27. 外商直接投资对我国税收影响的区域分析时间： 2017-12-19信息来源：中国区域经济学会文献　作者：唐礼智，狄旸，罗曼　责编：万山

专著连载二十七
 

        一、引言
        改革开放以来，外商直接投资已成为我国经济发展的举足轻重力量。从1992-2005年，我国共利用外商直接投资6094.52亿美元，占同期全社会固定资产投资的10.06%；我国涉外税收总额为30692.74亿元，占同期全国工商税收总额的17.86%；外商投资企业进出口总额为37233.08亿美元，占同期我国进出口总额的51.64%，其中出口18759.6亿美元，占同期我国出口总额的49.45%。①外商直接投资的巨大增长态势，使得越来越多的学者和政府人士开始关注这种增长对我国经济运行的影响，而有关外商直接投资流动与税收相关性研究成为其中的热门话题。
       但是，在已有关于外商直接投资与税收关系的诸多成果中，基本上局限于我国现有的涉外政策特别是所得税政策在吸引外资方面存在的问题及如何改善上，而分析外商直接投资对税收影响的文献并不多见。温治明（2005）、胡再勇（2006）等人在此方面进行了初步的尝试。温治明（2005）在比较研究外商直接投资对中、东部地区财税贡献的基础上，着重分析了外商直接投资对中部地区财税影响存在的问题及相应对策，具有一定的启发意义。不过，该文无论在地区间比较的层面、范围还是实证方法的选择上，有待进一步深入。胡再勇（2006）则采用行业分析的方法分析了外商直接投资对我国税收贡献的现状及存在的问题，但是其研究的重点集中在行业比较而并未涉及到地区问题。本文拟采用面板数据（Panel Data）分析方法，从全国、东部、中部、西部四个层面，比较研究外商直接投资对我国税收影响的地区差异性，进而就如何提高外商直接投资对我国地区税收的贡献提出相应的对策。
 
       二、实证分析
       1.模型估计
       本文采用将时间序列数据和横截面数据结合的面板数据模型(Panel Data Model)，该模型的基本结构为：
       Y(i,t)=α+ u(i) + βX(i,t) +ε(i,t)     i=1,……,N      t=1, ……, T
       其中截距项为α+ u (i)，β为斜率，i表示横截面数据，t表示时间序列数据。由于本文主要是研究模型中解释变量对被解释变量的影响方向和影响程度，所以可以认为差异主要体现在横截面的不同个体之间，即假定斜率系数为常数，个体的差异主要体现在截距项上。截距项中的u (i)度量了个体间的差异，如果u (i)为确定数则称为固定影响模型；若u (i)是一个描述第i个主体观测值的随机扰动，并且始终保持不变，则称为随机影响模型；若u (i)不随个体而改变则称为混合回归模型，直接利用OLS回归估计。
       为分析外商直接投资增长对税收增长影响的地区差异性，同时考虑到数据的可得性和完整性，本文选取1993～2005年我国各省份（包括省、自治区、直辖市）外商投资企业和外国企业所得税（TAX）为因变量，以各省份所吸引的外商直接投资额（FDI）为自变量，分别从全国、东部、中部、西部地区4个层面进行模型估计。上述数据全部来源于《中国统计年鉴1994-2006》，由于重庆市和西藏自治区数据严重缺失，所以在模型估计过程中扣除了这两个省区。另外，为消除数据中可能存在的异方差，因变量和自变量都取自然对数。
       在使用面板数据模型时，先要进行模型设定检验以决定使用那种形式的面板数据模型。具体的检验方法是首先利用Breusch-Pagan（1980）的拉格朗日乘数（LM）检验，判断是选取混合回归模型还是面板数据模型；若确定使用面板数据模型，再利用Hausman (1978)设定检验来判断是选取固定影响模型还是选取随机影响模型。
 
     表1    全国、东部、中部、西部四个面板数据模型的检验结果

类别	Breusch-Pagan LM检验		Hausman设定检验
全国	检验值chi2(1) =574.33	P=0.000	检验值chi2(1)=0.24	P=0.621
东部地区	检验值chi2(1) =201.78	P=0.000	检验值chi2(1)=0.57	P=0.450
中部地区	检验值chi2(1) =79.69	P=0.000	检验值chi2(1)=4.90	P=0.027
西部地区	检验值chi2(1) =193.26	P=0.000	检验值chi2(1)=4.49	P=0.034

