雙邊稅收協定的對外投資促進效應研究*
——基于我國上市公司的實證檢驗

◆王 凱 ◆岳中剛

內容提要：在構建新發展格局的背景下，如何通過制度性開放促進我國企業對外投資穩健發展是亟待研究的問題。文章基于我國上市公司的對外投資數據，對雙邊稅收協定的促進效應進行實證檢驗后發現：首先，雙邊稅收協定生效實施顯著促進了我國企業對外直接投資的增長，在稅收協定條款中，勞務型常設機構認定時間標準的延長以及協定稅率的降低對促進對外直接投資發揮了顯著的作用。其次，雙邊稅收協定在一定程度上彌補和改善了東道國的營商環境，進一步促進了我國企業對外直接投資的增長。通過異質性分析，從企業層面來看，雙邊稅收協定對國有企業的對外投資促進效應更為明顯；從東道國層面來看，稅收協定對我國企業對外直接投資的促進作用在“一帶一路”沿線國家、高收入以及高稅負的東道國更為顯著。

一、引言

自2015年我國對外直接投資額首次超過利用外資額以來，我國資本凈輸出成為新常態。“十三五”時期，我國累計對外直接投資高達7881億美元，較“十二五”增長46.2%。截至2020年底，我國對外直接投資分布在全球189個國家（地區），2.8萬家境內投資者設立境外企業4.5萬家，境外企業資產總額達到7.9萬億美元。隨著我國企業對外直接投資規模的不斷增長，海外資產及收益大幅度增加，投資風險產生的潛在損失也在成倍增長，對外直接投資風險規避和安全利益保障也愈發重要。尤其是與經營密切相關的國際稅收領域，企業在海外投資面臨和國內完全不同的稅收法律環境，涉稅風險較大（方芳等，2017）。為幫助海外投資企業提高稅收確定性、減輕稅收負擔、避免雙重征稅等，我國自1983年與日本簽訂首份避免雙重征稅協定以來，截至2021年底，已與109個國家或地區正式簽署了雙邊稅收協定。“十三五”期間，我國稅務部門充分利用稅收協定項下的相互協商機制，開展雙邊協商500例，為海外投資企業消除重復征稅152億元。

關于稅收協定是否能夠有效促進對外直接投資，無論是宏觀FDI總量或是微觀企業層面，國內外文獻尚未形成一致結論（Baker，2014；鄧力平等，2019）。一方面，雙邊稅收協定通過稅收管轄權、稅收饒讓等條款，可以規范和減少海外投資企業的稅收支出，降低企業海外投資收益的不確定性，從而促進企業對外直接投資。另一方面，雙邊稅收協定的信息交換機制以及所包含的反避稅和轉讓定價條款，在提高國際稅收透明度的同時，也減少了跨國企業以避稅為動機的對外直接投資。此外，雙邊稅收協定與國內稅法在常設機構、預提所得稅、稅收饒讓等方面的規定也存在一定的差異，這種差異可能會降低稅收協定的投資促進效應。為此，本文基于2006—2020年我國上市公司的對外直接投資數據，從微觀企業層面實證檢驗雙邊稅收協定對我國企業海外直接投資的影響效應和作用機制，并進一步考察了稅收協定的重要條款對海外直接投資的具體影響，以及投資企業和東道國特征的異質性影響。與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻在于：（1）相對于國家層面的宏觀研究，本文基于微觀企業層面的投資數據，更為深入地探討了雙邊稅收協定對企業對外直接投資的影響效應；（2）根據稅收協定條款的差異，分析了常設機構認定時間標準、預提所得稅稅率等條款的不同影響；（3）從稅收協定拓展到營商環境，探討了雙邊稅收協定對東道國營商環境的改善，以及對企業對外直接投資的促進效應。

