第參章 經濟成長極大化之租稅負擔及租稅結構

第參章 經濟成長極大化之租稅負擔及租稅結構

－台灣實證分析

近年來興起的內生性成長理論認為，政府透過財政政策之操作可對經濟成 長產生影響，其中，租稅對經濟成長是否有實質的影響？是否符合Harberger所謂 的「超級中立性」（superneutrality），各實證結果也未見一致。¹除了研究租稅負擔 對經濟成長的影響外，近來亦有不少文獻開始探討租稅結構對經濟成長的影響，

包括諸如消費稅、資本所得稅、勞動所得稅或直接稅與間接稅何者較有助於經濟 成長，所獲結論大致一致：直接稅（資本所得稅及勞動所得稅）與經濟成長間存 在著顯著的負相關。

同時處理租稅負擔及租稅結構的相關實證文獻中，均分別以租稅負擔或租稅 結構（資本所得稅、勞動所得稅及消費稅）為解釋變數，個別對經濟成長做迴歸 分析，再由個別得出之結果推論出租稅結構比租稅負擔對經濟成長有較顯著的影 響。至於租稅負擔與租稅結構是否可能對經濟成長產生交互的效果則未見分析。

本章試圖同時將租稅負擔及租稅結構（本章係指間接稅占直接稅的比重）做為解 釋變數，以台灣 1963~2001 的資料做實證分析，探討在台灣過去幾十年經濟發展 過程中，租稅負擔與租稅結構是否影響經濟成長？如然，那一項效果較大？並試 圖以實證結果推導出使台灣經濟成長極大化之租稅負擔及租稅結構。

第一節 文獻回顧

在租稅政策對經濟成長影響的相關實證文獻中，就租稅負擔部份，有單純以 平均稅率（租稅收入占 GDP 之比重或稱租稅負擔）為解釋變數者，如 Marsden

（1983）以 1970~1979 年，10 個高低所得不同國家資料所做分析，結論為平均稅 率對經濟成長有負向影響；而 Koester and Kormendi（1989）以 63 個國家，

1970~1979 年資料進行迴歸分析，郤得出平均稅率對經濟成長之影響不顯著的結 果；同樣的結果亦出現在 Mendoza, Milesi-Ferretti and Asea（1997）利用 18 個 OECD 國家 1965~1991 的資料所做的分析中。

除了以單一平均稅率做為經濟成長的解釋變數外，亦有不少文獻同時也考慮 到其他解釋變數，如 Skinner（1987）同時以政府支出及租稅負擔為解釋變數後，

發現租稅負擔與經濟成長呈負相關；Martin and Fardmanesh（1990）則納入政府 支出規模、租稅負擔、非租稅負擔及預算赤字（盈餘）規模等為解釋變數，以 26

1 Harberger(1964)認為租稅政策的改變雖然會影響投資率，但其對勞動供給及勞動所得份額的影響 很微小，以致對經濟成長率沒有影響，故稱租稅政策具有超級中立性。

個國家（包含已開發及未開發）1972~1981 的資料做迴歸分析，也呈現出租稅負 擔與經濟成長間為負相關；Engen and Skinner（1992）以政府支出及租稅負擔為 解釋變數，利用 107 個國家 1970~1985 年資料分析亦得到負相關的結果；Mullen and Willians（1994）以 1969~1986 美國各州的公共資本成長率、私人資本成長率、

勞動成長率及平均稅率為解釋變數，得到的結果郤呈現平均稅率與經濟成長有正 相關；Wang and Yip（1992）以平均稅率及平均稅率成長率為解釋變數，利用台 灣 1954~1986 的資料進行迴歸，發現二者對經濟成長的影響並不顯著；Branson and Lovell（2001）以二階段分析法，藉紐西蘭 1946~1995 年之資料，以租稅負擔及 租稅結構（間接稅占直接稅的比重）對經濟成長做迴歸，求出各年租稅負擔彈性 均小於 0（除 1951 年外），此表示租稅負擔與經濟成長呈負相關；孫克難（2002）

則以租稅負擔、政府消費支出、貿易依存度三者為解釋變數，以台灣 1952~1999 年資料為分析對象，發現租稅負擔對經濟成長沒有顯著影響。

上述的實證研究中，除了台灣及紐西蘭為單純時間序列資料外，其餘大都為 橫斷面及縱橫資料。由於國家體制不同、所得水準不同，社經條件和背景亦有差 異，實證結果當然不盡一致。

在討論租稅結構的文獻中，大都是以各稅目做為解釋變數，Skinner（1987）

分別以個人及公司所得稅對經濟成長進行迴歸分析，發現此二項變數均與經濟成 長呈負相關，而消費稅對經濟成長則無顯著影響；Wang and Yip（1992）則得出 資本稅（營利事業所得稅占 GDP 比重）對經濟成長有負面效果，勞動稅（綜合 所得稅占 GDP 比重）對經濟成長無顯著影響，消費稅（間接稅占 GDP 比重）則 對經濟成長有正面效果；另外，Wang and Yip（1995）再以台灣 1954~1986 的資 料進行迴歸，以資本所得稅（利潤稅稅收占公、私部門營利所得比重）、勞動所 得稅（綜合所得稅稅收占薪資所得比重）、政府公共服務成長率、進出口比率等 為解釋變數，對經濟成長進行迴歸分析，得到資本所得稅和勞動所得稅與經濟成 長間為負相關；Mendoza, Milesi-Ferretti and Asea（1997）以國民所得會計先求出 消費稅、資本所得稅和勞動所得稅的有效稅率，再以三者為解釋變數，發現三者 對經濟成長的影響係數極小且不顯著；羅時萬（2000）以台灣 1961~1996 的資料 為分析對象，發現若以政府投資、政府消費性支出、直接稅、間接稅及財政赤字 或盈餘（皆以占 GDP 比重表示之）等五項財政變數為解釋變數，則得到直接稅 和間接稅與經濟成長間呈負相關，然而若除了上述五項財政變數外，再加上私人 投資占 GDP 比重、有效勞動成長率、進出口占 GDP 比重等三項變數，則直接稅 和間接稅與經濟成長間關係將不顯著。Branson and Lovell（2001）根據 紐西蘭 1946~1995 年之資料分析，得出租稅結構（間接稅占直接稅比重）彈性多數年為 正值，且租稅負擔彈性約租稅結構彈性的 6 倍。孫克難（2002）以資本所得有效 稅率、勞動所得有效稅率、消費稅有效稅率、政府消費支出及貿易依存度為解釋 變數，得出資本所得有效稅率對經濟成長的影響不顯著，而勞動所得有效稅率則 有負相關，消費稅則有正相關。茲將上述相關文獻結果整理於表 3.1 及 3.2。

