摘 要：基于1983—2009年我國(guó)接受外商直接投資實(shí)際金額與我國(guó)的財(cái)政稅收收入數(shù)據(jù)，構(gòu)建時(shí)間序列模型，對(duì)我國(guó)的外商直接投資與稅收收入的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整分析，建立誤差修正模型，在此基礎(chǔ)上分析Granger因果關(guān)系。得出外商直接投資與我國(guó)稅收收入存在協(xié)整關(guān)系，在長(zhǎng)期內(nèi)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，且在短期內(nèi)外商直接投資是我國(guó)財(cái)政稅收變化的Granger原因。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；稅收；協(xié)整分析；VEC模型

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

引言

隨著全球化進(jìn)程的加快，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展日益國(guó)際化，外商在我國(guó)的直接投資達(dá)到了空前的規(guī)模。與此同時(shí)，我國(guó)的稅收收入也不斷增加。現(xiàn)有的對(duì)于稅收與FDI關(guān)系的研究一直停留在稅收優(yōu)惠對(duì)外商直接投資流入的激勵(lì)作用上，忽視了稅收投入帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)所引起的外商直接投資增長(zhǎng)?？疾於愂諏?duì)外資到底具有多大的吸引力，以及外資對(duì)我國(guó)稅收有何貢獻(xiàn)，成了我們迫切需要解決的問(wèn)題。通過(guò)對(duì)稅收與外商直接投資關(guān)系的經(jīng)濟(jì)分析，能夠?yàn)榻窈笤诟鞣N外部條件發(fā)生變化的情況下，如何更好地推動(dòng)利用外資提供一定的借鑒。

本文運(yùn)用協(xié)整分析、誤差修正模型以及Granger因果關(guān)系，對(duì)我國(guó)1983—2009年外商直接投資實(shí)際金額與我國(guó)的財(cái)政稅收收入進(jìn)行研究，從根本上分析稅收收入與FDI的長(zhǎng)短期關(guān)系。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）稅收政策與FDI關(guān)系的分析綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于稅收與FDI的關(guān)系研究，多著重于稅收的激勵(lì)性政策與FDI的分析。就稅收政策對(duì)FDI的效應(yīng)分析大體也分為具有“有效性”和具有“非效率性”兩種觀點(diǎn)。

一些學(xué)者認(rèn)為，稅收激勵(lì)政策對(duì)FDI是非有效率的。Jack M.Minz，Thomas Tsiopoulos （1992）在對(duì)中歐和東歐轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)家的FDI優(yōu)惠政策研究后發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠并不是吸引外國(guó)直接投資的有效方法。Aharoni（1966）對(duì)美國(guó)制造業(yè)公司對(duì)外投資方式進(jìn)行了調(diào)查。結(jié)果顯示，東道國(guó)政府的稅收減讓并沒(méi)有影響外國(guó)公司的投資決定，所得稅減免對(duì)外資的刺激很微弱。國(guó)內(nèi)學(xué)者何永江 （1996）從理論上對(duì)外資優(yōu)惠政策所帶來(lái)的一系列負(fù)面作用進(jìn)行了分析，并論證了取消外資優(yōu)惠政策不會(huì)影響外商對(duì)我國(guó)的投資。郭培莉、王海勇（2006），通過(guò)三方面的分析來(lái)論證內(nèi)外資企業(yè)所得稅合并后稅負(fù)的提高不會(huì)影響FDI進(jìn)入的規(guī)模和速度。薛睿、李翠華、王如淵 （2006）通過(guò)分析我國(guó)現(xiàn)行稅收政策對(duì)FDI的影響，認(rèn)為如果僅靠稅收優(yōu)惠政策，我國(guó)很難在對(duì)FDI的競(jìng)爭(zhēng)中繼續(xù)占據(jù)有利的地位。

一些學(xué)者認(rèn)為，稅收激勵(lì)政策對(duì)FDI是有效率的。Head、Ries、Swenson （1999）通過(guò)研究1980—1992年日本在美國(guó)的投資，檢驗(yàn)投資鼓勵(lì)政策對(duì)制造業(yè)外資的吸引效果。研究結(jié)果顯示，貿(mào)易區(qū)、低稅率等優(yōu)惠政策的提供，對(duì)投資的區(qū)位選擇有顯著的效果。BuettnerRuf（2007）通過(guò)使用公司層面的面板數(shù)據(jù)，分析了稅收對(duì)德國(guó)FDI區(qū)位選擇的影響，指出稅收激勵(lì)措施對(duì)FDI區(qū)位選擇具有重要影響。李宗卉、魯明泓（2004）運(yùn)用面板模型分析不同種類的稅收優(yōu)惠政策對(duì)我國(guó)外商直接投資的影響，指出稅收優(yōu)惠政策不僅對(duì)增加外商直接投資具有顯著的正效應(yīng)，而且是影響外商直接投資在我國(guó)區(qū)位分布的重要因素。李永友、沈榮坤（2008）通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為，稅收政策是我國(guó)東中西部地區(qū)吸引外商直接投資的重要策略，特別是在我國(guó)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)以及引進(jìn)外商直接投資的初期階段，優(yōu)惠的稅價(jià)是增加區(qū)域FDI流入的主要手段之一。