注：Breusch-Pagan LM检验为原假设1：Var[u(i)]=0。Hausman设定检验为原假设2：系数的差异是非系统的。P大于0.05则接受原假设，否则拒绝原假设。接受原假设1意味着模型为混合回归模型，接受原假设2意味着模型为随机影响模型，同时拒绝原假设1和2意味着模型为固定影响模型。
 
       由表1可知，四个模型均适应面板数据模型，其中全国、东部地区采用随机效应模型，中部地区和西部地区采用固定效应模型。
模型1：全国各地区FDI增长对税收增长的贡献(OBS= 377)
LnTAX =  -7.164 + u(i) +  1.089LnFDI +ε(i,t)
        （-6.07**）      （16.29**）
       其中，TAX代表税收收入，FDI代表实际利用外商额，OBS为样本量，u(i)为个体差异，ε(i,t)为随机扰动项；括号内为t检验值，**表示在95%置信区间内通过检验，*表示在90%置信区间内通过检验（下同）。在模型1中， Adjusted R2=0.81，DW=1.5，F=265.85。
 
    表2        全国各地区FDI增长对税收增长的影响差异u(i)

北京	天津	河北	辽宁	上海	江苏	浙江省	福建	山东
1.335	0.849	-0.078	-0.359	0.948	-0.338	0.251	-0.544	-0.540
广东	广西	海南	山西	内蒙古	吉林	黑龙江	安徽	江西
0.001	-0.139	-0.970	0.091	0.017	0.278	-0.046	-0.259	-0.580
河南	湖北	湖南	重庆	四川	贵州	云南	西藏	陕西
0.440	-0.439	-0.794	—	0.296	0.247	0.733	—	0.420
甘肃	青海	宁夏	新疆
0.172	-1.846	-0.175	1.034

 
模型2：东部地区外商直接投资增长对税收增长的贡献(OBS=156)
LnTAX =  -12.289 + u(i) + 1.861LnFDI + ε(i,t)
       （-4.13**）        （8.72**）
在模型2中，Adjusted R2=0.73，DW=1.38，F=76.22。
表3  东部地区经济增长对税收增长的影响差异u(i)

北京	天津	河北	辽宁	上海	江苏	浙江	福建	山东
1.484	0.957	0.118	-0.427	0.862	-0.676	0.245	-0.777	-0.738
广东	广西	海南
-0.416	0.136	-0.768

 
模型3：中部地区外商直接投资增长对税收增长的贡献(OBS=117)
LnTAX =  -13.304 + u(i) + 1.435LnFDI + ε(i,t)
        （-4.34**）       （8.07**）
在模型3中，Adjusted R2=0.83，DW=1.48，F=10.66。
 
表4  中部地区经济增长对税收增长的影响差异u(i)

山西	内蒙古	吉林	黑龙江	安徽	江西	河南	湖北	湖南
0.593	0.621	0.577	0.077	-0.148	-0.626	0.594	-0.697	-0.991

 
模型4：西部地区FDI增长对税收增长的贡献(OBS=104)
LnTAX =  -0.723+ u(i) + 0.683LnFDI +ε(i,t)
       （-2.08**）      （4.10**）
在模型4中，Adjusted R2=0.92，DW=1.65，F=22.38。
 
表5  西部地区经济增长对税收增长的影响差异u(i)

重庆	四川	贵州	云南	西藏	陕西	甘肃	青海	宁夏	新疆
—	1.070	0.015	0.970	—	1.014	-0.086	-2.912	-0.899	0.829

