◆王 凱 ◆岳中剛

內(nèi)容提要：在構(gòu)建新發(fā)展格局的背景下，如何通過制度性開放促進(jìn)我國企業(yè)對外投資穩(wěn)健發(fā)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(shù)據(jù)，對雙邊稅收協(xié)定的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)：首先，雙邊稅收協(xié)定生效實(shí)施顯著促進(jìn)了我國企業(yè)對外直接投資的增長，在稅收協(xié)定條款中，勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的延長以及協(xié)定稅率的降低對促進(jìn)對外直接投資發(fā)揮了顯著的作用。其次，雙邊稅收協(xié)定在一定程度上彌補(bǔ)和改善了東道國的營商環(huán)境，進(jìn)一步促進(jìn)了我國企業(yè)對外直接投資的增長。通過異質(zhì)性分析，從企業(yè)層面來看，雙邊稅收協(xié)定對國有企業(yè)的對外投資促進(jìn)效應(yīng)更為明顯；從東道國層面來看，稅收協(xié)定對我國企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)作用在“一帶一路”沿線國家、高收入以及高稅負(fù)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(tài)?！笆濉睍r(shí)期，我國累計(jì)對外直接投資高達(dá)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(gè)國家（地區(qū)），2.8萬家境內(nèi)投資者設(shè)立境外企業(yè)4.5萬家，境外企業(yè)資產(chǎn)總額達(dá)到7.9萬億美元。隨著我國企業(yè)對外直接投資規(guī)模的不斷增長，海外資產(chǎn)及收益大幅度增加，投資風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的潛在損失也在成倍增長，對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避和安全利益保障也愈發(fā)重要。尤其是與經(jīng)營密切相關(guān)的國際稅收領(lǐng)域，企業(yè)在海外投資面臨和國內(nèi)完全不同的稅收法律環(huán)境，涉稅風(fēng)險(xiǎn)較大（方芳等，2017）。為幫助海外投資企業(yè)提高稅收確定性、減輕稅收負(fù)擔(dān)、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(xié)定以來，截至2021年底，已與109個(gè)國家或地區(qū)正式簽署了雙邊稅收協(xié)定?！笆濉逼陂g，我國稅務(wù)部門充分利用稅收協(xié)定項(xiàng)下的相互協(xié)商機(jī)制，開展雙邊協(xié)商500例，為海外投資企業(yè)消除重復(fù)征稅152億元。

關(guān)于稅收協(xié)定是否能夠有效促進(jìn)對外直接投資，無論是宏觀FDI總量或是微觀企業(yè)層面，國內(nèi)外文獻(xiàn)尚未形成一致結(jié)論（Baker，2014；鄧力平等，2019）。一方面，雙邊稅收協(xié)定通過稅收管轄權(quán)、稅收饒讓等條款，可以規(guī)范和減少海外投資企業(yè)的稅收支出，降低企業(yè)海外投資收益的不確定性，從而促進(jìn)企業(yè)對外直接投資。另一方面，雙邊稅收協(xié)定的信息交換機(jī)制以及所包含的反避稅和轉(zhuǎn)讓定價(jià)條款，在提高國際稅收透明度的同時(shí)，也減少了跨國企業(yè)以避稅為動機(jī)的對外直接投資。此外，雙邊稅收協(xié)定與國內(nèi)稅法在常設(shè)機(jī)構(gòu)、預(yù)提所得稅、稅收饒讓等方面的規(guī)定也存在一定的差異，這種差異可能會降低稅收協(xié)定的投資促進(jìn)效應(yīng)。為此，本文基于2006—2020年我國上市公司的對外直接投資數(shù)據(jù)，從微觀企業(yè)層面實(shí)證檢驗(yàn)雙邊稅收協(xié)定對我國企業(yè)海外直接投資的影響效應(yīng)和作用機(jī)制，并進(jìn)一步考察了稅收協(xié)定的重要條款對海外直接投資的具體影響，以及投資企業(yè)和東道國特征的異質(zhì)性影響。與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：（1）相對于國家層面的宏觀研究，本文基于微觀企業(yè)層面的投資數(shù)據(jù)，更為深入地探討了雙邊稅收協(xié)定對企業(yè)對外直接投資的影響效應(yīng)；（2）根據(jù)稅收協(xié)定條款的差異，分析了常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)、預(yù)提所得稅稅率等條款的不同影響；（3）從稅收協(xié)定拓展到營商環(huán)境，探討了雙邊稅收協(xié)定對東道國營商環(huán)境的改善，以及對企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假說

