UFSW RV/0328-W/06

Selbst wenn die gegenständlichen "logfiles" als Grundaufzeichnungen zu qualifizieren wären, ist die Betriebsprüfung unseres Erachtens zu Unrecht davon ausgegangen, dass die Aufzeichnungen des Bw. allein aufgrund der Löschung der logfiles nicht ordnungsmäßig gewesen seien. Wie sich auch der neueren Judikatur des VwGH entnehmen lässt, sind Grundaufzeichnungen nämlich bei ordnungsmäßiger Kassaführung nicht obligatorisch. Wie sich aus dem uns vorliegenden Unterlagen ergibt, wurde die Ordnungsmäßigkeit der Kassaführung im Zuge einer Betriebsbesichtigung überprüft und wurden hierbei keinerlei Mängel vorgestellt. Weder in der Niederschrift gemäß § 149 BAO noch im Betriebsprüfungsbericht gemäß § 150 BAO finden sich jedoch Aussagen zur Kassaführung des Bw. , weshalb der Betriebsprüfung jedenfalls vorgeworfen werden kann, die Einwände des Bw. - wohl unter Verkennung der Rechtslage - nicht beachtet bzw. das Kassasystem nicht in ausreichendem Maß gewürdigt zu haben. Der Bw. hat nämlich vorgebracht, dass er für die Ermittlung der Tageslosungen ein Kassabuch führt, in dem er die Anfangs- und Endbestände sowie die Einlagen und Entnahmen täglich festhält. Dies ist nicht nur aufgrund der uns vorliegenden Unterlagen glaubwürdig, sondern ergibt sich auch aus der mit der Kassaführung verbundenen Möglichkeit der Kontrolle der Mitarbeiter, die gerade in einer Branche mit vielen Bargeldumsätzen im ureigensten Interesse jedes Gastwirtes liegt. Unter der Prämisse der Existenz einer ordnungsmäßigen Kassaführung kann daher uE mit guten Gründen die Auffassung vertreten werden, dass das Aufzeichnungssystem des Bw. trotz Löschung der "logfiles" formell ordnungsmäßig ist. Bejaht man dies, so käme als Konsequenz hiervon § 163 BAO zur Anwendung, was nach Ansicht des VwGH zur Folge hätte, dass eine Nachkalkulation der eindeutigen Feststellung bedurft hätte, dass das vom Abgabepflichtigen ausgewiesene Ergebnis ordnungsgemäßer Buchführung sachlich unrichtig ist. Eine derartige Kalkulation müsste daher auf einwandfreien Grundlagen beruhen und sich mit allen Einwendungen des Abgabepflichtigen auseinandersetzen (VwGH 27.5.2003, 98/14/0072). Dies ist im konkreten Fall nach uns vorliegenden Informationen jedoch jedenfalls nicht geschehen, weshalb. Selbst die Annahme, dass die Vernichtung der "logfiles" zur Nichtordnungsmäßigkeit der Aufzeichnung führen würde, führt nicht per se zur Zulässigkeit der Schätzung der Besteuerungsgrundlagen. Vielmehr ist davon auszugehen, dass formelle Mängel von Büchern oder Aufzeichnungen nur dann zur Schätzung berechtigen, wenn sie derart schwerwiegend sind, "dass das Ergebnis der Bücher bzw. Aufzeichnungen nicht mehr glaubwürdig erscheint" (so Ritz, BAO 2 , § 184, Rz 9 mit Hinweis auf VwGH 2.6.1992, 87111410160). Ob dieses Erfordernis im konkreten Fall erfüllt ist, darf uE bezweifelt werden, zumal das EDV-System des Bw. durchaus strukturiert erscheint und aufgrund der uns vorliegenden Informationen auch die Glaubwürdigkeit der Aufzeichnungen gegeben ist. Als Mindestwert ist insbesondere bei mathematisch-statistischen Verfahren auch im Zuge einer Schätzung 95 %-ige Sicherheit zu fordern. Dieses Erfordernis ist nach unserer Auffassung im konkreten Fall nicht erfüllt, zumal die Betriebsprüfung nur relativ geringe Datenmengen bei der Verprobung verwendet hat. Insgesamt ist zu sagen, dass im konkreten Fall zweifelsfrei Ungereimtheiten bestehen, die geeignet sind, dass Ergebnis der Verprobung in Zweifel zu ziehen. Die Schätzungsmethode, die zugrundegelegten Daten, die angewendeten Gedankengänge und Schlüsse sowie das Schätzungsergebnis hätten dem Abgabepflichtigen dargelegt werden müssen. Dies ist -- in den uns