外匯衍生品使用能降低中國企業的稅負嗎
——基于“一帶一路”戰略背景

（副教授），

一、問題的提出

2013年習總書記高屋建瓴地提出了“一帶一路”戰略構想。2015年3月，國家發改委、外交部、商務部聯合發布了《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》，這標志著“一帶一路”戰略進入全面推進階段。“一帶一路”和“走出去”戰略的實施有力地推動了我國企業開展跨國投資。《中國對外直接投資統計公報》顯示，截至2015年年底，中國已在188個國家和地區設立了3.08萬家跨國公司，對外投資存量10978.6億美元，跨境投資的全球排名升至第8位，境外企業資產高達4.37萬億美元。雖然我國企業的跨國投資額屢創新高，但全球匯率的波動也日趨復雜，嚴重影響著我國企業的跨國經營。我國企業如何在國際金融市場中合理使用外匯衍生品對沖外匯風險仍是一個亟待解決的問題。

2015年我國有超過344家上市公司出現匯兌損失，損失合計394億元。還有一些跨國公司通過合理使用外匯衍生品進行金融對沖，有效應對了匯率波動風險。譬如：福耀玻璃集團通過簽署遠期外匯或貨幣互換合約來規避風險，使得該集團在2015年取得匯兌收益4.67億元，財務費用同比減少200%。面對波動愈發劇烈的外匯市場，跨國公司必須做好外匯風險管理，否則，即使企業的海外投資收益為正，也有可能被外匯波動風險吞噬掉。在匯率波動的背景下，跨國公司有兩種策略可以選擇：一是通過使用外匯遠期、期權、貨幣互換、NDF等外匯衍生品進行外匯風險對沖，即做“金融對沖”；二是通過跨國多元化、風險轉嫁、改變促銷策略等企業經營層面的調整來做“經營對沖”（郭飛等，2014）。

從宏觀角度來講，國家提出的“一帶一路”和“走出去”戰略為我國企業跨國投資創造了良好的外部環境。從微觀角度來講，面對國內較重的企業稅負和不斷上漲的生產成本，企業也有內在動力進行跨國投資和經營。因此，很多企業赴海外投資的一個重要原因就是追求較低的企業稅負。在2016年中華工商時報年會上，中央黨校周天勇教授發布研究數據，認為中國的宏觀稅負率由2005年的26%飆升至2015年的36.9%，明顯偏高。2017年2月，在中國經濟50人論壇年會上，清華大學白重恩教授在對世界銀行《2017年營商環境報告》分析后指出，中國營商環境在稅負維度的世界排名是第131位，而2012年排在第122位，這表明從國際視角來看，我國企業的稅負確實比較重。此外，2017年4月26日，美國公布了史上最大規模的“特朗普減稅計劃”，其中最引人關注的是企業所得稅從35%降至15%，這不但會吸引美國制造業回流，而且對包括中國制造業在內的全球資本都有著巨大吸引力。

可見，企業稅負是社會大眾、企業和政府都非常關心的問題。但本文的目的并非研究和比較各國之間企業稅負的高低，而是立足于企業層面，研究我國跨國企業在面對匯率波動風險時，如何通過合理使用外匯衍生品，達成在有效降低外匯風險的同時降低企業稅收負擔的目標。圍繞著這一研究目的，本文將逐一解答以下幾個問題：跨國企業的外匯衍生品使用是否影響了企業稅負？外匯衍生品使用與企業稅負之間究竟是線性關系還是非線性關系？兩者的關系是一成不變的還是會因企業規模、盈利能力等企業特征的不同而發生結構上的突變？企業應如何根據風險對沖與稅收負擔的影響關系來權衡外匯衍生品使用（即“金融對沖”）和“經營對沖”這兩種策略？上述問題的解答在一定程度上拓展了風險對沖和公司財務管理等領域的相關研究，同時也對我國企業在海外投資過程中的風險對沖實務操作有著較強的指導意義。