（一）雙邊稅收協(xié)定與企業(yè)對外直接投資

雙邊稅收協(xié)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(xié)議，對企業(yè)跨國投資的影響可以歸納為“抑制論”“促進(jìn)論”“雙重論”三種觀點(diǎn)?！耙种普摗闭J(rèn)為，稅收協(xié)定中的反避稅措施，使跨國企業(yè)難以通過利潤轉(zhuǎn)移減少應(yīng)稅義務(wù)，進(jìn)而降低了企業(yè)對外直接投資的意愿（Blonigen和Davies，2004）。此外，在實(shí)際操作中，國內(nèi)法以及國內(nèi)對稅收協(xié)定的解釋條款可能會弱化稅收協(xié)定的作用。北京市國稅局對281戶“走出去”企業(yè)進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果顯示大部分企業(yè)在海外沒有享受稅收協(xié)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(shù)據(jù)，采用雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，雙邊稅收協(xié)定對成員國之間的直接投資有持續(xù)的抑制作用?！按龠M(jìn)論”認(rèn)為，稅收協(xié)定規(guī)定了納稅范圍和稅收優(yōu)惠措施，不僅避免了企業(yè)跨國投資的重復(fù)征稅問題，而且可以降低跨國企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)。Davies和Gresik（2003）通過一般均衡模型發(fā)現(xiàn)，稅收協(xié)定的簽訂會促進(jìn)資本跨境流動，使兩國均能在投資中獲益。我國企業(yè)在“一帶一路”沿線國家直接投資的經(jīng)驗(yàn)研究表明，稅收協(xié)定對企業(yè)到高稅負(fù)水平和制度環(huán)境不足的東道國投資有顯著的正向影響，稅收協(xié)定網(wǎng)絡(luò)的廣度可以增加?xùn)|道國的投資吸引力（鄧力平等，2019）?！半p重論”認(rèn)為，雙邊稅收協(xié)定對跨國直接投資的影響取決于投資規(guī)模，即當(dāng)投資規(guī)模較小時(shí)，稅收協(xié)定表現(xiàn)為投資促進(jìn)效應(yīng)；當(dāng)投資規(guī)模較大時(shí)，稅收協(xié)定的投資效應(yīng)為負(fù)（Kumas和Millimet，2018）?？紤]到我國企業(yè)對外直接投資多以資源和市場需求為導(dǎo)向，而非以避稅為動機(jī)，為此本文提出以下假說：