二、文獻綜述與理論假說

（一）雙邊稅收協定與企業對外直接投資

雙邊稅收協定是國與國之間為了避免法律性雙重征稅以及防止避稅和偷漏稅而簽訂的協議，對企業跨國投資的影響可以歸納為“抑制論”“促進論”“雙重論”三種觀點。“抑制論”認為，稅收協定中的反避稅措施，使跨國企業難以通過利潤轉移減少應稅義務，進而降低了企業對外直接投資的意愿（Blonigen和Davies，2004）。此外，在實際操作中，國內法以及國內對稅收協定的解釋條款可能會弱化稅收協定的作用。北京市國稅局對281戶“走出去”企業進行調查，結果顯示大部分企業在海外沒有享受稅收協定待遇（周躍振，2015）。Egger et al.（2006）基于OECD成員國1985—2000年的直接投資數據，采用雙重差分法研究發現，雙邊稅收協定對成員國之間的直接投資有持續的抑制作用。“促進論”認為，稅收協定規定了納稅范圍和稅收優惠措施，不僅避免了企業跨國投資的重復征稅問題，而且可以降低跨國企業的稅收負擔。Davies和Gresik（2003）通過一般均衡模型發現，稅收協定的簽訂會促進資本跨境流動，使兩國均能在投資中獲益。我國企業在“一帶一路”沿線國家直接投資的經驗研究表明，稅收協定對企業到高稅負水平和制度環境不足的東道國投資有顯著的正向影響，稅收協定網絡的廣度可以增加東道國的投資吸引力（鄧力平等，2019）。“雙重論”認為，雙邊稅收協定對跨國直接投資的影響取決于投資規模，即當投資規模較小時，稅收協定表現為投資促進效應；當投資規模較大時，稅收協定的投資效應為負（Kumas和Millimet，2018）。考慮到我國企業對外直接投資多以資源和市場需求為導向，而非以避稅為動機，為此本文提出以下假說：

假說1：從平均效應而言，雙邊稅收協定將促進我國企業對簽約國的直接投資，且不同的稅收條款影響效應具有差異性。

（二）東道國營商環境的機制分析

東道國營商環境直接影響跨國企業的生產經營活動，營商環境優化有利于降低制度性交易成本，進而促進國際直接投資的流入（王永欽等，2014）。東道國可以制定或者調整對跨國企業的投資經營政策，跨國公司則無法單純依靠自身力量化解東道國政府越位或錯位而引致的投資風險。而稅收協定作為國家間的協議，對締約國具有法律約束力和強制力，相當于為企業跨國投資風險提供了國家層面的保護。換言之，稅收協定這種國家間的契約，既是對東道國制度環境不完善的替代，更是對跨國投資企業在東道國經營環境的改善，降低了跨國企業對東道國的風險感知（楊宏恩等，2016）。簽訂雙邊稅收協定也是一個國家改善營商環境的信號機制。如果一個國家簽訂了較為廣泛和優惠的稅收協定，說明該國對跨國投資流入持積極態度，也會為跨國企業創造較好的營商環境（鄧力平等，2019）。雙邊稅收協定的內容是公開且具有執行效力的，跨國企業可以獲悉東道國稅收協定的條款內容以及實際執行情況，這不僅降低了企業對外直接投資的不確定性，也在一定程度上督促和激勵東道國持續提升營商環境。此外，東道國當地企業為獲得與跨國企業公平一致的優惠政策和市場便利化措施，通常也會促使政府進一步優化營商環境（朱光福等，2020）。根據上述分析，本文提出以下假說：

假說2：雙邊稅收協定可以改善東道國營商環境，從而促進我國企業對東道國直接投資的增長。

三、模型構建與描述性統計

（一）數據來源

本文選取2006—2020年我國上市公司的數據樣本，檢驗雙邊稅收協定對企業對外直接投資的影響。企業對外直接投資數據由手工摘錄，摘錄依據為歷年上市公司年報中的“長期股權投資”，數據顯示上市母公司在樣本期內共在127個境外國家和地區設立了一個及以上子公司，共進行3117次對外直接投資行為。在剔除盧森堡、中國香港等避稅天堂地區后，最后獲得10489條“年份—企業—東道國”的有效觀測值。雙邊稅收協定的相關數據來自國家稅務總局網站，企業層面數據來源于CSMAR國泰安數據庫，部分國家層面數據來自世界銀行數據庫。為控制離群值對于實證檢驗的偏差性影響，本文對連續變量在1%水平上進行縮尾處理，并對企業對外直接投資額、企業規模、東道國勞動力成本進行對數變換。

