BFG RV/7100187/2012

Das qq-Plot: Huber verwendet dieses grafische Verfahren, das er "Graphische Kontrolle im Wahrscheinlichkeitsnetz" nennt, zum Überprüfen, ob die buchmäßigen Tageslosungen auch tatsächlich einer logarithmischen Normalverteilung folgen. Das qq-Plot ist ein Streudiagramm, in dem die realisierten Werte der Tageslosungen über den Quantilen der logarithmischen Normalverteilung aufgetragen werden, die den kumulierten relativen Rangzahlen der Tageslosungen entsprechen. Je besser die Verteilung der realisierten Tageslosungen mit einer logarithmischen Normalverteilung übereinstimmt, umso geringer sind die Abweichungen der Punkte dieses qq-Plots von einer Geraden. Qq-Plots werden in analoger Weise verwendet, um die Übereinstimmung einer empirischen Verteilung mit einer beliebigen hypothetischen Verteilung anzuzeigen, die nicht notwendigerweise eine logarithmische Normalverteilung ist. Eine Analyse mittels qq-Plot gibt allerdings nur einen Hinweis auf das Ausmaß der Übereinstimmung. Die statistische Theorie bietet neben solchen grafischen Verfahren auch so genannte Anpassungstests an, also Verfahren zum Testen der Hypothese an, dass eine empirische mit einer hypothetischen Verteilung übereinstimmt. Ein solcher statistischer Test erlaubt das Quantifizieren der Wahrscheinlichkeit, dass bei der Entscheidung der Fehler 1. Art begangen wird, also die Übereinstimmung irrtümlich für nicht zutreffend gehalten wird. Die Wahrscheinlichkeit, eine nicht zutreffende Übereinstimmung mit einem solchen Test zu entdecken, hängt wesentlich von der Anzahl der verfügbaren Beobachtungen und natürlich vom Ausmaß der Abweichung der empirischen von der hypothetischen Verteilung ab. Diese Wahrscheinlichkeit, auch Macht des Tests genannt, ist allerdings bei solchen Anpassungstests nicht allzu groß, wenn nicht eklatante Unterschiede zwischen den Verteilungen oder große Umfänge der verfügbaren Daten vorliegen. Soll also ein statistisches Entscheidungsverfahren verwendet werden, um im Sinn von Huber (2004) zu zeigen, dass buchmäßige Tageslosungen durch Manipulieren zustande gekommen sind und gegenüber den tatsächlichen Tageslosungen verändert wurden, so sind die folgenden Voraussetzungen zu erfüllen: Es muss bekannt sein, welcher Verteilung die Tageslosungen tatsächlich folgen; nach Huber (2004) muss es sich um die logarithmische Normalverteilung handeln. Es muss eine ausreichende Menge von Daten zur Verfügung stehen. Insbesondere die erste der beiden Voraussetzungen ist praktisch nicht zu erfüllen. Es ist denkbar, dass Daten aus vergangenen Jahren oder Daten von vergleichbaren Unternehmen einen Rückschluss auf die Verteilung der zu analysierenden Daten erlauben. Allerdings sind derartige Rückschlüsse mit Unsicherheit verbunden, so dass auch die Ergebnisse von Analysen auf Basis derartiger Verteilungen mit Vorsicht zu interpretieren sind. In praktischen Situationen wird man nicht in der Lage sein, die Verteilung der tatsächlichen Tageslosungen anzugeben. Schließlich soll auf das Fehlen einer konkreten Entscheidungsregel im Verfahren von Huber hingewiesen werden; dieser Mangel kann durch das Ergänzen des qq-Plots um einen Anpassungstest behoben werden. Ein statistischer Test, mit dem - mit einer zu wählenden maximal tolerierten Wahrscheinlichkeit, eine Fehlentscheidung zu begehen, - das Abweichen einer empirischen Verteilung von einer hypothetischen Verteilung identifiziert werden kann, wird umso eher eine signifikante Abweichung diagnostizieren, je größer der Umfang der verfügbaren Daten ist; daneben hängt diese Chance auch von anderen Faktoren ab, etwa wie groß das Ausmaß des Unterschiedes zwischen den beiden Verteilungen ist. Die Frage, wie viele Daten in einer bestimmten Situation nötig sind, kann demnach nicht allgemein beantwortet werden. Sie ist aber auch nur eine theoretische Frage, da in praktischen Situationen die Verteilung der tatsächlichen Tageslosungen nicht bekannt sein wird und daher eine hypothetische Verteilung nicht angegeben werden kann. Schätzen der tatsächlichen Tageslosungen: Für den Fall, dass die buchmäßigen Tageslosungen nicht anerkannt werden, schlägt Huber (2004) vor, die tatsächlichen Tageslosungen mit Hilfe des folgenden Verfahrens zu schätzen. Huber empfiehlt, die zu prüfenden Daten in Form eines