（二）稅收收入與FDI的關(guān)系綜述

國(guó)內(nèi)外關(guān)于稅收收入與FDI關(guān)系的研究并不多。GroppKostial（2000）在研究OECD國(guó)家1988—1997年的數(shù)據(jù)時(shí)，指出稅率每上升10%，將減少0.3%的FDI流入同時(shí)增加0.2%的FDI流出。FoleyHines（2004）通過(guò)分析美國(guó)跨國(guó)公司分支機(jī)構(gòu)的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了非收入稅即間接稅對(duì)FDI的影響，指出地方間接稅率每提高10個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)外分支機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)減少7.1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)出下降2.9個(gè)百分點(diǎn)。張華（2007）用IS-LM模型的分析框架對(duì)外商直接投資和稅收收入相互關(guān)系進(jìn)行理論分析，發(fā)現(xiàn)外商直接投資流入與稅收收入的增長(zhǎng)之間形成相互促進(jìn)的良性循環(huán)。張慶君、孫雅靜（2008）用相關(guān)性分析、變參數(shù)模型、向量自回歸模型研究了1993—2006年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分析外商直接投資對(duì)我國(guó)涉外稅收的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對(duì)我國(guó)涉外稅收發(fā)揮了顯著的作用，無(wú)論在短期還是長(zhǎng)期內(nèi)，外商直接投資都促進(jìn)了外商投資企業(yè)所得稅、關(guān)稅和其他稅收的增長(zhǎng)。

二、理論與實(shí)證分析

本文選取1983—2009年外商直接投資實(shí)用金額FDI以及稅收收入T作為樣本。數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，因此，將FDI和T取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)NFDI和LNT。由于本文各變量的時(shí)間序列可能具有非平穩(wěn)性，因此，我們先對(duì)各變量進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若為非平穩(wěn)，我們將采用協(xié)整檢驗(yàn)分析各變量之間的關(guān)系并建立誤差修正模型。最后對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行因果分析。

（一）單位根檢驗(yàn)

為了保證模型的有效性，首先應(yīng)用Dicker-Fuller 標(biāo)準(zhǔn)的單位根檢驗(yàn)（ADF）對(duì)外商直接投資序列（LNFDI）、財(cái)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(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)時(shí)間序列FDI是不平穩(wěn)，但其一階差分在 5% 的置信水平下是平穩(wěn)的，為1階單整 I（1）；時(shí)間序列T也是不平穩(wěn)的，其一階差分在 1% 的置信水平下是平穩(wěn)的，為 1 階單整 I（1）。FDI和T都是一階非平穩(wěn)序列（同階），滿足協(xié)整分析的條件，因此，我們可以進(jìn)一步利用協(xié)整分析方法分析它們之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)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(xié)整檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)變量的協(xié)整性。

1.VAR 模型的確定

Johansen檢驗(yàn)基于 VAR 模型進(jìn)行。VAR 模型采用了多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。對(duì) VAR（q） 模型來(lái)說(shuō)，在建立模型過(guò)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(jù) F P E （最終預(yù)測(cè)誤差） 和 H Q（Hannan-Quinn）信息準(zhǔn)則來(lái)進(jìn)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(yùn)用EVIEWS 6.0可以得到以下結(jié)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(xié)整檢驗(yàn)分析

協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?shí)際上是對(duì)無(wú)約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型。本文從五種不同的結(jié)果分別做檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)選擇數(shù)據(jù)空間沒(méi)有確定性，協(xié)整方程有截距項(xiàng)無(wú)趨勢(shì)時(shí)協(xié)整方程最佳。在這種情況下，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果的跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示在5%的置信水平下，模型存在一個(gè)協(xié)整方程。于是我們可以進(jìn)一步考慮建立起將它們的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡聯(lián)系起來(lái)的向量誤差修正模型來(lái)做進(jìn)一步的研究。

3.VEC 模型的確定和分析

因?yàn)閂AR模型的最優(yōu)滯后期為3，我們選擇最佳VECM滯后項(xiàng)2。利用 EViews6.0 計(jì)算 VECM 模型，由協(xié)整關(guān)系，我們可以得出VECM（-1）=LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849的誤差修正項(xiàng)。即在其他條件不變的情況下，外商直接投資每增加1%，對(duì)應(yīng)我國(guó)財(cái)政稅收增加8.1%。