假說1：從平均效應(yīng)而言，雙邊稅收協(xié)定將促進(jìn)我國企業(yè)對簽約國的直接投資，且不同的稅收條款影響效應(yīng)具有差異性。

（二）東道國營商環(huán)境的機(jī)制分析

東道國營商環(huán)境直接影響跨國企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，營商環(huán)境優(yōu)化有利于降低制度性交易成本，進(jìn)而促進(jìn)國際直接投資的流入（王永欽等，2014）。東道國可以制定或者調(diào)整對跨國企業(yè)的投資經(jīng)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(cuò)位而引致的投資風(fēng)險(xiǎn)。而稅收協(xié)定作為國家間的協(xié)議，對締約國具有法律約束力和強(qiáng)制力，相當(dāng)于為企業(yè)跨國投資風(fēng)險(xiǎn)提供了國家層面的保護(hù)。換言之，稅收協(xié)定這種國家間的契約，既是對東道國制度環(huán)境不完善的替代，更是對跨國投資企業(yè)在東道國經(jīng)營環(huán)境的改善，降低了跨國企業(yè)對東道國的風(fēng)險(xiǎn)感知（楊宏恩等，2016）。簽訂雙邊稅收協(xié)定也是一個(gè)國家改善營商環(huán)境的信號機(jī)制。如果一個(gè)國家簽訂了較為廣泛和優(yōu)惠的稅收協(xié)定，說明該國對跨國投資流入持積極態(tài)度，也會為跨國企業(yè)創(chuàng)造較好的營商環(huán)境（鄧力平等，2019）。雙邊稅收協(xié)定的內(nèi)容是公開且具有執(zhí)行效力的，跨國企業(yè)可以獲悉東道國稅收協(xié)定的條款內(nèi)容以及實(shí)際執(zhí)行情況，這不僅降低了企業(yè)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(xù)提升營商環(huán)境。此外，東道國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)為獲得與跨國企業(yè)公平一致的優(yōu)惠政策和市場便利化措施，通常也會促使政府進(jìn)一步優(yōu)化營商環(huán)境（朱光福等，2020）。根據(jù)上述分析，本文提出以下假說：

假說2：雙邊稅收協(xié)定可以改善東道國營商環(huán)境，從而促進(jìn)我國企業(yè)對東道國直接投資的增長。

三、模型構(gòu)建與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2006—2020年我國上市公司的數(shù)據(jù)樣本，檢驗(yàn)雙邊稅收協(xié)定對企業(yè)對外直接投資的影響。企業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)由手工摘錄，摘錄依據(jù)為歷年上市公司年報(bào)中的“長期股權(quán)投資”，數(shù)據(jù)顯示上市母公司在樣本期內(nèi)共在127個(gè)境外國家和地區(qū)設(shè)立了一個(gè)及以上子公司，共進(jìn)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(qū)后，最后獲得10489條“年份—企業(yè)—東道國”的有效觀測值。雙邊稅收協(xié)定的相關(guān)數(shù)據(jù)來自國家稅務(wù)總局網(wǎng)站，企業(yè)層面數(shù)據(jù)來源于CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫，部分國家層面數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。為控制離群值對于實(shí)證檢驗(yàn)的偏差性影響，本文對連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理，并對企業(yè)對外直接投資額、企業(yè)規(guī)模、東道國勞動力成本進(jìn)行對數(shù)變換。

（二）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)雙邊稅收協(xié)定對我國企業(yè)對外直接投資的影響，本文建立計(jì)量模型：

其中，下標(biāo)i、j、t分別表示企業(yè)、東道國、年份，lnofdiijt表示我國企業(yè)i在t時(shí)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(xié)定的虛擬變量，以稅收協(xié)定生效時(shí)間作為測度依據(jù)。Controlijt表示企業(yè)和東道國層面的控制變量，εijt為隨機(jī)擾動項(xiàng)，μt表示時(shí)間固定效應(yīng)，控制年度經(jīng)濟(jì)波動情況，δi則表示個(gè)體固定效應(yīng)。為了進(jìn)一步考察稅收協(xié)定具體條款對于企業(yè)對外直接投資的影響，本文細(xì)分常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)（DTT2jt）以及三種預(yù)提所得稅稅率（DTT3jt）。

為檢驗(yàn)假說2，本文采用中介效應(yīng)識別稅收協(xié)定對我國企業(yè)對外直接投資的影響機(jī)制，設(shè)定的中介效應(yīng)模型如下：

其中，式（2）中DBjt為東道國j在t年的營商環(huán)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(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量：我國企業(yè)對外直接投資額。本文將我國歷年上市公司年報(bào)中“長期股權(quán)投資”作為基準(zhǔn)，剔除了投資金額小于100美元以及非工業(yè)企業(yè)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(nèi)外學(xué)者定義為“避稅天堂”的地區(qū)，企業(yè)大多將這些地區(qū)作為投資資金的中轉(zhuǎn)站，因此這些地區(qū)的投資數(shù)據(jù)難以真實(shí)反映企業(yè)的投資動機(jī)，故將其剔除以避免模型估計(jì)偏差。企業(yè)并不總會在每一年都新增投資，因此企業(yè)對外直接投資額為存量數(shù)據(jù)。