Histogramms der logarithmierten Werte mit einer geeigneten Klassenbildung darzustellen: "Bei dieser Methode erfolgt die gründlichste Durchleuchtung der Verteilungsstruktur, da bei grafischer Unterstützung durch ein interaktives Diagramm in einer Tabellenkalkulation schichtweise die Original- und Sollwerte, sowie die Abweichungen bei Korrektur erkennbar sind. Gegenüber allen anderen Verfahren ergibt sich dabei der Vorteil, dass unmittelbar Überlegungen über die Natur von Lücken, Ausreißern und Extremwerten angestellt werden können," Huber unterstellt dabei, dass die korrekte Verteilung der Tageslosungen eine logarithmische Normalverteilung ist, und dass die Parameter dieser Verteilung aus den buchmäßigen Tageslosungen ermittelt werden können; Huber bzw. das von Ihm empfohlene EXCEL-Programm verwendet dazu einen nicht weiter dargestellten Algorithmus, bei dem das Maximum bzw. die Spannweite der buchmäßigen Tageslosungen eine wesentliche Rolle zu spielen scheinen. Die grafische Aufbereitung der Gegenüberstellung von buchmäßigen Tageslosungen und den nach der Rechnung von Huber erwarteten Tageslosungen lässt erkennen, in welchen Bereichen die stärksten Abweichungen liegen; Huber interpretiert diese Bereiche als jene, in denen "Korrekturen" der buchmäßigen Tageslosungen vorgenommen wurden. Damit das Verfahren von Huber anwendbar ist, müssen die folgenden Voraussetzungen erfüllt sein: Es muss zutreffen, dass die Tageslosungen tatsächlich der logarithmischen Normalverteilung folgen. Es muss möglich sein, die Parameter der zutreffenden Verteilung aus den zur Verfügung stehenden Daten zu schätzen, auch wenn diese Daten durch "Korrekturen" verfälscht sind. Nach dem oben Ausgeführten kann erstens die vorausgesetzte logarithmische Normalverteilung der Tageslosungen nur in begründeten Ausnahmesituationen gerechtfertigt werden. Zweitens können aus prinzipiellen Überlegungen solche Daten, die eine verfälschte Verteilung repräsentieren, nicht dazu verwendet werden, die Parameter der unverfälschten Verteilung zu schätzen. Gerade das Rekonstruieren des Maximums der Verteilung, das bei Huber's Verfahren eine wesentliche Rolle spielt und Basis für das Schätzen der als richtig angenommenen Verteilung ist, bringt eine besondere Unsicherheit mit sich, Solche Maxima haben oft den Charakter eines Ausreißers, haben also einen so extrem großen Wert, dass sie nur mit extrem geringer Wahrscheinlichkeit realisiert werden. Die statistische Literatur kennt zwar Regeln, mit denen extreme Beobachtungen als Ausreißer identifiziert werden können. Verfahren, mit denen aus solchen Beobachtungen auf die tatsächliche Verteilung zurück geschlossen werden kann, sind schwer vorstellbar und vermutlich in einem hohen Ausmaß spekulativ. Ob der Algorithmus von Huber einen derartigen Versuch macht, kann aus der rudimentären Darstellung nicht geschlossen werden. Zusammenfassend kann gesagt werden, dass die von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren nicht geeignet sind, die behaupteten Ergebnisse zu liefern. Weder ein qq-Plot noch ein Anpassungstest können verwendet werden, eine statistisch abgesicherte Entscheidung darüber zu fällen, ob die buchmäßigen Tageslosungen manipuliert sind oder nicht: Dazu müsste die Wahrscheinlichkeitsverteilung der Tageslosungen bekannt sein; ein Nachweis, dass Tageslosungen, wie von Huber behauptet, der logarithmischen Normalverteilung folgen, kann praktisch nicht erbracht werden. Das Schätzen der Differenz zwischen den Bemessungsgrundlagen, die den buchmäßigen und den tatsächlichen Tageslosungen entsprechen, setzt ebenfalls voraus, dass die Form der Wahrscheinlichkeitsverteilung der Tageslosungen bekannt ist; Huber unterstellt die logarithmische Normalverteilung. Da die Verteilung der tatsächlichen Tageslosungen in realen Situationen nicht bekannt ist (siehe den Punkt oben), fehlt für ein derartiges Schätzverfahren die Voraussetzung. Aber selbst, wenn die Verteilung der tatsächlichen Tageslosungen bekannt wäre, ist es kaum denkbar, dass aus Daten, die für manipuliert anzusehen sind, verlässliche Information über die Verteilung der tatsächlichen Tageslosungen errechnet werden können. D. Konsequenzen für die Anwendung Es ist ein berechtigtes Vorgehensweise der Steuerbehörde, statistische Verfahren einzusetzen, um