税收优惠指数、税收协定视角下对外直接投资影响因素研究

肖叶



税收优惠指数、税收协定视角下对外直接投资影响因素研究

肖叶

摘要：通过构造多元线性回归模型与误差修正模型（ECM），采用1986—2014年的样本数据,在税收优惠指数、税收协定视角下对我国对外直接投资的影响因素进行实证研究。结果表明：税收优惠指数对促进对外直接投资的效果不明显，而对税收协定、经济增长率、利率则具有较大的正向促进作用，对汇率具有反向促进作用。协整检验与格兰杰因果检验表明：除税收优惠指数外，各变量之间存在长期均衡关系且均为引起对外直接投资增长的格兰杰原因。误差修正模型结果表明：各个变量之间的长期均衡对短期波动的调节力度较大、对短期波动的影响较明显。

关键词：对外直接投资；税收协定；税收优惠指数

改革开放30多年来，我国对外开放的主旋律由单一的“引进来”逐步过渡到“引进来”与“走出去”并重，外资政策走过了从单纯吸引外国直接投资（FDI）到吸引FDI与鼓励海外直接投资（ODI）并重的发展历程。利用国际、国内2个市场的资源，加快了我国企业“走出去”的步伐，进一步拓展了国民经济发展的空间。党的十七大指出，要坚持对外开放的基本国策，把“引进来”和“走出去”更好地结合起来。十八大再次明确指出加快“走出去”的步伐，增强企业国际化经营能力，培育一批世界水平的跨国公司。随着企业“走出去”步伐的加快，与之相关的税收协定的签订数量也迅猛增加。截止到2014年，我国已经正式对外签订了105个避免双重征税的税收协定。这一方面体现出“走出去”的企业数量增加，另一方面也反映出国家的税收扶持力度正在逐步加大。特别是近两年“一带一路”国家发展战略和“互联网+”行动计划的提出，为企业“走出去”搭建了一个良好的发展平台。截止到2014年，我国非金融类企业对外直接投资首次突破了1 000亿美元大关，达到了1 029亿美元，同比增长14.1%。由此可见，中国“走出去”企业的崛起已经成为不可避免的趋势。在企业对外直接投资的过程中，税收政策对引领投资方向与调节经济走势有着重要作用。因此，它成为世界各国政府支持“走出去”企业的重要政策工具。那么，在国家大力实施“走出去”战略的同时，税收政策在支持企业“走出去”的过程中发挥了多大的作用？是否能真正促进企业对外直接投资的增长？影响程度如何？这些都是笔者研究的目的所在。

一、文献综述

税收政策如何对对外直接投资产生影响一直是国内外学术界一个重要的研究课题。目前，国内外研究主要集中在以下几个方面：首先，在理论分析方面，D.V.Kandpal等人指出税收激励政策对印度经济起着至关重要的作用，并作为吸引外国投资者进行投资的手段之一［1］。K.L.Tuomi则认为相比税收激励政策，东道国的投资环境更加重要［2］。J.P.Engel以改革开放与分税制改革为切入口，指出以出口为导向的税收政策有助于企业对外直接投资进而促进国内贸易平衡，以提高科技水平为导向的税收政策有助于提高中国的科技水平［3］。其次，在实证研究方面，P.Egger等人通过对OECD国家1991—2002年有效税率占有效税收方面的比例估计，发现对外直接投资与东道国的税收负担有正向关系［4］。L.T.Minh以越南为例，通过分析发现税收激励政策对促进对外直接投资有积极影响，但是不能改变投资者的边际行为［5］。N.H.Cung等人同样以越南为例，通过实证分析发现，税负是投资者是否对该国进行投资的主要因素之一，单位劳动力成本以及通货膨胀率也是投资者重点考虑的因素［6］。F.Weyzig则以荷兰为研究对象，通过回归分析证实税收协定的签订对荷兰的对外直接投资起着关键的作用，税收协定对对外投资的影响很大程度上还取决于股息的变化以及税率的高低［7］。J.Guo通过实证分析发现税收与对外直接投资两者为负向相关关系，同时指出对外开放越早在竞争中越有利［8］。