VEC模型結(jié)果

AIC=-3.05，SC=-2.41

上表第一列修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.004 663和-0.002 551，均為負(fù)值，說(shuō)明偏離值自長(zhǎng)期內(nèi)能夠達(dá)到均衡，符合理論實(shí)際。因此，根據(jù)VEC模型結(jié)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(xiàng)VECM（-1）=LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849。上述兩個(gè)方程的檢驗(yàn)表明，殘差序列滿足正態(tài)分布，且無(wú)自相關(guān)性，從而驗(yàn)證了 VEC模型的有效性。同時(shí) AIC 和 SC 值相當(dāng)小，分別為-3.05和-2.41，說(shuō)明模型整體解釋力較強(qiáng)。

上述表達(dá)式中的 VECM 項(xiàng)是向量誤差修正模型的核心部分，它表示對(duì)變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系在短期內(nèi)的偏離可以起到調(diào)節(jié)作用。而它前面的系數(shù)估計(jì)值則反映了兩個(gè)序列受到短期沖擊后向長(zhǎng)期均衡值調(diào)節(jié)的速度，其絕對(duì)值越大，則調(diào)節(jié)的速度越快?？梢钥吹?，T和 FDI的協(xié)整項(xiàng)對(duì) D（LNT）的調(diào)整作用稍大。

（三） Granger 因果檢驗(yàn)

基于 VECM 的 Granger 因果檢驗(yàn)不僅可以考察變量間的短期因果關(guān)系，而且可以體現(xiàn)變量間由協(xié)整關(guān)系所形成的長(zhǎng)期因果關(guān)系。本文采用的方法是 Wald- Granger 檢驗(yàn)法，對(duì)建立的 VECM 模型中估計(jì)出的系數(shù)的顯著性進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，來(lái)判斷各變量長(zhǎng)短期因果關(guān)系的方向。得到的檢驗(yàn)結(jié)果為：在5%的置信水平下，F(xiàn)DI與財(cái)政稅收之間存在短期的單向因果關(guān)系，即FDI是T變化的Granger 原因，但T不是FDI變化的Granger原因。

三、結(jié)論與建議

（一）有關(guān)結(jié)論

根據(jù)VEC模型的結(jié)果，我們可以得出這樣一個(gè)結(jié)論：外商直接投資在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)我國(guó)稅收的增長(zhǎng)起到了積極的作用，同時(shí)稅收的增加在長(zhǎng)期內(nèi)也為我國(guó)外商直接投資的增加提供了動(dòng)力。根據(jù)基于VEC模型上的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，在短期內(nèi)增加外商投資可以有效促進(jìn)我國(guó)財(cái)政稅收的增加。

（二）政策建議

1.積極引進(jìn)外資。由于外商直接投資不管是在短期還是長(zhǎng)期內(nèi)都促使我國(guó)稅收增加，在一定程度上刺激了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，因此，我們應(yīng)該仍然堅(jiān)持加大開(kāi)放力度，繼續(xù)貫徹招商引資政策，吸引那些管理成熟的優(yōu)質(zhì)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(huán)境，積極拓寬外商的投資渠道。精簡(jiǎn)外商投資審批程序，完善外商投資有關(guān)法律體系，積極發(fā)揮好國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放區(qū)和產(chǎn)業(yè)聚集園區(qū)的作用，鼓勵(lì)外資投向高新技術(shù)、節(jié)能環(huán)保、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域和中西部地區(qū)，大力發(fā)展服務(wù)外包，進(jìn)一步提升我國(guó)引進(jìn)外資的結(jié)構(gòu)效益和技術(shù)效益，促進(jìn)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)要素的優(yōu)化，以進(jìn)一步帶動(dòng)國(guó)內(nèi)投資的發(fā)展，形成可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)。

2.完善稅收體制。由于稅收收入在長(zhǎng)期內(nèi)也對(duì)外商直接投資起到了一定的動(dòng)力作用，因此，我們應(yīng)該堅(jiān)持稅收的多元化，完善我國(guó)稅收監(jiān)管體制，加強(qiáng)稅收的征管。同時(shí)，要保證稅收收入合理有效利用，積極改善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大教育投入，提高居民收入水平。繼續(xù)做好稅費(fèi)改革工作，在總體上適當(dāng)減輕企業(yè)和居民的負(fù)擔(dān)，進(jìn)一步激發(fā)企業(yè)和居民的投資和消費(fèi)。發(fā)展稅率的多元化，完善稅收政策，明確稅收法律責(zé)任對(duì)于維護(hù)市場(chǎng)穩(wěn)定、保障稅收收入有效增長(zhǎng)有著重要的作用。