（二）模型構建

為檢驗雙邊稅收協定對我國企業對外直接投資的影響，本文建立計量模型：

其中，下標i、j、t分別表示企業、東道國、年份，lnofdiijt表示我國企業i在t時期對東道國j的對外直接投資存量。DTTjt為表示我國與東道國j是否存在稅收協定的虛擬變量，以稅收協定生效時間作為測度依據。Controlijt表示企業和東道國層面的控制變量，εijt為隨機擾動項，μt表示時間固定效應，控制年度經濟波動情況，δi則表示個體固定效應。為了進一步考察稅收協定具體條款對于企業對外直接投資的影響，本文細分常設機構認定時間標準（DTT2jt）以及三種預提所得稅稅率（DTT3jt）。

為檢驗假說2，本文采用中介效應識別稅收協定對我國企業對外直接投資的影響機制，設定的中介效應模型如下：

其中，式（2）中DBjt為東道國j在t年的營商環境，公式（2）和（3）的其他變量與公式（1）相同。

（三）變量界定與描述性統計

1.被解釋變量：我國企業對外直接投資額。本文將我國歷年上市公司年報中“長期股權投資”作為基準，剔除了投資金額小于100美元以及非工業企業樣本等異常離群值。此外，本文剔除了盧森堡和中國香港等被國內外學者定義為“避稅天堂”的地區，企業大多將這些地區作為投資資金的中轉站，因此這些地區的投資數據難以真實反映企業的投資動機，故將其剔除以避免模型估計偏差。企業并不總會在每一年都新增投資，因此企業對外直接投資額為存量數據。

2.解釋變量：雙邊稅收協定數據。稅收協定在生效后具備法律效力，才會對投資產生實際的影響，因此本文采用協定生效日期作為測度依據，將考察當期，我國與締約國簽訂并生效的稅收協定賦值為1，否則為0。為研究稅收協定具體條款對企業對外直接投資的影響，本文將核心解釋變量進一步細分為工程型、勞務型常設機構認定時間標準以及股息、利息、特許權使用費三種預提所得稅稅率，稅率以OECD范本中常用的10%作為參考標準，若低于10%則賦值為1，等于10%則為2，高于10%則為3，未簽訂稅收協定的東道國預提稅率則設為4。

3.中介變量。東道國營商環境數據源于世界銀行營商環境項目數據庫。此數據庫披露了企業自開辦到運營直至終止，這整個生命周期所面臨的制度環境。參照周超（2017）的做法，本文剔除了數據庫中存在較多缺失值的勞動力市場規范和電力供應兩項指標，將開辦企業、建筑許可、財產登記、信貸獲得、少數投資者保護、納稅、跨境貿易、合同執行、破產辦理等九項二級指標的得分進行無權重平均化處理，從而得到東道國營商環境得分。

4.控制變量。遵循以往文獻做法，本文還控制了其他影響企業對外直接投資的因素。其中企業規模來源于國泰安數據庫；東道國的勞動力成本由東道國人均GDP的對數來衡量；東道國的制度質量借鑒楊宏恩（2016）的做法，由全球治理指標體系中話語權與問責權、政權穩定與避免暴力、政府效率、監管質量、法律秩序、政府腐敗控制等六個維度的平均值來衡量；東道國貿易依存度由貨物和服務進出口總額占GDP的比重衡量；東道國自然資源稟賦由自然資源租金總額占GDP的比重衡量，此外，本文還控制了東道國經濟發展水平，即東道國的GDP增長率。表1為主要變量的描述性統計。從表1可以看出，研究樣本中有約81%的國家與我國簽訂的稅收協定已生效。

四、實證結果與經濟解釋

（一）基準回歸結果

本文建立雙邊稅收協定與我國企業對外直接投資的面板數據進行基準回歸分析。回歸結果如表2所示，雙邊稅收協定的估計系數均顯著為正，驗證了假說1，即雙邊稅收協定對我國企業對外直接投資具有顯著的促進效應。究其原因，稅收協定中的減免或抵免等優惠政策，降低了股利扣繳稅率，可以為企業“走出去”減輕稅負，從而提高投資稅后收益率（潘春陽等，2018）。與此同時，稅收協定中對締約國雙方納稅范圍作出了明確劃分，可以有效規避“投資者在居住國補繳其在東道國被免除的部分稅收”這一現象，幫助境外投資企業享受到充分且有效的東道國稅收優惠政策。此外，當面臨爭議時，企業可以通過“綠色通道”以較低成本解決涉稅爭議，增強了我國企業對外投資的確定性。