二、相關研究綜述

長期以來，圍繞企業避稅、實際稅率等開展的企業稅負相關研究一直是公司財務管理和公司治理領域的研究熱點。在公司財務管理層面，Hasan等（2014）以實際稅率來衡量企業的避稅程度，發現避稅程度較高的企業在獲取銀行貸款時要承擔更高的借貸成本，并且銀行在與其簽訂貸款合約時會設置更為嚴格的限制條款。還有學者以中國工業企業為例，發現外資企業的資產報酬率比內資企業更低，這導致外資企業出現了更多的避稅活動，而盈利能力較強的外資企業有較強的避稅動機。并且，降低實際稅率可明顯提高各類企業的進入率，但對外商投資企業進入的影響最大。關于稅收（避稅）因素的作用，以海外投資為例的研究發現，中國企業的對外直接投資存在明顯的避稅和獲取資源的動機。但是企業避稅動機也可能會引發不良后果，一些研究表明，企業的避稅程度與非效率投資正相關，激進的避稅活動可能會引發過度投資，或者導致較高的審計費用，甚至使得經營業績迅速下滑，并且通貨膨脹預期會加劇企業避稅帶給經營業績的負面影響。此外，關于稅收征管效率與實際稅率的關系，有學者認為當前中國稅收征管的效率較低，若能提升稅收征管效率，則可以在不減少稅收收入的情況下，降低各項稅收的名義稅率和最高邊際稅率。

在公司治理層面，Kin等（2011）研究認為，為降低企業實際稅率而采取的避稅活動能夠提高企業經理人更久地掩飾、隱藏和囤積負面信息的能力。而企業家的政治身份也能夠產生避稅效應，特別是當企業所在地經濟增長乏力和財政壓力較大時，企業家的政治身份所帶來的避稅效應更為顯著（李維安、徐業沖，2013）。對于那些稅收負擔較重的私營公司，其實際控制人若擁有境外居留權，則企業更傾向于避稅，但如果企業處于高成長性行業并且信息環境較好，則會弱化這一影響（張勝等，2016）。在代理成本方面，一些研究發現企業避稅程度與內部代理成本正相關，導致了更高的管理層在職消費，原因在于避稅活動使公司的經營結構和財務關系更為復雜，降低了高管薪酬與會計業績的敏感性，增加了信息不對稱，為經理人在職消費提供了庇護。在制度環境方面，劉慧龍、吳聯生（2014）研究發現，地區市場化、政府治理以及法治化水平與企業實際稅率正相關，良好的制度環境可緩解地方政府給予企業稅收優惠的壓力。

風險對沖理論主要是以MM理論及其延伸為基礎發展起來的。風險對沖對于公司價值的影響可通過企業外匯風險敞口、投資效率、財務困境、債務稅盾等財務因素進行傳遞。例如：Bartram等（2009）發現，對沖可有效降低企業的外匯風險敞口；Arnold等（2014）指出，財務困難企業的經理人不愿投資于凈現值為正的項目，導致了企業的非效率投資，若企業使用外匯衍生品進行“金融對沖”，則可以降低財務困境成本，緩解投資不足。Dionne、Triki（2005）認為，外匯風險對沖可以熨平企業經營成本、營業收入和盈利水平的波動，形成節稅收益。Song（2015）等以韓國企業為例，發現企業的外匯風險對沖活動可以提高企業績效。然而，企業風險對沖的影響效應還受到公司治理水平、公司戰略決策傾向、衍生品市場發育程度等其他因素的制約。Allayannis等（2012）指出，只有公司治理水平較高的企業其外匯風險對沖才會提升企業價值。

另外，由于企業在應對匯率波動方面除了進行“金融對沖”之外，還可以進行“經營對沖”，而兩者如何取舍則依賴于企業的戰略決策。Allayannis、Ofek（2001）指出，外貿型公司偏重“金融對沖”，而跨國公司則偏重“經營對沖”。此外，最優風險對沖策略還取決于衍生品市場發育程度和風險敞口的結構。若市場是完美的，則“金融對沖”有效；但若市場不完美，企業就會偏重于“經營對沖”。

當前關于企業風險對沖對企業價值的影響已有較多研究，但關于風險對沖對企業稅負的影響機理和影響效應的文獻相對較少。已有研究多數采用傳統的線性回歸模型，僅得出變量之間呈正相關或者負相關關系的簡單結論，并不能刻畫變量之間的非線性關系，且企業的風險對沖交易對財務指標的影響效果可能會因企業規模、盈利能力等的變化而產生結構上的突變，但現有文獻并未對此給予充分考量。此外，我國企業由于所有制差異，國有企業和民營企業使用外匯衍生品進行風險對沖的動機和效果也會存在差異，因此有必要將它們區分進行研究。在此背景下，本文以我國跨國公司為例，通過自行構建中國跨國公司“外匯風險對沖交易數據庫”，嘗試引入面板門檻模型來深入分析我國企業的外匯風險對沖對于稅收負擔的影響，同時以實際控制人類型來劃分國有企業和民營企業，分別研究它們的風險對沖對企業稅負的影響。