表 3.1 租稅負擔與租稅結構之實證相關文獻 租稅負擔部份

作者 實證內容 解釋變數 租稅負擔對經濟成長影響

Marsden (1983) 1970~1979 年，10 個國家 平均稅率(T/GDP) 負相關 Koester & Kormendi (1989) 1970~1979 年，63 個國家 平均稅率(T/GDP) 不顯著 Mendoza,Milesi-Ferretti

& Asea(1997)

1965~1991 年，18 個

OECD 國家 平均稅率(T/GDP) 不顯著

Martin & Fardmanesh

(1990) 1972~1981，26 個國家 政府支出、租稅負擔、非租稅

負擔及預算赤字(盈餘) 負相關

Engen & Skinner (1992) 1970~1985 年，107 個國家 政府支出及租稅負擔 負相關

Mullen & Willians (1994) 1969~1986 年，美國各州 公共資本成長率、私人資本成

長率、勞成長率及平均稅率 正相關

Wang & Yip (1992) 台灣 1954~1986 年 平均稅率與平均稅率成長率 不顯著 Branson & Lovell (2001) 紐西蘭 1946~1995 年 租稅負擔及租稅結構 負相關

孫克難(2002) 台灣 1952~1999 年 租稅負擔、政府消費支出及貿

易依存度 不顯著

租稅結構部份

作者 實證資料 解釋變數 租稅結構對經濟成長影響

Wang & Yip (1992) 台灣 1954~1986 年 資本稅、勞動稅及 消費稅

資本稅：負相關 勞動稅：不顯著 消費稅：正相關

Wang & Yip (1995) 台灣 1954~1986 年

資本所得稅、勞動所得 稅、政府公共服務成長率 及進出口比率

資本所得稅：負相關 勞動所得稅：負相關

Mendoza, Milesi-Ferretti

& Asea (1997)

1965~1991 年，18 個 OECD 國家

消費稅有效稅率、資本所 得稅有效稅率及勞動所 得稅有效稅率

均不顯著

羅時萬(2000) 台灣 1961~1996 年

政府投資、政府消費性支 出、直接稅、間接稅及財 政赤字(盈餘)

直接稅：負相關 間接稅：負相關

羅時萬(2000) 台灣 1961~1996 年

同上，再加私人投資比 重、有效勞動成長率及進 出口比重

直接稅：不顯著 間接稅：不顯著

Branson & Lovell (2001) 紐西蘭 1946~1995 年 租稅負擔及租稅結構 租稅結構彈性多數為正

孫克難(2002) 台灣 1952~1999 年

資本所得有效稅率、勞動 所得有效稅率、消費稅有 效稅率、政府消費支出及 貿易依存度

資本所得稅：不顯著 勞動所得稅：負相關 消費稅稅率：正相關

除Branson and Lovell（2001）外，上述相關文獻中，若有同時討論到租稅負

擔及租稅結構，皆是將二者分別處理，個別對經濟成長做迴歸分析，再依據個別 得出結果推論出租稅結構對經濟成長的影響大於租稅負擔。也因此認為以租稅負 擔而言，Harberger租稅「超級中立性」的假說成立。²本文的主要研究方向即為同 時考慮租稅負擔和租稅結構兩者對經濟成長的共同效果。

第二節 理論模型

依 Solow(1956)的成長模型可看出租稅對經濟成長的影響乃經由要素報酬的 降低使資源配置產生扭曲或使累積速度減緩而來，因此，租稅對經濟成長的影響 為一間接行為。Branson and Lovell（2001）的模型先以線性規劃方法處理非租稅 因素對經濟成長的影響，再以迴歸方法處理租稅（包含租稅負擔及租稅結構）對 經濟成長的影響，並進而求出使經濟成長率極大化之租稅負擔及租稅結構。

首先將生產函數

Y

=

A

(

t

)

F

(

K

(

t

),

L

(

t

))轉換成以成長率表示：

G

_Y

= G

_P

+

β_L

G

_L

+

β_K

G

_K （3-1）

其中， 為實質 GDP 成長率， 、 、 分別表示總要素生產力成長率

（ ）、勞動成長率（ ）及資本成長率（ ），

G

Y

G

_P

G

_L

G

_K

A A/

.

L L/

.

K K/

.

β 為勞動產出彈性，L β_K 為資本產出彈性，政府的租稅政策將透過對

G

_P、

G

_L、

G

_K、β 、_L β 的影響進而_K 影響到

G

_Y，可能的因果關係包括：

一、高稅率影響到產業的研發活動及高風險的科技產業，使外溢效果減少，不 利總要素生產力(

G

_P)

二、公司所得稅、個人所得稅及資本所得稅的課徵使要素稅後報酬降低，不利 資本累積（

G

_K）及勞動成長率（

G

_L）

三、非中立性的租稅體系使資本由高稅率的產業流向低稅率的產業，形成資本 配置扭曲，降低資本邊際產出（β ） _K

四、租稅課徵扭曲勞動與資本間的配置效率，使勞動邊際產出降低（β ） _L 為凸顯租稅因素對經濟成長的影響，可以將所有可能會影響經濟成長的因子 分為二大類：一為租稅因素，另一為非租稅因素，而所謂的非租稅因素則係指一 切可量化及不可量化之政治、經濟及社會等其他除了租稅以外的因素。由於一國 的租稅結構大致可分為直接稅及間接稅，因此，影響經濟成長的租稅因素可以 GDP 與直接稅比例（ ）及 GDP 與間接稅之比例（ ）來表示， 而非租 稅因素則統括以 Z 表示之。如此（3-1）式可轉成下式：

D

Y / Y / I

2 參見Wang and Yip(1992)，Mendoza,Milesi-Ferretti and Asea(1997)及孫克難（2002）。

[( ),( );

Z

]

Y I Y D f

G

_Y = （3-2）

（3-2）式可表示不同的環境下（Z），租稅政策（Y/D, Y/I）對經濟成長（ ）的 影響。倘若吾人將之視為一種生產關係，在非參數分析法下則 、 可視為 投入，而 為產出，Z 為技術因素。所以當投入相同時產出之所以不同乃在於 Z。

為正確估計租稅政策對經濟成長的影響，首先必須處理 Z 對 的效果，所以估 計方法乃採用二階段估計法。第一階段透過 DEA，以線性規劃方式求出經濟成長 表現最好的邊界（best-practice economic growth frontier）（Branson and Lovell, 2001），位在邊界上的表示相對於當年度的租稅負擔，因該年的非租稅環境優良，