vorliegenden Unterlagen - nicht in ausreichendem Maße geschehen. Auch die Nichtbeachtung der Ausführungen des Bw. zur Außergewöhnlichkeit bestimmter Umsätze spricht gegen die Richtigkeit der Schätzung, zumal sämtliche ergebnisbeeinflussenden statistischen Ausreißer von der Betriebsprüfung zu berücksichtigen gewesen wären. Die von der Betriebsprüfung in Tz 22 des Betriebsprüfungsberichtes getätigten Aussagen, wonach hinsichtlich im Geschäftszweck des Unternehmens liegender Ereignisse keine Außergewöhnlichkeit vorliegen kann, sind daher unzutreffend. Auch die im Anschluss daran erfolgte, "den Einwendungen des Abgabepflichtigen folgende" Auswertung muss daher wohl als unrichtig bezeichnet werden. Damit zusammenhängend kann uE auch eine Verletzung des Grundsatzes des Parteiengehörs angenommen werden, zumal die Betriebsprüfung auf die vom Abgabepflichtigen vorgebrachten Informationen und Behauptungen eingehen und diese würdigen hätte müssen, indem sie neue Ermittlungsschritte setzt oder diese entkräftet bzw. zulässt. Nach den uns vorliegenden Unterlagen hat sich die Betriebsprüfung nicht mit der Subsidiarität der Schätzung auseinandergesetzt und nicht geprüft, inwieweit im konkreten Fall - wenn überhaupt - eine Berechtigung zur Schätzung besteht. Der Umfang der Schätzung hätte daher - sofern die Schätzungsberechtigung überhaupt besteht - auf jene Teile beschränkt werden müssen, hinsichtlich derer keine anderweitige Ermittlung der Besteuerungsgrundlagen möglich ist. Es muss zwischen einer Globalschätzung und einer Teilschätzung unterschieden werden. Hierzu finden sich in den uns vorliegenden Unterlagen keinerlei Ausführungen, weshalb auch der Umfang einer eventuellen Schätzungsberechtigung noch näher hinterfragt werden muss. Abschließend möchten wir anmerken, dass unsere Rechtsmeinung ausschließlich auf den unter Punkt II wiedergegebenen Sachverhaltsannahmen basiert. Die vorstehenden Ausführungen wurden aus den derzeit geltenden Gesetzen, der Rechtsprechung und der bisher veröffentlichten Rechtsmeinung der Finanzverwaltung abgeleitet. Wir möchten darauf hinweisen, dass es zu vielen - im Gutachten angesprochenen - Detailfragen weder Aussagen der Finanzverwaltung noch Judikatur des VwGH gibt. Es kann daher nicht ausgeschlossen werden, dass die Finanzverwaltung - in einzelnen Fragen - die in diesem Gutachten ausgedrückte Meinung nicht teilen wird..." Univ.-Prof. Dr.h.c. Dr. Peter Hackl, Institut für Statistik, Wirtschaftsuniversität Wien, erstattete nachstehendes, auszugsweise wiedergegebenes Gutachten über statistische Verfahren in der steuerlichen Betriebsprüfung: A. Aufgabenstellung Die Ausführungen in der Niederschrift vom 15.10.2004 über die Schlussbesprechung anlässlich der Betriebsprüfung beim Bw. zur Analyse von Tageslosungen und die Erklärungen zu diesem Verfahren in Abschnitt 5.3, "Zur Analyse der Verteilungsstruktur von Tageseinnahmen", in der Monographie "Die neue Prüfungstechnik der Betriebsprüfung" von Erich Huber (2004) weisen aus der Sicht des Statistikers Mängel in der Argumentation auf, welche die daraus gezogenen Schlüsse nicht akzeptabel erscheinen lassen. Die von Huber dargestellten Verfahren zur Analyse von Tageslosungen werden im Rahmen von steuerlichen Betriebsprüfungen standardmäßig eingesetzt und zum Ermitteln von Schätzungen von Tageslosungen verwendet, die vermutlich in vielen Fällen wegen der technischen Mängel des Schätzverfahrens nicht rechtfertigbar sind. Das Gutachten legt diese Mängel dar und stellt damit die Berechtigung der Anwendung dieses Verfahrens in Frage. Die Fragestellungen des Gutachtens sind: Ist die Behauptung, die Tageslosungen eines gastronomischen Betriebs seien logarithmisch normal