2.解釋變量：雙邊稅收協(xié)定數(shù)據(jù)。稅收協(xié)定在生效后具備法律效力，才會對投資產(chǎn)生實(shí)際的影響，因此本文采用協(xié)定生效日期作為測度依據(jù)，將考察當(dāng)期，我國與締約國簽訂并生效的稅收協(xié)定賦值為1，否則為0。為研究稅收協(xié)定具體條款對企業(yè)對外直接投資的影響，本文將核心解釋變量進(jìn)一步細(xì)分為工程型、勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)以及股息、利息、特許權(quán)使用費(fèi)三種預(yù)提所得稅稅率，稅率以O(shè)ECD范本中常用的10%作為參考標(biāo)準(zhǔn)，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(xié)定的東道國預(yù)提稅率則設(shè)為4。

3.中介變量。東道國營商環(huán)境數(shù)據(jù)源于世界銀行營商環(huán)境項(xiàng)目數(shù)據(jù)庫。此數(shù)據(jù)庫披露了企業(yè)自開辦到運(yùn)營直至終止，這整個(gè)生命周期所面臨的制度環(huán)境。參照周超（2017）的做法，本文剔除了數(shù)據(jù)庫中存在較多缺失值的勞動力市場規(guī)范和電力供應(yīng)兩項(xiàng)指標(biāo)，將開辦企業(yè)、建筑許可、財(cái)產(chǎn)登記、信貸獲得、少數(shù)投資者保護(hù)、納稅、跨境貿(mào)易、合同執(zhí)行、破產(chǎn)辦理等九項(xiàng)二級指標(biāo)的得分進(jìn)行無權(quán)重平均化處理，從而得到東道國營商環(huán)境得分。

4.控制變量。遵循以往文獻(xiàn)做法，本文還控制了其他影響企業(yè)對外直接投資的因素。其中企業(yè)規(guī)模來源于國泰安數(shù)據(jù)庫；東道國的勞動力成本由東道國人均GDP的對數(shù)來衡量；東道國的制度質(zhì)量借鑒楊宏恩（2016）的做法，由全球治理指標(biāo)體系中話語權(quán)與問責(zé)權(quán)、政權(quán)穩(wěn)定與避免暴力、政府效率、監(jiān)管質(zhì)量、法律秩序、政府腐敗控制等六個(gè)維度的平均值來衡量；東道國貿(mào)易依存度由貨物和服務(wù)進(jìn)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，即東道國的GDP增長率。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。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(xié)定已生效。

四、實(shí)證結(jié)果與經(jīng)濟(jì)解釋

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文建立雙邊稅收協(xié)定與我國企業(yè)對外直接投資的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析?；貧w結(jié)果如表2所示，雙邊稅收協(xié)定的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，驗(yàn)證了假說1，即雙邊稅收協(xié)定對我國企業(yè)對外直接投資具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。究其原因，稅收協(xié)定中的減免或抵免等優(yōu)惠政策，降低了股利扣繳稅率，可以為企業(yè)“走出去”減輕稅負(fù)，從而提高投資稅后收益率（潘春陽等，2018）。與此同時(shí)，稅收協(xié)定中對締約國雙方納稅范圍作出了明確劃分，可以有效規(guī)避“投資者在居住國補(bǔ)繳其在東道國被免除的部分稅收”這一現(xiàn)象，幫助境外投資企業(yè)享受到充分且有效的東道國稅收優(yōu)惠政策。此外，當(dāng)面臨爭議時(shí)，企業(yè)可以通過“綠色通道”以較低成本解決涉稅爭議，增強(qiáng)了我國企業(yè)對外投資的確定性。

