我國外商直接投資與稅收收入的計量經濟分析

摘 要：基于1983—2009年我國接受外商直接投資實際金額與我國的財政稅收收入數據，構建時間序列模型，對我國的外商直接投資與稅收收入的關系進行了協整分析，建立誤差修正模型，在此基礎上分析Granger因果關系。得出外商直接投資與我國稅收收入存在協整關系，在長期內存在長期穩定的動態均衡關系，且在短期內外商直接投資是我國財政稅收變化的Granger原因。

關鍵詞：外商直接投資；稅收；協整分析；VEC模型

中圖分類號：F832.6；F124 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）35-0100-02

引言

隨著全球化進程的加快，我國的經濟發展日益國際化，外商在我國的直接投資達到了空前的規模。與此同時，我國的稅收收入也不斷增加。現有的對于稅收與FDI關系的研究一直停留在稅收優惠對外商直接投資流入的激勵作用上，忽視了稅收投入帶來的經濟效應所引起的外商直接投資增長。考察稅收對外資到底具有多大的吸引力，以及外資對我國稅收有何貢獻，成了我們迫切需要解決的問題。通過對稅收與外商直接投資關系的經濟分析，能夠為今后在各種外部條件發生變化的情況下，如何更好地推動利用外資提供一定的借鑒。

本文運用協整分析、誤差修正模型以及Granger因果關系，對我國1983—2009年外商直接投資實際金額與我國的財政稅收收入進行研究，從根本上分析稅收收入與FDI的長短期關系。

一、文獻綜述

（一）稅收政策與FDI關系的分析綜述

國內外學者關于稅收與FDI的關系研究，多著重于稅收的激勵性政策與FDI的分析。就稅收政策對FDI的效應分析大體也分為具有“有效性”和具有“非效率性”兩種觀點。

一些學者認為，稅收激勵政策對FDI是非有效率的。Jack M.Minz，Thomas Tsiopoulos （1992）在對中歐和東歐轉型經濟國家的FDI優惠政策研究后發現，稅收優惠并不是吸引外國直接投資的有效方法。Aharoni（1966）對美國制造業公司對外投資方式進行了調查。結果顯示，東道國政府的稅收減讓并沒有影響外國公司的投資決定，所得稅減免對外資的刺激很微弱。國內學者何永江 （1996）從理論上對外資優惠政策所帶來的一系列負面作用進行了分析，并論證了取消外資優惠政策不會影響外商對我國的投資。郭培莉、王海勇（2006），通過三方面的分析來論證內外資企業所得稅合并后稅負的提高不會影響FDI進入的規模和速度。薛睿、李翠華、王如淵 （2006）通過分析我國現行稅收政策對FDI的影響，認為如果僅靠稅收優惠政策，我國很難在對FDI的競爭中繼續占據有利的地位。

一些學者認為，稅收激勵政策對FDI是有效率的。Head、Ries、Swenson （1999）通過研究1980—1992年日本在美國的投資，檢驗投資鼓勵政策對制造業外資的吸引效果。研究結果顯示，貿易區、低稅率等優惠政策的提供，對投資的區位選擇有顯著的效果。BuettnerRuf（2007）通過使用公司層面的面板數據，分析了稅收對德國FDI區位選擇的影響，指出稅收激勵措施對FDI區位選擇具有重要影響。李宗卉、魯明泓（2004）運用面板模型分析不同種類的稅收優惠政策對我國外商直接投資的影響，指出稅收優惠政策不僅對增加外商直接投資具有顯著的正效應，而且是影響外商直接投資在我國區位分布的重要因素。李永友、沈榮坤（2008）通過實證研究認為，稅收政策是我國東中西部地區吸引外商直接投資的重要策略，特別是在我國經濟不發達的地區以及引進外商直接投資的初期階段，優惠的稅價是增加區域FDI流入的主要手段之一。