verteilt, in der von Huber behaupteten und von der steuerlichen Betriebsprüfung geübten Allgemeinheit zu halten? Wie wirken sich den Umsatz bestimmende Faktoren wie Wochenzyklus, Saisonalitäten, Kalendereffekte (Weihnachten, Martini, Bälle, etc.), das Wetter, die konjunkturelle Lage, Werbemaßnahmen, etc. auf die Verteilung von Tageslosungen aus? Unter welchen Voraussetzungen können die oben angesprochene Verfahren zur Analyse der Verteilungsstruktur von Tageseinnahmen valide Ergebnisse liefern, und welche ergänzenden Analysen sind notwendig, um das Vorliegen dieser Voraussetzungen zu überprüfen? Wegen der zentralen Bedeutung, die die logarithmische Normalverteilung von Tageslosungen in den Überlegungen von Huber (2004) hat, steht am Beginn der Ausführungen ein Abschnitt über die Verteilung von Tageslosungen und die Eignung der logarithmischen Normalverteilung als Verteilungsgesetz für diese Größe. Anschließend wird auf die von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren und ihre Verwendung (a) zum Nachweis, dass buchmäßige Tageslosungen durch Manipulationen zustande gekommen sind, und (b) zum Schätzen des Ausmaßes der Abweichung der buchmäßige von den tatsächlichen Tageslosungen diskutiert. Ein letzter Abschnitt diskutiert zusammenfassend die Anwendung der von Huber vorgeschlagenen Verfahren. B. Zur Logarithmischen Normalverteilung von Tageslosungen Die Verteilung der Tageslosungen hat für die Verfahren, die zur statistischen Analyse von Tageslosungen aus der Sicht der steuerlichen Betriebsprüfung in Frage kommen, eine zentrale Bedeutung. In diesem Abschnitt werden daher die Verteilung von Tageslosungen im Allgemeinen und die Eignung der logarithmischen Normalverteilung als Verteilungsgesetz für Tageslosungen im Speziellen behandelt. Dass Tageslosungen eines gastronomischen oder vieler anderer Betriebe Zufallscharakter haben, braucht nicht weiter ausgeführt zu werden. Die Anzahl der Gäste, die ein Restaurant an einem bestimmten Tag besuchen, und die Höhe ihrer Konsumation hängen von einer großen Zahl von Faktoren ab und sind nicht vorhersagbar. In einer solchen Situation wird man sich darauf beschränken, die Verteilung der Tageslosungen zu bestimmen; Charakteristika dieser Verteilung wie ihr Mittelwert und Ihre Standardabweichung sind für viele Fragestellungen eine ausreichende Information. Für viele Fragestellungen ist es nicht wesentlich, ob die Verteilung der Tageslosungen eine ganz bestimmte wie etwa eine logarithmische Normalverteilung ist, ob sie symmetrisch oder rechtsschief ist, ob sie ein- oder mehrgipfelig ist, oder ob sie eine Mischverteilung ist oder andere Charakteristika hat, die sie von einer in der Literatur behandelten Standardverteilung unterscheidet. Wenn die Tageslosungen verwendet werden, um die Bemessungsgrundlage für eine bestimmte Besteuerung zu berechnen, kommt es nur auf den Mittelwert dieser Verteilung an. Eine solche empirische Verteilung repräsentiert die Wahrscheinlichkeitsverteilung des interessierenden Merkmals, die Tageslosungen, wobei unterstellt wird, dass die Verteilung für alle Beobachtungen eines bestimmten Zeitraumes, also etwa für alle Tageslosungen eines Jahres, die gleiche ist. Natürlich sind auch Situationen denkbar, in denen die Konstanz der Verteilung für alle Realisationen nicht zutrifft. Gerade bei Umsätzen muss davon ausgegangen werden, dass als Folge der ständigen Geldentwertung durch die Inflation die Verteilung sich kontinuierlich zu immer größeren Werten verschiebt: Der Mittelwert wird eine Funktion der Zeit sein. In Zeiten geringer Inflationsraten wird diese Verschiebung keine wesentliche Rolle spielen, etwa wenn ein Zeitraum von einem Jahr interessiert. Andere