三、理論分析與研究假設

由于法定累進稅和一些優惠稅目（投資稅收抵免、外國減稅優惠和虧損結轉），導致稅收與稅前收入的函數是凸函數（Convex Function），如圖1所示。當稅收函數為凸性時，企業應稅收入上升所帶來的稅收損失將大于其下降所帶來的稅收節約。因此，企業使用衍生產品做風險對沖可以通過減小企業每年應稅所得的波動性來降低企業的預期稅負，從而降低企業實際稅率。

圖1 使用衍生品做套保和未做套保的企業稅收對比

圖1表明，當公司的應稅收入波動幅度較大時，如果沒有對公司稅前收入做套期保值，那么公司落入高稅收區間的概率較大，企業稅收負擔也就較重；反之，如果做了套期保值，則企業稅收負擔較輕，實際稅率就較低。Smith、Stulz（1985）認為企業面臨的是凸性的稅收函數，套期保值能通過減小企業盈利的波動性從而降低其落入高稅收等級的概率，減少其預期財務困境的成本，對沖可以減小應稅收入的變動從而最小化企業的稅務支出，平滑收益，有利于降低預期稅負。Deangelo和Masulis（1980）、Dionne和Triki（2005）等學者分別從課稅扣除、虧損結轉等角度入手，發現企業稅收函數的凸性越明顯，則使用衍生品做套期保值來降低企業稅負的效果越好。

還有文獻從風險對沖與舉債能力的關系角度研究企業稅負的問題，認為企業的風險對沖交易因為保障了企業預期現金流從而增加了企業的債務額度，提高了企業的舉債能力。例如Graham、Rogers（2002）研究指出，企業有兩種節稅動機：降低預期稅負和提高企業舉債能力，因為債務利息在稅前扣除可帶來稅盾效應，這樣企業可以通過風險對沖提高舉債能力，從而減輕企業的納稅負擔。盛璇（2015）的研究表明，我國企業的稅收函數呈現凸性特征。周蘭（2014）指出，企業享有的稅收優惠項目越多，越傾向于利用金融衍生品做套期保值。

綜合來看，國內外已有研究多數是基于傳統的OLS線性回歸模型來研究企業的風險對沖行為與企業稅負的線性關系，未考慮變量之間的關系可能會因企業規模、盈利能力等因素的變化而產生結構性突變，因此也并未探討企業風險對沖與企業稅負之間可能存在的非線性關系。殊不知，企業規模、資產收益率、投資收益率等企業特征指標會影響風險對沖對企業稅負的作用效果。

從企業規模的角度來看，當企業規模較小時，管理層級較少，對于市場變化、匯率波動的感知和反應都較快，因此可以及時做出外匯風險對沖的決策，使外匯風險對沖的效果更好；反之，當企業規模較大時，其管理的層級增多、信息傳遞與決策效率下降，有可能錯失外匯風險對沖的最佳時機，從而導致風險對沖的效果較差。

從資產收益率的角度來看，當企業的資產收益率較高時，表明企業經營有方，對于資產的保值增值運作較好，有較為豐裕的資金去聘請專業的外匯風險對沖人才和稅收籌劃人才，因此企業的外匯風險對沖效果較好，這有助于降低企業的稅負。反之，當企業的資產收益率較低時，說明企業的運營有困難，對于資產的運作和外匯風險管理人才的配置也存在問題，因此企業的外匯風險對沖效果較差，這不利于降低企業稅負。

從投資收益率的角度來看，當企業的投資收益率較低時，企業使用外匯衍生品的風格較為保守，主要是套期保值，而套期保值能通過減小企業盈利和經營成本的波動性來提高企業舉債能力，并且債務利息可以抵稅，從而減輕了企業稅負。反之，當企業的投資收益率較高時，企業可能會過度自信，其使用外匯衍生品的風格更趨向于激進，企業經營風險增加，舉債能力受到沖擊，導致企業稅負增加。

