外資企業進口關稅優惠政策的取消對外資流入的影響分析

摘要：對進口關稅優惠政策的取消是否顯著地減少了外資流入進行了檢驗。結果表明，外資企業進口關稅優惠政策取消當年，流入中國的外商直接投資額不但沒有減少，反而顯著增加。增加的外資額更多地流入了那些未曾享受稅收優惠政策的地區，這有利于外資在中國各地區的均衡分布。由于進口關稅優惠政策是唯一經歷了實施和取消過程的外商投資企業稅收優惠政策，因此對它的研究有助于我們預測即將實行的內外資企業所得稅合并對流入中國的外資額的影響。

關鍵詞：稅收優惠政策；外商直接投資；進口關稅優惠

中圖分類號：F810.42 文獻標識碼：A 文章編號：1003—7217(2007)04—0055—05

一、引言

3月16日，十屆全國人大五次會議閉幕會表決通過了《中華人民共和國企業所得稅法》。該草案的順利通過，標志著中國從此將逐步告別企業所得稅“雙軌”時代。但是，內外資所得稅的合并和外資企業稅收優惠政策的取消會不會顯著減少流入中國的外資數量并進而影響中國的經濟發展?長期以來，這一直是許多人所擔心的問題。

鐘煒(2005)分析了內外資企業所得稅合并對外商直接投資可能產生的影響，認為所得稅的合并很可能會導致外資流向周邊低稅國家，從而對我國引進外商直接投資的總量產生較大影響。而安體富(2005)則認為，決定外商直接投資區位選擇的關鍵因素是基礎設施、現有外資狀況、工業化程度和市場容量等，稅收優惠政策只是影響因素而非主要的決定因素，稅收優惠在提升東道國吸引外資的競爭優勢方面作用非常有限，因此合并企業所得稅不會影響外資流入數量。曹小春(2006)認為，內外資企業所得稅合并對不同來源地、不同投資目的、不同規模、不同產品流向、不同部門、不同行業的外資企業的資金流入的影響是不同的。

上述學者和其他學者就外商投資企業稅收優惠政策的取消對外資流入的影響的研究往往基于理論的分析而缺乏經驗的檢驗，其結論說服力不夠。因此有必要進行一定的實證分析。但到目前為止，對外資企業稅收優惠措施中經歷了實施一取消的措施只有進口關稅優惠政策，所以本文試圖用實證方法對我國進口關稅優惠政策的取消是否顯著地影響了外資的流入進行檢驗。

二、進口關稅優惠政策實施－取消過程

中國最早于1984年對在經濟特區內設立的外商投資企業給予進口關稅優惠，之后，這一優惠逐步擴大到沿海經濟技術開發區、沿海開放區、浦東新區等對外開放地區。其具體內容是，在上述對外開放地區設立的外商投資企業，對于進口的機器設備、原材料、零配件、交通工具、生產資料、辦公用品等免征進口關稅和工商統一稅。另外在經濟特區設立的外商投資企業進口的礦物油、煙、酒、生活用品減半征收工商統一稅。1994年中國稅制改革取消了工商統一稅，統一實行增值稅和消費稅，對外商投資企業的稅收優惠變為免征關稅和增值稅、消費稅。

1996年4月1日起，隨著中國大幅度降低進口關稅，中國政府取消了外商投資企業的進口稅收優惠，但對此前批準的3000萬美元以下的項目優惠延長至1996年末，3000萬美元以上的項目優惠延長至1997年末。1997年后只對符合產業政策和國家鼓勵進口的自用設備免征進口環節稅收。

進口關稅的減免，尤其是對進口機器設備、原材料等關鍵生產資料的減免可以極大地降低外商投資企業的經營成本，提高其利潤水平。該稅收優惠對中國東部沿海地區的“三來一補型”企業以及需要進口機器設備的生產型企業尤為重要。該項優惠措施的取消影響了外商投資企業的收益水平。但是，它是否影響了外商投資企業對華的投資熱情需要進行實證分析。