（二）稅收收入與FDI的關系綜述

國內外關于稅收收入與FDI關系的研究并不多。GroppKostial（2000）在研究OECD國家1988—1997年的數據時，指出稅率每上升10%，將減少0.3%的FDI流入同時增加0.2%的FDI流出。FoleyHines（2004）通過分析美國跨國公司分支機構的數據，實證研究了非收入稅即間接稅對FDI的影響，指出地方間接稅率每提高10個百分點，國外分支機構的資產減少7.1個百分點，產出下降2.9個百分點。張華（2007）用IS-LM模型的分析框架對外商直接投資和稅收收入相互關系進行理論分析，發現外商直接投資流入與稅收收入的增長之間形成相互促進的良性循環。張慶君、孫雅靜（2008）用相關性分析、變參數模型、向量自回歸模型研究了1993—2006年的相關統計數據，分析外商直接投資對我國涉外稅收的影響，發現外商直接投資對我國涉外稅收發揮了顯著的作用，無論在短期還是長期內，外商直接投資都促進了外商投資企業所得稅、關稅和其他稅收的增長。

二、理論與實證分析

本文選取1983—2009年外商直接投資實用金額FDI以及稅收收入T作為樣本。數據來自《中國統計年鑒2010》。由于數據的自然對數變換不改變原來的協整關系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，因此，將FDI和T取自然對數，記為LNFDI和LNT。由于本文各變量的時間序列可能具有非平穩性，因此，我們先對各變量進行單位根平穩性檢驗，若為非平穩，我們將采用協整檢驗分析各變量之間的關系并建立誤差修正模型。最后對變量之間的關系進行因果分析。

（一）單位根檢驗

為了保證模型的有效性，首先應用Dicker-Fuller 標準的單位根檢驗（ADF）對外商直接投資序列（LNFDI）、財政教育支出序列（LNT）、LNFDI的一階差分序列（△LNFDI）和（LNT）的一階差分序列（△LNT）的穩定性進行檢驗。檢驗結果發現時間序列FDI是不平穩，但其一階差分在 5% 的置信水平下是平穩的，為1階單整 I（1）；時間序列T也是不平穩的，其一階差分在 1% 的置信水平下是平穩的，為 1 階單整 I（1）。FDI和T都是一階非平穩序列（同階），滿足協整分析的條件，因此，我們可以進一步利用協整分析方法分析它們之間的動態關系。

（二）協整檢驗并建立誤差修正模型

由于本文所取樣本較小，因此，本文采用基于VAR模型的Johansen協整檢驗法來檢驗變量的協整性。

1.VAR 模型的確定

Johansen檢驗基于 VAR 模型進行。VAR 模型采用了多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計出全部內生變量的動態關系。對 VAR（q） 模型來說，在建立模型過程中首先要確定最為合適的滯后期 q，為了選擇最為合適的 q 值，本文根據 F P E （最終預測誤差） 和 H Q（Hannan-Quinn）信息準則來進行判斷，最終選擇 q=2，此一選擇也是出于樣本量大小的考慮。所以，本文選擇建立 VAR（3）模型。運用EVIEWS 6.0可以得到以下結果：

LNFDI=1.576730*LNFDI（-1）-0.911032*LNFDI（-2）+

0.257193*LNFDI（-3）-0.378109*LNT（-1）+0.055558*LNT（-2）+ 0.354938*LNT（-3）+ 0.340884

LNT=0.137376*LNFDI（-1）-0.142930*LNFDI（-2）+

0.040047*LNFDI（-2）+0.918253*LNT（-1）-0.017336*LNT（-2）+ 0.095609*LNT（-3）+ 0.007784

2.Johansen協整檢驗分析

協整檢驗模型實際上是對無約束VAR模型進行協整約束后得到的VAR模型。本文從五種不同的結果分別做檢驗，發現選擇數據空間沒有確定性，協整方程有截距項無趨勢時協整方程最佳。在這種情況下，Johansen協整檢驗結果的跡檢驗結果顯示在5%的置信水平下，模型存在一個協整方程。于是我們可以進一步考慮建立起將它們的短期波動與長期均衡聯系起來的向量誤差修正模型來做進一步的研究。