上述分析表明，企業的外匯衍生品使用對企業稅負的影響并不是一成不變的，可能會因企業規模、資產收益率、投資收益率的變化而發生突變，導致外匯衍生品使用與企業稅負之間呈現非線性關系的特點。由于目前以中國跨國公司為樣本的實證研究相對匱乏，中國跨國公司的外匯衍生品使用（即“金融對沖”）與企業稅負之間存在什么樣的關系并沒有定論，因此本文提出兩個競爭性假設：

假設1：中國跨國公司的外匯衍生品使用（即“金融對沖”）與企業稅負之間存在線性關系。

假設2：受企業規模、資產收益率、投資收益率等企業特征的影響，中國跨國公司的外匯衍生品使用與企業稅負之間存在非線性關系。

四、研究設計

（一）樣本選擇

本文選擇2007～2015年在A股上市的中國跨國公司為研究對象。對于中國跨國公司的界定如下：披露了跨境股權類直接投資（包括設立海外子公司、分公司、分支機構）、跨境非股權類直接投資（包括合同制造、管理合同、技術許可經營以及特許經營）、跨境證券投資和其他投資的企業。由于企業實際控制人類型不同也可能會對實證結果產生影響，因此本文還區分了國有企業和民營企業。

為保證數據的可靠性，進行了如下處理：①剔除金融業企業、ST企業、數據缺失的企業；②剔除當年上市或者退市的樣本；③參照Kim、Limpaphayom（1998）的做法，剔除實際稅率異常的樣本。最終得到5431個樣本。數據來自于Wind和CSMAR數據庫，同時用Winsor對數據做了1%縮尾處理，以剔除極端值的影響。

（二）變量設定

1.因變量。因變量為實際稅率（ETR），用來衡量企業稅負。以最常用的兩種方法來計算實際稅率：實際稅率（ETR1）=所得稅費用/息稅前利潤；實際稅率（ETR2）=（所得稅費用-遞延所得稅費用）/息稅前利潤。先用前一種方法來計算公司實際稅率（ETR1），在穩健性檢驗時采用后一種方法（ETR2）。

2.解釋變量。解釋變量為外匯衍生品使用（hedge）。目前的衡量方法主要是對沖比率法和虛擬變量法。筆者手工整理了公司財務報表附注等資料，構建了中國跨國公司“外匯風險對沖交易數據庫”，但較多公司僅報告了外匯衍生品種類，并未披露具體金額，這使得以對沖比率法來衡量的樣本數量過少。因此，本文采用虛擬變量法，即：若企業披露了外匯衍生品的種類、金額、具體利得或損失，則賦值為1，否則為0。

3.控制變量。借鑒已有文獻，本文的控制變量及其定義、計算方法如表1所示。

（三）面板門檻模型的構建

普通線性回歸模型不能精確刻畫變量之間可能存在的結構突變、非線性趨勢等情形，而面板門檻模型在這方面具有自身獨特的優勢，因此，本文通過構建面板門檻模型來探討外匯衍生品使用和企業稅負之間的非對稱影響關系。

為了做對照，設定不含有門檻變量的普通線性模型：

公式（1）中，ETRi,t為第t期企業i的實際稅率，hedgei,t為外匯衍生品使用情況，Z為控制變量，εi,t為殘差項。

為使模型表示更具一般性，以單門檻為例，將模型設定如下：

表1 主要變量定義和計算方法

其中，yi,t和x分別為因變量和解釋變量，qi,t為門檻變量，γ為門檻值，I（·）為示性函數。

本文的因變量yi,t是實際稅率（ETR），解釋變量xi,t是外匯衍生品使用（hedge），而門檻變量qi,t根據前面的分析，選擇了3個，分別為企業規模、資產收益率和投資收益率。

除常規檢驗外，面板門檻模型還需要進行兩方面的檢驗：門檻效應顯著性檢驗和門檻值真實性檢驗。多重門檻模型需要對上述單門檻模型進行擴展后使用。

五、實證結果分析

（一）描述性統計

表2是相關變量的描述性統計結果。企業實際稅率（ETR1）的均值為0.1617，最大值和最小值分別為0.4149和0.0152。外匯衍生品使用（hedge）的均值為0.2100，說明大約有21%的中國跨國公司利用外匯衍生品來對沖風險，占樣本公司總數的比例較低。資產收益率（roa）的均值為0.0852，最小值為-0.1049，最大值為0.2278，這說明企業盈利能力差異較大。跨境投資額（kuajing）的均值為7.6953，最大值為11.8198，最小值為2.1411，說明各公司的對外投資規模差距較大。