三、基本模型的建立與回歸結果

(一)建立固定效應模型

本文建立固定效應模型，以檢驗外資企業進口關稅優惠的取消對外資流入的影響。

1nFDI_it=β₀+β₁1nEDL_it+β₂1nCL_it+β₃1nITL_it+β₄DUTY_it+α_i+ε_it (1)

模型(1)中，FDI是外商直接投資額，以取自然對數的形式進入模型。通過對外商直接投資區位理論的相關文獻回顧，我們發現一個地區的經濟發展水平(EDL)、市場成本(CL)和基礎設施狀況(ITL)是影響外資區位選擇的主要因素，因此將上述三個因素作為本模型的控制變量，控制變量也以取自然對數的形式進入模型。待檢驗變量DUTY是事件虛擬變量，反映的是各地區關稅優惠政策的變化。各變量的下標i表示城市，下標t表示時期(年)。DUTY_it=0，當城市i在t年不享受關稅優惠；DUTT_it=1，當城市i在t年享受關稅優惠。由于中國是在1996年年中時宣布取消進口免稅規定，且對此前批準的項目優惠延長至1996年末，因此進口關稅優惠政策的取消對當年實際流入中國的外商直接投資影響較小，其影響遞延至以后年份的可能性較大。因此曾經享受關稅優惠的城市在1996年時DUTY_it變量的取值依然為1。在模型中，固定效應α_i反應的是不隨時間變化的因素，這些因素一方面影響著因變量，另一方面與其他自變量存在相關關系。通過固定效應模型中的組內變換，可以消除α_i對因變量的影響。

(二)樣本與數據

鑒于中國外資企業關稅優惠政策的發布與取消均以城市為單位，因此本文以城市為分析單元，使用《中國城市統計年鑒》中所有城市的統計數據進行回歸分析。為了檢驗外資企業關稅優惠政策的調整對外資流入的影響，本文在一個特定的時間區間內進行研究，在這個時間區間中，除關稅政策的調整外，沒有其他外資企業稅收政策的調整。通過對中國外商投資企業稅收優惠政策的回顧，我們發現在1994～1999年間，中國外資企業稅收政策較為穩定。這一階段除關稅優惠以外的外資企業稅收政策的調整只涉及到兩個城市：蘇州和北京。不能選擇2000年及以后年度的數據是因為，2000年中國實行西部大開發，制定了一系列稅收優惠政策，這些政策必然會影響外資流入水平。因此本文使用1994～1999年受進口關稅政策影響的城市(不包含蘇州和北京，共83個城市)的panel data數據，研究關稅政策的變動對外資流入的影響。

(三)回歸分析

回歸結果如表1中1列所示。Duty的回歸系數為負，未通過顯著性假設檢驗。在控制變量中，經濟發展水平系數顯著為正，基礎設施水平的回歸系數顯著為負，與預期的符號相反，生產成本的回歸系數未通過顯著性假設檢驗(本文將Duty的取值提前及推后1年，所得回歸分析結果與前無明顯差異，因此本文未報告該結果)。這說明，享受進口關稅優惠的城市在優惠政策取消后吸引的外資水平與取消前無顯著差異。

四、時間因素對模型的影響

上述模型中存在一個明顯的問題是，進口關稅優惠變量Duty在1994～1996年取值為1，在1997～1999年取值為0，Duty的回歸系數完全包含了時間因素對外資流入的影響。在1994～1999年間，除了進口關稅優惠政策的調整，其他因素也會對流人這些城市的外資水平產生影響。其間一個值得注意的問題是亞洲金融危機的爆發，然而亞洲金融危機是減少了流入中國的外商直接投資還是增加了外資的流入，不同學者有不同的觀點。有學者認為，1996年前中國外商直接投資主要來源地區如香港、臺灣、日本及東南亞等地經濟均受到不同程度的沖擊，這使得來源于這些地區的外商直接投資額有所減少。例如程崇禎、章婷(2002)在對日本對華直接投資分析的基礎上，認為亞洲金融危機使日本企業減少了對外直接投資的能力，從而使得流入中國的外商直接投資增幅顯著降低。而胡祖六(2004)認為，亞洲金融危機的爆發，降低了東南亞地區對全球跨國公司的吸引力，中國成功地抵御了“金融傳染”，使中國倍受歐美跨國公司的青睞，中國該時期吸引的外商直接投資占發展中國家吸引外資的比重有大幅度的上升。