国内研究方面，张京萍等人对世界上几个主要的资本输出国进行总结发现：建立完善的税收抵免制度与导向明确、方式多样的税收优惠体系以及加强国际税收协调与合作对我国对外投资具有推动作用［9］。兰丽娟则通过对美国对外直接投资的成功经验分析后指出：目前国内对外直接投资在区位、产业分布及政府职能方面存在问题［10］。邱立成等人通过构造计量模型发现，资源需求、工资与对外直接投资呈正相关关系，与出口成负向相关关系［11］。李春根等人指出：虽然“走出去”战略取得了一定成效，但税收优惠政策的导向性、税收抵免规定以及税收服务方面仍然处于滞后状态，并没有形成系统的税收政策扶持体系［12］。尹音频等人在对税收激励政策进行效应分析的基础上，提出了优化税收激励政策的路径措施［13］。李雪晖在总结现行对外直接投资所得税存在的缺陷基础上，提出了相关的政策建议［14］。王金城等人指出目前税收抵免政策的不足，建议税收抵免制度的完善应与促进对外直接投资的目标保持一致［15］。陈志勇等人采用实证分析方法研究发现，税收激励政策对促进对外直接投资提供了有利条件［16］。李宗卉等人通过比较实行不同税收抵免制的美国与其他西方发达国家在华直接投资，发现美国的抵免制度并未阻碍投资者在华投资的热情［17］。王珍义指出税收激励政策存在的缺陷阻碍了我国对外投资，有必要对税收激励政策进行完善［18］。

综上所述，目前国内研究文献主要存在两方面局限。第一，国内文献以理论和规范分析为主，侧重于政策本身的合理性研究，而从税收优惠政策视角对我国对外直接投资进行实证分析的研究尚不多见。第二，国外文献主要从税收激励政策、税负以及税收协定等单一视角探讨与对外投资之间的相关关系，在企业对外直接投资的影响因素方面存在不同的结论。基于此，笔者采用实证分析方法，以本国企业对外直接投资作为研究对象建立计量模型，从税收优惠政策视角①探讨我国企业对外直接投资的税收效应，考察税收优惠政策对我国企业对外直接投资的影响。

二、模型构建

（一）指标选取与基本假设

本次研究的被解释变量为对外直接投资净额②。考虑到税收优惠指数越大企业的税负越轻，税收协定的签订能有效避免双重征税，本次研究选取税收优惠指数与税收协定签订数作为解释变量。此外根据西方经济学理论，投资与一国经济发展水平以及利率、汇率有密切的关系，因此选择经济增长率③、利率、汇率作为其他解释变量。构建模型之前，先假定以下几个基本假设条件：

1.在与税收优惠政策有关的变量中，为了简化模型，仅考虑2个变量：税收优惠指数④与税收协定签订数⑤。其中税收优惠指数仅考虑税收直接抵免等优惠方式，不包括通过签订税收协定带来的间接优惠。

2.根据国内企业的实际情况，我们假定企业的融资基本上来自国内融资机构，因此本次研究的利率为国内金融机构贷款利率，不考虑国外利率，从而简化模型。

3.由于经济政策具有时滞效应，因此假定经济政策从实施到效应显现需要一段时间。

（二）模型构建

由于汇率、利率受货币政策的影响，税收协定、税收优惠受财政政策的影响，而且充分考虑到经济政策的时滞效应与企业投入—产出需要一定的时间，因此所有解释变量均设定为滞后1期。为了消除或降低时间序列的异方差，对模型两端取对数，构建如下计量模型：

式中：t=1，2，3，…，n；dwtz表示对外直接投资额；jjzzl表示经济增长率；ssxd表示税收优惠指数；hl表示汇率；rate表示利率；εt为白噪声；C1、C2、C3、C4、C5、C6均为常数。