所以當年的經濟成長表現最佳；而位在邊界內部的則表示相對於當年度的租稅負 擔，該年非租稅環境欠佳，所以也拖累了當年的成長表現。

G

Y

D Y / Y / I

G

Y

G

Y

經由線性規劃可求出最少的投入組合（即 Y/D, Y/I）

min θ （3-3）

s.t. ^≥

∑

t

t

t

Y D

D

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

^≥

∑

t

t

t

Y I

I

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

∑

^λt

^{( G}

^Yt

^{) ≥ G}

^Y0

λ

^t ≥0 t=1,2,………..T

∑

⁼

t

t 1

λ

前二個限制式表示第 0 期的租稅負擔不得超過其餘幾期租稅負擔之線性組合；第 三個限制式則表示第 0 期的經濟成長率不得超過其餘幾期經濟成長率之線性組 合；最後二式則要求線性組合符合外凸性。依據上式求出之 值即可代表各年度

的經濟成長表現，且 。由（3-3）式可以看出：當 時，表示

；

θ

t

1

0<

θ

^t ≤

θ

^t <1

∑

>

t

t

t

Y D

D

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

^>

∑

t

t

t

Y I

I

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

；

∑

^λt

^{( G}

^Yt

^{) > G}

^{Y0 亦即第 0 期的}

租稅負擔小於其餘幾期租稅負擔之線性組合；第 0 期的經濟成長率小於其餘幾期 經濟成長率之線性組合，意味著第 0 期租稅負擔雖然小於平均租稅負擔，但其經 濟成長率卻小於平均經濟成長率，此乃因該期非租稅環境不佳所致。而當

時，表示 ；

=1

θ

t

∑

=

t

t

t

Y D

D

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

⁼

∑

t

t

t

Y I

I

Y

/ ) ( / )

( ⁰

λ

θ

；

∑

^λt

^{( G}

^Yt

^{) ≥ G}

^{Y0 ，亦}

即第 0 期的租稅負擔雖然不比平均租稅負擔輕，但可達到計畫的經濟成長率，此

乃因該期非租稅環境優良所致。因此若 ，表示當期經濟成長落在表現最好 的邊界的內部；當 ，表示當期經濟成長落在邊界上，如圖 3.1 所顯示。

<1

θ

t

=1

θ

t

Y/D

GY

θ=1

θ<1

Y/I 圖 3.1 以θ衡量經濟成長之表現

圖 3.1 中，Y/D、Y/I 可視為二種投入，產出為 。當 ，表示當期經濟 成長已落在邊界上，亦即欲使經濟成長增加唯有投入（Y/D, Y/I）增加，或謂租稅 負擔減少，此意味著在當期租稅負擔之下，仍能達到目標的經濟成長全賴有良好 的非租稅環境；若 ，表示當期經濟成長落在內部，即若只欲維持當期的經 濟成長率，則投入尚可減少，或租稅負擔增加。表示如果當期租稅負擔很輕，則 在輕租稅負擔下，經濟成長郤落在內部，意味當期非租稅環境不佳。所以，當

表示非租稅環境較佳；而 則表非租稅環境不良，是故， 可以代

表非租稅環境之良窳，因此在下面的分析中可以 取代 Z。

G

Y

θ

^t =1

<1

θ

t

→1

θ

t

θ

^t →0

θ

^t

θ

t

為方便比較以及更清楚表達租稅負擔及租稅結構對經濟成長之影響，可以租

稅負擔 及租稅結構 取代（3-2）式中 及

，至此，原（3-2）式

t t

t

D I Y

B

=( + ) /

M

^t =(

I

/

D

)^t (

Y

/

D

)^t

I

t

Y

/ )

(

G

_Y

= f [( Y / D ), ( Y / I ); Z ]

將變為 ， 又因為 代表了非租稅環境的情況，為探討純租稅政策對經濟成長之影響，所以 將 的效果反映在

)

; , ( ^{t t t}

t

Y

f B M

G

=

θ

θ

t

θ

t

B 上，使租稅負擔由

^t

B 經調整後為

^t

B

^t /

θ

^t。³所以當非租稅環 境欠佳時（

θ

^t <1），

B 小於

^t ，而當非租稅環境達到最優良的狀態時

（ ），則二者相等。調整後， 將轉換為 。

t

B

t /

θ

=1

θ

t

G

_Y^t =

f

(

B

^t,

M

^t;

θ

^t)

G

_Y^t =

f

(

B

^t/

θ

^t,

M

^t)

為比較租稅負擔及租稅結構對經濟成長之影響，假設迴歸式以取對數的二次 式呈現：

2

2 (1/2) [ln ]

] ) / [ln(

) 2 / 1 ( ln

) / ln(

)

ln(

G

_Y ^t =

α

+

β

_B

B θ

^t +

β

_M

M

^t +

β

_BB

B θ

^t +

β

_MM

M

^t

3 t

B

乃名目上之租稅負擔或謂客觀租稅負擔，而 則為考量非租稅環境後的實際租稅負擔或 稱主觀租稅負擔。請參閱Branson and Lovell(2001)。

t

B

t /

θ

+

β

_BM[ln(

B

/

θ

)^t][ln

M

^t] （3-4）

（3-5）

t BM

t MM M t

GM

t BM t BB

B t GB

B M

M B

) / ln(

ln

ln )

/ ln(

θ β

β β ξ

β θ β

β ξ

+ +

=

+ +

=

（3-5）式分別為租稅負擔彈性及租稅結構彈性。由（3-5）式可比較不同租稅變 數對經濟成長的影響。令（3-5）式為 0 即可求得使經濟成長率最大化之租稅負擔 及租稅結構：

] / ) ln (

* exp[

BB t BM B

t

M

B

=

θ

× −

β

+

β β

（3-6）

M

^* =exp{−[

β

_M +

β

_BM ln(

B

/

θ

)^t]/

β

_MM} （3-7）

將

ξ

_GB^t 對

θ

^t微分可得租稅負擔彈性與非租稅環境間的關係：

t BB t

t GB

θ β θ

ξ

=−

∂

∂ >0 （因β <0） （3-8） _BB

（3-8）式表示，非租稅環境和租稅負擔彈性符號相同，即當非租稅環境轉差時（

降低），租稅負擔彈性減少，即租稅負擔對經濟成長的影響力降低，此時欲藉減 稅刺激經濟成長效果有限；但當非租稅環境好轉時（ 升高），則租稅負擔彈性 增加，即租稅負擔對經濟成長的影響力增加，此時減稅才有刺激經濟成長的效 果。由此可知，當非租稅環境良好時，欲以減稅提升經濟成長的確可發揮錦上添 花的效果，但當非租稅環境不良時，減稅則未必有雪中送炭的作用。所以當非租 稅環境不佳時，欲提升經濟成長並不能以減稅為手段，而是必須先改善非租稅環境。