Hinweise auf mögliche Manipulationen zu bekommen, für die in der Folge gezielt der Nachweis gesucht werden kann. Verfahren der Zeitreihenanalyse oder der statistischen Prozesskontrolle sind Beispiele für höchst erfolgreiche Anwendungen von statistischen Methoden zum effizienten Identifizieren von möglichen Manipulationen. Ausgangspunkt der Verfahren von Huber (2004) ist die Behauptung, dass die Tageslosungen der Log-Normalverteilung folgen. In der Folge wird weiter argumentiert, dass Tageslosungen, die nicht der logarithmischen Normalverteilung folgen, nicht zufällig entstanden seien, womit impliziert wird, dass Veränderungen der verbuchten Werte gegenüber den realisierten Tageslosungen, also Manipulationen der Buchhaltungsdaten, vorgenommen wurden. Nach dem im Abschnitt C Gesagten kann nicht davon ausgegangen werden, dass Tageslosungen der logarithmischen Normalverteilung folgen. Die logarithmische Normalverteilung von Tageslosungen wird eher die Ausnahme und nur unter idealisierten Umständen in der Realität zu beobachten sein; man wird sogar in den meisten Situationen nicht einmal davon ausgehen können, dass die Wahrscheinlichkeitsverteilung der Tageslosungen über längere Zeit konstant ist; den Umsatz bestimmende Faktoren wie Wochenzyklus, Saisonalitäten, Kalendereffekte, das Wetter, die konjunkturelle Lage, Werbemaßnahmen, etc. werden beispielsweise den Mittelwert und damit die gesamte Verteilung der Tageslosungen von solchen Ereignissen abhängig machen. Diese Ausführungen machen klar, dass Abweichungen der Verteilung der Tageslosungen von der logarithmischen Normalverteilung die Regel sein werden und dass aus solchen Abweichungen keineswegs geschlossen werden kann , dass Veränderungen der verbuchten Werte gegenüber den realisierten Tageslosungen, also Manipulationen der Buchhaltungsdaten, vorgenommen wurden. Die von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren, das qq-Plot und ein Verfahren zum Schätzen der Tageslosungen, sind nicht geeignet, die behaupteten Ergebnisse zu liefern. Beide Verfahren gehen von der nicht haltbaren Annahme aus, die Tageslosungen würden der logarithmischen Normalverteilung folgen. Der Anwendung der Verfahren von Huber (2004) müsste also eine Überprüfung der Annahme vorausgehen, dass die Tageslosungen überhaupt der logarithmischen Normalverteilung folgen. Wenn ein solcher Nachweis nicht möglich ist, kann mit Hilfe der Verfahren von Huber - weder ein Verdacht von Manipulationen belegt, noch ein Beweis von Manipulationen erbracht werden; - noch kann die Differenz zwischen den Bemessungsgrundlagen geschätzt werden, die den buchmäßigen und den tatsächlichen Tageslosungen entsprechen. Literatur E. Huber (2004). Die neue Prüfungstechnik in der Betriebsprüfung. Methoden zur Betrugsbekämpfung. Wien: Orac. L. Sachs (1997). Angewandte Statistik. Anwendungen statistischer Methoden, 8. Auflage. Berlin: Springer. Univ.-Prof. Dr. Georg Pflug, Vorstand des Institutes für Statistik der Universität Wien, erstattete folgendes auszugsweise wiedergegebenes "Gutachten zur Niederschrift des zuständigen Finanzamtes vom 24.9. 2004 anlässlich der Betriebsprüfung beim Bw": Die mir vorliegende Niederschrift gem. § 149 (1) BAO enthält wegen der nach Ansicht des Finanzamtes unvollständigen Datenlage eine Umsatzschätzung nach § 184 (3) BAO, welche auf folgenden Aussagen beruht: Die Verteilung von Umsatzdaten müsse einer Lognormalverteilung ähnlich sehen, weil wenn viele Zufallsgrößen bei der Entstehung einer rechnerischen Größe multiplikativ zusammenwirken, ergibt sich strukturell eine bestimmte Verteilung. Bei wirtschaftlichen Vorgängen ist dies die logarithmische Normalverteilung. Außergewöhnlichkeit der Umstände könne nur aus der Sicht des Unternehmenszweckes beurteilt werden. Beide Aussagen werden in Zweifel gezogen. Ad 1. Welche sind die vielen Zufallsgrößen? Warum wirken diese multiplikativ zusammen und nicht etwa additiv? Es stimmt, dass die logarithmische Normalverteilung theoretisch mit limitierenden multiplikativen Modellen begründet werden kann. Für die Frage der Korrektheit von Abrechnungen ist dies jedoch irrelevant. Denn es kann ja Lokale geben, die durch Lage und Umstände bedingt, völlig verschiedene Losungsverteilungsformen aufweisen (Ausflugslokale, Heurigenlokale, Stadtbeisel, Mensen, Betriebskantinen