雙邊稅收協定是否促進了中國OFDI

江霞 王語慧

摘要：雙邊稅收協定是避免雙重征稅的國際稅收條約。復雜多變的國際貿易投資環境下，雙邊稅收協定的簽訂對OFDI具有重要作用，同時影響作用的發揮會受到東道國制度環境的影響。本文采用2004～2017年34個國家的面板數據運用混合面板回歸進行實證檢驗，考察稅收協定對我國對發達國家和發展中國家直接投資的不同作用。結果表明，雙邊稅收協定簽訂對我國OFDI具有顯著的促進作用，其促進作用受到東道國制度環境的負向調節。

關鍵詞：稅收協定? 對外直接投資? 發達國家? 發展中國家

后金融危機時代，復雜多變的國際貿易投資環境下，中國對外直接投資（OFDI）規模呈現出以下兩方面特征：一是規模爆發式增長。2017年中國對外直接投資流量為1582.9 億美元，存量達18090.4億美元。聯合國貿易和發展組織發布的《2019全球投資趨勢報告》指出，中國已成為全球第二大資本輸出國①。二是地域更加廣泛、分布更為均勻。我國企業一開始對外投資的目的地集中在亞太地區，近年來對歐洲、非洲等區域的投資增長快速，目前已遍布全球189個國家和地區②。2017年流向歐洲的投資額184.6億美元，創歷史最高值，同比增長72.7%;流向非洲的投資額41億美元，同比增長70.8%。

企業跨國直接投資引發了稅源的國際化與稅收安排的國際化，重復征稅問題是企業在進行跨國投資區位選擇時需要考慮的重要問題。作為國際稅收協調的主要形式，簽訂雙邊稅收協定一方面可避免雙重征稅，為企業“走出去”減輕了稅收負擔，另一方面也為企業對外投資創造了良好的投資環境，降低投資風險。截至2018年12月12日，我國已對外正式簽署了107個避免雙重征稅的協定，其中100個協定已生效，總體來看地域覆蓋范圍較廣③。

盡管大部分學者認為稅收協定的簽訂會影響企業跨國區位的選擇及國家間的資本流動，但是否具有促進效應還尚未達到共識。本文的創新點體現在：現有研究大多針對發達國家或發展中國家單獨展開研究，本文比較研究的基礎上展開分析，考察稅收協定對我國對發達國家和發展中國家直接投資的不同作用。

一、文獻回顧與研究假設

簽訂稅收協定主要通過以下兩方面對企業對外直接投資產生作用。一是劃分征稅權，穩定企業預期，降低企業跨國經營過程中面臨的稅負不確定性。二是通過稅收抵免來避免重復征稅并通過MPV機制降低協調、談判等交易成本。實證研究中，盧仁法、許善達（2009）從稅收協定內容角度出發，認為深入了解稅收協定內容才能更好地參與國際經濟活動。Davies和Gresik（2001）采用一般均衡模型發現，稅收協定的簽署會促進資本自由流動，使兩國都能在投資中獲益。Busse et al.（ 2010）利用1978-2004年28個國家與83 個發展中國家的雙邊投資數據，實證研究得出稅收協定顯著促進了簽約國向發展中國家東道國的外資流入。結合以上理論和實證研究結果提出假設1：

假設1：稅收協定對企業對外直接投資具有促進作用。

稅收協定對OFDI的促進作用的程度與東道國制度環境相關。Neumayer 和Spess（2005）認為如果東道國國內體制不能有效給予外商投資者產權保護，則雙邊稅收協定可能會作為較好的制度替代。國內學者也得出了相類似的結論，宗芳宇等（2012）認為雙邊投資協定能夠通過替補東道國制度的缺位來促進我國的對外直接投資。王培志等（2018）通過對“一帶一路”沿線國家的考察，認為雙邊投資協定的簽訂顯著促進中國對沿線制度較差國家直接投資。Akhtar和Weiss（2013）發現雙邊稅收協定與雙邊投資協定簽訂起到了類似的作用，即可以視為東道國制度環境不健全的一種替代。由此，提出假設2：

假設2：稅收協定對OFDI的促進作用的程度與東道國制度環境負相關，東道國制度水平越低，則促進作用越大。

二、基本假設與研究設計

（一）數據選擇

考慮到數據的可得性，本文選取2004-2017年具有代表性的發達國家15個和發展中國家19個共34個國家，結合國家稅務總局公布的稅收協定簽署數據獲得樣本。

（二）模型構建與變量選取

構建如下模型以驗證本文假設：OFDIi，j=β0+β1BTTij+β2Z+ε

模型中，i表示東道國，j表示年份，ε表示隨機誤差項?？紤]到中國對外直接投資尚處于發展的初期，數據連續性較差，故選取存量數據，用OFDI來表示。BTT代表稅收協定簽訂的虛擬變量，若我國與對方國家在某年訂立稅收協定，那么在該年及其以后的年份取值為1，否則為0。Z表示控制變量，本文參考其他學者經驗選取了中國GDP的規模、東道國的GDP規模、東道國資源稟賦、東道國勞動力水平（其中發展中國家數據因多重共線性問題，故用勞動力水平的年增長率來替代）、貿易開放度、人才與科技因素、聯合國人文發展指數、以及我國首都同東道國首都的距離，具體各變量定義參見表1。為了解決非線性問題，本文對數據做了對數處理，同時解決異方差的問題。據Hausman和F檢驗結果采用混合回歸模型。

三、實證結果與分析

表2為回歸結果，前兩列為不包含控制變量的回歸結果，第（3）（4）列為加入控制變量的回歸結果。就系數絕對值及顯著性來看，無論是發達國家還是發展中國家，稅收協定（BTT）均為顯著的正值，表明稅收協定的簽訂都顯著促進了我國企業的對外直接投資，此結果驗證了本文假設1。就回歸系數的對比看，未加入控制變量前分別為1.247和1.637，加入控制變量后分別為0.324及0.531，系數的差異表明簽訂稅收協定對我國對發展中國家直接投資的促進作用要大于對發達國家直接投資的促進作用，結果驗證了假設2。

四、結論及建議

本文通過結合近幾年中國對挖直接投資統計公報以及國家稅務總局有關稅收協定等的數據，將2004—2017年共34個國家的面板數據分為發達國家和發展中國家兩個數據組分別進行混合回歸，得出以下結論：一是稅收協定的簽署會促進我國企業的對外直接投資;二是稅收協定對我國企業的對外直接投促進作用的程度與東道國的制度環境相關，在東道國經濟發展水平較低、法律體系較不完善，甚至政局不穩定時，稅收協定能夠發揮更大的促進作用。

注釋：

①資料來源于聯合國貿易和發展組織發布的《2019全球投資趨勢報告》。

②資料來源于《2017年中國對外直接投資統計公報》。

③資料根據國家稅務總局稅收條約中我國簽訂的避免雙重征稅協定一覽表整理得出;國家稅務總局網站。

參考文獻：

[1]盧仁法，許善達.促進中國企業對外投資合作稅收問題研究[M].中國稅務出版社，2009.

[2]王培志，潘辛毅，張舒悅.制度因素、雙邊投資協定與中國對外直接投資區位選擇——基于“一帶一路”沿線國家面板數據[J].經濟與管理評論，2018（1）：5-17.

[3]宗芳宇，路江涌，武常岐.雙邊投資協定、制度環境和企業對外直接投資區位選擇[J].經濟研究，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.

基金項目：青島市社科項目（QDSKL1501052）。

江霞為青島大學經濟學院副教授;王語慧為青島大學經濟學院金融碩士