表2 雙邊稅收協定對企業對外直接投資的影響

除此之外，控制變量的回歸估計系數符號基本符合預期。在企業層面的控制變量中，企業規模的估計系數在1%水平下顯著為正，表明大規模企業進行對外直接投資的傾向更高，同時他們擁有著相對較高的生產效率，有助于開展海外投資。在國家層面的控制變量中，東道國經濟的快速發展提高了境外投資企業的經營預期，對增加企業的投資收益有正向作用。而降低勞動力成本也是我國企業開展對外直接投資的重要動機，回歸結果也表明我國企業更傾向于前往勞動力成本較低的國家進行投資。

（二）基于不同稅收協定條款的回歸分析

在基準回歸模型中，本文將稅收協定視為同質的，這樣處理忽視了不同締約國之間簽訂的稅收協定條款存在差異的客觀事實，差異化的稅收條款可能導致稅收協定對企業對外直接投資的信號效應與承諾效應呈現不同的作用效果。為此，本文進一步量化我國與各締約國簽訂稅收協定的差異化條款，引入常設機構認定時間標準、預提所得稅稅率等變量，以檢驗差異化的稅收協定條款對企業對外直接投資的影響效應。

表3第（1）和（2）列的結果顯示，工程型和勞務型兩類常設機構認定時間標準的估計系數均顯著為正，且勞務型常設機構認定時間標準的估計系數大于工程型常設機構。常設機構認定時間標準的提高，意味著外資企業在東道國享受稅收優惠的時間門檻延長，總體上有利于促進我國企業對締約國進行投資。例如，2009年俄羅斯某稅務分局認定華為公司在俄羅斯構成常設機構，要求補繳增值稅、所得稅和滯納金等共計2000多萬美元。兩國稅務機關按照中俄稅收協定關于常設機構認定時間標準等有關規定進行談判，最終俄聯邦稅務局于2009年11月撤銷原判罰，使華為公司避免了近2億元人民幣的損失。然而，工程型常設機構通常具有工期較長的特征，比較容易被東道國判定為常設機構，因此相較于工程型常設機構，勞務型常設機構時間標準的延長更易促進企業對外投資。稅收協定中對跨國企業在東道國面臨的股息、利息以及特許權使用費這三類消極所得的預提所得稅稅率做出了限制，稅率一般在10%左右浮動。表3第（3）至（5）列顯示了稅收協定發生效力后，三種預提所得稅稅率對企業對外直接投資的影響。從回歸結果來看，三種預提所得稅稅率的估計系數均為負值且顯著，這表明約定的預提所得稅稅率的增加將降低我國企業對東道國的直接投資。東道國對預提所得稅稅率的限制在一定程度上可以減少企業對外直接投資的不確定性，降低企業跨國投資面臨的稅收負擔，從而促進兩國間的投資活動（鄧力平，2019）。

表3 不同稅收協定條款對企業對外直接投資的影響

（三）穩健性檢驗

1.替換核心解釋變量。在基準回歸中，本文以稅收協定的生效時間作為核心解釋變量，進一步采用稅收協定的簽訂時間與執行時間替代生效時間進行回歸，回歸結果報告于表4的（1）和（2）列，結果表明雙邊稅收協定的簽訂和執行均顯著促進我國企業對外直接投資，從而驗證了基準回歸結果的可靠性。

表4 穩健性檢驗

2.替換控制變量。在基準回歸中，本文采用全球治理指標體系中話語權與問責權、政權穩定與避免暴力、政府效率、監管質量、法律秩序、政府腐敗控制等六個維度指標的算術平均值來衡量東道國的制度質量，而在穩健性檢驗中，本文使用這六個維度的加權平均值作為東道國制度質量的衡量指標。回歸結果報告于表4的第（3）列，核心解釋變量的符號和顯著性與基準回歸一致。

（四）內生性檢驗

雙邊直接投資額較高的兩個國家或地區對境外投資利益和投資待遇保護的需求有所增加，因此簽訂稅收協定的意愿可能更為強烈。這一雙向因果關系可能導致內生性問題的產生，使用固定效應模型會導致估計偏誤，而系統GMM模型可以較好地解決內生性問題。因此，本文采用系統GMM模型進行內生性檢驗。表5模型（1）的結果顯示，AR（1）的p值為0.002，小于10%，殘差項存在一階序列相關。而AR（2）的p值為0.460，遠大于0.1，這就說明殘差項不存在二階自相關，表明估計結果的有效性。Sargan和Hansen檢驗下的p值分別為0.108和0.932，均大于0.1，無法拒絕工具變量有效性的原假設，此處選取的工具變量是合理的。被解釋變量滯后一期的回歸結果是顯著的，說明此處選用系統GMM模型是合適的。從檢驗結果來看，雙邊稅收協定回歸系數在10%的統計水平上顯著為正，與基準回歸模型一致。此外，企業的對外直接投資既受到當期因素的影響，同時也與往年數據相關。為此，本文將控制變量分別滯后一期引入差分模型，結果如模型（2）所示，雙邊稅收協定的系數依然顯著為正。在克服內生性的情況下，進一步驗證了基準回歸結果的穩健性。