θ

t

θ

t

第三節 實證結果

一、非租稅環境

本文採用台灣 1963~2001 年資料，經由前述 Branson and Lovell（2001）的模 型以求取租稅變數對歷年來經濟成長的影響並計算台灣經濟成長極大化之租稅 負擔及租稅結構。首先經由（3-3）式求出各年 值，得出平均值為 91.7%，而經 濟表現相對最好的年份為：1969、1970、1976、1978、1979、1987、1990 及 1992 年。從表 3.1 可看出：如 1969 年及 1998 年，二者名目租稅負擔雖相近（一為

15.65%，一為 15.63%）但二者的經濟表現郤不同， ， ，

這種差別可歸因於非租稅環境不同所致。又如 1990 年及 1998 年，前者當年名目 租稅負擔高達 19.37%，後者只有 15.63%，但前者的經濟成長率為 5.39%，後者 只有 4.57%，在較輕的租稅負擔下經濟成長率反而較差，此乃因該年非租稅環境

θ

t

%

69 =100

θ θ

⁹⁸ =82.63%

不佳所致，因此反映在 值上為 ， 。所以，透過 值的 調整可將各年租稅負擔標準化，並得到當非租稅環境相同時，租稅負擔及租稅結 構對經濟成長的影響。比較圖 3.2 及圖 3.3 可知，調整後的租稅負擔與經濟成長 率呈現較明顯的負相關。又從表 3.1 中可發現：台灣經濟發展過程中所謂傳奇的 二十年（1971~1990），其 值平均為 95%。若以十年為觀察期，則自 1971~2001 年，台灣的經濟表現逐漸走下坡， 值從 70 年代 95.39%至 80 年代 94.97%再下 降到最近十年的 87.28%。此一結果亦暗示台灣的非租稅環境每況愈下。

θ

t

θ

⁹⁰ =100%

θ

⁹⁸ =82.63%

θ

^t

θ

t

θ

t

名目租稅負擔

10 12 14 16 18 20

-4 -2 0 2 4 6 8 10 12 14 16

GDP實質成長率

圖 3.2 名目租稅負擔與實質成長率

調整後租稅負擔

10 12 14 16 18 20

-4 -2 0 2 4 6 8 10 12 14 16

GDP實質成長率

圖 3.3 調整後租稅負擔與實質成長率

表 3.2 各年實質成長率、名目租稅負擔及非租稅環境（ ）

資料來源 為本研究整理

θ

t

：行政院主計處中華民國台灣地區國民所得統計摘要；

θ

^t

年度 GDP實際成長率 名目租稅負擔 效率值(θ)

1963 9.35 12.05 83.04

1964 12.20 11.77 80.97

1965 11.13 12.64 86.16

1966 8.91 12.70 87.02

1967 10.71 12.39 86.34

1968 9.17 13.44 89.13

1969 8.95 15.65 100

1970 11.37 15.49 100

1971 12.90 14.85 95.67

1972 13.32 14.51 92.51

1973 12.83 14.13 89.5

1974 1.16 15.07 91.91

1975 4.93 15.75 94.66

1976 13.86 16.41 100

1977 10.19 16.10 94.39

1978 13.59 16.16 100

1979 8.17 17.61 100

1980 7.30 16.76 95.3

1981 6.16 17.01 97.93

1982 3.55 17.13 99.08

1983 8.45 15.73 92.63

1984 10.60 15.74 96

1985 4.95 15.39 89.03

1986 11.64 13.63 87.36

1987 12.74 13.77 100

1988 7.84 15.49 89.8

1989 8.23 16.85 97.82

1990 5.39 19.37 100

1991 7.55 16.81 93.65

1992 7.49 18.12 100

1993 7.01 17.67 98.82

1994 7.11 17.44 98.01

1995 6.42 17.56 97.09

1996 6.10 15.60 86.1

1997 6.68 15.27 83.44

1998 4.57 15.63 82.63

1999 5.42 14.59 77.74

2000 5.86 13.96 73.74

2001 -2.18 13.19 68.81

1963~2001平均值 8.25 15.37 91.70

1991~2001平均值 5.64 15.98 87.28

1981~1990平均值 7.96 16.01 94.97

1971~1980平均值 9.83 15.74 95.39

1963~1970平均值 10.23 13.27 89.08

由於所謂的非租稅環境係指一切可量化及不可量化之政治、社會、經濟及國 際等其他租稅以外的因素，因此若以表 3.2 所求出的θ 值與台灣經濟發展經驗相 結合，反映出的非租稅環境變化如下：⁴

（一）1961~1972：為台灣經濟發展史上的出口拓展時期，此一時期國內政治上正 處威權體制深化階段，而政府於 1960 年擬定之「十九點財經改革措施」

為現代化的財經體系及投資環境奠下基礎。此一時期貨幣穩定（當時台幣 對美元匯率比為 40:1；消費者物價指數平均每年上漲 3.3%）、儲蓄率高

（1950 年尚不及 10%，1965 年已提高到 20%，1972 年更升高到 30%以上，

儲蓄率甚至超過投資率），失業率低（2%以下）加上國際經濟景氣、世界 貿易體系正加速自由化，提供了台灣經濟起飛的最佳環境。此一期間之θ 值 正如表 3.2 所示逐年提高。

（二）1973~1980：為台灣經濟發展史上的第二階段進口替代與出口擴張時期，此 一時期期初適逢國際經濟劇變，美元貶值、物價上漲、第一次石油危機爆 發，工業國家出現停滯性通貨膨脹等不利因素。而國內方面則由於 1968 年實施九年國民義務教育，使得國內基層人力素質提升，奠定產業轉型的 基礎。加上 1974 年起推動的十大建設計畫，不但大幅擴充交通及電力設 施，另一方面建立完整的重化工業體系，使得此期間的非租稅環境仍處於 優勢。

（三）1981~1990：政府為促進工業升級、改善產業結構故於 1979 年擬定「經濟 建設十年計畫」，分別在 1979 年成立資訊策進會、1980 年成立新竹科學園 區，積極推動資本密集、技術人力密集之機械、電子、電機及資訊等策略 性產業之發展。而此時期的教育政策亦配合產業發展，強調專科及高職教 育使得人力素質提升、技術進步。而由於出超日盛面臨國際壓力，1985 年 又爆發十信弊案，政府遂於 1985 年的經濟革新會議中重申「自由化、國際 化、制度化」的主張。在國際上適逢日本廠商開始在亞洲大舉投資，提供 資本和技術，亞洲四小龍成為主要受益者。

