值之期間，則定義為景氣繁榮期，並以符 號 加以表示。值得一提的是，由於本研究將景氣衰退期和繁榮期分別討論， 因此將 與 兩變數的偏離值取絕對值，此目的乃在於忽略正負符號， 只單純討論其偏離程度。換句話說，在景氣衰退期間，當失業率的偏離值愈大， 表示總體景氣衰退越多；而若處於景氣繁榮期間，失業率偏離值愈高，反而表示 總體景氣愈是回升。根據以上的設定說明，可進一步定義模型三與模型四。模型 三單獨討論景氣循環對於我國土地稅租稅努力指標影響效果之對稱性，如第（4） 式所述： （4） 模型三： 若於模型三中再納入其它相關解釋變數，則可建立較為完整的模型四，如下 第（5）式所示： 模型四： （5） 再者，本文參考 Wu and Cheng（2010）的實證方法，藉由觀察 與 之顯著程度，及利用虛無假設為 β β 的 Wald-test 來檢驗兩者係數是否相 同，亦即是否具有對稱反應。 此外，本文除分析我國全部土地稅的租稅努力，更將土地稅再細分為地價稅 及土地增值稅，探討各稅目之租稅努力與我國總體景氣循環關係，及是否存在不 對稱行為反應。因此，將原土地稅租稅努力指標（ ）分別再以地價稅的租稅 lte୲ = β + βଵ une୲ + ℰ୲. lte୲ = β + βଵ une୲ + βଶ growthp୲ + βଷ agrw୲ + βସ pergdp୲ + ℰ୲. lte୲. ା une୲. une୲. ି ୲. ା une୲. ି une୲. ା ି lte୲ = β + βଵ une୲ + βଶ une୲ + ℰ୲. ା ି lte୲ = β + βଵ une୲ + βଶ une୲ + βଷ growthp୲ + βସ agrw୲ + βହ pergdp୲ +ℰ୲. ା une୲. ଵ. =. ଶ. lte୲. ି une୲.
(13) 財稅研究 第 卷 第 期. 90. 43. 5. 努力（ ）以及土地增值稅的租稅努力（ 四分別加以檢驗。 landt ୲. lvatt ୲. ）取代，亦代入模型一至模型. 二、被解釋變數：租稅努力. 本文參考賴麗仙（ ）衡量我國租稅努力的方式，估算我國土地稅的租稅 努力。其認為應用查定數概念，探究各縣市潛在可徵得之稅收較為適當，因為查 定數是地方政府稅捐稽徵機關，根據稅基資料並扣除減免稅後，核定應開徵的稅 捐總數，若將一個稅目在各地稽徵機關的查定數全部加總，即該稅目之全國查定 數，並可代表該稅目之標準稅收。有標準稅收概念後，賴麗仙（ ）利用以下 第（ ）式進一步計算出各稅目租稅努力指標： （） 租稅努力指標 全國實徵淨額 標準稅收 全國實徵淨額是政府實際徵收到的稅額，而標準稅收是政府認定的租稅能 力，兩者相除即是租稅努力指標。例如地價稅的租稅努力指標，等於全國地價稅 實徵淨額除以地價稅標準稅收；土地增值稅的租稅努力指標等於全國土地增值 稅實徵淨額除以土地增值稅標準稅收，至於我國土地稅租稅努力指標，則為全國 土地稅實徵淨額除以土地稅標準稅收。 2003. 2003. 6. =. ÷. 6. 8. 三、解釋變數. 為完整建立我國景氣循環是否影響土地稅租稅努力模型，本研究參考前述 文獻，在實證模型中納入相關解釋變數，包括失業率（ ）、人口成長率（ ）、 農業產值占 之比重（ ）以及平均每人 （ ）。各解釋變數說明 如下： 失業率（ ） 失業率係指失業人口占勞動力之比率，而行政院主計總處對失業人口之定 義，係指年滿 歲以上，同時具有無工作、隨時可以工作、正在尋找工作，或 已找工作但在等待結果等三項條件者，此定義係參採國際勞工組織之規定，與先 進國家公布之失業率定義相同。勞動力則是指年滿 歲可工作之民間人口，包 une. GDP. agrw. GDP. pergdp. une. 15. 15. 8. 全國土地稅實徵淨額等於全國地價稅實徵淨額，加上全國土地增值稅實徵淨額。. growthp.