Faktoren wie die Saisonalität innerhalb eines Jahres, das Wetter oder eine Werbeaktion können Charakteristika wie den Mittelwert aber massiv verändern, so dass die Konstanz der Verteilung für alle Realisationen nicht mehr zutreffen wird. Huber (2004) führt im Abschnitt 5.3.3.7 (5.154) aus: "Tageseinnahmen bzw. Losungen entstehen üblicherweise zufällig durch Kombination von Preisen mit Verkaufsvorgängen. Wenn viele Zufallsgrößen bei der Entstehung einer rechnerischen Größe multiplikativ zusammenwirken, die Wirkung der Zufallsänderung also jeweils der zuvor bestehenden Größe proportional ist, ergibt sich strukturell eine bestimmte Verteilung. Bei wirtschaftlichen Vorgängen ist das die logarithmische Normalverteilung, die nach einheitlicher Meinung der Lehre bei wirtschaftlichen Vorgängen vorherrscht." Als Beleg für diese angeblich vorherrschende Meinung werden eine Reihe von Autoren angeführt, darunter Sachs (1992). Zum Thema logarithmische Normalverteilung führt Sachs in seiner 8-ten Auflage aus (Huber zitierte die wortgleiche 7-te Auflage). "Viele Verteilungen in der Natur laufen als positiv schiefe, linkssteile Verteilungen rechts flach aus. Eine anschauliche Erklärung dafür, dass sich ein Merkmal nicht symmetrisch-normal verteilt, ist oft dadurch gegeben, dass das Merkmal einen bestimmten Schrankenwert nicht unter- bzw. überschreiten kann und somit nach dieser Seite hin in seiner Variationsmöglichkeit gehemmt ist. Markantes Beispiel ist die Verteilung von Zeiten (untere Grenze: Null). Besonders dann, wenn die Verteilung links durch den Wert Null begrenzt Ist, kommt man durch Logarithmierung zu annähernd normal verteilten Werten. Durch das Logarithmieren wird der Bereich zwischen 0 und 1 in den Bereich - oo bis 0 überführt, der linke Teil der Verteilung stark gestreckt und der rechte stark gestaut. Das gilt besonders dann, wenn die Standardabweichung groß ist im Vergleich zum Mittelwert, wenn der Variabilitätskoeffizient größer als 33% ist." Soviel zu Form der logarithmischen Normalverteilung und ihrem Bezug zur Normalverteilung. Weiter sagt Sachs: "Die Entstehung einer logarithmischen Normalverteilung kann darauf zurückgeführt werden, dass viele Zufallsgrößen MULTIPLIKATIV zusammenwirken, die Wirkung einer Zufallsänderung also jeweils der zuvor bestehenden Größe proportional ist. Es ist somit verständlich, dass die logarithmische Normalverteilung insbesondere bei Merkmalen aus Biologie und Wirtschaft vorherrscht." Wie man sieht, hat sich Huber (2004) fast wörtlich den Ausführungen von Sachs (1997) angeschlossen. Allerdings geht er nicht auf ihre Anwendbarkeit auf Tageslosungen ein, beispielsweise auf die Frage, welche Zufallsgrößen es sein sollen, die multiplikativ zusammenwirken, so dass dabei die Tageslosungen entstehen. Die Allgemeinheit der Gültigkeit der logarithmischen Normalverteilung für Merkmale von wirtschaftlichen Vorgängen, die Huber aus der Darstellung von Sachs herausliest, muss als Fehlinterpretation bewertet werden. Vor allem aber zieht Huber aus diesem Befund Schlüsse, die in ihrer Allgemeinheit nicht zu halten sind: Huber geht davon aus, dass ein Abweichen der Verteilung von Tageslosungen von der logarithmischen Normalverteilung darauf hinweist, dass die Tageslosungen nicht zufällig zustande gekommen sind: "Bei unvollständiger Erfassung von Tageseinnahmen verändert sich deren Verteilung, das heißt aus einer ursprünglichen logarithmischen Normalverteilung wird durch Verminderung einzelner, mehrerer oder aller Werte eine andere Verteilung. Wenn für Abweichungen keine glaubhaften Gründe ermittelbar sind, vor allem dann, wenn Untersuchungen der Gründe wegen eines undurchsichtigen Systems oder schweren