表2 雙邊稅收協(xié)定對企業(yè)對外直接投資的影響

除此之外，控制變量的回歸估計(jì)系數(shù)符號基本符合預(yù)期。在企業(yè)層面的控制變量中，企業(yè)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明大規(guī)模企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的傾向更高，同時(shí)他們擁有著相對較高的生產(chǎn)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(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展提高了境外投資企業(yè)的經(jīng)營預(yù)期，對增加企業(yè)的投資收益有正向作用。而降低勞動力成本也是我國企業(yè)開展對外直接投資的重要動機(jī)，回歸結(jié)果也表明我國企業(yè)更傾向于前往勞動力成本較低的國家進(jìn)行投資。

（二）基于不同稅收協(xié)定條款的回歸分析

在基準(zhǔn)回歸模型中，本文將稅收協(xié)定視為同質(zhì)的，這樣處理忽視了不同締約國之間簽訂的稅收協(xié)定條款存在差異的客觀事實(shí)，差異化的稅收條款可能導(dǎo)致稅收協(xié)定對企業(yè)對外直接投資的信號效應(yīng)與承諾效應(yīng)呈現(xiàn)不同的作用效果。為此，本文進(jìn)一步量化我國與各締約國簽訂稅收協(xié)定的差異化條款，引入常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)、預(yù)提所得稅稅率等變量，以檢驗(yàn)差異化的稅收協(xié)定條款對企業(yè)對外直接投資的影響效應(yīng)。

表3第（1）和（2）列的結(jié)果顯示，工程型和勞務(wù)型兩類常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的估計(jì)系數(shù)大于工程型常設(shè)機(jī)構(gòu)。常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的提高，意味著外資企業(yè)在東道國享受稅收優(yōu)惠的時(shí)間門檻延長，總體上有利于促進(jìn)我國企業(yè)對締約國進(jìn)行投資。例如，2009年俄羅斯某稅務(wù)分局認(rèn)定華為公司在俄羅斯構(gòu)成常設(shè)機(jī)構(gòu)，要求補(bǔ)繳增值稅、所得稅和滯納金等共計(jì)2000多萬美元。兩國稅務(wù)機(jī)關(guān)按照中俄稅收協(xié)定關(guān)于常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)等有關(guān)規(guī)定進(jìn)行談判，最終俄聯(lián)邦稅務(wù)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(shè)機(jī)構(gòu)通常具有工期較長的特征，比較容易被東道國判定為常設(shè)機(jī)構(gòu)，因此相較于工程型常設(shè)機(jī)構(gòu)，勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的延長更易促進(jìn)企業(yè)對外投資。稅收協(xié)定中對跨國企業(yè)在東道國面臨的股息、利息以及特許權(quán)使用費(fèi)這三類消極所得的預(yù)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(xié)定發(fā)生效力后，三種預(yù)提所得稅稅率對企業(yè)對外直接投資的影響。從回歸結(jié)果來看，三種預(yù)提所得稅稅率的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)值且顯著，這表明約定的預(yù)提所得稅稅率的增加將降低我國企業(yè)對東道國的直接投資。東道國對預(yù)提所得稅稅率的限制在一定程度上可以減少企業(yè)對外直接投資的不確定性，降低企業(yè)跨國投資面臨的稅收負(fù)擔(dān)，從而促進(jìn)兩國間的投資活動（鄧力平，2019）。

表3 不同稅收協(xié)定條款對企業(yè)對外直接投資的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換核心解釋變量。在基準(zhǔn)回歸中，本文以稅收協(xié)定的生效時(shí)間作為核心解釋變量，進(jìn)一步采用稅收協(xié)定的簽訂時(shí)間與執(zhí)行時(shí)間替代生效時(shí)間進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果報(bào)告于表4的（1）和（2）列，結(jié)果表明雙邊稅收協(xié)定的簽訂和執(zhí)行均顯著促進(jìn)我國企業(yè)對外直接投資，從而驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.替換控制變量。在基準(zhǔn)回歸中，本文采用全球治理指標(biāo)體系中話語權(quán)與問責(zé)權(quán)、政權(quán)穩(wěn)定與避免暴力、政府效率、監(jiān)管質(zhì)量、法律秩序、政府腐敗控制等六個(gè)維度指標(biāo)的算術(shù)平均值來衡量東道國的制度質(zhì)量，而在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文使用這六個(gè)維度的加權(quán)平均值作為東道國制度質(zhì)量的衡量指標(biāo)。回歸結(jié)果報(bào)告于表4的第（3）列，核心解釋變量的符號和顯著性與基準(zhǔn)回歸一致。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