(14) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 91. 括就業者及失業者。 （ ）認為失業率可作為景氣榮枯的指標，同時亦指 出產出和失業間會呈現明顯的負向關係。因此，本研究乃以失業率當做景氣循環 指標，探討其與我國租稅努力間之關係。 人口成長率（ ） （ ）指出，若一個國家人口成長率越快速，表示租稅調整體制速度 相對較為落後，無法捕捉或對新納稅者課徵租稅，因此反而較不利於課稅。但是 （ ）卻認為，這種情形較容易發生在所謂的低所得國家，中所得或高所 得國家並非如此，甚至可能有正向關係出現。由於我國已非低所得國家，故本研 究認為人口成長率對於我國租稅努力指標，具正向影響關係。 農業產值占 之比重（ ） 許多文獻常考慮一個國家產業結構對於租稅努力的影響程度，主要的理由 乃是很多發展中國家皆對農業部門訂有特殊租稅政策。例如 （ ）就認 為，目前許多國家往往為了保障或鼓勵農民生產，進而對農業部門採取免稅或減 稅等措施，造成對農業部門租稅課徵上的困難，因此農業部門比例越高，租稅努 力便更難執行，造成兩者之間可能存有負向關係存在。 平均每人 （ ） （ ）與 （ ）均認為，當一個國家或地區的每人 愈 高，則表示這個國家或地區發展程度較高，且民眾亦有較高能力承擔租稅課徵， 或者對於公共財和公共服務擁有相對較高的所得彈性。因此，如同過去文獻，本 研究亦認為平均每人 對租稅努力呈現正向的影響。 表 為各變數之定義與其相關的敘述統計結果。 Okun. 1962. growthp. Bahl. Shin. 2003. 1969. GDP. agrw. Bahl. GDP. Chelliah. 1971. pergdp. Bahl. GDP. 2. 2003. 1971. GDP.
(15) 92. 財稅研究 第 卷 第 期 43. 5. 表 變數說明與敘述統計表 名稱 變數說明 平均值 標準差 最大值 最小值 預期符號 全國土地稅標準 稅收除以全國土 （ ）（ ） 地稅實徵淨額 被 解 全國地價稅標準 釋 稅收除以全國地 （ ）（ ） 變 價稅實徵淨額 數 全國土增稅標準 稅收除以全國土 （ ）（ ） 增稅實徵淨額 失業率 （ ）（年） （ ）（ ） ？ 人口成長率 （ ）（年） （ ）（ ） ＋ 解 釋 農業產值占全國 變 比重 － 數 （ ） （ ） （ ）（年） 平均每人 （元）（年） （ ）（ ） ＋ 2. lte. 88.1614. landt. 85.8766. lvatt. 89.3579. une. 2.9507. 8.6014. GDP. 3.4501. 1991. 2003. 93.06. 77.9059. 1992. 2003. 94.68. 83.0829. 1991. 2003. 5.85. 1.45. 2009. 1993. 17.69. 3.43. 1982. 2008. 7.7083. 1.4842. 1982. 2006. 553,388. 160,118. 2007. 1982. 2.5606. 1.2774. 3.8649. %. agrw. 81.0673. 4.9947. %. growthp. 94.2011. 3.2966. 1.8385. %. GDP. pergdp. 378015.79 125,856. 資料來源：各縣市歷年稅捐統計要覽、財政統計年報、賦稅統計年報。. 肆、實證結果. 一、景氣循環與土地稅租稅努力之實證結果. 本研究利用失業率（ ）當做景氣波動循環指標，並考量人口成長率 （ ）、農業產值占 之比重（ ）及平均每人 （ ）等解 une. growthp. GDP. agrw. GDP. pergdp.