針對上述情況，本文對模型(1)進行改進，首先在樣本中增加了未受進口關稅政策調整影響的其他城市，使樣本城市包含了《中國城市統計年鑒》中所列的全部城市(220個橫截面城市)。其次在模型中加入時間變量，以反映外商直接投資隨時間變化的趨勢，這樣Duty變量的回歸系數便可以反映進口關稅優惠政策的變動對外資流入的影響。

1nFDI_it=β₀+β₁1nEDL_it+β₂1nCL_it+β₃1nITL_it+β₄DUTY_it+β₅DT_it+α_i+ε_it (2)

在模型(2)中，時間虛擬變量DT_t=1，當樣本所在年度為1996～1999年時；DT_t=0，當樣本所在年度為1994～1995年時。時間虛擬變量DT，與固定效應α_i相反，前者只隨時間變化，而后者只隨樣本城市而變。時間虛擬變量的回歸系數可以解釋外商直接投資隨時間的變化趨勢，從而將時間對外商直接投資流入的影響分離出來。

增加了樣本城市并在模型中加入時間虛擬變量DT后，回歸結果如表中第2列所示。時間虛擬變量的回歸系數顯著為正，且均能通過5％水平的顯著性假設檢驗。加入時間虛擬變量后，Duty的回歸系數為正，且通過了1％水平的顯著性假設檢驗，EDL的回歸系數為正，在5％的水平上顯著。Duty的回歸系數顯著為正說明當一個城市享有進口關稅優惠政策時吸引的外資顯著高于該城市取消關稅優惠政策后及未享有該優惠政策的城市吸引外資的水平。時間虛擬變量的系數顯著為正說明1996～1999年各城市吸引的外商直接投資較1994～1995年有了顯著增加，而不是減少。至少在1996～1999年，亞洲金融危機未造成中國吸引外資的下降。

五、調節變量的引入及交互模型

模型(2)雖然可以將時間因素和稅收優惠政策的變動對外資流入的影響相互分離，但是待檢驗變量Duty的回歸系數反映了兩個方面的差異：第一個是以前享受關稅優惠政策的城市(稱為第一類城市)在優惠政策取消前和取消后吸引外資上的差異；第二個是以前未享受關稅優惠政策的城市(稱為第二類城市)與第一類城市在吸引外資上的差異。在李宗卉、魯明泓(2004)的研究中，第二個差異是顯著的，這意味著Duty的回歸系數顯著可能是由于第二個差異顯著所導致，而不能說明第一個差異是顯著的，即不能說明第一類城市關稅優惠政策的取消是否顯著地減少了流入這些地區的外資。

由于無法直接反映出第一個差異是否顯著，本文引入調節變量、使用變截距模型來反映進口關稅政策的變動對外資流入的影響。假設時間因素(如東南亞金融危機)對兩類城市吸引外資水平會產生相同的影響，而進口關稅政策的變動只會影響第一類城市吸引外資水平。因此，第二類城市在1996年后吸引外資水平的變動反映了時間因素的影響，第一類城市1996年后吸引外資水平的變動不僅有時間因素的影響，還有政策因素的影響。那么兩類城市1996年后吸引外資水平的變化中相異的部分便是政策因素對第一類城市的影響。

加入調節變量的模型構建如下：

1nFDI_it=β₀+β₁1nEDL_it+β₂1nCL_it+β₃1nITL_it+β₄Y97t+β₅dummy97_it+α_i+ε_it (3)