etc.). Die deduktive Methode, aus theoretischen Überlegungen auf reale wirtschaftlich Vorgänge zu schließen, ist nicht zulässig. Vielmehr müssen nach Art, Umfang und Zweck vergleichbare Unternehmen betrachtet werden und daraus in induktiver Weise auf mögliche Verteilungstypen geschlossen werden. Dabei kann es natürlich vorkommen, dass die logarithmische Normalverteilung ein gutes Modell ist, dies muss aber datengestützt nachgewiesen werden. Korrekte Schätzmethoden sind: Interpolationsverfahren, falls Daten lückenhaft sind, ansonsten aber die vorhandenen Daten nicht systematisch verzerrt sind; Analogieverfahren, falls zu wenig verwertbare Daten vorhanden sind. Dabei muss auf die speziellen Gegebenheiten des Betriebes Rücksicht genommen und es dürfen nur vergleichbare Betriebe zum Analogieschluss herangezogen werden. "Irreale" Lehrbuchunternehmungen sind zum Analogieschluss nicht geeignet, denn die wirtschaftliche Realität wird nicht durch Idealisierungen in Lehrbüchern, sondern durch real erhobene Daten und Fakten abgebildet. Ad 2. Hier werden die Begriffe Art und Umfang einer Geschäftstätigkeit vermischt. Art und Umfang sind verschiedene Kategorien, die strikt auseinander gehalten werden müssen. Es ist also zwischen außergewöhnlich in der Art und außergewöhnlich im Umfang zu unterscheiden. Wertmäßige Ausreißer, d.h., im Umfang außergewöhnliche Geschäftsfälle bleiben außergewöhnlich, selbst wenn sie in ihrer Art, wegen der Übereinstimmung mit dem Geschäftszweck, als gewöhnlich anzusehen sind. Ausreißer in der Tageslosung können trotz Übereinstimmung mit dem Geschäftszweck vorkommen und stellen keinen Hinweis auf Verfälschung der Daten dar. Wieso die Behörde zum Schluss kommt, dass alle im Unternehmenszweck begründeten Geschäftsfälle (z.B. große Betriebsfeiern) sich in ihrem Umfang nicht von der Masse der typischen Geschäftsfälle unterscheiden dürfen ist nicht nachvollziehbar. Trotz der grundsätzlichen Ablehnung der Ansicht des Finanzamtes, eine theoretische, in Lehrbüchern vorkommende Wahrscheinlichkeitsverteilung hätte mehr Realitätsnähe als beobachtete wirtschaftliche Daten und eine Verteilungsanpassung könnte zur Unterscheidung korrekter von nicht-korrekten Steuererklärungen herangezogen werden, habe ich die Verteilungsanpassungen der Behörde näher unter die Lupe genommen. Ich komme dabei zu ganz anderen Resultaten. Zur Untermauerung meiner Behauptung, werden hier die Losungsdaten SG2001 herangezogen, weil bei diesen nach Ansicht der Behörde die höchste (eine 43%-ige) Korrektur nach oben angebracht sei. Deshalb wird die vom Steuerpflichtigen gemeldete Ziffer von 7 922 (alle Angaben in Tausend) durch eine mir nicht nachvollziehbare Schätzung von 11 302 ersetzt. Schon eine oberflächliche Betrachtung der Zeichnung der Verteilungsanpassung (oberes rechtes Eck) zeigt, dass hier etwas nicht stimmen kann. Im Folgenden wird die korrekte Verteilungsanpassung durchgeführt: Man legt eine Lognormalverteilung zugrunde Y = exp(X), wobei X ~ N (µ, o2). Dann gilt für Erwartungswert m=E(Y) und Varianz s2=Var(X) dass m = exp(µ + o²/2)s2 = exp(2µ + o²)(exp(o²)-1) Durch Logarithmierung der Daten Y werden sie in eine Normalverteilung übergeführt, die dann mit der Standardmethode (empirischer Mittelwert, empirische Varianz) geschätzt wird, Dabei ergibt sich, dass die Parameter der geschätzten Normalverteilung X wie folgt sind: µ = 2.933, o2= 0.2877,und daraus ergeben sich die Parameter der Lognormalverteilung Y alsm=21.7,s=12.53.Multipliziert man diesen Schätzwert mit 365, so erhält man 21.7 * 365=7918,also einen Wert, der dem angegeben Wert von 7 922 sehr nahe kommt und weit entfernt vom Wert 11 302 ist. Die untenstehende Zeichnung zeigt deutlich, dass, in diesem Fall (Generalisierungen sollen aber nicht vorgenommen werden), die Lognormalverteilung ein gutes Modell für diese Daten ist, allerdings jene, deren Paramater ich berechnet habe. ... Aus dieser Analyse würde sich interessanterweise ergeben, dann sogar eine geringfügige Reduktion des Wertes von 7.922 auf 7.918 angebracht wäre, wenn man an die Allgemeingültigkeit der Lognormalverteilung glaubt (was - wie ausgeführt - nicht sinnvoll ist). Univ.-Prof. Dipl.