表2 描述性統計

此外，本文還做了Spearman相關系數檢驗。結果表明，各變量的相關系數均低于0.5，明顯小于Lind等（2010）提出的門檻值0.7。因此，可以初步斷定這些變量之間不存在嚴重的多重共線性。

（二）面板門檻模型檢驗及模型形式設定

1.全樣本的面板門檻模型檢驗。在面板門檻模型構建中，需先確定門檻值和門檻個數，才能確定模型形式。本文先以全樣本為研究對象，以外匯衍生品使用（hedge）為解釋變量，以企業規模（size）、資產收益率（roa）和投資收益率（income）為門檻變量，在初步估計參數后，做了兩方面檢驗：門檻效應顯著性檢驗和門檻值真實性檢驗。

表3 全樣本的門檻效應顯著性檢驗

從表3可以看出，若以企業規模（size）為門檻變量，則單一門檻變量在1%的水平上顯著，三重門檻變量在10%的水平上顯著，而雙重門檻變量不顯著；若以資產收益率（roa）為門檻變量，則單一門檻變量在1%的水平上顯著，三重門檻變量在10%的水平上顯著，而雙重門檻變量不顯著；若以投資收益率（income）為門檻變量，則其單一、雙重、三重門檻變量均在5%的水平上顯著。由此可見，對于全樣本企業來說，若以size、roa和income三個變量為門檻變量，則門檻效應都顯著存在。

表4 全樣本的門檻估計值真實性檢驗

由表4可知，對于全樣本來說，當以企業規模（size）為門檻變量時，由于第三個門檻值的置信區間與第二個門檻值的置信區間大部分重合，因此舍去三重門檻模型的結果，但又由于第二個門檻值不顯著，所以認定size只有一個顯著門檻值，為10.060。當以資產收益率（roa）為門檻變量時，同理先舍去三重門檻模型的結果，而由于第二個門檻值無法通過顯著性檢驗，所以認定roa也只有單一門檻值，為0.027。當以投資收益率（income）為門檻變量時，第三個門檻值的置信區間與第二個重合，因此舍去三重門檻模型的結果，而雙重門檻并不顯著，認定income具有單個顯著的門檻值，為0.017。

2.國有企業和民營企業的面板門檻模型檢驗。與前面的檢驗類似，這里分別以國有企業和民營企業的外匯衍生品使用（hedge）為解釋變量，以企業規模、資產收益率和投資收益率為門檻變量，在初步估計參數后，又做了門檻效應顯著性檢驗和門檻值真實性檢驗。結果表明：國有企業若以size、roa、income為門檻變量，均顯著存在單門檻值，并且門檻效應顯著；民營企業的size和income顯著存在單門檻值，且門檻效應顯著，但roa不存在門檻效應。

3.面板門檻模型形式的設定。綜合上述門檻效應顯著性檢驗以及門檻值真實性檢驗結果，本文以Hansen（1999）的面板門檻模型思想為基礎，以企業的外匯衍生品使用（hedge）為解釋變量，以企業規模（size）、資產收益率（roa）和投資收益率（income）為門檻變量，構建了如下面板門檻模型：

其中：I（·）為示性函數，相應的條件成立時取值為1，否則取值為0。

（三）面板門檻模型的估計結果及分析

1.全樣本面板門檻模型的估計結果。表5中的普通線性回歸模型結果表明，外匯衍生品使用（hedge）的系數并不顯著，這表明中國跨國公司的外匯衍生品使用與實際稅率之間并不存在普通的線性關系，假設1沒有得到驗證，因此不排除兩者之間存在非線性關系的可能性。

表5 全樣本的普通線性回歸模型估計結果

為了進一步探索兩者的關系，本文分別將企業規模（size）、資產收益率（roa）和投資收益率（income）設為門檻變量，用全樣本數據來探究外匯風險對沖與實際稅率之間是否存在非線性關系，結果見表6。