如果各时间序列均为一阶单整序列，且它们的线性组合为平稳序列，则可以构造误差修正模型。为了消除和减小误差修正模型的异方差性，对模型两端的数据取对数：

式中：t=1，2，3，…，n；其他变量表示的含义与计量模型相同；△为变量的差分；（ecm）t-1为误差修正项；C7为误差修正项系数，一般情况下C7<0。

三、实证检验结果分析

（一）数据收集说明

本次研究涉及的变量和数据资料主要包括当期对外直接投资额、前期的经济增长率、前期税收协定签订数、前期税收优惠指数、前期汇率以及前期利率。其中，对外直接投资额、经济增长率、汇率、利率相关数据来自国家统计局网站、《中国经济统计年鉴》以及中经网数据库，税收协定签订数据来自国家税务总局网站，税收优惠指数数据经换算而成。经换算发现，从第1个税收协定的签订到邓小平南巡鼓励对外直接投资，即1986—1992年时段的税收优惠程度降低，取值为0；从首次出现税收抵免到首次提出“走出去”战略，即1993—2001年时段的税收优惠程度中等，取值为1；2001—2014年全面实施“走出去”战略，税收优惠程度较以往年度逐步提高，取值为2。

（二）实证结果分析

根据公布的数据进行整理，选取1986—2014年共29年的样本数据，利用EVIEWS7.0软件对模型进行回归，结果如表1所示。

表1方程回归结果（一）

判决系数R2的值为0.931 583，F统计量的值为40.848 76，D-W=2.207 018。根据上述回归结果，可以发现：在5%的显著水平下，ln（sszs）的概率值为0.829 7，说明该变量不显著；此外，常数项不显著，其他变量的概率值均小于0.05，说明显著性较高。在5%的显著水平下，自由度为（5，22）⑥的F统计量的临界值为2.66，结果显示F值远大于该值，说明方程整体显著性较高；R2的值为0.931 583，说明方程的拟合效果较好；从各变量的系数符号来看，sszs的系数为负值，和预期的结果符号相反，其余变量的符号与预期相同；D-W=2.207 018，基本不存在序列自相关。

1.多重共线性检验

由于变量sszs未通过T检验，而且符号的经济意义也不合理，初步判断解释变量之间存在多重共线性，因此对变量进行相关性分析，结果如表2所示：

结果显示，有些变量之间的相关度较高，相对系数的值较大，说明存在多重共线性的情况。为了消除多重共线性，利用EVIEWS7.0向前筛选法对变量进行筛选，采用逐步回归的方法最终筛选具有高度线性相关性的ln（jjzzl）、ln（rate）、ln（hl）进入方程，剔除ln（sszs）变量，说明税收优惠指数带来的优惠力度很小，促进对外直接投资的效应不明显。根据筛选结果重新进行回归，为了消除或降低自相关性，加入一阶自回归项AR（1），此时回归模型变为：

表2变量相关性检验

回归结果如表3所示。

表3方程回归结果（二）

判决系数R2的值为0.917 932，F统计量的值为46.976 91，相应的概率值非常低，方程的整体显著性很高；D-W=2.174 119，基本不存在自相关。在1%的显著水平下，各变量均通过t检验。较之前的回归结果可以看出，判决系数与D-W值基本保持不变，F统计量的值变大说明方程的整体显著性提高，多重共线性消除。

2.单位根检验与协整检验

为了判定变量之间是否存在长期均衡关系，避免“伪回归”的出现，对序列进行单位根检验与协整检验。

（1）单位根检验。检验结果如表4所示。

表中△为变量的一阶差分，从ADF检验可以看出对取对数后的各序列进行单位根检验，检验结果均大于临界值，说明存在单位根，各序列为非平稳序列。对各序列的一阶差分进行单位根检验，结果均小于临界值，说明一阶差分后各序列变为平稳序列。