-Ing. Dr. Sylvia Frühwirt-Schnatter, Vorständin des Instituts für Angewandte Statistik der Johannes Kepler Universität Linz und Inhaberin eines Lehrstuhls für Angewandte Wirtschaftsstatistik, führte in einem Schreiben an den Bw. unter anderem aus: "...In dem Bescheid werden die von Ihnen dem Finanzamt übermittelten Tageslosungen einer statistischen Analyse unterzogen, indem an die Daten für mehrere Einzeljahre, getrennt nach Lokalen, eine Log-Normalverteilung angepasst wird. Anschließend werden aus einem Vergleich zwischen der empirischen Verteilung Ihrer Tageslosungen und der durch die Betriebsprüfung angepassten Log-Normalverteilung Nachzahlungen in beträchtlicher Höhe eingefordert. Ich habe ihnen gegenüber bereits bei unserem Gespräch im Rahmen der Erstberatung mein Entsetzen über diese Vorgehensweise seitens der Betriebsprüfung (im Weiteren mit BP bezeichnet) geäußert, die jeder seriösen wissenschaftlichen Grundlage entbehrt. Ich möchte die dabei angesprochenen Kritikpunkte in dieser kurzen Stellungnahme schriftlich zusammenfassen: Die Log-Normalverteilung ist im Zusammenhang mit der Analyse von Wirtschaftsdaten keineswegs, wie von der BP behauptet, "gottgewollt" und zweifelsfrei, sondern ein bei der Analyse von Wirtschaftsdaten gerne gewähltes Verteilungsmodell, das gewisse Eigenschaften von Wirtschaftsdaten wie z.B. Rechtsschiefe, Kurtosis und Positivität der Merkmalsausprägungen besser abbildet als andere Verteilungen (z.B. die Normalverteilung). Daraus darf aber nicht geschlossen werden, dass Wirtschaftsdaten generell einer Log-Normalverteilung folgen. Jede seriöse statistische Auswertung der Daten würde zuerst die Hypothese überprüfen, ob die Annahme einer Log-Normalverteilung überhaupt gerechtfertigt ist. Bei den vorliegenden Daten ist auf Grund theoretischer Überlegungen allerdings nicht zu erwarten, dass sich eine homogene Verteilung wie die Log-Normalverteilung ergibt. Die Erhebung der Tageslosungen in einem gastronomischen Betrieb erfolgt aus einer extrem heterogenen Grundgesamtheit, deren statistische Kennzahlen im hohen Maße von externen Faktoren wie Wetterlage und Feiertag/Wochenende abhängt. Es ist theoretisch nachweisbar, dass sich im Falle heterogener Grundgesamtheiten mehrgipfelige Mischverteilungen ergeben. Bei Ihren Daten würde ich etwa eine Überlagerung zweier Log-Normalverteilungen erwarten, wobei eine Komponente der Verteilung Tageslosungen an normalen Tagen mit durchschnittlichem Wetter abbildet, während die zweite Komponente der Verteilung außergewöhnlichen Tagen vorbehalten ist. Wird nun an heterogene Daten eine homogene Log-Normalverteilung angepasst, wie es in den Analysen der BP geschehen ist, kommt es zu einem Phänomen, das jedem halbwegs informierten Anwender statistischer Methoden bekannt ist. Das Vorhandensein extremer Tageslosungen, die ja der zweiten Komponente der Log-Normalverteilung entsprechen, führt bei der Anpassung einer homogenen Verteilung dazu, dass die geschätzten Parameter dieser Verteilung nach oben verzerrt werden, weil ja alle Daten über einen Kamm geschoren werden. Damit wird die angepasste Kurve automatisch nach oben gezogen. Dieses Phänomen ist in allen von der BP vorgelegten Auswertungen der Tageslosungen in den verschiedenen Jahren in den verschiedenen Lokalen ersichtlich. Zusammenfassend möchte ich anmerken, dass nach meiner Ansicht die von der BP entdeckte Abweichung zwischen dem vorgelegten Fit einer Log-Normalverteilung und Ihren Daten in keiner Weise eine zwingende Begründung von Nachzahlungen in der geforderten Höhe darstellt. Die Differenzen erklären sich meiner Ansicht nach aus einer rein mechanischen Anwendung einer von vielen möglichen Methoden der Datenanalyse, die in keiner Weise auf die Natur der vorgelegten Daten Rücksicht nimmt und die Richtigkeit der getroffenen Annahmen überprüft..." Die Berufungsbehörde hat in dieser Entscheidung in ausführlicher Auseinandersetzung mit dem Vorbringen der Verfahrensparteien darauf verwiesen, dass jedenfalls drei Universitätsprofessoren für Statistik die von der Betriebsprüfung angewendete Verprobungs- und Schätzungsmethode, soweit sie diesen bekannt war, als ungeeignet angesehen haben, den Verdacht von nicht verbuchten Einnahmen zu belegen sowie die Höhe derartiger nicht verbuchter Einnahmen zu schätzen. Den Gegenbeweis, dass es sich bei der von der Betriebsprüfung angewendeten Methode