由表6可知，當門檻變量為企業規模（size）時，模型內部產生了結構突變點。企業規模較小即size≤10.060時，外匯衍生品使用與實際稅率顯著負相關；企業規模較大即size＞10.060時，外匯衍生品使用與實際稅率顯著正相關。由此可見，當企業規模較小時，外匯衍生品使用會降低企業實際稅率，但這個趨勢并不是一成不變的。當企業規模增大并超過一定程度時（size＞10.060），外匯衍生品使用反而會增加企業稅負。總體來看，外匯衍生品使用與實際稅率之間呈現出一種“V型”的非線性關系，由此證實了假設2。即：對于中小型規模的企業來說，外匯衍生品使用會降低企業稅負。可能的原因在于，中小企業的管理層級較少，決策效率高而且非常靈活，在面對潛在的匯率風險時做出外匯風險對沖決策比較及時，而這有助于取得較好的外匯風險對沖效果，降低企業稅負。但是，對于那些大企業來說，規模過大會導致管理層級過多，決策流程較多，這可能會使企業錯失良機，外匯風險對沖的效果變差，阻礙了其對于企業稅負的降低作用。

表6 全樣本的面板門檻模型估計結果

當門檻變量為資產收益率（roa）時，模型內部也產生了結構突變點。資產收益率較低即roa≤0.027時，外匯衍生品使用與實際稅率顯著正相關；資產收益率較高即roa＞0.027時，外匯衍生品使用與實際稅率顯著負相關。總體上，外匯衍生品使用與實際稅率之間呈現出一種近似于“倒V型”的非線性關系，假設2得到證實。即：對于資產收益率較低的企業來說，企業使用外匯衍生品做風險對沖會增加企業稅負，但這種關系并不是一成不變的，當roa增大并超過一定門檻值時，即對于那些盈利能力較強的企業來說，外匯衍生品使用能降低企業稅負。可能的原因在于，具有較高資產收益率的企業一般是經營有方的企業，其有充裕的資金去聘請專業的外匯風險對沖人才和納稅籌劃人才，從而其外匯風險對沖效果較好，企業的實際稅率降低。

當門檻變量為投資收益率（income）時，模型內部同樣產生了結構突變點。投資收益率較低即income≤0.017時，外匯風險對沖與實際稅率顯著負相關；投資收益率較高即income＞0.017時，外匯風險對沖與實際稅率正相關。總體上，兩者之間呈現出一種近似于“V型”的非線性關系，假設2得到證實。產生該結果可能的原因在于，當投資收益率處于較低水平時，企業使用外匯衍生品的風格較為保守，主要是套期保值，通過減小企業盈利和經營成本的波動性來提高企業舉債能力（Graham、Rogers，2002），并且債務利息可以抵稅，從而減輕了企業的納稅負擔。而當企業投資收益率處于較高水平時，企業可能由于過度自信，使用外匯衍生品的風格更趨向于激進，企業經營風險增加，舉債能力受到沖擊，導致實際稅率增加。

2.國有企業面板門檻模型的估計結果。表7的國有企業普通線性回歸模型結果表明，國有跨國公司的外匯衍生品使用與實際稅率顯著正相關，驗證了假設1。然而，這一結果是否準確地刻畫了國有跨國公司的外匯衍生品使用與實際稅率之間的真實關系呢？

表7 國有企業的普通線性回歸模型估計結果

從表8的面板門檻模型結果可以看出，當門檻變量為企業規模（size）時，模型內部產生了結構突變點。企業規模較小即size≤9.644時，國有跨國公司的外匯衍生品使用與實際稅率顯著負相關；企業規模較大即size＞9.644時，外匯衍生品使用與實際稅率顯著正相關。由此可見，當企業規模較小時，國有企業的外匯衍生品使用會降低實際稅率，但當企業規模變大并超過一定程度時，外匯衍生品使用反而會提高企業實際稅率。與全樣本類似，若以企業規模為門檻，國有企業的外匯衍生品使用與實際稅率之間也呈現出“V型”非線性關系，證實了假設2。當門檻變量為資產收益率（roa）時，模型內部也產生了結構突變點。國企的外匯衍生品使用與實際稅率呈現出“倒V型”非線性關系，再次證實了假設2。當門檻變量為投資收益率（income）時，發現經過面板門檻回歸之后，國有企業的外匯衍生品使用系數沒有通過顯著性檢驗，因此該結果不具有統計學意義。