雙邊直接投資額較高的兩個(gè)國家或地區(qū)對境外投資利益和投資待遇保護(hù)的需求有所增加，因此簽訂稅收協(xié)定的意愿可能更為強(qiáng)烈。這一雙向因果關(guān)系可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題的產(chǎn)生，使用固定效應(yīng)模型會導(dǎo)致估計(jì)偏誤，而系統(tǒng)GMM模型可以較好地解決內(nèi)生性問題。因此，本文采用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。表5模型（1）的結(jié)果顯示，AR（1）的p值為0.002，小于10%，殘差項(xiàng)存在一階序列相關(guān)。而AR（2）的p值為0.460，遠(yuǎn)大于0.1，這就說明殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)，表明估計(jì)結(jié)果的有效性。Sargan和Hansen檢驗(yàn)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(shè)，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(jié)果是顯著的，說明此處選用系統(tǒng)GMM模型是合適的。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，雙邊稅收協(xié)定回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸模型一致。此外，企業(yè)的對外直接投資既受到當(dāng)期因素的影響，同時(shí)也與往年數(shù)據(jù)相關(guān)。為此，本文將控制變量分別滯后一期引入差分模型，結(jié)果如模型（2）所示，雙邊稅收協(xié)定的系數(shù)依然顯著為正。在克服內(nèi)生性的情況下，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

五、機(jī)制討論與異質(zhì)性分析

（一）機(jī)制檢驗(yàn)

稅收協(xié)定的談判涉及征稅范圍、稅收管轄權(quán)以及涉稅爭端解決機(jī)制等諸多細(xì)分領(lǐng)域，可以有效降低企業(yè)境外投資所面臨的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與稅負(fù)的不確定性。東道國營商環(huán)境是影響跨國企業(yè)投資的重要因素，為進(jìn)一步驗(yàn)證稅收協(xié)定通過改善東道國營商環(huán)境，進(jìn)而吸引企業(yè)跨國投資的傳導(dǎo)機(jī)制，本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表6第（1）列的回歸結(jié)果顯示，稅收協(xié)定顯著改善了東道國營商環(huán)境。第（2）列的結(jié)果進(jìn)一步說明，東道國營商環(huán)境的改善吸引了我國企業(yè)對其投資。與表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果對比后不難發(fā)現(xiàn)，盡管系數(shù)仍在1%的水平上顯著，但對企業(yè)對外直接投資的正向影響有所降低，這表明東道國營商環(huán)境在稅收協(xié)定與企業(yè)對外直接投資中作為傳導(dǎo)機(jī)制，具有部分中介效應(yīng)，從而驗(yàn)證了假說2。

表6 基于東道國營商環(huán)境的機(jī)制檢驗(yàn)

（二）異質(zhì)性分析

1.基于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析。我國國有與民營企業(yè)在對外投資動機(jī)方面存在差異。民營企業(yè)多以市場尋求為對外投資動機(jī)，而國有企業(yè)則以戰(zhàn)略資源尋求為導(dǎo)向。國有企業(yè)對政策感知更為敏銳，并且擁有更為豐富的稅收統(tǒng)籌經(jīng)驗(yàn)與執(zhí)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(xié)定對我國不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的差異性影響，本文將企業(yè)樣本按照所有權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類進(jìn)行分樣本回歸檢驗(yàn)。表7第（1）和（2）列的結(jié)果顯示，雙邊稅收協(xié)定對我國國有企業(yè)直接投資的影響在1%的水平上顯著，而在民營企業(yè)樣本中，雙邊稅收協(xié)定的影響并不明顯。這意味著稅收協(xié)定對國有企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)效應(yīng)更為明顯。