von Huber um ein wissenschaftlich abgesichertes Verfahren handelt, habe das Finanzamt nicht angetreten. Nach Ansicht des UFS konnte nicht festgestellt werden, dass die statistische Methode ("LogNV") nach Erich Huber ("Die neue Prüfungstechnik in der Betriebsprüfung", Wien 2004) zur Überprüfung der Plausibilität von Tageslosungen - und für eine allfällige Schätzung - geeignet ist. Bereits zuvor hat der Unabhängige Finanzsenat die Ansicht vertreten, eine Schätzung der Bemessungsgrundlagen und Ermittlung unverkürzter Umsätze auf Basis von - möglicherweise verkürzten - Tageslosungen allein mittels Lognormalverteilung ohne weitere Anhaltspunkte und Beweismittel sei unzulässig (UFS 14. 9. 2005, RV/0975-W/04; SWK 33/2005, S 929). VwGH 18. 9. 2013, 2009/13/0146; VwGH 18. 9. 2013, 2009/13/0145 Der Verwaltungsgerichtshof hat in zwei Erkenntnissen (VwGH 18. 9. 2013, 2009/13/0146; VwGH 18. 9. 2013, 2009/13/0145) zwischenzeitig zu Recht erkannt, dass statistische Auffälligkeiten in den erklärten Erlösen allein nicht ausreichen, um die Richtigkeitsvermutung einer formell ordnungsmäßigen Buchführung zu widerlegen. Sie bedürften vielmehr der Absicherung durch weitere Erkenntnisse, etwa im Rahmen einer Geldverkehrs- oder Vermögenszuwachsrechnung, wobei der Gerichtshof zu ähnlichen Vorschriften der deutschen Abgabenordnung auf Seer in Tipke/Kruse, AO, § 158 Tz 21a und § 162 Tz 60 verwies. BFH 25. 3. 2015, X R 20/13 Der Bundesfinanzhof hat in seinem Urteil BFH 25. 3. 2015, X R 20/13 (siehe auch Kirchmayr/Achatz, Zur Digitalisierung der Prüfung von Registrierkassenaufzeichnungen, taxlex 2016, 181) ausgesprochen, dass bei einer Buchführung, die formell ordnungsgemäß ist oder nur geringfügige formelle Mängel aufweist, der Nachweis der materiellen Unrichtigkeit grundsätzlich nicht allein aufgrund der Ergebnisse eines Zeitreihenvergleichs geführt werden könne. Diese Rechtsprechung wurde in weiterer Folge bekräftigt (vgl. etwa BFH 12. 7. 2017, X B 16/17 m. w. N.). Materielle Unrichtigkeit der Bücher steht derzeit nicht fest Weitere Ermittlungen zur Ordnungsmäßigkeit der Buchführung im Sinne der wiedergegebenen Rechtsprechung hat der Prüfer nicht vorgenommen, er hat sich allein auf die vom ihm festgestellten statistischen Auffälligkeiten gestützt. Der nicht unplausiblen Argumentation der Bf, auf Grund der Besonderheiten ihres Geschäfts seien Mehrfachlosungen, d. h. gleiche Tageslosungsbeträge an zwei oder mehreren Tagen im Jahr nicht unwahrscheinlich, ist der Prüfer in seiner Stellungnahme vom 7. 10. 2011 bloß unter Hinweis auf "die Richtlinien von Huber, als auch der RIA" entgegengetreten, wonach "ab einer Anzahl von 5 Doppel- bzw. Mehrfachlosungen pro Jahr die Ordnungsmäßigkeit der Aufzeichnungen nicht mehr gegeben ist". Es bedarf keiner weiteren Ausführungen, dass der Verweis auf irgendwelche internen Arbeitsrichtlinien die Auseinandersetzung mit dem Vorbringen der Bf nicht zu ersetzen vermag, zumal es den Denkgesetzen widerspricht, dass bei jedem Betrieb, unabhängig von seiner Größe, seinem Produktangebot und seiner Kundenstruktur mehr als fünf Doppel- oder Mehrfachlosungen im Jahr statistisch nicht vorkommen könnten. Eine derartige Auffassung ist mit dem Stand der Wissenschaft (siehe die in UFS 12. 3. 2009, RV/0328-W/06 wiedergegebenen gutachtlichen Ausführungen) nicht vereinbar. Damit ist die Sache insoweit entschieden, als die bisherigen Feststellungen der Außenprüfung die angefochtenen Bescheide allein nicht zu tragen vermögen. Allerdings bestehen für das Bundesfinanzgericht erhebliche Zweifel, ob die von der Bf erklärten Besteuerungsgrundlagen tatsächlich zutreffend sind. Es sind daher vor einer endgültigen Entscheidung weitere Ermittlungen erforderlich. Unvollständig erfasster Wareneinkauf? Während des Verwaltungsverfahrens bestand der Verdacht, ein Teil der Getränke sei im Wege von "Schwarzlieferungen" in der Form bezogen worden, dass für einen Teil eine Rechnung ausgestellt worden sei, der andere Teil hingegen bar bezahlt (und nicht in das Rechnungswesen aufgenommen worden) sein soll. Konkrete zweckdienliche Ermittlungen hierzu wurden von der Außenprüfung, soweit ersichtlich, nicht gepflogen. Im weiteren Verfahren wird daher durch konkrete Prüfungshandlungen dieser Verdacht entweder zu erhärten oder zu entkräften sein. Die zahlreichen Doppel- und Mehrfachlosungen mögen ein Indiz für "Schwarzein- und -verkäufe" sein, sie hätten jedoch zum Anlass weiterer Ermittlungen (und nicht als Ersatz für solche) genommen werden sollen. Der Prüfer hat in seiner Stellungnahme vom 7. 