表8 國有企業的面板門檻模型估計結果

3.民營企業面板門檻模型的估計結果。表9的民營企業普通線性回歸模型結果表明，民營企業的外匯衍生品使用與實際稅率的線性關系不顯著，假設1沒有得到驗證，因此不能排除兩者之間存在某種非線性關系的可能性。為了更準確地估計，以企業規模（size）和投資收益率（income）為門檻變量，來探究民營企業外匯衍生品使用與實際稅率之間的非線性關系（見表10）。

表9 民營企業的普通線性回歸模型估計結果

表10 民營企業的面板門檻模型估計結果

由表10可知，當門檻變量為企業規模時，模型內部產生了結構突變點。在企業規模較小時（size≤10.062），民營企業的外匯衍生品使用與實際稅率負相關；在企業規模較大時（size＞10.062），外匯衍生品使用與實際稅率正相關。與全樣本和國有企業類似，以企業規模為門檻，民營企業的外匯衍生品使用與實際稅率也呈現出“V型”非線性關系，證實了假設2。當門檻變量為投資收益率時，模型內部也產生了結構突變點。與全樣本類似，民營企業的外匯衍生品使用與實際稅率也呈現出“V型”非線性關系，再次證實了假設2。

為保證研究結果的穩健性，筆者還使用了另一種方法來計算實際稅率（ETR2），發現雖然門檻值有微小差別，但是外匯衍生品使用對于企業稅負的總體影響趨勢基本保持不變，這說明本文結果是穩健的。由于篇幅限制，并未列出穩健性檢驗結果。

4.企業風險對沖的決策圖譜分析。倪國華等（2016）的研究給出了我國國有企業在不同經濟發展階段的效率圖譜，倪國華、蔡昉（2015）則給出了農地經營規模的決策圖譜。本文以此為借鑒，繪制了我國跨國公司利用風險對沖來降低企業稅負的決策圖譜。對于管控外匯風險，企業有兩種應對策略：一種是使用外匯遠期、期權、貨幣互換、NDF等外匯衍生品做風險對沖，也即“金融對沖”；另一種則是通過轉移生產、風險轉嫁、業務整合、改變促銷策略等經營層面的調整來做“經營對沖”（郭飛等，2014）。對這兩種策略如何進行權衡，企業需要結合自身情況進行抉擇。本文結合上述實證結果，給出了可供中國跨國公司參考的利用風險對沖來降低企業稅負的決策圖譜，見圖2～4。

由圖2可知，若以企業規模（size）為門檻，不論是全樣本企業、國有企業還是民營企業，隨著企業規模的擴大，外匯衍生品使用與企業實際稅率之間都呈現“V型”關系。在曲線的下降階段，企業規模較小，外匯衍生品使用可以顯著降低企業稅負，此時企業可以偏重于使用外匯遠期、外匯期貨等“金融對沖”策略。但隨著企業規模增大并超過“反轉點”，如果企業仍然只依賴于外匯衍生品使用，則只會增加企業稅負。因此在曲線的上升階段，企業如果仍想降低稅收負擔，則應該減少外匯衍生品使用，轉而倚重轉移生產、風險轉嫁等“經營對沖”策略。

由圖3可知，若以資產收益率（roa）為門檻，全樣本企業、國有企業的門檻效應存在，但民營企業的門檻效應不存在。對于全樣本企業和國有企業來說，隨著資產收益率的提高，外匯衍生品使用與企業實際稅率呈現“倒V型”關系。在曲線的上升階段，企業的外匯衍生品使用只能增加企業稅負，企業應減少外匯衍生品使用，側重于“經營對沖”。而在曲線的下降階段，外匯衍生品使用的效果進入“反轉”狀態，此時企業應側重于使用外匯衍生品，減少“經營對沖”。

圖2 企業對沖的決策圖譜（size）

圖3 企業對沖的決策圖譜（roa）

圖4 企業對沖的決策圖譜（income）

由圖4可知，若以投資收益率（income）為門檻，國有企業的門檻效應不存在，而民營企業、全樣本企業的門檻效應存在。對于民營企業和全樣本企業來說，隨著投資收益率的增加，外匯衍生品使用與企業實際稅率呈現“V型”關系。在曲線的下降階段，企業的外匯衍生品使用可以顯著降低實際稅率，此時企業可以加大外匯衍生品使用的力度。而在曲線的上升階段，外匯衍生品使用的效果進入“反轉”狀態，此時企業應減少外匯衍生品使用，側重“經營對沖”策略的使用。