（2）协整检验。根据单位根检验结果，各对数序列均为一阶单整变量。为了判断是否真正存在协整关系，对模型进行估计，得到模型估计结果如下：

表4单位根检验

R2的值为0.917 932，R的值为0.898 392，F的值为46.976 91，SE的值为0.542 726，D-W=2.174 119。方程中各项指标均通过了T检验，D-W=2.174 119，基本不存在自相关问题；判决系数R2的值为0.917 932，拟合程度较好；回归标准差SE=0.542 726，估计值优良。初步认为ln（dwtz）t、ln（ssxd）t-1、ln（rate）t-1、ln（hl）t-1、 ln（jjzzl）t-1之间存在长期均衡关系。对残差序列进行单位根检验，ADF检验的结果为-5.366 750，小于显著水平1%下的临界值-3.711 457，残差序列为平稳序列。因此，5个变量之间的协整关系成立。

3.Granger因果关系检验

将解释变量ln（dwtz）依次与被解释变量ln（jjzzl）、ln（ssxd）、ln（rate）、ln（hl）进行Granger因果检验。检验结果显示：在滞后2阶，10%的显著水平下，ln（jjzzl）是引起ln（dwtz）变化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（jjzzl）变化的Granger原因；在滞后阶数为4阶，5%的显著水平下，ln（rate）是引起ln（dwtz）变化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（rate）变化的Granger原因；在滞后7阶，10%的显著水平下，ln（ssxd）是引起ln（dwtz）变化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（ssxd）变化的Granger原因；在滞后4阶，5%的显著水平下，ln（hl）是引起ln（dwtz）变化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（hl）变化的Granger原因。检验结果如表5所示。

表5 Granger因果检验

4.误差修正模型

误差修正模型（ECM）是将长期均衡与短期均衡结合在一起，用于分析当变量长期均衡发生变化时，变量如何通过误差修正模型重新回到均衡状态。协整分析表明变量之间存在长期均衡关系，但由于受随机因素影响，变量会偏离长期均衡状态，而现实中的某种经济力量总会将其拉回均衡状态。本次研究利用Eviews7.0软件对误差修正模型进行估计，结果发现方程的常数项不显著，去掉常数项重新估计，结果如下：

D-W=1.987 315，不存在自相关；回归标准差SE= 0.487 342，估计值优良；各个解释变量的T检验值都很显著。因此上述方程反映了各变量之间长期均衡对短期波动的调节力度。误差修正系数为-1.054 0，说明长期均衡对短期波动的影响较明显。

四、结论与启示

（一）结论

从实证分析的结果来看，税收优惠指数（sszs）没有通过T检验，表明税收优惠指数对我国企业对外直接投资的影响不显著，说明虽然目前的税收优惠力度较以往有加大，但仍然对企业直接对外投资的税收优惠力度不够，企业享受到的税收优惠政策有限或者政策执行力度不够。从回归方程的结果可以看出：第一，ln（jjzzl）的回归系数为1.860 4，一方面说明两者呈现正向相关关系，经济增长率增长1%将带动企业对外投资额增长1.860 4%，另一方面说明经济增长率的提高能促进企业对外直接投资增加。第二，ln （ssxd）的回归系数为3.147 9，说明税收协定的签订对企业对外直接投资具有正向影响且影响较为显著，税收协定数增长1%将会带动企业对外投资增长3.147 9%，表明税收协定能有效发挥避免双重征税的作用。第三，ln（rate）的回归系数为1.105 9，一是说明利率与对外直接投资两者为正向相关关系，利率提高1%将会带动企业对外投资增长1.105 9%，二是企业来自国外贷款规模超过国内贷款，国内利率的提高可以促进企业加快对外投资的步伐。第四，ln（hl）的回归系数为-2.911 9，说明汇率与对外直接投资两者为负向相关关系，汇率提高1%将会使对外投资总量降低2.911 9%，说明汇率的提高引起的人民币贬值的确会阻碍企业对外直接投资；第五，从误差修正模型来看，误差修正系数为-1.054 0，符合反向修正机制，表明上一年的非均衡误差以1.054 0%的比率对本年度的被解释变量进行反向修正。因此，外部因素对均衡状态造成的影响只能是短暂性的波动，这种波动在后期总会得到修正。

