本站原创摘 要：基于1983—2009年我国接受外商直接投资实际金额与我国的财政税收收入数据,构建时间序列模型,对我国的外商直接投资与税收收入的关系进行了协整分析,建立误差修正模型,在此基础上分析Granger因果关系.得出外商直接投资与我国税收收入存在协整关系,在长期内存在长期稳定的动态均衡关系,且在短期内外商直接投资是我国财政税收变化的Granger原因.
关 键 词 ：外商直接投资；税收；协整分析；VEC模型
中图分类号：F832.6；F124 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）35-0100-02
引言
随着全球化进程的加快,我国的经济发展日益国际化,外商在我国的直接投资达到了空前的规模.与此同时,我国的税收收入也不断增加.现有的对于税收与FDI关系的研究一直停留在税收优惠对外商直接投资流入的激励作用上,忽视了税收投入带来的经济效应所引起的外商直接投资增长.考察税收对外资到底具有多大的吸引力,以及外资对我国税收有何贡献,成了我们迫切需要解决的问题.通过对税收与外商直接投资关系的经济分析,能够为今后在各种外部条件发生变化的情况下,如何更好地推动利用外资提供一定的借鉴.
本文运用协整分析、误差修正模型以及Granger因果关系,对我国1983—2009年外商直接投资实际金额与我国的财政税收收入进行研究,从根本上分析税收收入与FDI的长短期关系.
一、文献综述
(一)税收政策与FDI关系的分析综述
国内外学者关于税收与FDI的关系研究,多着重于税收的激励性政策与FDI的分析.就税收政策对FDI的效应分析大体也分为具有“有效性”和具有“非效率性”两种观点.
一些学者认为,税收激励政策对FDI是非有效率的.Jack M.Minz,Thomas Tsiopoulos （1992）在对中欧和东欧转型经济国家的FDI优惠政策研究后发现,税收优惠并不是吸引外国直接投资的有效方法.Aharoni（1966）对美国制造业公司对外投资方式进行了调查.结果显示,东道国政府的税收减让并没有影响外国公司的投资决定,所得税减免对外资的刺激很微弱.国内学者何永江 （1996）从理论上对外资优惠政策所带来的一系列负面作用进行了分析,并论证了取消外资优惠政策不会影响外商对我国的投资.郭培莉、王海勇（2006）,通过三方面的分析来论证内外资企业所得税合并后税负的提高不会影响FDI进入的规模和速度.薛睿、李翠华、王如渊 （2006）通过分析我国现行税收政策对FDI的影响,认为如果仅靠税收优惠政策,我国很难在对FDI的竞争中继续占据有利的地位.
一些学者认为,税收激励政策对FDI是有效率的.Head、Ries、Swenson （1999）通过研究1980—1992年日本在美国的投资,检验投资鼓励政策对制造业外资的吸引效果.研究结果显示,贸易区、低税率等优惠政策的提供,对投资的区位选择有显著的效果.Buettner&Ruf（2007）通过使用公司层面的面板数据,分析了税收对德国FDI区位选择的影响,指出税收激励措施对FDI区位选择具有重要影响.李宗卉、鲁明泓（2004）运用面板模型分析不同种类的税收优惠政策对我国外商直接投资的影响,指出税收优惠政策不仅对增加外商直接投资具有显著的正效应,而且是影响外商直接投资在我国区位分布的重要因素.李永友、沈荣坤（2008）通过实证研究认为,税收政策是我国东中西部地区吸引外商直接投资的重要策略,特别是在我国经济不发达的地区以及引进外商直接投资的初期阶段,优惠的税价是增加区域FDI流入的主要手段之一.
(二)税收收入与FDI的关系综述
国内外关于税收收入与FDI关系的研究并不多.Gropp&Kostial（2000）在研究OECD国家1988—1997年的数据时,指出税率每上升10%,将减少0.3%的FDI流入同时增加0.2%的FDI流出.Foley&Hines（2004）通过分析美国跨国公司分支机构的数据,实证研究了非收入税即间接税对FDI的影响,指出地方间接税率每提高10个百分点,国外分支机构的资产减少7.1个百分点,产出下降2.9个百分点.张华（2007）用IS-LM模型的分析框架对外商直接投资和税收收入相互关系进行理论分析,发现外商直接投资流入与税收收入的增长之间形成相互促进的良性循环.张庆君、孙雅静（2008）用相关性分析、变参数模型、向量自回归模型研究了1993—2006年的相关统计数据,分析外商直接投资对我国涉外税收的影响,发现外商直接投资对我国涉外税收发挥了显著的作用,无论在短期还是长期内,外商直接投资都促进了外商投资企业所得税、关税和其他税收的增长.
二、理论与实证分析
本文选取1983—2009年外商直接投资实用金额FDI以及税收收入T作为样本.数据来自《中国统计年鉴2010》.由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象,因此,将FDI和T取自然对数,记为LNFDI和LNT.由于本文各变量的时间序列可能具有非平稳性,因此,我们先对各变量进行单位根平稳性检验,若为非平稳,我们将采用协整检验分析各变量之间的关系并建立误差修正模型.最后对变量之间的关系进行因果分析.