Formalmängeln nicht oder unzureichend möglich sind, stellt diese Tatsache die zufällige Entstehung der Tageseinnahmenbeträge in Frage und die sachliche Richtigkeit der Buchführung In Zweifel (§163 BAO)." (Abschnitt 5.3.3.7, S.155). Die von Huber (2004) vertretene Darstellung ist in mehrfacher Hinsicht unrichtig: Es ist durchaus möglich, dass die Verteilung von Tageslosungen eine logarithmische Normalverteilung ist; allerdings ist das nicht zwingend so, wird im Gegenteil vermutlich nur ausnahmsweise so sein, und wird vor allem in den meisten Situationen nicht leicht nachzuweisen sein, Es gibt jedenfalls keinen Hinweis darauf, dass die Verteilung von Tageslosungen eine logarithmische Normalverteilung sein muss. Das Argument, die logarithmische Normalverteilung kann darauf zurückgeführt werden, dass viele Zufallsgrößen multiplikativ zusammenwirken (sodass für die logarithmierten Größen wegen des Zentralen Grenzwertsatzes die Normalverteilung eine gute Näherung wäre), ist für Tageslosungen nicht passend: Zwar werden Preise mit Mengen multipliziert; im Vordergrund steht aber das Aufsummieren der den Kunden in Rechnung gestellten Positionen. Jedenfalls kann nicht ohne weiteres davon ausgegangen werden, dass Tageslosungen einer logarithmischen Normalverteilung folgen. Es ist anzunehmen, dass Tageslosungen von einer Reihe von Einflussfaktoren abhängen. Beispiele für solche Faktoren sind die Wochentage, die Jahreszeit, der Monatsbeginn, spezielle Kalendereffekte wie Weihnachten oder Martini, das Wetter, wirtschaftliche Effekte wie die Geldentwertung, auch konjunkturelle Effekte, Werbemaßnahmen etc. Manche dieser Faktoren wirken auf die gesamte Branche, manche sind spezifisch für bestimmte Betriebe. Ein Modell der Tageslosungen würde diese in erster Näherung als Summe der Beiträge der einzelnen Faktoren auffassen, der ein Zufallseffekt überlagert ist, Dieser Zufallseffekt ist Summe der nicht einem speziellen Effekt zuordenbaren Faktoren und hat den Erwartungswert Null. Seine Wahrscheinlichkeitsverteilung kann in der Häufigkeitsverteilung der Tageslosungen beobachtet werden, wenn keine sonstigen Effekte wirksam sind: Die Zufallseffekte sind dann Abweichungen vom gemeinsamen Mittelwert der Tageslosungen. Im Allgemeinen muss man aber damit rechnen, dass die Häufigkeitsverteilung der Tageslosungen eine Reihe von wirksamen Einflussfaktoren widerspiegelt. Das soll an einem Beispiel illustriert werden. Ein Betrieb verfüge über einen Gastraum und einen Gastgarten; an regenfreien Tagen mit einer Temperatur von mindestens 18° C wird der Gastbetrieb auf den Garten erweitert. Durch das größere Angebot an Plätzen wird die Tageslosung an Tagen mit Gartenbetrieb größer sein als an Tagen ohne Gartenbetrieb. Vermutlich wird die Häufigkeitsverteilung zweigipfelig sein, wobei die beiden Maxima durch die Erwartungswerte der Tageslosungen mit und ohne Gartenbetrieb bestimmt sind. Die Form der theoretischen Verteilung wird bei Wirksamkeit von mehreren Einflussfaktoren noch komplizierter sein. Selbst wenn die Wahrscheinlichkeitsverteilung der einzelnen Tageslosungen eine logarithmische Normalverteilung wäre, würde durch das Wirksam werden der verschiedenen Einflussfaktoren für die Tageslosungen eines bestimmten Zeitraumes eine empirische Verteilung beobachtet werden, die kaum eine logarithmische Normalverteilung Ist. Daraus, dass die empirische Verteilung von Tageslosungen nicht die logarithmische Normalvertellung ist, kann nicht geschlossen werden, dass die Tageslosungen nicht zufällig entstanden seien. Nach dem oben Gesagten muss es eher als Ausnahme angesehen werden, dass die Tageslosungen logarithmisch normal verteilt sind. Jede beliebige empirische