(16) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 93. 釋變數後，探討在景氣波動下，我國土地稅租稅努力變化為何。模型一單獨考慮 失業率對我國土地稅租稅努力的影響，而模型二將其他相關解釋變數納入分析。 為瞭解不同稅目之租稅努力是否有不同結果，本研究將土地稅細分成地價稅與 土地增值稅分別加以討論。 表 3 為模型一的實證結果。由表中可發現，我國的失業率，對全國土地稅、 地價稅或土地增值稅之租稅努力，都有顯著的影響效果，證明景氣波動確實會影 響地方政府在土地稅上的租稅努力。此外，景氣指標與三種租稅努力間皆呈現負 向關係，即當失業率上升時，租稅努力會下降，而失業率下降時，租稅努力則會 上升。因失業率上升代表景氣衰退，而當景氣衰退時租稅努力會下降，意謂我國 景氣波動與我國土地稅租稅努力間存在同向變動現象，亦即所謂的正循環（procyclical）。再進一步比較估計係數後發現，景氣循環對於我國地價稅的租稅努力 影響較大，而對土地增值稅的租稅努力影響較小。此外，根據模型二的設定，將 其他總體經濟變數納入，迴歸分析結果如表 4 所示。與表 3 相較後可知，納入其 他相關解釋變數後，對土地稅租稅努力的估計結果大致不變，仍呈現正循環。在 其他解釋變數方面，人口成長率對全國土地稅及地價稅之租稅努力呈現正向顯 著影響， 此一結果與 Bahl（2003）及 Shin（1969）研究結論相同。另一方面， 平均每人 GDP 和全國租稅努力間呈現負向不顯著關係，與 Pianeastelli（2001） 結論相同；但平均每人 GDP 和地價稅租稅努力間則呈現負向顯著關係，這點與 Begum（2007）實證結論相同。另外，土地增值稅租稅努力則與平均每人 GDP 呈 現正向但不顯著關係，其結果與 Lotz and Morss（1967）相同。至於農業部門產 值占 GDP 的比率和全國土地稅租稅努力呈現負向不顯著關係，這結果則與 Pianeastelli（2001）相同。而土地增值稅租稅努力與農業部門產值占 GDP 比率之 關係，乃是負向顯著結果，與 Eltony（2002）、Stotsky and WorldMariam（1997）、 Bahl（1971）及 Tanzi（1992）結果一致。 9. 9. 在 顯著水準之下，人口成長率對全國土地稅租稅努力有顯著影響，而在 顯著水準之下， 人口成長率對地價稅租稅努力有顯著影響。 5%. 1%.
(17) 財稅研究 第 卷 第 期. 94. 43. 5. 表 模型一實證結果 3. 全國土地稅 租稅努力. 變數. -1.14E-13. （. Constant. ）. F-. -4.65E-13. ）. （. ）. （. ）. -2.38E-1. -2.158892**. -2.576963. 樣本數 調整後Rଶ 統計量. 1.06E-13. 2.02E-13. -1.662198**. （. 土地增值稅 租稅努力. （. -4.64E-13. une. 地價稅 租稅努力. -1.604465***. ）. （. -2.058388. ）. -3.720518. 28. 28. 28. 0.255603. 0.199350. 0.192732. 10.27095***. 7.722590***. 7.446138**. 註： 迴歸係數之估計結果皆使用 （ ）修正自我相關問題。 、 分別表示在 、 的顯著水準下拒絕虛無假設。 括弧內為 統計量。 1.. Newey and West. 2.**. ***. 3.. 5%. 1987. 1%. t-. 表 模型二實證結果 4. 變數. 全國土地稅 租稅努力. 地價稅 租稅努力. 土地增值稅 租稅努力. -1.39E-13. 1.42E-13. -5.12E-13. （. Constant. ）. （. 0.213073. -1.506432**. （. une. -1.962092**. ）. （. 0.551409. （. 1.199057***. ）. （. 0.213721. （. -7.29E-05**. ）. （. 2.53E-05. （. 0.862105. ）. （. 1.050808. 樣本數 調整後 Rଶ 統計量 F-. ）. -2.337769. -1.114851. agrw. ）. 6.294554. -1.02E-05. pergdp. ）. -2.395688. 0.494095**. growthp. ）. 4.29E-13. ）. 0.529407. （. ）. -2.46E-12. -1.427997***. （. ）. -3.349382 0.157785. （. ）. 0.803069. （. 2.34E-05. -1.994875*. （. ）. -2.026319. 28. 28. 28. 0.276541. 0.474999. 0.180675. 3.580182**. 7.107128***. 2.488487*. 註： 迴歸係數之估計結果皆使用 （ ）修正自我相關問題。 、 、 分別表示在 、 、 的顯著水準下拒絕虛無假設。 括弧內為 統計量。 1.. 2.*. 3.. Newey and West. **. *** t-. ）. 1.004891. 10%. 5%. 1%. 1987.