 
       2.结果讨论
       模型1的检验结果表明，从全国平均水平来看，税收收入的外商直接投资增长弹性是1.089，即外商直接投资增长1个百分点，税收增长1.089个百分点。模型2给出的东部地区税收增长弹性为1.861，远高于全国平均水平；模型3给出的中部地区税收增长弹性为1.435，也高于全国平均水平；模型4给出的西部地区税收增长弹性为0.683，在各地区比较中最低。显而易见，在我国利用外资过程中，东部地区的税收增长弹性高于中西部地区。其原因不外乎有两个方面：一是外资区域结构的不平衡性。统计数据表明②，2006年东部地区实际使用外资569.22亿美元，占全国总量的90.32%；中部地区实际使用外资39.22亿美元，占6.22%；西部地区实际使用外资21.77亿美元，占3.45%；东北老工业基地实际使用外资24.66亿美元，占3.91%。二是外资区域经营绩效的差异性。以资产收益率和资产周转率两个指标来考察外资经营绩效的区域特征。根据2005年全国经济普查数据显示，东部地区外资资产收益率为5.46%，中部地区为1.72%，而西部地区的很多省份甚至出现亏损；东部地区外资企业的资产周转率为93.74%，中部地区为65.06%，而西部地区仅为33.11%。总之，东部、中部和西部利用外资数量和质量的差异使得它们的外商直接投资增长对税收增长的贡献程度差异很大。
       模型1～4的计量结果表明，各省份外商直接投资增长对税收增长的影响差异u(i)较大。原因是多方面的，或由于外资适用的区域政策不同，或由于外资的区域性产业结构不同，或由于外资投资方式和经济效益不同。以我国东部地区为例，由表3可知，广东、福建、山东、浙江、辽宁、海南、广西、河北等省份的u(i)值非常小，甚至绝大多数为负值，而北京、天津、上海三大直辖市的u(i)值较大。之所以出现以上差异，一方面是由于外资适用不同区域优惠政策的必然结果。有关数据显示③，经济特区和沿海经济技术开发区的外资企业实际所得税税负平均只有5%，在沿海经济开发区的外资企业平均税负为9%，而内地外资企业平均税负为15%。给予外资较高程度的税收优惠能促进外商直接投资的增长，但是也在一定程度上减少了原本应收的一部分涉外税收，在实际中常出现外商直接投资快速增长，而税收收入所占比重却未同比提高的现象，这在经济特区、高新技术开发区、保税区、工业园区等各种政策区域高度集中的广东、福建、山东、浙江、辽宁、海南等省表现得尤为明显。根据一些学者的测算④，由于这种区域优惠政策的过多存在，导致我国对外资企业的税收每年大约少收入2000亿元。另一方面，外资产业结构分异也是直接影响地区税收收入的重要原因。相比较东部其他地区，身为区域经济发展中心城市的北京、上海、天津，依据人才、科技、金融等领域的优势，往往成为外资产业价值链高端环节的聚集地，外商投资企业整体的资本产出效率、销售利润率等经济指标和技术密集型产业在全部工业中所占比重等方面远远超过其他地区的外资企业，因而涉外税收增长速度快。
 