（四）1990 年之後：政府大幅推動金融自由化，利率自由化及外匯自由化。而國 內政治環境，自 1986 年解除黨禁、1987 年解除戒嚴令、1988 年解除報禁 及 1991 年立法院全面改選，政治開始民主化後，立法院成為決策核心，再 加上社會多元化的發展，環保、社會福利議題興起，使得決策影響力來自 各方面，以致政府決策效率低落。此時期分配正義成為中心議題，決策重 公平性與過程正義而非效益，其反映在θ 值上即為逐年降低。

二、租稅結構

本文定義租稅結構為間接稅占直接稅的比重。學理上間接稅與直接稅的區分

4 參閱施建生主編(1999)，1980 年代以來台灣經濟發展經驗。

方式

稅、證券交易稅、期貨交易稅及契稅等；

而間接稅則以消費為課稅對象，包括營業稅、關稅、鹽稅、公賣利益、娛樂稅、

屠宰稅、筵席稅、印花稅及牌照稅等。

面 PP 檢定

有好幾種：以是否轉嫁區分、以徵收方式區分、以課稅對象區分等等，本文 採用以課稅對象區分，因此，直接稅乃以所得和財產為課稅對象，包括所得稅、

礦區稅、遺產稅、贈與稅、土地稅、房屋

5

對一時間序列資料，在進行迴歸前需先檢定是否為定態(stationary)，若以 則只有ln(

^B

/

θ

)及[ln(

B

/

θ

)]²為定態。但考慮了結構斷裂(structure break)後

2001 年實質經濟成長 .18，無法取對數，故將每一年的實質經濟成長率均加上同一最小的正值，

001 實質經濟成長率為正(Lovell and Pastor,1995)。又 2001 年的經濟成長率 則其餘變數皆為定態。相關檢定結果請見本章附錄。又因

率為-2 使得 2

為 39 個樣本中的極端值，故設虛擬變數以反映此一情況。表 3.3 的 A、B、C、

D 四個表分別為（3.4）式的迴歸結果。

表 3.3 租稅負擔、租稅結構對實質成長率之迴歸結果 A

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值.

C -242.648 120.3545 -2.0161 0.0522 )

/

ln(

B θ

113.7123 59.6444 1.9065 0.0656

M

ln 36.7859 18.8059 1.9561 0.0592 )]2

/

[ln(

B θ

-26.5984 16.3643 -1.6254 0.1139 ]2

[ln M - 2.5318 1.3784 -1.8367 0.0756 ]

)][ln /

[ln(

B θ M

- 8.6537 4.3063 -2.0095 0.0530 Dummy - 5.9822 0.2787 -21.468 0.0000 R-squared 0.9471 Adjusted R-squared 0.9372 Durbin-Watson 1.5771 F -statistics 95.5635

B

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值.

C -325.57 464.888 -0.7003 0.4886 )

/

ln(

B θ

143.6882 230.4415 0.6235 0.5372

M

ln 53.4359 72.6166 0.7359 0.467 )]2

/

[ln(

B θ

-.33.5962 63.2297 -0.5313 0.5987 ]2

[ln M -4.4814 5.3156 -0.8431 0.4053 ]

)][ln /

[ln(

B θ M

-10.9649 16.6371 -0.6591 0.5144 R-squared 0.1858 Adjusted R-squared 0.0625 Durbin-Watson 1.1683 F -statistics 1.5066

戶稅及各項臨時捐。

5本文直接稅與財政部「財政統計年報」之定義大致相同，唯不包括

C

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值.

C 434.4954 56.354 7.7101 0.000

B

ln -276.892 29.0782 -9.5223 0 .000

M

ln -22.1053 9.5777 -2.308 0.0274 -0.1128

]2

[ln B 85.8958 8.3624 10.2717 0.000 [ln M 1.0221 -0.1104 0.9128

] ][ln

[ln

B M

8.4477 1.9403 4.3538 0.001 ]2

R-squared 0.8139 A red 0.7857 Durbin-Watson 1.4191 F 28.8612

djusted R-squa -statistics

由表 A、B 皆以調整後租稅負擔（ln(

B

/

θ

)）為解釋變數可發現：加入虛 擬變數後

R 值由表 B 之 0.18 提高至表 A 之 0.94。

²

另外由上表 A 和表 D 比較亦看出在分析租稅政策對經濟成長的影響時，必須 考慮非租稅因素（θ ）才能得到正確的效果。在表 A 中以調整後的租稅負擔取代 名目租稅

的係數為-26.5984 長率有極

大值的必要條

以表 A 所得 及租稅結

構彈性，其平均值列於表 ，每年的租

稅負擔彈性皆小於 0，平均值為-5.65，早期的租稅負擔彈性較大，平均為-9.37，

到了 70 年 了最近十年

更下跌到 ，但其影響

力已在下降中，此一結果並不符合 Harberger 所說的租稅具「超級中立性」。又再 D

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值.

C 6.7404 72.1292 0.0934 0.9261

B -9.5685 43.213 -0.2214 08262

ln

M

ln 3.6488 7.2316 0.5046 0.6173 ]2

[ln B

dummy

3.7189 13.1266 0.2833 0.7788

2 -0.5537 0.6630 -0.8351 0.4098 ]

[ln M ] ][ln

[ln

B M

-0.2520 1.7815 -0.1415 0.8884 - 5.9431 0.8653 -6.8682 0.000 R-squared

D

0.9248 Adjusted R-squared 0.9107 urbin-Watson 1.6631 F -statistics 65.5637

)]2

/ [ln(

B θ

負擔後，發現大部份的解釋變數變得顯著（10%顯著水準），且

，[ln M]²的係數為-2.5318，二者的符號皆符合經濟成 件。

出的係數代入（3-4）式即可求出每年的租稅負擔彈性 3.4。就租稅負擔彈性而言，除了 1987 年外 代降至-7.83，進入 80 年代租稅負擔彈性又降低至-3.70。到 -2.74，此一情況顯示出雖然租稅負擔對經濟成長有負面影響

和之前的θ 值配合觀察，恰可反映出（3.8）式所顯示的：當非租稅環境不佳時，

租稅負擔彈性亦下降，亦即當非租稅環境不佳時，租稅負擔對經濟的影響力將下 降。

表 3.4 平均租稅負擔彈性及租稅結構彈性

年度 租稅負擔彈性 租稅結構彈性

1963~2001 平均值 -5.6502 -0.5999 1963~1970 平均值 -9.3687 -1.5761 1971~1980 平均值 -7.8308 -1.2164 1981~1990 平均值 -3.6984 -0.0341

1991~2001 平均值 -2.7378 0.1562

1963~2001 租稅結構彈性平均值為-0.6，在 39 個樣本中，租稅結構彈性為正 的只有 10 年，且自 1986 年起才首次出現正值。若以十年為一觀察期將發現到：