表7 基于企業(yè)層面的異質(zhì)性分析

2.基于企業(yè)投資方式的異質(zhì)性分析。雙邊稅收協(xié)定不僅降低了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)和固定資產(chǎn)使用成本，而且促進(jìn)了東道國營商環(huán)境的改善，從而便利化了新建企業(yè)的注冊成立（Zou et al.,2018）。為考察稅收協(xié)定對我國企業(yè)投資方式的異質(zhì)性影響，本文將企業(yè)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(jié)果顯示：在跨國并購樣本組，雙邊稅收協(xié)定的回歸系數(shù)為負(fù)，但并不顯著；在綠地投資樣本組，雙邊稅收協(xié)定的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正。這表明我國企業(yè)在簽約國進(jìn)行投資方式選擇時(shí)，更傾向于采用綠地投資，也更有利于東道國新增生產(chǎn)能力和就業(yè)。

3.基于東道國是否為“一帶一路”沿線國家的異質(zhì)性分析?！耙粠б宦贰毖鼐€國家大多是新興經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中國家，企業(yè)投資面臨著多重風(fēng)險(xiǎn)和發(fā)展困境，如市場不成熟、中介服務(wù)機(jī)構(gòu)乏力、制度風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)較高等。雙邊稅收協(xié)定中的協(xié)商機(jī)制和無差別待遇條款為跨國企業(yè)維護(hù)投資權(quán)益提供了溝通渠道，而“政策溝通”更是“一帶一路”高質(zhì)量建設(shè)的重要內(nèi)容。為此，本文針對東道國是否為“一帶一路”沿線國家進(jìn)行分樣本回歸。從表8第（1）和（2）列的回歸結(jié)果可以看出，“一帶一路”沿線國家樣本組的回歸系數(shù)大于非“一帶一路”沿線國家，這表明稅收協(xié)定可以在一定程度上彌補(bǔ)東道國制度環(huán)境的不足，降低企業(yè)跨國投資的不確定性，對我國企業(yè)到“一帶一路”沿線國家投資具有更為顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

表8 基于國家層面的異質(zhì)性分析

4.由于東道國的稅負(fù)水平直接影響跨國投資企業(yè)的稅收成本，進(jìn)而影響稅收協(xié)定對跨國投資的作用效果。為此，本文以世界銀行數(shù)據(jù)庫中實(shí)際稅收占企業(yè)利潤的比例衡量東道國的稅負(fù)水平，以稅負(fù)中位數(shù)為基準(zhǔn)，將樣本劃分為高稅負(fù)國家和低稅負(fù)國家，以檢驗(yàn)東道國稅負(fù)水平的異質(zhì)性效應(yīng)。從表8第（3）和（4）列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，稅收協(xié)定的對外投資促進(jìn)效應(yīng)在低稅負(fù)東道國并不顯著，但在高稅負(fù)東道國作用明顯，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。究其原因，在高稅負(fù)東道國，稅收協(xié)定的稅收優(yōu)惠對跨國投資具有較強(qiáng)的吸引力。而在低稅負(fù)東道國，稅收協(xié)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(zhì)性分析。高收入國家通常具有較好的營商環(huán)境，稅收協(xié)定的簽訂可以增進(jìn)雙邊政府的“政策溝通”，進(jìn)而促進(jìn)我國企業(yè)對其開展投資活動（Neumayer，2005）。本文依據(jù)世界銀行的分類標(biāo)準(zhǔn)，以3896美元的人均國民收入為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本進(jìn)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(xié)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(zhì)性。從表8第（5）和（6）列檢驗(yàn)結(jié)果的比較可以看出，雙邊稅收協(xié)定可以顯著促進(jìn)我國企業(yè)在高收入東道國的投資。