(一)单位根检验
为了保证模型的有效性,首先应用Dicker-Fuller 标准的单位根检验（ADF）对外商直接投资序列（LNFDI）、财政教育支出序列（LNT）、LNFDI的一阶差分序列（△LNFDI）和（LNT）的一阶差分序列（△LNT）的稳定性进行检验.检验结果发现时间序列FDI是不平稳,但其一阶差分在 5% 的置信水平下是平稳的,为1阶单整 I（1）；时间序列T也是不平稳的,其一阶差分在 1% 的置信水平下是平稳的,为 1 阶单整 I（1）.FDI和T都是一阶非平稳序列（同阶）,满足协整分析的条件,因此,我们可以进一步利用协整分析方法分析它们之间的动态关系. （二）协整检验并建立误差修正模型
由于本文所取样本较小,因此,本文采用基于VAR模型的Johansen协整检验法来检验变量的协整性.
1.VAR 模型的确定
Johansen检验基于 VAR 模型进行.VAR 模型采用了多方程联立的形式,在模型的每一个方程中,内生变量对模型的全部内生变量的滞后值进行回归,从而估计出全部内生变量的动态关系.对 VAR（q） 模型来说,在建立模型过程中首先要确定最为合适的滞后期 q,为了选择最为合适的 q 值,本文根据 F P E （最终预测误差） 和 H Q（Hannan-Quinn）信息准则来进行判断,最终选择 q等于2,此一选择也是出于样本量大小的考虑.所以,本文选择建立 VAR（3）模型.运用EVIEWS 6.0可以得到以下结果：
LNFDI等于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等于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协整检验分析
协整检验模型实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型.本文从五种不同的结果分别做检验,发现选择数据空间没有确定性,协整方程有截距项无趋势时协整方程最佳.在这种情况下,Johansen协整检验结果的迹检验结果显示在5%的置信水平下,模型存在一个协整方程.于是我们可以进一步考虑建立起将它们的短期波动与长期均衡联系起来的向量误差修正模型来做进一步的研究.
3.VEC 模型的确定和分析
因为VAR模型的最优滞后期为3,我们选择最佳VECM滞后项2.利用 EViews6.0 计算 VECM 模型,由协整关系,我们可以得出VECM（-1）等于LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849的误差修正项.即在其他条件不变的情况下,外商直接投资每增加1%,对应我国财政税收增加8.1%.
VEC模型结果
AIC等于-3.05,SC等于-2.41
上表第一列修正项系数分别为-0.004 663和-0.002 551,均为负值,说明偏离值自长期内能够达到均衡,符合理论实际.因此,根据VEC模型结果我们可以得到误差修正模型：
D（LNT）等于 -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）等于-0.002551*VECM-1-0.199928*D（LNT（-1））-
0.012128D（LNT（-2））+0.798269D（LNFDI（-1））-0.294150*D（LNFDI（-2））
其中,误差修正项VECM（-1）等于LNT（-1）-8.111675*LNFDI（-1） +0.836849.上述两个方程的检验表明,残差序列满足正态分布,且无自相关性,从而验证了 VEC模型的有效性.同时 AIC 和 SC 值相当小,分别为-3.05和-2.41,说明模型整体解释力较强.
上述表达式中的 VECM 项是向量误差修正模型的核心部分,它表示对变量长期均衡关系在短期内的偏离可以起到调节作用.而它前面的系数估计值则反映了两个序列受到短期冲击后向长期均衡值调节的速度,其绝对值越大,则调节的速度越快.可以看到,T和 FDI的协整项对 D（LNT）的调整作用稍大.
(三) Granger 因果检验
基于 VECM 的 Granger 因果检验不仅可以考察变量间的短期因果关系,而且可以体现变量间由协整关系所形成的长期因果关系.本文采用的方法是 Wald- Granger 检验法,对建立的 VECM 模型中估计出的系数的显著性进行联合检验,来判断各变量长短期因果关系的方向.得到的检验结果为：在5%的置信水平下,FDI与财政税收之间存在短期的单向因果关系,即FDI是T变化的Granger 原因,但T不是FDI变化的Granger原因.
三、结论与建议
(一)有关结论
根据VEC模型的结果,我们可以得出这样一个结论：外商直接投资在长期内对我国税收的增长起到了积极的作用,同时税收的增加在长期内也为我国外商直接投资的增加提供了动力.根据基于VEC模型上的Granger因果关系检验,在短期内增加外商投资可以有效促进我国财政税收的增加.
(二)政策建议
1.积极引进外资.由于外商直接投资不管是在短期还是长期内都促使我国税收增加,在一定程度上刺激了我国经济的发展,因此,我们应该仍然坚持加大开放力度,继续贯彻招商引资政策,吸引那些管理成熟的优质外商直接投资的加入.这就要求我们不断地改善外资投资环境,积极拓宽外商的投资渠道.精简外商投资审批程序,完善外商投资有关法律体系,积极发挥好国家级经济开放区和产业聚集园区的作用,鼓励外资投向高新技术、节能环保、现代服务业等领域和中西部地区,大力发展服务外包,进一步提升我国引进外资的结构效益和技术效益,促进我国国内生产要素的优化,以进一步带动国内投资的发展,形成可持续发展的良性循环.
2.完善税收体制.由于税收收入在长期内也对外商直接投资起到了一定的动力作用,因此,我们应该坚持税收的多元化,完善我国税收监管体制,加强税收的征管.同时,要保证税收收入合理有效利用,积极改善基础设施建设,加大教育投入,提高居民收入水平.继续做好税费改革工作,在总体上适当减轻企业和居民的负担,进一步激发企业和居民的投资和消费.发展税率的多元化,完善税收政策,明确税收法律责任对于维护市场稳定、保障税收收入有效增长有着重要的作用.