表5 內生性檢驗

五、機制討論與異質性分析

（一）機制檢驗

稅收協定的談判涉及征稅范圍、稅收管轄權以及涉稅爭端解決機制等諸多細分領域，可以有效降低企業境外投資所面臨的經營風險與稅負的不確定性。東道國營商環境是影響跨國企業投資的重要因素，為進一步驗證稅收協定通過改善東道國營商環境，進而吸引企業跨國投資的傳導機制，本文采用中介效應模型進行回歸檢驗。表6第（1）列的回歸結果顯示，稅收協定顯著改善了東道國營商環境。第（2）列的結果進一步說明，東道國營商環境的改善吸引了我國企業對其投資。與表2的基準回歸結果對比后不難發現，盡管系數仍在1%的水平上顯著，但對企業對外直接投資的正向影響有所降低，這表明東道國營商環境在稅收協定與企業對外直接投資中作為傳導機制，具有部分中介效應，從而驗證了假說2。

表6 基于東道國營商環境的機制檢驗

（二）異質性分析

1.基于企業所有權性質的異質性分析。我國國有與民營企業在對外投資動機方面存在差異。民營企業多以市場尋求為對外投資動機，而國有企業則以戰略資源尋求為導向。國有企業對政策感知更為敏銳，并且擁有更為豐富的稅收統籌經驗與執行能力，也較為容易獲得更多的政策資源支持（宗芳宇等，2012）。為考察稅收協定對我國不同所有權性質企業的差異性影響，本文將企業樣本按照所有權性質劃分為國有企業和民營企業兩類進行分樣本回歸檢驗。表7第（1）和（2）列的結果顯示，雙邊稅收協定對我國國有企業直接投資的影響在1%的水平上顯著，而在民營企業樣本中，雙邊稅收協定的影響并不明顯。這意味著稅收協定對國有企業對外直接投資的促進效應更為明顯。

表7 基于企業層面的異質性分析

2.基于企業投資方式的異質性分析。雙邊稅收協定不僅降低了企業的稅收負擔和固定資產使用成本，而且促進了東道國營商環境的改善，從而便利化了新建企業的注冊成立（Zou et al.,2018）。為考察稅收協定對我國企業投資方式的異質性影響，本文將企業投資方式劃分為跨國并購和綠地投資。表7第（3）和（4）列的結果顯示：在跨國并購樣本組，雙邊稅收協定的回歸系數為負，但并不顯著；在綠地投資樣本組，雙邊稅收協定的回歸系數在1%的顯著性水平上為正。這表明我國企業在簽約國進行投資方式選擇時，更傾向于采用綠地投資，也更有利于東道國新增生產能力和就業。

3.基于東道國是否為“一帶一路”沿線國家的異質性分析。“一帶一路”沿線國家大多是新興經濟體和發展中國家，企業投資面臨著多重風險和發展困境，如市場不成熟、中介服務機構乏力、制度風險系數較高等。雙邊稅收協定中的協商機制和無差別待遇條款為跨國企業維護投資權益提供了溝通渠道，而“政策溝通”更是“一帶一路”高質量建設的重要內容。為此，本文針對東道國是否為“一帶一路”沿線國家進行分樣本回歸。從表8第（1）和（2）列的回歸結果可以看出，“一帶一路”沿線國家樣本組的回歸系數大于非“一帶一路”沿線國家，這表明稅收協定可以在一定程度上彌補東道國制度環境的不足，降低企業跨國投資的不確定性，對我國企業到“一帶一路”沿線國家投資具有更為顯著的促進效應。