10. 2011 angegeben, eine "grobe Feststellung" des erklärten Rohaufschlags vorgenommen zu haben (im Arbeitsbogen finden sich dazu keine näheren Unterlagen), "eine genaue Kalkulation" sei jedoch zufolge der Ergebnisse der statistischen Überprüfung Ansicht des Prüfers nicht notwendig gewesen. Im weiteren Verfahren wird, da sich die Ergebnisse der statistischen Überprüfung als für eine Schätzungsberechtigung ohne weitere Ermittlungen untauglich erwiesen haben, neben der Überprüfung des Verdachts auf "Schwarzeinkäufe" eine Nachkalkulation, wie jahrzehntelang in der Betriebsprüfung Standard, vorzunehmen sein. Vollständigkeit der Erlöserfassung? Wie oben ausgeführt, wurde offenbar - vom Prüfer unbeanstandet - nur der "Hausanteil" an den Prostitutionsleistungen als Einnahmen angesetzt. Offenbar wurde somit der in weiterer Folge an die Prostituierten weitergeleitete Anteil an den Einnahmen der Bf aus Prostitutionsleistungen nicht der Besteuerung bei der Bf unterzogen. Nach ständiger Rechtsprechung besteht bei einem Barbetrieb mit angeschlossenen Separees ("Zimmern") die Leistung des Barbetreibers nach der Kundenerwartung nicht nur im Getränkeausschank, sondern entscheidend auch in der Gelegenheit zum Separee-Besuch. Vom Betreiber eines solchen Lokals wird allgemein angenommen, dass er zu diesem Zweck "Mädchen offeriert", welche mit den Barbesuchern die Separees aufsuchen, um dort die sexuellen Wünsche der Gäste zu erfüllen. Dem Betreiber ist das Entgelt für alle in diesem Betrieb angebotenen Leistungen, also auch für jene aus der Prostitution, zuzurechnen, wobei eine einheitliche, nicht auf "Mädchen, Zimmer, Getränke" aufzuteilende Leistung vorliegt (vgl. VwGH 20. 12. 2000, 98/13/0047; VwGH 15. 6. 2005, 2002/13/0104; VwGH 22. 9. 2005, 2003/14/0002; VwGH 23. 9. 2005, 2003/15/0147; VwGH 24. 1. 2007, 2003/13/0138; VwGH 19. 4. 2007, 2004/15/0037; VwGH 24. 6. 2010, 2010/15/0059). Ist der Bordellbetreiber selbst für die wesentlichen betrieblichen Tätigkeiten zuständig, spricht die Verkehrsauffassung dafür, dass der Leistungsaustausch mit dem Kunden über ihn erbracht wird (vgl. Laudacher, Zurechnung von Bordellumsätzen an die Betreiber von Lokalitäten mit Separees bzw. Gästezimmern, SWK 2005, S 899, 1323). Nach § 4 Abs. 1 UStG 1994 Entgelt alles ist, was der Empfänger einer Lieferung oder sonstigen Leistung aufzuwenden hat. Nach den getroffenen Sachverhaltsfeststellungen - Organisation als Barbetrieb mit Zimmern zur Ausübung der Prostitution, Preisfestsetzung auch für Prostitutionsleistungen durch die Bf, allgemeine Tarife für die Prostitutionsleistungen, Inkasso des vom Kunden zu entrichtenden Gesamtpreises durch die jeweilige Barfrau, abendliche Abrechnung der Barfrau mit den Prostituierten - liegt im Sinne der zitierten Rechtsprechung eine einheitliche, mit dem Normalsteuersatz zu versteuernde Leistung der Bf gegenüber den Kunden vor. Im weiteren Verfahren wird daher zu prüfen sein, ob in die von der Bf erklärten Erlöse auch die in weiterer Folge an die Prostituierten weitergebenen Anteile umfasst haben, was nach der Aktenlage zumindest zweifelhaft ist. Sollte dies nicht der Fall gewesen sein, werden die erklärten Umsätze der Bf entsprechend zu erhöhen sein, wobei anhand der "festen Tarife" im Betrieb der Bf die Besteuerungsgrundlagen - die materielle Richtigkeit der diesbezüglichen Mengenaufzeichnungen vorausgesetzt - konkret ermittelt werden können. Darüber hinaus wird auch die Plausibilität der an den einzelnen Tagen erklärten Getränkeumsätze in Relation zu den an den einzelnen Tagen erklärten Umsätzen aus Prostitutionsleistungen sowie zu den Angaben der Prostituierten über ihr durchschnittliches Einkommen (als Monatsverdienst der Prostituierten wurden vor der KIAB zwischen ca. 1.000 Euro und ca. 3.500 Euro "netto" angegeben) im Hinblick auf die materielle Richtigkeit der diesbezüglichen Mengenaufzeichnungen zu prüfen und die Bf zur Aufklärung aufzufordern sein. Zurückverweisung der Sache Auch wenn die Verwaltungsgerichte grundsätzlich in der Sache selbst zu entscheiden haben (vgl. etwa VwGH 1. 