租稅結構 初的-1.58

到 70 年 接稅占直接

稅的比重或者 但效果漸漸

變小。而到了 稅結構彈性

為 0.16，此意味著在此期間欲刺激經濟成長率則應使間接稅占直接稅的比重上升 或者增加間接稅、減少直接稅，但效果亦相當有限。就租稅理論而言，間接稅的 課徵將使消費降低進而使總需求減少；降低直接稅則有利資本累積使總供給增

加，所以 接稅二者皆

不利經濟 對台灣經濟

成長的影

θ

t

DT

中 ，DT（direct tax）為直接稅

占 GDP

彈性在 1963~1990 年間大都小於零，但絕對值呈逐漸遞減，由最 代-1.22 再降至 80 年代的-0.03，此一現象表示在此期間降低間

使間接稅減少、直接稅增加可使台灣經濟成長率提升，

最近十年(1991~2001) 租稅結構彈性轉為正值，平均租

最後結果需視二者增減幅度大小而定，換言之，直接稅和間 成長，但對經濟成長的影響程度卻不同。為進一步了解二者 響，本文再依據（3-9）式進行迴歸分析。

) / ln(

) / ln(

)

ln(

G

_Y =

C

+

β

_IT

IT θ

+

β

_DT （3-9）

（3-9）式 ，IT（indirect tax）為間接稅占 GDP 比重

比重，θ 同前文所述為效率值，求出之結果列於表 3.5。

表 3.5 直接稅與間接稅對實質成長率之迴歸結果（1963~2001）

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值 C 6.1989 1.7281 3.5872 0.001 ln(IT/θ) -1.1551 0.6040 -1.9122 0.0641 ln(DT/θ) -0.6755 0.2091 -3.2306 0.003 dummy -6.0584 0.2962 -20.4560 0.000 R-squared 0.9319 Adjusted R-square 0.9261 Durbin-Watson 1.6599 F-statistics 159.6903

表 3.6 直接稅與間接稅對實質成長率之迴歸結果（1963~1980）

稅對實 之迴歸結果（1986~2001）

表 3.7 直接稅與間接 質成長率

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值 C 6.3525 1.1186 5.6788 0.0001 ln(IT/θ) -0.7556 0.4807 -1.5718 0.142 ln(DT/θ) -1.1318 0.1181 -9.5865 0.000 dummy -5.9644 0.0825 -72.2989 0.000 R-squared 0.998 Adjusted R-square 0.9975 Durbin-Watson 1.6428 F-statistics 1996.1

表 3.5 中 DUMMY 的設定同表 3.3。由表 3.5 中可知就 1963~2001 年資料分 析，直接稅和間接稅對台灣經濟成長在 10%顯著水準下均有不利的影響且間接稅 的影響力（1.1551）大於直接稅（0.6755）。若以 5%或 1%顯著水準來看，則直接 稅對台灣經濟成長有不利影響。又因在 1963~1980 期間，租稅結構彈性均小於零 且絕對值皆大於 1，但自 1986 年起租稅結構彈性首次出現大於零，故本文再分別 就 1963~1980（表 3.6，DUMMY 值設在 1974 使

， 台灣經濟成長

有非常顯著的負面影響，且間接稅對台灣經濟成長的不利影響（11.8026）遠大於

直接稅 的負

面影響且其影響力 1.1318 （0.7556

彈性之趨勢相符。所以欲同時顧及經濟成長和政府稅收兩項目的，應降低直接 稅、提高間接稅。

文直 財 而所得稅又可分為綜合所得稅及營利事

業所得稅， 步 稅 那一 灣的經 有顯著的影

響，是以本文再根據下列（3-10） 迴

年，該年發生第一次石油危機，

得當年經濟成率突然跌至 1.16%）及 1986~2001 年的資料進行分析（表 3.7，DUMMY 值設在 2001 年） 發現在 1963~1980 期間，不僅直接稅和間接稅對

（0.5804）；但在 1986~2001 期間則僅有直接稅對台灣經濟成長有顯著

（ ）大於間接稅 ），此一結果與前文之租稅結構

本 接稅包括了所得稅及 產稅，

為能進一 了解直接 中究竟 種稅對台 濟成長

式進行 歸分析。

) / ( ) / ( ) / ( ) /

( _{2 3 4}

1

θ β θ β θ β θ

β IIT BIT PT IT

C

G

_Y = + + + + （3-10）

其中 代表綜合所得稅占 GDP 的比重，BIT 為營利事業所得稅占 GDP 比重，

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值 C 32.0133 6.6064 4.8458 0.0003 ln(IT/θ) -11.8026 2.6420 -4.4673 0.0005 ln(DT/θ) -0.5804 0.1887 -3.0761 0.0082 dummy -1.9343 0.1953 -9.9026 0.000 R-squared 0.9171 Adjusted R-square 0.8994 Durbin-Watson 2.1581 F-statistics 51.6467

IIT

PT 表示財 。

~ 資 列於表 ⁶由表 3 出除了營利

事業所得稅外，其餘各稅對台灣的經濟成長均有顯著的不利影響。若再以

1986~2001 迴 到 結果（ 。因此未來若要降低直接

稅、提高間 對 得 稅進 降低非 業所得稅。

表 3.8 綜所稅 1963~2001）

數 標 準 誤

產稅占 GDP 的比重，IT 同（3.9）式，為間接稅占 GDP 的比重 以 1963 2001 的 料得出之迴歸結果 3.8。 .8 可看

資料進行 歸，亦得 相同的 表 3.9）

接稅，則宜 綜合所 稅或財產 行減免而 營利事

、營所稅、財產稅及間接稅對實質成長率之迴歸結果（

變 數 參 t 值 P 值

C 35.4376 7.5434 4.6978 0.000 IIT/θ -3.0271 1.3297 -2.2764 0.0294 BIT/θ 0.1454 1.4348 0.1014 0.9199 PT/θ -1.2759 0.6199 -2.0582 0.0475 IT/θ -1.7571 0.5738 -3.0620 0.0044 dummy -7.8573 1.7908 -4.3877 0.0001 R-squared 0.7116 Adjusted R-square 0.6679 Durbin-Watson 1.5791 F-statistics 16.2854

表 3.9 綜所稅、營所稅、財產稅及間接稅對實質成長率之迴歸結果（1986~2001）

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值 C 30.2291 4.3545 6.942 0.000 IIT/θ -2.2418 0.5336 -4.2011 0.0018 BIT/θ -0 8879 . 0.7172 -1.2381 0.2440 PT/θ -1.2666 0.2123 -5.9651 0.0001 IT/θ -1.1222 0.4534 -2.4751 0.0328 dummy -7.0291 0.9306 -7.5536 0.0000 R-squared 0.7116 Adjusted R-square 0.6679 Durbin-Watson 1.5791 F-statistics 16.2854