Verteilung der Tageslosungen kann sowohl durch Manipulieren als auch als ganz den tatsächlichen Tageslosungen entsprechend zustande kommen. Aus Abweichungen von einer bestimmte Verteilung wie der Logarithmischen Normalverteilung kann daher nicht geschlossen werden, wie die buchmäßigen Tageslosungen zustande gekommen sind: Es kann daraus weder auf ein Manipulieren noch auf ein ordnungsgemäßes Verbuchen geschlossen werden. Zusammenfassend kann gesagt werden, dass für Tageslosungen kaum eine Verteilung gefunden werden kann, die für alle Betriebe in gleicher Weise gilt. Auch für die Realisationen innerhalb eines Betriebes wird die Verteilung nicht über die Zeit konstant sein, sondern von Faktoren wie Saisonalität, Wetter, Werbeaktionen u.a. bestimmt werden. C. Statistische Analyse von Tageslosungen nach Huber (2004) Huber (2004) behandelt im Abschnitt 5.3.3.7 zwei Verfahren zum Überprüfen, ob die buchmäßigen Tageslosungen auch tatsächlich einer logarithmischen Normalvertellung folgen. Das eine Verfahren ist im Wesentlichen ein qq-Plot, das andere Verfahren eine grafische Gegenüberstellung der buchmäßigen und einer Schätzung der tatsächlichen Tageslosungen. Bei beiden Verfahren zielt Huber darauf ab, Manipulationen zu erkennen. Das qq-Plot wird eher als Instrument zum Entscheiden dargestellt, ob nun Manipulationen vorliegen oder nicht; nach welchen Regeln diese Entscheidung zu treffen ist, und welche Implikationen im Sinn einer statistischen Testtheorie damit verbunden sind, wird nicht ausgeführt. Die grafische Gegenüberstellung von buchmäßigen und geschätzten Tageslosungen wird als Möglichkeit dargestellt, die Differenz zwischen den Bemessungsgrundlagen zu schätzen, die den buchmäßigen und den tatsächlichen Tageslosungen entsprechen; aber auch in diesem Zusammenhang werden Möglichkeiten diskutiert, vorgenommene Manipulationen zu identifizieren und damit über das Vorliegen von Manipulationen zu entscheiden. Die von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren zur Prüfung von Tageslosungen sollen aus der Sicht der folgenden zwei Fragestellungen untersucht werden: Kann mit Hilfe der von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren gezeigt werden, dass buchmäßige Tageslosungen durch Manipulieren zustande gekommen sind und gegenüber den tatsächlichen Tageslosungen verändert wurden? Können die tatsächlichen Tageslosungen mit Hilfe der von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren geschätzt werden, wenn die buchmäßigen Tageslosungen nicht anerkannt werden? In beiden Fragestellungen setzt das Anwenden der von Huber (2004) vorgeschlagenen Verfahren voraus, dass die Verteilung der Tageslosungen bekannt ist. Beide Verfahren gehen davon aus, dass die Tageslosungen einer logarithmischen Normalverteilung folgen. 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 gern. § 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, o 2 ). Dann gilt für Erwartungswert m=E(Y) und Varianz s 2 =Var(X) dass m = exp(µ + o²/2) s 2 = 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, o 2 = 0.2877, und daraus ergeben sich die Parameter der Lognormalverteilung Y als m=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..." Am 14. Februar 2006 wurde die gegenständliche Berufung dem Unabhängigen Finanzsenat zur Entscheidung vorgelegt. In der am 26. Februar 2009 abgehaltenen mündlichen Berufungsverhandlung wurde ergänzend ausgeführt: Ad 1) Betriebsprüfung Im Jahr 2000 sei auch eine Summerstage geführt worden. Für diese Lokalität seien keine Kurven erstellt worden (diese Lokalität sei nicht gesondert erörtert, von der BP und auch nicht verprobt worden). Hinsichtlich des Geburtstagsfestes des Bw. am 21.5.2000 wurde