六、研究結(jié)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(shù)據(jù)與國家稅務(wù)總局發(fā)布的雙邊稅收協(xié)定相匹配，運(yùn)用固定效應(yīng)模型，全方位地考察雙邊稅收協(xié)定的對外投資促進(jìn)效應(yīng)。主要結(jié)論包括：（1）雙邊稅收協(xié)定生效實(shí)施顯著促進(jìn)了我國企業(yè)對外直接投資的增長，該實(shí)證結(jié)果在考慮內(nèi)生性問題以及一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。進(jìn)一步的研究表明，在稅收協(xié)定條款中，勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)的延長以及協(xié)定稅率的降低對促進(jìn)對外直接投資發(fā)揮了顯著的作用。（2）東道國營商環(huán)境的改善是雙邊稅收協(xié)定促進(jìn)對外直接投資的有效機(jī)制，稅收協(xié)定在一定程度上彌補(bǔ)和改善了東道國營商環(huán)境的不足。（3）通過異質(zhì)性分析，從企業(yè)層面來看，雙邊稅收協(xié)定對國有企業(yè)的對外投資促進(jìn)效應(yīng)更為明顯，且主要促進(jìn)企業(yè)擴(kuò)展邊際的跨國擴(kuò)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(xié)定對我國企業(yè)對外直接投資的促進(jìn)作用在“一帶一路”沿線國家、高收入以及高稅負(fù)的東道國更為顯著。

本文的研究結(jié)論為我國在“雙循環(huán)”發(fā)展背景下，以制度性開放推動高質(zhì)量發(fā)展提供了以下政策啟示：（1）進(jìn)一步拓展所簽署雙邊稅收協(xié)定的網(wǎng)絡(luò)覆蓋范圍。目前我國與102個(gè)國家或地區(qū)的稅收協(xié)定生效實(shí)施，與全球200多個(gè)國家或地區(qū)相比，我國需要進(jìn)一步擴(kuò)展稅收協(xié)定網(wǎng)絡(luò)的廣度，充分發(fā)揮稅收協(xié)定對促進(jìn)我國對外直接投資以及優(yōu)化投資區(qū)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(wù)國內(nèi)大循環(huán)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要。（2）充分發(fā)揮雙邊稅收協(xié)定的對外投資促進(jìn)效應(yīng)。在未來雙邊稅收協(xié)定的談判、簽訂和修訂時(shí)，要充分考慮我國跨國投資企業(yè)特征以及東道國營商環(huán)境和稅負(fù)水平等差異，如適當(dāng)延長勞務(wù)型常設(shè)機(jī)構(gòu)認(rèn)定的時(shí)間標(biāo)準(zhǔn)，在高稅負(fù)東道國適當(dāng)增加稅收饒讓條款等，提高我國跨國投資企業(yè)的稅收待遇，從而更好地發(fā)揮稅收協(xié)定的投資促進(jìn)作用。（3）加強(qiáng)雙邊稅收協(xié)定相關(guān)的企業(yè)服務(wù)。目前僅有近三成的跨國投資企業(yè)享受到了稅收協(xié)定所帶來的優(yōu)惠，原因在于其對稅收協(xié)定的了解過少并且缺乏一定的全球稅務(wù)協(xié)調(diào)規(guī)劃能力（陳展等，2017）。為此，我國稅務(wù)機(jī)構(gòu)要加強(qiáng)稅收協(xié)定的解讀，提高政策普及度，引導(dǎo)我國跨國企業(yè)制定合理的投資戰(zhàn)略，選擇合適的投資區(qū)域和投資方式，切實(shí)保障企業(yè)能夠了解和享受到稅收協(xié)定所帶來的優(yōu)惠。（4）積極參與重塑國際稅收規(guī)則的全球稅收合作。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，跨國企業(yè)的資產(chǎn)形態(tài)經(jīng)歷從實(shí)體資產(chǎn)到無形資產(chǎn)乃至數(shù)字資產(chǎn)的發(fā)展歷程，這對國際稅收規(guī)則帶來了一定的挑戰(zhàn)。為此，我國要為構(gòu)建適應(yīng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)等新經(jīng)濟(jì)發(fā)展的國際稅收協(xié)定貢獻(xiàn)中國方案，以推動跨國資本更加合規(guī)有序地流動。