       三、政策建议
       1.进一步完善税收优惠政策，实现区域外资增长和税收增长的协调发展
       2007年3月16日十届人大五次会议通过的《中华人民共和国企业所得税法》，是我国税收制度改革中一部具有里程碑意义的法规。一方面，实现内外资所得税合并。勿庸置疑，两税合并将对部分较注重优惠待遇的出口导向型和避税型的外商投资将产生消极影响，但从远期来看，将有利于为各类企业营造平等竞争的环境，有利于区域经济的协调发展，有利于产业结构的调整与优化，有利于税务机关依法征税、规范管理、堵塞漏洞。另一方面，新的企业所得税法根据国民经济和社会发展的需要，确立了以产业优惠为主、区域优惠为辅、兼顾社会进步的新的税收优惠格局。为此，未来我国税收政策调整方向应该注重以下三个方面：一是注重税收优惠政策的产业导向性，加大对高新技术和节能环保产业的税收优惠；二是注重税收优惠政策的区域性，即突出促进西部地区、东北老工业基地、民族地区、经济欠发达地区的客观需要，突出满足区域经济整体均衡发展的客观需要；三是注重税收优惠政策的连续性和稳定性，即因时因势而调整，同时防止出现巨大波动状况。
       2.进一步优化外资结构，提高外资对地区税收的贡献度
       如前所述，外资结构（包括外资区域结构和外资产业结构）的失衡是造成各地区税收增长差异的重要因素。地区分布不平衡是我国目前外商投资的一个突出现象，而外资产业结构的差异也与这种地区分布失衡存在着高度的相关性，因此，优化外资结构的首要任务是如何引导外资产业梯度转移，促进区域经济协调发展。就外资分布而言，我国利用外资的总体格局在今后较长时间内将不会有重大变化，但随着东部地区土地、资源、劳动力、环境容量等压力加大，以及中西部的投资环境大大改善，引导外资转移的市场条件开始形成，为中西部地区利用外资带来了新机遇。作为中西部地区，要按照产业转移规律营造基础环境，降低转移企业的行政成本，以高效透明的行政服务体系，使转移产业能以最快的速度最低的成本落户。与此同时，积极探索与东部地区政府之间、园区之间、商会之间、企业之间等多种对接，加强与产业转出地政府在合作建立产业转移园、税收分成等方面联系沟通，探索合作建设产业转移园、整体推进产业转移的可能途径，力求在接纳外资产业整体转移方面实现新突破。
       在引导外资产业结构和优化与升级上，应根据我国不同地区资源结构和经济发展阶段特征，因地制宜地引导外资投向。东部地区应加大对第一、三产业的投资力度，相对降低对工业的投资比重，同时在工业中，引导外商增加研发中心、高新技术、节能环保产业的投资，在第三产业中，引导外资适度增加对现代服务业和现代外包产业的投资，提高对商业服务的投资质量。中西部地区要根据即将修订的《中西部地区外商投资优势产业目录》，适度放宽中西部地区外资准入条件，引导外资投向基础设施、矿产资源、旅游资源开发、生态环境保护、农牧业产品加工、现有生产能力的改造、新型电子元器件开发制造等项目。值得一提的是，服务业扩大开放也同样为中西部利用外资带来新机遇，特别是承接国际服务外包，其服务产品的出口主要通过互联网和其他通讯技术提供，因此在投资区位选择上东部并不比中西部具有突出优势。
       3.进一步加强反避税工作，有效防范各地税收收入的流失
       所谓避税是指企业根据各国税收法律之间的差异，采用转让定价、增大负债、利用国际避税港注册公司、钻税法漏洞等诸多手法，规避税收，以实现利润最大化和税负最低化。“虚亏实盈”是外资大肆投机避税的最好“烟幕”。据国家税务总局的估计⑤⑥，尽管有不少外资企业事实上处于盈利状态，但往往通过各种避税手段转移利润，从而非法避税，由此致使目前在中国境内的48万家外企中有60%账面亏损，年亏损总额达1200亿元，仅在2004年造成的税收流失就达300亿元以上，而业内人士估计2008年外资实际避税额将超过500亿元。显然两税合并之后，外资与税法的博弈仍将延续，反避税斗争任重道远。
       在实际中，应切实做好以下两方面工作：一是继续加强我国反避税的研究与立法工作。国外的一些成功经验可以借鉴和推广，其中可考虑率先建立 “预约定制”和“避税港税制”。所谓预约定价制，也称预先定价协议（APA），即纳税人事先将其和境外关联企业之间的内部交易与收支往来所涉及的转让定价方法，向税务机关申请报告，经纳税人、关联企业、税务机关充分的磋商，预先确定受控交易所适用的标准共同签署的一项协议。“避税港税制”是通过将受控外国公司的所得按持股比例划归本国税收，并按本国税率课税（一般可以扣除在国外所纳税款）的一种税收规定，其目的在于对付本国居民通过在避税港设立受控外国公司来逃避本国税收的行为。二是完善税务信息服务体系。反避税涉及到社会经济生活的各个部门，单靠税务机关来防避税是不够的，这就要求海关、外贸、金融、保险、商检、工商、外汇等各种经济管理部门以及注册会计师、审计师事务所等各方面通力协作，加强信息交流，及时解决出现的问题，从各方面堵塞税收漏洞，同时要积极开展国与国之间进行双边的和多边的合作，互通情报，增强反避税的实效。
 
注释：
①胡再德：《外国直接投资对我国税收正负影响的实证分析》，财贸经济，2006年第11期，第78页。
②商务部：《关于2007年全国吸收外商投资工作指导性意见》，商资字(2007)25号，2007年3月6日。
③刘新华：《两税合并对中国引进外商直接投资的影响及对策分析》，中国发展，2007年第2期，第68页。
④巫继学：《警钟震耳：中国税负全球第二》，http://www.economics.com.cn。
⑤伊铭：《外资避税的伎俩》，http://www.people.com.cn。
⑥吴恙：《“两税合并”迫近 外资企业死守利润“防线”》，中国经营报，2007年9月30日。