3.VEC 模型的確定和分析

因為VAR模型的最優滯后期為3，我們選擇最佳VECM滯后項2。利用 EViews6.0 計算 VECM 模型，由協整關系，我們可以得出VECM（-1）=LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849的誤差修正項。即在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1%，對應我國財政稅收增加8.1%。

VEC模型結果

AIC=-3.05，SC=-2.41

上表第一列修正項系數分別為-0.004 663和-0.002 551，均為負值，說明偏離值自長期內能夠達到均衡，符合理論實際。因此，根據VEC模型結果我們可以得到誤差修正模型：

D（LNT）= -0.004663*VECM（-1）-0.071100*D（LNT （-1 ）） -

0.083930 D（LNT （-2）） +0.107803 D（LNFDI（-1））-0.041306*

D（LNFDI（-2））

D（LNFDI）=-0.002551*VECM-1-0.199928*D（LNT（-1））-

0.012128D（LNT（-2））+0.798269D（LNFDI（-1））-0.294150*D（LNFDI（-2））

其中，誤差修正項VECM（-1）=LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849。上述兩個方程的檢驗表明，殘差序列滿足正態分布，且無自相關性，從而驗證了 VEC模型的有效性。同時 AIC 和 SC 值相當小，分別為-3.05和-2.41，說明模型整體解釋力較強。

上述表達式中的 VECM 項是向量誤差修正模型的核心部分，它表示對變量長期均衡關系在短期內的偏離可以起到調節作用。而它前面的系數估計值則反映了兩個序列受到短期沖擊后向長期均衡值調節的速度，其絕對值越大，則調節的速度越快。可以看到，T和 FDI的協整項對 D（LNT）的調整作用稍大。

（三） Granger 因果檢驗

基于 VECM 的 Granger 因果檢驗不僅可以考察變量間的短期因果關系，而且可以體現變量間由協整關系所形成的長期因果關系。本文采用的方法是 Wald- Granger 檢驗法，對建立的 VECM 模型中估計出的系數的顯著性進行聯合檢驗，來判斷各變量長短期因果關系的方向。得到的檢驗結果為：在5%的置信水平下，FDI與財政稅收之間存在短期的單向因果關系，即FDI是T變化的Granger 原因，但T不是FDI變化的Granger原因。

三、結論與建議

（一）有關結論

根據VEC模型的結果，我們可以得出這樣一個結論：外商直接投資在長期內對我國稅收的增長起到了積極的作用，同時稅收的增加在長期內也為我國外商直接投資的增加提供了動力。根據基于VEC模型上的Granger因果關系檢驗，在短期內增加外商投資可以有效促進我國財政稅收的增加。

（二）政策建議

1.積極引進外資。由于外商直接投資不管是在短期還是長期內都促使我國稅收增加，在一定程度上刺激了我國經濟的發展，因此，我們應該仍然堅持加大開放力度，繼續貫徹招商引資政策，吸引那些管理成熟的優質外商直接投資的加入。這就要求我們不斷地改善外資投資環境，積極拓寬外商的投資渠道。精簡外商投資審批程序，完善外商投資有關法律體系，積極發揮好國家級經濟開放區和產業聚集園區的作用，鼓勵外資投向高新技術、節能環保、現代服務業等領域和中西部地區，大力發展服務外包，進一步提升我國引進外資的結構效益和技術效益，促進我國國內生產要素的優化，以進一步帶動國內投資的發展，形成可持續發展的良性循環。

2.完善稅收體制。由于稅收收入在長期內也對外商直接投資起到了一定的動力作用，因此，我們應該堅持稅收的多元化，完善我國稅收監管體制，加強稅收的征管。同時，要保證稅收收入合理有效利用，積極改善基礎設施建設，加大教育投入，提高居民收入水平。繼續做好稅費改革工作，在總體上適當減輕企業和居民的負擔，進一步激發企業和居民的投資和消費。發展稅率的多元化，完善稅收政策，明確稅收法律責任對于維護市場穩定、保障稅收收入有效增長有著重要的作用。