9. 2015, Ro 2014/15/0029), erweist sich im gegenständlichen Fall im Hinblick auf den Umstand, dass noch weitere Ermittlungen in Form einer Nachschau oder Wiederholungsprüfung erforderlich sind, die Zurückverweisung der Sache an das Finanzamt als zweckmäßig. Nach der ständigen Rechtsprechung des Verwaltungsgerichtshofes kommt eine Zurückverweisung der Sache an die Verwaltungsbehörde zur Durchführung notwendiger Ermittlungen insbesondere dann in Betracht, wenn die Verwaltungsbehörde jegliche erforderliche Ermittlungstätigkeit unterlassen hat, wenn sie zur Ermittlung des maßgebenden Sachverhalts lediglich völlig ungeeignete Ermittlungsschritte gesetzt oder bloß ansatzweise ermittelt hat. Gleiches gilt, wenn konkrete Anhaltspunkte annehmen lassen, dass die Verwaltungsbehörde Ermittlungen unterließ, damit diese dann durch das Verwaltungsgericht vorgenommen werden (vgl. für viele etwa VwGH 30. 6. 2015, Ra 2014/03/0054, VwGH 29. 7. 2015, Ra 2015/07/0034 oder VwGH 4. 8. 2015, Ra 2015/06/0039). Brauchbare Ermittlungsergebnisse, die im Zusammenhalt mit einer allenfalls durchzuführenden mündlichen Verhandlung bloß zu vervollständigen sind (vgl. etwa VwGH 9. 9. 2015, Ra 2014/04/0031 oder VwGH 16. 10. 2015, Ra 2015/08/0042), liegen im gegenständlichen Fall zur Frage, ob die erklärten Besteuerungsgrundlage zutreffend sind, nicht vor. Das Finanzamt hat im gegenständlichen Fall, wie oben ausgeführt, den Sachverhalt nicht in einer Weise ermittelt, dass sich hierauf eine Entscheidung des Bundesfinanzgerichts stützen lässt. Die Außenprüfung hat, soweit sich dies dem Arbeitsbogen und dem Bericht entnehmen lässt, die im Arbeitsbogen ausgewiesenen 7,5 Prüfungstage abgesehen von einer Betriebsbesichtigung praktisch ausschließlich darauf verwendet, mit Hilfe der "Neuen Prüfungstechnik" (NPT) nach der "Methode "Huber" Doppel- und Mehrfachbeträge bei den Tageserlösen ausfindig zu machen und allein darauf eine Schätzung aufzubauen. Der (zu erwartende) Prüfungsschwerpunkt "Anzeige" wurde gestrichen und nicht weiter verfolgt (obwohl die Anzeige auf sechs eng beschriebenen Seiten in Bezug auf die Bf und deren Gesellschafter verschiedene Angaben macht, die zu verifizieren oder falsifizieren Aufgabe einer Außenprüfung wäre), zur Prüfung der Inventuren findet sich ein einziger Satz, nämlich dass auf den täglichen Losungsaufzeichnungen die Warenbestände eingetragen werden, neben der Rechnung über einen Fahrzeugankauf sind verschiedene Rechnungen über Getränkeeinkäufe im Arbeitsbogen in Kopie abgelegt, aber nicht ersichtlich, dass und welche Prüfungshandlungen diesbezüglich gesetzt wurden. Allein zufolge der Doppel- und Mehrfacherlöse wurden pauschal jährlich 20.000 € bzw. 22.000 € hinzugeschätzt. Die Aufhebung unter Zurückverweisung dient der Verfahrensbeschleunigung und entspricht dem Gebot der angemessenen Verfahrensdauer. Die erforderlichen Erhebungen im Außendienst wären jedenfalls vom Finanzamt (sei es nach § 278 BAO, sei es bei Nichtaufhebung nach § 269 Abs. 2 BAO) durchzuführen. Da es nicht Sache des Verwaltungsgerichts ist, anstelle der Verwaltungsbehörde im Ergebnis erstmals ein zweckentsprechendes Ermittlungsverfahren zu führen, sind die angefochtenen Bescheide gemäß § 278 BAO aufzuheben und ist die Sache an das Finanzamt zurückzuverweisen. Dies ist sowohl im Interesse der Raschheit der Entscheidung gelegen als auch mit einer erheblichen Kostenersparnis verbunden, da nach Abschluss der Ermittlungen das Finanzamt entweder von der Erlassung neuer Bescheide Abstand nehmen (weil die neuerliche Prüfung die Korrektheit der bisher erklärten Besteuerungsgrundlagen ergeben hat) oder neue Bescheide unter Zugrundelegung der hier dargestellten Rechtsausführungen (mit durch die neuerliche Prüfung festzustellenden geänderten Besteuerungsgrundlagen) erlassen kann. Nichtzulassung der Revision Gegen diese Entscheidung ist gemäß Art. 133 Abs. 9 B-VG i. V. m. Art. 133 Abs. 4 B-VG und § 25a VwGG eine (ordentliche) Revision nicht zulässig, da die hier zu lösenden Rechtsfragen, wie oben näher ausgeführt, durch die Rechtsprechung geklärt sind. Abgesehen davon, dass der Verwaltungsgerichtshof zur Lösung von Tatfragen nicht berufen ist, sind noch Ermittlungen zur Sachverhaltsfeststellung erforderlich. Wien, am 17. August 2017