（二）启示

本次研究基于税收视角来分析对外直接投资的宏观影响因素，从税收政策的角度得出如下几点启示：

1.逐步加大税收优惠力度

主要表现为加大税收抵免范围。首先，应当简化税收抵免限额的计算，从当前“走出去”企业的情况来看，当前采取的分国抵免法被综合限额抵免法取代，使企业的盈余与亏损可以相互弥补。其次，从加快实施“一带一路”发展战略的需要出发，适时考虑采取免税法。采取免税法对投资于“一带一路”范围国家或地区内的企业，不仅可以解决抵免法下难以确定结转抵免额、抵免限额、核算境外所得纳税额等问题，而且在一定程度上可以降低企业的纳税成本和税务部门的征税成本。最后，积极探索与“互联网+产业”发展相适应的税收抵免制度。

2.继续加强税收协定的签订与谈判

我国应在兼顾与东道国共同利益的基础上，不仅要不断扩大税收协定签订与谈判的范围（包括国家和行业），而且要提高签订与谈判的质量。尤其是，与对外投资聚集度较高的亚洲、欧洲、非洲国家要加快签署税收协定。与此同时，我国应对已经签订的协定解释文件进行更新，使之努力适应国内外投资环境的变化。这样，一方面可以取得国际上的认可，另一方面有利于鼓励我国企业掌握“走出去”的政策及优惠条件。

3.进一步规范税收饶让制度

税收铙让条款中针对税收饶让的比率应该加以明确规定。针对滥用税收条款的问题，双方国家可以通过协商确定固定的税收饶让抵免比率或者浮动范围；税收铙让条款应合理规定其条款的适用期限和条件。另外，为了使纳税人能够尽可能充分地享受现有的优惠规定，可以考虑在税收铙让条款中补充税种无差别的规定。

4.实行税收延付制度

税收延付是一种间接的税收优惠政策，主要针对的是企业对外投资所得未汇回境内之前，允许此境外所得在所在国暂时不征税，相当于在所在国取得一笔无息贷款。实行税收延付制度不仅不会减少国家的税收收入，而且有利于企业的资金周转，减少经营成本和筹资成本，抓住投资机会，创造更大价值。同时，在实施延迟纳税制度后，相应的反避税法规也应逐步完善，以防止企业将利润转移并积累在避税地，利用延期纳税的优惠从事避税活动。

注释：

①税收优惠政策包括税收优惠指数与税收协定2个指标。

②由于流量更能体现对外投资的变动情况，因此本次研究选取流量指标作为被解释变量。

③本次研究经济增长率用国内生产总值增长率表示。

④税收优惠指数表示税收直接优惠程度的大小，包括税收直接抵免等直接免税方式。“0”表示优惠程度较轻，“1”表示优惠程度中等，“2”表示优惠程度较高。

⑤税收协定签订数表示间接税收优惠程度的大小，包括税收饶让等间接税收优惠方式。其中，税收协定签订数目越多，优惠程度越大，反之则越低。

⑥括号内第1个数表示分子自由度，第2个数表示分母自由度。分子自由度是自变量的个数，记为k；分母自由度为n-k-1，n为样本个数。

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（编辑：唐龙）

中图分类号：F830.59

文献标识码：A

文章编号：1673-1999（2016）05-0029-05

作者简介：肖叶（1991-），男，重庆工商大学（重庆400067）财政金融学院2014级硕士研究生，研究方向为财政、税收理论与政策。

收稿日期：2016-03-29