(18) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 二、景氣波動與土地稅租稅努力之不對稱分析. 95. 本文除透過模型一與模型二探討景氣波動與土地稅租稅努力關係外，更進 一步參考 （ ）的實證方法分析景氣波動在繁榮與衰退期，對 我國土地稅租稅努力影響效果是否具不對稱性。在模型三中，本研究僅先考慮景 氣繁榮期與衰退期的失業率，是否對租稅努力存有不對稱的影響結果。而模型四 則是將其他解釋變數納入分析，以完整呈現我國總體景氣循環對我國土地稅租 稅努力的影響效果。 模型三的實證結果如表 所示，在總體景氣衰退期間之失業率（uneା），和 全國土地稅、地價稅及土地增值稅的租稅努力呈現負向關係，表示景氣衰退期 間，地方政府的租稅努力會較低。另一方面，在總體景氣繁榮期間之失業率 （uneି），則與全國土地稅、地價稅及土地增值稅的租稅努力呈現正向關係；也 就是總體景氣提升，會使土地稅的租稅努力越高；反之，則會使租稅努力程度下 降。此一實證結果也再次證明我國經濟景氣波動與土地稅租稅努力呈現正循環 關係。 模型四的估計結果如表 所示，無論是全國土地稅、地價稅及土地增值稅租 稅努力，皆受到我國總體景氣衰退的顯著影響，除地價稅租稅努力之外，其餘在 的顯著水準下均能拒絕虛無假設，至於景氣繁榮期間的影響則不顯著。而檢 驗是否具不對稱影響的 檢定結果，在 的顯著水準下，均能拒絕在景氣 繁榮或衰退期間，我國土地稅、地價稅及土地增值稅的租稅努力存在對稱行為的 虛無假設，意謂總體景氣的波動對我國地方政府在全部土地稅、地價稅，及土地 增值稅的租稅努力，存在顯著的不對稱性；且由估計係數的大小可發現，景氣衰 退期間之總體景氣波動，對於地方政府租稅努力的影響效果大於景氣繁榮期間。 Wu and Cheng. 2010. 5. 6. 5%. Wald. 5%.
(19) 財稅研究 第 卷 第 期. 96. 43. 5. 表 模型三實證結果 5. 變數. 全國土地稅 租稅努力. 地價稅 租稅努力. 土地增值稅 租稅努力. 0.482552. 0.417155. 0.368032. （. Constant. ）. （. 1.193766. -2.497557**. uneା. （. -2.88596*. ）. （. -2.562164. uneି. （. F-. 0.213447. ）. （. 0.907069. ）. 0.437127. （. ）. 0.864272. -2.241145***. （. ）. -2.793742. 0.497098. （. ）. 0.535907. 28. 28. 28. 0.263806. 0.182059. 0.178983. 5.837554***. 4.004855**. 3.943028**. 11.19260***. 4.200366*. 15.37888***. 0.0510. 0.0006. （. Wald. ）. -1.69294. 0.296611. 樣本數 調整後Rଶ 統計量 檢定. ）. 0.402415. ）. （. 0.0026. ）. （. 註： 迴歸係數之估計結果皆使用 （ ）修正自我相關問題。 、 、 分別表示在 、 、 的顯著水準下拒絕虛無假設。 括弧內為 統計量，但 之括弧乃為 。 1.. 2. *. 3.. Newey and West. **. *** t-. 10%. 5%. Wald-test. 1987. 1%. P-value. ）.
(20) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 表 模型四實證結果. 97. 6. 變數. 全國土地稅 租稅努力. 地價稅 租稅努力. 土地增值稅 租稅努力. 0.424857. 0.408865. 0.279786. （. Constant. ）. （. 1.165806. -2.281924**. uneା. （. -2.706391*. ）. （. -2.673746. （. 0.767554. ）. （. 0.336560. （. 1.177237***. ）. （. 2.154764. （. pergdp. -1.32E-05. -7.56E-05**. ）. （. 0.913993. ）. （. -1.072739. 樣本數 調整後Rଶ 統計量 檢定 F-. ）. 0.582150. （. ）. 0.648956. -1.941478**. （. ）. -2.214897. 0.614198. （. ）. 0.629671. 0.142295. （. ）. 0.703698. （. 2.14E-05. -1.961846*. （. ）. -2.049846. 28. 28. 0.276575. 0.465666. 0.156212. 3.064491. 5.706044***. 1.999715. 12.72592***. 7.408691**. 13.25369***. 0.0017. 0.0125. 0.0014. ）. （. ）. （. 註： 迴歸係數之估計結果皆使用 （ ）修正自我相關問題。 、 、 分別表示在 、 、 的顯著水準下拒絕虛無假設。 括弧內為 統計量，但 之括弧乃為 。 ା ା 檢定的虛無假設為 une 及 une 的係數相同。 1.. 2.*. Newey and West. **. 3.. 4.Wald. *** t-. ）. 0.870223. 28. （. Wald. ）. -2.421474. -1.061301. （. ）. 5.734303. -0.497197. agrw. ）. 0.510948. 0.471248**. growthp. ）. -1.934952. 0.270412. uneି. ）. 0.534423. 10%. 5%. 1%. Wald-test. 1987. P-value. ）.
