双边税收协定是否促进了中国OFDI

江霞 王语慧

摘要：双边税收协定是避免双重征税的国际税收条约。复杂多变的国际贸易投资环境下，双边税收协定的签订对OFDI具有重要作用，同时影响作用的发挥会受到东道国制度环境的影响。本文采用2004～2017年34个国家的面板数据运用混合面板回归进行实证检验，考察税收协定对我国对发达国家和发展中国家直接投资的不同作用。结果表明，双边税收协定签订对我国OFDI具有显著的促进作用，其促进作用受到东道国制度环境的负向调节。

关键词：税收协定  对外直接投资  发达国家  发展中国家

后金融危机时代，复杂多变的国际贸易投资环境下，中国对外直接投资（OFDI）规模呈现出以下两方面特征：一是规模爆发式增长。2017年中国对外直接投资流量为1582.9 亿美元，存量达18090.4亿美元。联合国贸易和发展组织发布的《2019全球投资趋势报告》指出，中国已成为全球第二大资本输出国①。二是地域更加广泛、分布更为均匀。我国企业一开始对外投资的目的地集中在亚太地区，近年来对欧洲、非洲等区域的投资增长快速，目前已遍布全球189个国家和地区②。2017年流向欧洲的投资额184.6亿美元，创历史最高值，同比增长72.7%;流向非洲的投资额41亿美元，同比增长70.8%。

企业跨国直接投资引发了税源的国际化与税收安排的国际化，重复征税问题是企业在进行跨国投资区位选择时需要考虑的重要问题。作为国际税收协调的主要形式，签订双边税收协定一方面可避免双重征税，为企业“走出去”减轻了税收负担，另一方面也为企业对外投资创造了良好的投资环境，降低投资风险。截至2018年12月12日，我国已对外正式签署了107个避免雙重征税的协定，其中100个协定已生效，总体来看地域覆盖范围较广③。

尽管大部分学者认为税收协定的签订会影响企业跨国区位的选择及国家间的资本流动，但是否具有促进效应还尚未达到共识。本文的创新点体现在：现有研究大多针对发达国家或发展中国家单独展开研究，本文比较研究的基础上展开分析，考察税收协定对我国对发达国家和发展中国家直接投资的不同作用。

一、文献回顾与研究假设

签订税收协定主要通过以下两方面对企业对外直接投资产生作用。一是划分征税权，稳定企业预期，降低企业跨国经营过程中面临的税负不确定性。二是通过税收抵免来避免重复征税并通过MPV机制降低协调、谈判等交易成本。实证研究中，卢仁法、许善达（2009）从税收协定内容角度出发，认为深入了解税收协定内容才能更好地参与国际经济活动。Davies和Gresik（2001）采用一般均衡模型发现，税收协定的签署会促进资本自由流动，使两国都能在投资中获益。Busse et al.（ 2010）利用1978-2004年28个国家与83 个发展中国家的双边投资数据，实证研究得出税收协定显著促进了签约国向发展中国家东道国的外资流入。结合以上理论和实证研究结果提出假设1：

假设1：税收协定对企业对外直接投资具有促进作用。

税收协定对OFDI的促进作用的程度与东道国制度环境相关。Neumayer 和Spess（2005）认为如果东道国国内体制不能有效给予外商投资者产权保护，则双边税收协定可能会作为较好的制度替代。国内学者也得出了相类似的结论，宗芳宇等（2012）认为双边投资协定能够通过替补东道国制度的缺位来促进我国的对外直接投资。王培志等（2018）通过对“一带一路”沿线国家的考察，认为双边投资协定的签订显著促进中国对沿线制度较差国家直接投资。Akhtar和Weiss（2013）发现双边税收协定与双边投资协定签订起到了类似的作用，即可以视为东道国制度环境不健全的一种替代。由此，提出假设2：