表8 基于國家層面的異質性分析

4.由于東道國的稅負水平直接影響跨國投資企業的稅收成本，進而影響稅收協定對跨國投資的作用效果。為此，本文以世界銀行數據庫中實際稅收占企業利潤的比例衡量東道國的稅負水平，以稅負中位數為基準，將樣本劃分為高稅負國家和低稅負國家，以檢驗東道國稅負水平的異質性效應。從表8第（3）和（4）列的回歸結果可以發現，稅收協定的對外投資促進效應在低稅負東道國并不顯著，但在高稅負東道國作用明顯，在1%的統計水平上顯著。究其原因，在高稅負東道國，稅收協定的稅收優惠對跨國投資具有較強的吸引力。而在低稅負東道國，稅收協定降低跨國投資稅收成本的作用被弱化，從而對跨國投資沒有吸引力。

5.基于東道國收入水平的異質性分析。高收入國家通常具有較好的營商環境，稅收協定的簽訂可以增進雙邊政府的“政策溝通”，進而促進我國企業對其開展投資活動（Neumayer，2005）。本文依據世界銀行的分類標準，以3896美元的人均國民收入為標準，將樣本進一步劃分為高收入國家（含高收入和中高收入國家）、低收入國家（含低收入和中低收入國家），以考察稅收協定在不同收入水平的國家對跨國投資的作用是否存在異質性。從表8第（5）和（6）列檢驗結果的比較可以看出，雙邊稅收協定可以顯著促進我國企業在高收入東道國的投資。

六、研究結論與政策建議

本文將2006—2020年我國上市公司對外直接投資數據與國家稅務總局發布的雙邊稅收協定相匹配，運用固定效應模型，全方位地考察雙邊稅收協定的對外投資促進效應。主要結論包括：（1）雙邊稅收協定生效實施顯著促進了我國企業對外直接投資的增長，該實證結果在考慮內生性問題以及一系列穩健性檢驗后依然成立。進一步的研究表明，在稅收協定條款中，勞務型常設機構認定時間標準的延長以及協定稅率的降低對促進對外直接投資發揮了顯著的作用。（2）東道國營商環境的改善是雙邊稅收協定促進對外直接投資的有效機制，稅收協定在一定程度上彌補和改善了東道國營商環境的不足。（3）通過異質性分析，從企業層面來看，雙邊稅收協定對國有企業的對外投資促進效應更為明顯，且主要促進企業擴展邊際的跨國擴張，即采取綠地投資的對外投資方式。從東道國層面來看，稅收協定對我國企業對外直接投資的促進作用在“一帶一路”沿線國家、高收入以及高稅負的東道國更為顯著。

本文的研究結論為我國在“雙循環”發展背景下，以制度性開放推動高質量發展提供了以下政策啟示：（1）進一步拓展所簽署雙邊稅收協定的網絡覆蓋范圍。目前我國與102個國家或地區的稅收協定生效實施，與全球200多個國家或地區相比，我國需要進一步擴展稅收協定網絡的廣度，充分發揮稅收協定對促進我國對外直接投資以及優化投資區域分布的重要作用，以更高水平、更加有效的制度性開放服務國內大循環發展的現實需要。（2）充分發揮雙邊稅收協定的對外投資促進效應。在未來雙邊稅收協定的談判、簽訂和修訂時，要充分考慮我國跨國投資企業特征以及東道國營商環境和稅負水平等差異，如適當延長勞務型常設機構認定的時間標準，在高稅負東道國適當增加稅收饒讓條款等，提高我國跨國投資企業的稅收待遇，從而更好地發揮稅收協定的投資促進作用。（3）加強雙邊稅收協定相關的企業服務。目前僅有近三成的跨國投資企業享受到了稅收協定所帶來的優惠，原因在于其對稅收協定的了解過少并且缺乏一定的全球稅務協調規劃能力（陳展等，2017）。為此，我國稅務機構要加強稅收協定的解讀，提高政策普及度，引導我國跨國企業制定合理的投資戰略，選擇合適的投資區域和投資方式，切實保障企業能夠了解和享受到稅收協定所帶來的優惠。（4）積極參與重塑國際稅收規則的全球稅收合作。隨著數字經濟的快速發展，跨國企業的資產形態經歷從實體資產到無形資產乃至數字資產的發展歷程，這對國際稅收規則帶來了一定的挑戰。為此，我國要為構建適應數字經濟等新經濟發展的國際稅收協定貢獻中國方案，以推動跨國資本更加合規有序地流動。