ausgeführt, dass es an diesem Tag in allen Lokalen zur einer Spitzenlosung gekommen sei, da nur einige wenige geladene Gäste gratis konsumiert hätten, während die übrigen Gäste jede Konsumation auch bezahlt hätten. Da im Rahmen dieses Geburtstagsfestes verschiedene künstlerische Attraktionen geboten worden seien, sei es zu einem besonderen Besucherandrang gekommen. Darüber hinaus sei auch eine weitere Fläche, die ansonsten nicht gastronomisch genutzt werde, an diesem Tag ebenfalls für das Geburtstagsfest genutzt worden. Hinsichtlich des verwendeten Bonierungssystems verwies der Bw. darauf, dass vom System her lediglich 99.999 Daten gespeichert werden können, weshalb auch ohne seinen Eingriff, spätestens nach 2 Monaten die Daten überschrieben würden. Bezüglich der Ermittlung der Tageslosungen erklärte der Bw., dass in seinen Gaststätten ein sogenanntes Tronc-System eingeführt worden sei, weshalb die Losungen nicht gesondert, sondern von allen Servicekräften gemeinsam am Ende des Tages in den Safe eingeworfen werden (pro Lokalität). Einige Kellner hätten sich auch private Aufzeichnungen über das von ihnen bekommene Trinkgeld gemacht. Der Schlussdienst sei dafür verantwortlich, dass von allen Kellnern während des ganzen Tages erwirtschaftete Trinkgeld entsprechend der Anwesenheitsstunden der einzelnen Servicekräfte aufzuteilen. Darin sei der Bw. grundsätzlich nicht involviert. Der Bw. sei in der Regel bei der Schlussabrechnung nicht anwesend. Die Überprüfung durch den Bw. erfolge erst am nächsten Tag. Hinsichtlich des Bedienungsentgeltes erklärte der Bw., dass dieses 10% bei den Gaststätten A und B und 12% im C ausmache. Gemeinsam wurde anhand einer Monatsabrechnung für Jan. 2007 das Bedienungsentgelt (betr. Lokal A) ermittelt. Ad 2) Schätzungsberechtigung Der Bw. verwies auf die Erlässe des BMF vom 22.5.1990 und vom 3.7.2000, die auszugsweise vorgelegt und zum Akt genommen wurden. Darüber hinaus wurde ein Schreiben eines Mitarbeiters des Finanzministeriums, die "Zurverfügungstellung von Unterlagen auf Datenträgern", in Kopie übergeben und insbesondere auf die Fußnote 3 verwiesen. Es wurde auf den Grundsatz von Treu und Glauben verwiesen (Berufung S. 49). Der Bw. betonte, dass er auf Grund dieser Schriftstücke und Unterredungen mit verantwortlichen des BMF davon ausgegangen sei, dass die strittigen Logfiles nicht aufzubewahren seien. Im Übrigen verwies der Bw. darauf, dass das von ihm installierte Computersystem eingriffssicher sei und er daher nicht die Möglichkeit habe, die gespeicherten Daten zu manipulieren. Die Aufzeichnungen über die Artikelumsätze seien ebenfalls nicht aufbewahrt worden. Im Übrigen werde jedes Jahr eine körperliche Inventur erstellt und anhand dieser der Wareneinsatz errechnet und der Umsatz im Hinblick auf einen üblichen Rohaufschlag überprüft. Ad 3) Eigenverbrauch Der Bw. erklärte ausdrücklich den anwesenden Mitarbeiter seiner Steuerberatungskanzlei von der Verschwiegenheitsverpflichtung zu entbinden. Der Mitarbeiter führte aus: Im Zuge der Nachkalkulation sei der Eigenverbrauch geschätzt worden. Hingewiesen wurde diesbezüglich auf die VO BGBl. 628/1983, weswegen keine laufenden Aufzeichnungen über den Eigenverbrauch geführt worden seien. Der zuständige Sachbearbeiter hätte aber nicht die Werte der Sachbezugsverordnung, sondern ihm plausibel erscheinende Werte eingesetzt. Entgegen dem bisherigen Vorbringen seien im Jahr 2001 ein Eigenverbrauch (10%) iHv. S 13.636,36 angesetzt worden. Im Jahr 2002 sei der geschätzte Eigenverbrauch irrtümlich mit einem negativen Betrag von € 1.000,00 festgesetzt worden. Der Bw. erklärte sich mit einer Zuschätzung des Eigenverbrauches in Höhe von € 4.000,00 jährlich im