假设2：税收协定对OFDI的促进作用的程度与东道国制度环境负相关，东道国制度水平越低，则促进作用越大。

二、基本假设与研究设计

（一）数据选择

考虑到数据的可得性，本文选取2004-2017年具有代表性的发达国家15个和发展中国家19个共34个国家，结合国家税务总局公布的税收协定签署数据获得样本。

（二）模型构建与变量选取

构建如下模型以验证本文假设：OFDIi，j=β0+β1BTTij+β2Z+ε

模型中，i表示东道国，j表示年份，ε表示随机误差项。考虑到中国对外直接投资尚处于发展的初期，数据连续性较差，故选取存量数据，用OFDI来表示。BTT代表税收协定签订的虚拟变量，若我国与对方国家在某年订立税收协定，那么在该年及其以后的年份取值为1，否则为0。Z表示控制变量，本文参考其他学者经验选取了中国GDP的规模、东道国的GDP规模、东道国资源禀赋、东道国劳动力水平（其中发展中国家数据因多重共线性问题，故用劳动力水平的年增长率来替代）、贸易开放度、人才与科技因素、联合国人文发展指数、以及我国首都同东道国首都的距离，具体各变量定义参见表1。为了解决非线性问题，本文对数据做了对数处理，同时解决异方差的问题。据Hausman和F检验结果采用混合回归模型。

三、实证结果与分析

表2为回归结果，前两列为不包含控制变量的回归结果，第（3）（4）列为加入控制变量的回归结果。就系数绝对值及显著性来看，无论是发达国家还是发展中国家，税收协定（BTT）均为显著的正值，表明税收协定的签订都显著促进了我国企业的对外直接投资，此结果验证了本文假设1。就回归系数的对比看，未加入控制变量前分别为1.247和1.637，加入控制变量后分别为0.324及0.531，系数的差异表明签订税收协定对我国对发展中国家直接投资的促进作用要大于对发达国家直接投资的促进作用，结果验证了假设2。

四、结论及建议

本文通过结合近几年中国对挖直接投资统计公报以及国家税务总局有关税收协定等的数据，将2004—2017年共34个国家的面板数据分为发达国家和发展中国家两个数据组分别进行混合回归，得出以下结论：一是税收协定的签署会促进我国企业的对外直接投资;二是税收协定对我国企业的对外直接投促进作用的程度与东道国的制度环境相关，在东道国经济发展水平较低、法律体系较不完善，甚至政局不稳定时，税收协定能够发挥更大的促进作用。

注释：

①资料来源于联合国贸易和发展组织发布的《2019全球投资趋势报告》。

②资料来源于《2017年中国对外直接投资统計公报》。

③资料根据国家税务总局税收条约中我国签订的避免双重征税协定一览表整理得出;国家税务总局网站。

参考文献：

[1]卢仁法，许善达.促进中国企业对外投资合作税收问题研究[M].中国税务出版社，2009.

[2]王培志，潘辛毅，张舒悦.制度因素、双边投资协定与中国对外直接投资区位选择——基于“一带一路”沿线国家面板数据[J].经济与管理评论，2018（1）：5-17.

[3]宗芳宇，路江涌，武常岐.双边投资协定、制度环境和企业对外直接投资区位选择[J].经济研究，2012（5）：71-82.

[4]Busse M，Nunnenkamp J K.FDI promotion through bilateral investment treaties：more than a bit？[C]// Springer，2010：147-177.

[5]Deborah L.Swenson，Why Do Developing Countries Sign BITs？，University of California，Vol.12，2005，p.135.

[6]Davies R B，Gresik T A.Tax Competition and Foreign Capital[J].University of Oregon Economics Department Working Papers，2001，10（2）：127-145.

[7]M.Akhtar and F.Weiss.International Investment Agreement Issues for Congress[J].Congressional Research Service CRS Report for Congress-R43502，Washington，2013（3）：69-78.

基金项目：青岛市社科项目（QDSKL1501052）。

江霞为青岛大学经济学院副教授;王语慧为青岛大学经济学院金融硕士