模型(3)中，dummy為地區虛擬變量，dummy=1，當該城市為第一類城市時；dummy=0，當該城市為第二類城市時。Y97為時間虛擬變量，Y97=1，如果樣本城市所在年度為1997～1999年；Y97=0，如果樣本所在年度為1994～1996年，這段時間未取消第一類城市對外商投資企業進口關稅和工商統一稅的優惠。在模型中加入調節變量dummy，dum-my97是調節變量dummy和時間虛擬變量Y97的交互項，其回歸系數反映的是1997～1999年第一類城市相對于第二類城市吸引外資水平的差異。由于dummy不隨時間變化，在模型中被包含在固定效應α_i中。如果時間虛擬變量的回歸系數(β₄)顯著，說明第二類城市1997～1999年吸引外資水平與1994～1996年相比有顯著的變化。如果時間虛擬變量與dummy變量交互項的回歸系數顯著，說明1997～1999年第一類城市吸引外資水平與第二類城市有顯著不同。

基于交互模型的回歸結果如表第3列所示。EDL的回歸系數通過了5％水平的顯著性假設檢驗，且系數為正，說明較高的經濟發展水平有利于吸引外資流入。時間虛擬變量Y97系數為負，但是未通過顯著性假設檢驗，說明1997～1999年第二類城市吸引的外商直接投資與1994～1996年全部城市吸引外資水平無顯著差異。對于我們最感興趣的交互項，交互項的回歸系數為負，但是也未能通過顯著性假設檢驗。可以認為，1997～1999年第一類城市吸引外資水平與第二類城市無顯著差異。

外商進行投資決策往往需要一定的時間，于1996年4月取消外商投資企業進口關稅優惠政策對外資流入的影響可能會存在滯后效應。因此假設進口關稅優惠政策的調整會對1998年及以后年度的外資流入產生影響。在模型中取滯后1年的時間虛擬變量Y98，Y98=1，當樣本取自1998～1999年；Y98=0，當樣本取自1994～1997年。加入調節變量后，模型的回歸結果如表第4列所示。時間虛擬變量和交互項的回歸系數均為負，但是依然不顯著。

為了進一步說明問題，本文又假設1996年關稅優惠政策的取消會對當年外資流入產生影響，于是在模型中取提前1年的時間虛擬變量Y96。Y96=1，當樣本取自1996～1999年；Y96=0，當樣本取自1994～1995年。加入調節變量后，模型的回歸結果如表第5列所示。與上述兩個模型的回歸結果不同的是，時間虛擬變量的回歸系數為正，交互項的回歸系數為負，均通過了10％水平的顯著性假設檢驗。這說明在1996～1999年，第二類城市吸引的外商直接投資顯著高于1994～1995年全部城市吸引外資水平；同期，第一類城市吸引外資水平雖然也較1994～1995年全部城市吸引外資水平高，但是卻顯著低于第二類城市。這意味著1996年中國吸引外商直接投資額較以前年度有明顯上升，但是該年度增加的外商直接投資額更多地流入了第二類城市。1997年后這種明顯的上升趨勢未能持續，兩組城市在吸引外資方面無明顯差異。

六、結論與建議

通過以上分析，本文得到以下結論：

1、1996年中國取消一些地區生產性外商投資企業進口關稅和增值稅的優惠，并未減少中國吸引外資的總體水平，1996年后流入中國的外資依然呈現出顯著增長的趨勢。對此的解釋是，根據國際直接投資理論，外商是否在一個地區進行投資，是外資企業在不同國家、地區經營收益比較的結果(Hart.man，1984)。雖然進口關稅政策的取消影響了一些外資企業的稅后收益，但是由于中國對外商投資企業依然給予優惠的企業所得稅率、所得稅的減免、利潤匯回免征所得稅、再投資退稅等優惠措施，外資企業在中國的稅后收益可能依然高于在其它國家經營的稅后收益，因此進口關稅的取消未降低外商投資企業在中國的投資熱情，1996年流入中國的外資額依然顯著增加。另一種可能是，雖然進口關稅優惠政策的取消使一些外資企業的稅收收益低于其它國家，但是在中國經營面臨更好的投資環境、更小的市場風險，外資企業會選擇繼續在中國生產。因此進口關稅政策的取消沒有顯著減少中國吸引外資的總量。