同樣的，為了進一步了解間接稅中何種租稅對台灣經濟成長有顯著影響，本 文再根據下式進行迴歸。

) / (

) / (

) /

( _{2 3}

1

θ β θ β θ

β CUSTAX COMTAX BUSITAX

C

G

_Y = + + + +

β

₄(

OTHERTAX

/

θ

)+

β

₅(

DT

/

θ

) （3-11）

3.8 之 dummy設在 1974 年及 2001 年。不論只將dummy設在 2001

均是營利事業所得稅對經濟成長影響不顯著，而綜合所得稅在 10%的顯著水準下均呈顯著結果，

6表 或 1974 或不設，得到的結果

而以 1974 及 2001 均設dummy的

R

²值最高。

（3-11）式中，CUSTAX 表示關稅占 GDP 之比重；COMTAX 表示貨物稅占 GDP 代表營業稅占 GDP 之比重；OTHERTAX

GDP 之比重；DT 同（3-9）式為直接稅占 GDP 之

外， 。若再以 1986~2001

歸， 印花稅外，其餘各稅對經濟成長均有不利影響

（表 3.11），是 來 高 則宜提高具有綠色租稅概念之貨物稅。

表 3.10 關稅、貨物稅、營業稅及直接稅對實質成長率之迴歸結果（ ）

表 3.11 關稅 稅、 及 對實質 迴歸 86~2001）

之比重；BUSITAX 則表示牌照稅、印

花稅、娛樂稅及公賣利益等占 比重。

以 1963~2001 的資料得到之迴歸結果列於表 3.10，可看出除了關稅及貨物稅

其他各稅對台灣的經濟成長均有不利的影響 資料進行迴

則得出除了貨物稅與牌照稅、

故，未 若欲提 間接稅，

1963~2001

、貨物 營業稅 直接稅 成長率之 結果（19

變 數 參 數 標 準 誤 t 值 P 值 C 36.4461 2.5623 14.2238 0.0000 CUSTAX/ θ -3.6763 0.6386 -5.7566 0.0003 COMTAX/θ -0.7252 0.5026 -1.4428 0.1829 BUSITAX/θ -3.2983 0.4562 -7.2306 0.0000 OTHERTAX/θ 0.0211 0.3460 0.0611 0.9526 DT/θ -1.2584 0.0870 -14.4661 0.0000 R-squared 0.7505 Adjusted R-square 0.7037 Durbin-Watson 1.6909 F-statistics 16.0431

比較租稅結構彈性與租稅負擔彈性，可發現租稅結構對經濟成長的影響遠不 如租稅負擔，以平均值來說，租稅負擔彈性約為租稅結構彈性的 10 倍左右。最 近十年則差距加大，此乃因現行的租稅負擔仍大於使經濟成長極大化的租稅負

誤

變 數 參 數 標 準 t 值 P 值

C 42.1056 7.5995 5.5406 0.0000 CUSTAX/θ -1.5981 0.9865 -1.6199 0.1151 COMTAX/θ -1.0821 1.3234 -0.8177 0.4196 BUSITAX/θ - 0091 3. 1.600 3 -1.8803 0.0692 OTHERTAX/θ -3.1294 0.804 2 -3.8914 0.0005 DT/θ -1.6945 0.4682 -3.6189 0.0010 dummy -8.1729 1.4723 -5.5512 0.0000 R-squared 0.7505 Adjusted R-square 0.7037 Durbin-Watson 1.6909 F-statistics 16.0431

擔，但租稅結構則逼近使經濟成長極大化的租稅結構，此一情況在下文中有更詳 細的說明。

表 3.12 平均極大化租稅負擔及極大化租稅結構

年度 觀察到的租稅負擔 極大化租稅負擔 觀察到的租稅結構 極大化租稅

依據 3-5）式可求出使各年經濟成長極大化的租稅負擔及租稅結構，甚平均 升趨勢，觀察到的租稅負擔自 70 年代 15.74%到 80 16.06，再到 90 年代的 15.98%，可看出這三十年台灣的租稅負擔幾乎沒什麼變化，而公共支出卻不斷增

加，難怪財政狀況日益惡化；而極大化租稅負擔則從 升高到 再到

90 1987

租稅負擔已逐步接近極大化租稅負擔。

隨著經濟發展過程由農業到工業到服務業，間接稅占直接稅的比重不論就觀

察 的 構或極大化 而 者皆呈 趨勢 的數值

越 越 稅結構由 .7 1 再到 低至最 0.84，

亦即直接稅占總稅收的比重由 20.88 %，再升到 80 年代

的 54.35%；而極大化租稅結構則從早年的 2 為 70 年

代的 1.43，再減少至 80 年代 1.34，到 90 年代的 0.9，表示直接稅占總稅收的比 重由 33%增加到 41.15%再升到 42.74%，到最近十年的 52.63%，二者的關係以圖 構接近。

結構

1963~2001 平均值 15.3697 12.7187 1.9510 1.3804 1963~1970 平均值 13.2659 9.3396 3.7940 2.0283 1971~1980 平均值 15.7354 11.7268 2.3097 1.4318 1981~1990 平均值 16.0616 14.1699 1.3318 1.3416 1991~2001 平均值 15.9845 14.8112 0.8430 0.8978

（

值列於表 3.12。就觀察到的租稅負擔與極大化租稅負擔比較可發現：二者皆呈上 年代的

11.73% 14.17%

14.81%，二者的關係以圖 3.4 示之。很顯然的，自 年起觀察到的 年代的

到 來

租稅結 租稅結構 言，二 逐年下降 ，且二者

接近。租 早期的 3 9 到 2.3 1.33 再降 近十年的

%增加到 70 年代的 30.21

43%，到最近十年的 .03 降低

3.4 示之。由圖 3.5 可看出來，我國目前的租稅結構與使經濟成長極大化的租稅結

0 5 10 15 20 25

1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001

觀察到的租稅負擔 最適租稅負擔(B)

圖 3.4 觀察到的租稅負擔及極大化租稅負擔

0 5

1 2 3 4

1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001

觀察到的租稅結構 最適租稅結構(M)

最後，各年的實際經濟成長率與最大經濟成長率皆在表 3.13 及圖 3.6。

表 3.13 最大實質成長率與實際成長率

年 度 GDP 最大實質成長率 GDP 實際成長率 1963~2001 平均值 10.5852 8.2477 1963~1970 平均值 13.5929 10.2253 1971~1980 平均值 10.7079 9.8255 1981~1990 平均值 11.8105 7.9563 1991~2001 平均值 7.1724 5.6399