(21) 98. 財稅研究 第 卷 第 期 43. 5. 伍、結論. 本研究主要探討景氣波動對於我國地方政府在土地稅租稅努力影響為何， 並進一步瞭解總體經濟在繁榮與衰退兩個不同期間的波動，對於租稅努力的影 響是否存在不對稱性。本研究首先對我國土地稅的租稅努力進行估算，為更瞭解 不同稅目的差異，本文更將土地稅再細分成地價稅與土地增值稅，分別估算此二 稅目之租稅努力程度。 根據本研究實證結果發現，無論是單獨探討失業率之影響效果，或是納入其 他總體變數所建構較完整的模型，都顯示總體景氣衰退期間的失業率，和全國土 地稅、地價稅及土地增值稅的租稅努力呈現負向關係，亦即在景氣衰退期間，地 方政府的租稅努力會較低，但在景氣繁榮期間的失業率，則與全國土地稅、地價 稅和土地增值稅的租稅努力呈現正向關係，表示當景氣愈提升，會使土地稅的租 稅努力愈高。此一實證結果也意謂景氣的波動與土地稅的租稅努力呈現正循環 現象，表示我國地方政府在面臨景氣衰退期間，對於土地稅的租稅努力程度較低， 而在景氣繁榮期間對土地稅租稅努力程度則較高。另一方面，本研究也發現全國 土地稅租稅努力程度會受人口成長率影響，地價稅租稅努力程度則受到人口成 長率及平均每人 的影響，而土地增值稅租稅努力程度則是受到農業部門占 比重高低的影響較為明顯。 本研究另一個主要發現，在景氣繁榮期間與衰退期間，我國土地稅的租稅努 力存有不對稱反應。換言之，如將景氣波動分為繁榮期與衰退期，並比較兩個波 動期間估計係數之差異後，可以發現當景氣較不好時，我國地方政府在土地稅方 面的租稅努力程度較小，而減少幅度較景氣繁榮時期為大。因此，景氣的好壞確 實會影響我國地方政府的租稅努力行為，且在景氣不好之際，政府反而更不重視 租稅努力程度，減少幅度也較景氣繁榮時更大，而同樣情況也反映在地價稅及土 地增值稅的租稅努力。 在現今租稅體制下，各縣市地方政府的租稅努力，可透過提高公告地價、公 告土地現值及房屋現值，或根據地方制度法，新增其他地方稅捐而達成。本研究 所提出的租稅努力，受限資料的蒐集不易，僅先以土地稅為主，但若要完整呈現 GDP. GDP.
(22) 景氣循環下的地方政府租稅努力－以土地稅為例. 99. 一個地方政府的總租稅努力程度，則必須全盤考量房屋稅以及其他稅捐收入，才 較為完整。雖然本研究所採用的估算公式及變數仍有許多可改進之處，但實證結 果及研究方法仍有其價值性，尤其在地方政府自主性增加之際，更需要提升自我 租稅努力程度，若地方政府能夠判斷景氣波動對財政所造成之影響，同時瞭解不 同景氣階段可能存在不同反應，或許可制定更符合時宜之租稅政策，不只可使土 地稅成為一個具備穩定特性的收入來源，更能改善日益嚴重的地方財政短絀，及 過度仰賴中央補助等潛在問題。. 參考文獻. 一、中文部分 1.. 2.. 李新仁（ ），《地方政府財政能力與租稅努力之研究》，碩士論文，政治大 學財政研究所。 林健次、蔡吉源（ ），《地方財政自我負責機制與財政收支劃分》，公共行 政學報，第 期，頁 。 陳佳利（ ），《景氣波動不對稱傳遞效果之實證研究》，碩士論文，東華大 學國際經濟研究所。 高銘駿（ ），《臺灣銀行業的資本適足性與景氣循環之關係》，碩士論文， 國立雲林科技大學財務金融研究所。 翁百郁（ ），《期間利差、股票報酬與景氣循環關聯性之探討》，碩士論文， 淡江大學財務金融研究所。 許雯（ ），《總體景氣波動對銀行不良債權比率之不對稱性影響》，碩士論 文，政治大學財政研究所。 葉佳宜（ ），《以家庭收支調查報告分析消費的不對稱行為》，碩士論文， 政治大學財政研究所。 黃建興（ ），《地方財政努力之分析》，財稅研究， 卷 期，頁 。 曾巨威（ ），《如何透過中央統籌分配稅款及補助款之分配激勵地方政府 開闢財源》，行政院研究發展考核委員會研究計畫。 1987. 2003. 9. 3.. 4.. 5.. 6.. 7.. 8. 9.. 1-33. 2006. 2005. 2004. 2010. 2013. 2001. 2001. 33. 5. 47-55.
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