2、1996年流入中國的外資水平顯著增加，但是受進口關稅優惠政策取消的影響，第一類城市(原來實行進口關稅優惠的城市)吸引外資的增長幅度顯著低于第二類城市(原來未實行進口關稅優惠的城市)吸引外資的增長幅度。這意味著增加的外商直接投資額更多地流入了未實行稅收優惠政策的非對外開放地區，而不是實行稅收優惠政策的對外開放地區。為了深入理解該結論，需要劃分稅收優惠政策的取消對外資流入的影響，將影響分為總量影響和區位分布影響。總量影響是指中國對外開放地區外資企業稅收優惠政策的取消降低了這些地區吸引的外資額，減少的外資額流入了其他國家，而不是流入了中國非對外開放地區，從而導致流入中國的外資水平整體下降。區位分布影響是指中國對外開放地區外資企業稅收優惠政策的調整和取消雖然使這些地區吸引的外資額下降，但是減少的外資卻流入了中國非對外開放地區，其結果是中國吸引的外資總量并沒有顯著變化，只是外資在中國各地區的分布發生了變化。從上文的結論看，外資企業進口關稅優惠的取消對外資流入產生了區位分布的影響。對于有大量原材料和機器設備進口的企業而言，享有進口關稅優惠政策的地區在經營成本方面的優勢縮小了，這時外商投資企業會更關注那些經濟發展水平較高、經營環境更好、生產成本更低的地區，會在更廣的范圍內選擇經營總成本最低的投資地，因此第二類城市吸引外資的增幅顯著高于第一類城市。這一現象有利于縮小對外開放地區和非對外開放地區在吸引外資方面的差距，有利于中國經濟的均衡發展。

3、取消進口關稅優惠政策對第一類城市吸引外資的推動作用只體現在政策變動的當年。由于缺乏后續的政策支持，1997年及以后年度，進口關稅政策調整所產生的區位分布影響未能繼續，第一類城市和第二類城市吸引外資額的變化差異未能進一步深化。

上述結論對預測內外資企業所得稅合并對外資流入的影響具有重要意義。十屆人大五次會議通過的內外資企業統一的《企業所得稅法》草案中，將內外資企業的所得稅率統一為25％。內外資企業所得稅法的合并對于不同地區、不同類型的外資企業的稅負有著不同的影響。首先，對所有的生產性外資企業，定期減免優惠的取消將增加其稅負；其次，對現行所得稅法下不適用優惠所得稅率的外資企業(非對外開放地區的生產性企業)而言，所得稅的合并意味著稅負的降低；第三，對于原來適用24％優惠稅率的外資企業而言，所得稅的合并沒有帶來稅負的明顯變化；第四，對于經濟特區和浦東新區設立的高新技術企業，在過渡期可以繼續執行原稅收優惠政策，因此這些地區受稅收合并的影響不大；第五，在沿海經濟技術開發區及其他對外開放地區設立的、適用15％優惠稅率的生產性外資企業，或以出口為主的生產性外資企業，所得稅法改革會提高這些企業的稅率，增加其稅負。因此可以預期，所得稅合并對經濟特區、浦東新區、適用24％稅率的經濟開發區設立的外資企業基本無影響；對在非對外開放地區設立的外資企業有正面影響；對在開發區內設立的、以出口為主的生產性外資企業有一定的負向影響。根據本文的分析可以預期，內外資企業所得稅合并將會對外資在中國的區位分布產生影響，有利于向非對外開放地區轉移，有利于縮小各地區在吸引外資上的差異，有利于外資在中國各地區的均衡分布。從長遠看，中國更應該重視加強地區自身經濟優勢、改善投資環境，以發揮其對外資的吸引作用。