圖 3.5 觀察到的租稅結構及極大化租稅結構

-5.00 -2.00 1.00 4.00 7.00 10.00 13.00 16.00 19.00 22.00 25.00

1963 1965 1967 1969 1971 1973 1975 1977 1979 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001

GDP最大潛在實質成長率 GDP實際成長率

圖3.6 GDP實際成長率及最大潛在實質成長率

表 3.13 可看出若採取使經濟成長極大化的租稅負擔及租稅結構，平均來說，

可以使實質經濟成長率提高 2.34%，或使實質 GDP 增加 28%；而從圖 3.4、圖 3.5 及圖 3.6 觀察比較可發現：1971~1980 的租稅負擔及租稅結構離極大化租稅負 擔及租稅結構還有距離，但該期間的實際成長率卻趨近最大成長率（除了 1974 年），反之，自 1980 年開始已觀察到的租稅負擔及租稅結構與極大化的租稅負擔 及租稅結構差距日益縮小，尤其到了最近十年，已觀察到的租稅結構幾乎與極大 化租稅結構一致，而已觀察到的租稅負擔距極大化租稅負擔差距不過 1.17%。對 經濟成長而言，租稅環境的改善空間已不大，但實際成長率與最大成長率之差距 卻不如 1971~1980 期間之差距，所以最近十年的經濟表現不若以往的關鍵原因不 在租稅環境而在非租稅環境。欲提高經濟成長率應從改善非租稅環境著手。

第四節 結論

同樣以台灣為實證對象，依本文的迴歸式所得出的結論為租稅負擔較租稅結 構對台灣的經濟成長率有較大的影響。此一結論與過去之相關文獻（孫克難

（2002 1992, 1995 萬（2000））不同的原因有下列幾 點：

一、方法不同：過去的文獻皆將租稅負擔及租稅結構分別設計成一次式的迴歸 式，再根據顯著性與否來判斷是否對經濟成長有影響。而本文為求經濟成長 極大化所以迴歸式採二次式且為對數型式，使得迴歸結果除了可以同時看出 租稅負擔和租稅結構的顯著性之外還可以比較二者影響力的大小。

）、Wang and Yip（ ）及羅時

二、選擇的解釋變數不同：本文將所有影響經濟成長的因子分為二大類，一為租 稅因素（租稅負擔及租稅結構）；一為非租稅因素（θ ）。而研究租稅負擔對 經濟成長影響之文獻中，除了放入租稅負擔外，還放入了其他經濟變數。而 本文所稱的非租稅因素則包含一切可以量化的經濟因素及不可量化的非經 濟因素，換言之，過去文獻中所提到的變數只是非租稅因素之一而已。

三、租稅結構定義不同：本文所稱的租稅結構係指直接稅占間接稅的比例，其他 文獻則為各種稅目的比較。如：資本稅、勞動稅及消費稅三種稅對經濟成長 的影響（Wang and Yip,1992）。

由於相關文獻在租稅負擔對經濟成長的迴歸上皆得到不顯著的結果，而以各 種稅目對經濟成長做迴歸分析則可得出某一種稅對經濟成長有顯著效果，因此認 為租稅結構對經濟成長的影響大於租稅負擔。本文則因同時將租稅負擔及租稅結 構（直接稅/間接稅）做為解釋變數，且採對數型式的迴歸式，故可得出二者對

濟成長的影響力並加以比較。

經

以台灣 1963~2001 年的經濟成長率為被解釋變數，而同時以租稅負擔及租稅 結構為解釋變數，依本文的迴歸式所得到的結果顯示出：租稅負擔較租稅結構對 台灣的經濟成長率有較大的影響，但其影響力在下降中。

台灣經濟成長率達到極大化的平均租稅負擔為 12.72%，平均租稅結構為1.38

（即直接稅占總稅收約 42%），而就歷史資料分析得到的平均租稅負擔為 15.37%，平均租稅結構為 1.95（即直接稅占總稅收約 34%）；1991~2001

均極大化租稅負擔則為 14.81%，平均極大化租稅結構為 0.90（即直接稅占總稅 收約 52.63% 1991~2001 年歷史資料分析得到的平均租稅負擔為 15.98%，

平均租稅結構為 （即直接稅占總稅收約 54.35%），所以目前的租稅結構已趨

，至於租稅負擔也不過高出極大化租稅負擔 1.17%而已，但 稅對經濟成長的影響力卻在下降中。假設政府採取使經濟成長極大化的租稅負 擔及租稅結構，平均來說可以使平均實質經濟成長率提高 2.34 或平均實質 GDP 增加 28%。但自 1991 起租稅結構已逼近極大化租稅結構，租負擔雖還有約 1.17%

的下降空間，但實際成長率與最大成長率的差距卻未見縮小，再加上租稅負擔對 經濟成長的影響也有限，所以就算減輕了租稅負擔，對經濟成長的貢獻仍有限，

但對

租稅環境日益下降，政府欲藉減稅手段來刺激經濟，可能無法達到預期的 效果。

年的平

）；而 0.84 近極大化的租稅結構 減

目前的財政狀況無異雪上加霜，故欲提高經濟成長主要關鍵因素乃在於非租 稅環境，此正如（3-8）式中所暗示的，當非租稅環境不佳時，減稅對提振經濟 成長效果有限，非租稅環境的好壞才是關鍵，而由前面的實證結果中亦可看出台 灣的非

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附錄：單根檢定結果

變數 ADF 檢定 ADF 檢定

（含截距項 ）

ADF 檢定

（含截距項及趨勢項 ） GDP -0.672665 -4.196375^*** -5.130377^***

) /

θ

B

1.011623 -1.532350 -3.166249 ln(

lnM -2.395045^** -0.797046 -2.476421 ]

) /

(

B θ

² 0.977821 -1.491136 -3.

[ln 158918

]2

[ln M -2.476882^*** -0.948267 -2.211670 [ln(

^B

/

θ

)][lnM] -2.219691^** -0.597121 -2.035540

）

變數 PP 檢定 PP 檢定 PP 檢定

（含截距項 ） （含截距項及趨勢項 GDP -0.546274 -4.396298^*** -5.097285^***

) /

ln(

B θ

1.087735 -1.845510 -4.417761^***

lnM -3.266719^*** -0.948398 -2.244640 ]

) /

[ln(

B θ

² 1.047500 -1.808888 -4.443272^***

]2

[ln M -3.588357^*** -1.198443 -1.962894 [ln(

^B

/

θ

)][lnM] -2.418732^** -0.815476 -2.534171

說明：* 、** 、***分別代表在 10%、5%、1%之顯著水準下拒絕有單根之虛無假設