六、結論與建議

（一）結論

“一帶一路”戰略實施中企業需要應對匯率風險，同時稅收負擔也是企業在對外投資時要重點考慮的事情。本文以2007～2015年A股上市的中國跨國公司為研究對象，引入面板門檻模型，研究發現：隨著企業規模、資產收益率、投資收益率等企業特征的變化，中國跨國公司的外匯衍生品使用與企業稅負之間呈現出“V型”、“倒V型”等多種非線性關系類型。具體來說：

第一，對于全樣本企業、國有企業和民營企業，若以企業規模作為門檻變量，則外匯風險對沖與實際稅率之間都存在“V型”關系，即：當企業規模較小時，外匯衍生品使用能降低企業實際稅率，但隨著企業規模的增大，這一作用會出現“反轉”，外匯衍生品使用反而會增加實際稅率。其中，民營企業的門檻值最高，全樣本企業居中，國有企業門檻值最低，這表明國有企業比民營企業會更早進入“反轉”狀態。

第二，對于全樣本企業和國有企業來說，若以資產收益率作為門檻，則外匯衍生品使用與實際稅率呈現“倒V型”關系，即：當資產收益率較低時，外匯衍生品使用會增加實際稅率，但隨著資產收益率的增加并超過一定程度，這一作用會出現“反轉”。從門檻值來看，國有企業的門檻值比全樣本企業的要大，表明國有企業會比普通企業更晚進入“反轉”狀態。

第三，對于全樣本和民營企業來說，若以投資收益率作為門檻，則外匯衍生品使用與實際稅率呈現“V型”關系，即：當投資收益率較低時，外匯衍生品使用會降低實際稅率，但隨著投資收益率的增加，這一作用會出現“反轉”。此外，民營企業的門檻值比全樣本企業的小，表明民營企業會比普通企業更早進入“反轉”狀態。

（二）建議

為加強對企業實踐的指導，本文繪制了極具參考性的企業風險對沖決策圖譜，便于企業根據曲線變化趨勢來權衡外匯衍生品使用和“經營對沖”這兩種策略。具體的建議如下：

第一，從企業規模來看，由于外匯衍生品使用與實際稅率之間呈現“V型”關系。因此對于小規模企業來說，為降低企業稅負和控制外匯風險，應偏重于使用外匯遠期、外匯期貨等外匯衍生品；但對于大規模企業來說，則應偏重于“經營對沖”策略。

第二，從資產收益率來看，外匯衍生品使用與實際稅率之間呈現“倒V型”關系。對于低資產收益率企業來說，外匯衍生品使用會增加企業稅負，因此應該減少外匯衍生品使用，側重于“經營對沖”策略；但對于高資產收益率企業來說，則應該側重于外匯衍生品使用。

第三，從投資收益率來看，外匯衍生品使用與實際稅率呈現“V型”關系。因此，對于低投資收益率企業來說，為降低稅負和控制外匯風險，應該側重于外匯衍生品使用；但對于高投資收益率企業來說，則應偏重于“經營對沖”策略。

主要參考文獻：

郭飛，肖浩，史永．為什么人民幣匯率波動的影響不顯著？［J］．管理世界，2014（7）．

Hasan L.，C.K.S.Hol，Q.Wu，H.Zhang.Beauty is in the eye of the beholder：The effect of corporate tax avoidance on the cost of bank loan［J］．Journal of Financial Economics，2014（1）．

毛程連．稅率對外資企業逃避稅行為影響的研究［J］．世界經濟，2014（6）．

賈俊雪．稅收激勵、企業有效平均稅率與企業進入［J］．經濟研究，2014（7）．

劉行，葉康濤．企業的避稅活動會影響投資效率嗎？［J］．會計研究，2013（6）．

陳冬，羅祎．公司避稅影響審計定價嗎？［J］．經濟管理，2015（3）．

李建軍．稅收征管效率與實際稅率關系的實證研究［J］．當代財經，2013（4）．

Bartram S.M.，G.M.Brown，F.Fehle．International evidence on financial derivatives usage［J］．Financial Management，2009（1）．

Allayannis G.，U.Lel，D.P.Miller．The use of foreign currency derivatives,corporate governance,and firm value around the world［J］．Journal of International Economics，2012（1）．