Verhältnis 80:20 zwischen 20 und 10%igen Umsätzen einverstanden. Darauf verwiesen wurde, dass der bisher erklärte Eigenverbrauch davon in Abzug zu bringen sei. Der FA- Vertreter erklärte sich mit einer Schätzung in dieser Höhe einverstanden. Hinsichtlich des Personalverbrauches erklärte der Bw., dass die Mitarbeiter pro Dienst ein alkoholfreies Getränk (Soda- Himbeer) und eine Mahlzeit erhalten. Der Wert dafür sei ebenfalls vom Sachbearbeiter der Steuerberatungskanzlei ermittelt worden. Die Vorsitzende verkündet den Beschluss auf Einvernahme des Betriebsprüfers als Zeugen. Dieser führte an: Auf die Frage, inwieweit Eingriffsmöglichkeiten in das Computersystem bestehen, erklärte der Zeuge, er sei kein Computerfachmann. Seines Wissens nach habe es Stornomöglichkeiten gegeben, die Stornoprotokolle seien ihm niemals vorgelegt worden. Die Anhaltspunkte, dass die Tageslosungen manipuliert sind, ergäben sich nach Ansicht des Zeugen aus der Verprobung mittels der Log-Normalverteilung. Auf die Frage des Beisitzers, ob dem Zeugen Bedenken gekommen seien, ob die Daten aus der Buchhaltung den tatsächlichen Ergebnissen entsprechen würden, erklärt der Zeuge: Die Daten des Prüfungszeitraumes konnten von mir nicht überprüft werden. Ich hatte daher nur die Verprobungsmöglichkeit, die die Differenzen ergab. Auf die Frage des FA- Vertreters, warum nicht auch andere Verprobungsmöglichkeiten angewandt worden seien, erklärt der Zeuge: Vom steuerlichen Vertreter seien ihm Nachkalkulationen vorgelegt worden, eine derartige Verprobung sei daher nicht sinnvoll gewesen. Die bisher entwickelten Methoden seien damals nicht bekannt gewesen. Auf die Frage des Besitzers, ob eine Umsatzverprobung anhand der ausbezahlten Löhne stattgefunden habe, erklärt der Zeuge: Eine derartige Verprobung habe er nicht durchgeführt. Zeuge erklärt, die Prinzipien der Log-Normalverteilung könne er nicht erklären, er verweise auf das Buch von Erich Huber. Der Berufungswerber beantragte der Berufung im eingeschränkten Umfang stattzugeben. Über die Berufung wurde erwogen: 1. Entscheidungsrelevanter Sachverhalt 1.1. Betriebsstruktur Der Bw. führt im Rahmen eines einheitlichen Unternehmens Gastgewerbe folgende Betriebe, welche jedoch keine selbstständigen Unternehmen darstellen (Berufung): Restaurant A: Dieses Lokal hat grundsätzlich nur am Abend geöffnet, im Lokal ca. 80, im Gastgarten und Vorgarten ca. 120 Sitzplätze. In der Weihnachtszeit Schließtage (Berufung). B: Dieses Lokal hat ca. 80 Sitzplätze und täglich von 12 - 24 Uhr offen. Angeschlossen ist ein Gastgarten mit ca. 130 Sitzplätzen (Berufung) C: Dieses Lokal in der Betriebsart eines Kaffee-Restaurants hat ca. 50 Sitzplätze und im wesentlichen von 8 - 24 Uhr geöffnet. Im anschließenden Hofbereich sind im Freien ca. 60 Sitzplätze. In der Weihnachtszeit Schließ- und Teilschließtage (Berufung). D: Hiebei handelt es sich um ein Lokal mit ca. 26 Sitzplätzen, welches vorwiegend bei Bedarf (zB geschlossene Gesellschaften) verwendet wird. In der Weihnachtszeit Schließtage (Berufung). Einkauf und allgemeine Verwaltung erfolgen für alle Lokale einheitlich und gemeinsam, die Kellnerlosungen über das Boniersystem werden für jedes Lokal getrennt ermittelt (Berufung). Im Jahr 2000 erfolgte auch eine Teilnahme an einer Summerstage, die dabei erzielten Erlöse wurden vom Bw. erklärt, allerdings von der Betriebsprüfung nicht in die Verprobung mittels Lognormalverteilung einbezogen. 1.2. Losungsermittlung Zur Ermittlung der täglichen Losungen dient das Bonier-EDV-System "Sunrise" (Betriebsprüfungsbericht, Berufung). Damit werden die Umsätze pro Tisch und Kellner erfasst und die einzelnen Rechnungen erstellt (Betriebsprüfungsbericht).