稅收優(yōu)惠指數(shù)、稅收協(xié)定視角下對外直接投資影響因素研究

肖葉

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稅收優(yōu)惠指數(shù)、稅收協(xié)定視角下對外直接投資影響因素研究

肖葉

摘要：通過構(gòu)造多元線性回歸模型與誤差修正模型（ECM），采用1986—2014年的樣本數(shù)據(jù),在稅收優(yōu)惠指數(shù)、稅收協(xié)定視角下對我國對外直接投資的影響因素進行實證研究。結(jié)果表明：稅收優(yōu)惠指數(shù)對促進對外直接投資的效果不明顯，而對稅收協(xié)定、經(jīng)濟增長率、利率則具有較大的正向促進作用，對匯率具有反向促進作用。協(xié)整檢驗與格蘭杰因果檢驗表明：除稅收優(yōu)惠指數(shù)外，各變量之間存在長期均衡關(guān)系且均為引起對外直接投資增長的格蘭杰原因。誤差修正模型結(jié)果表明：各個變量之間的長期均衡對短期波動的調(diào)節(jié)力度較大、對短期波動的影響較明顯。

關(guān)鍵詞：對外直接投資；稅收協(xié)定；稅收優(yōu)惠指數(shù)

改革開放30多年來，我國對外開放的主旋律由單一的“引進來”逐步過渡到“引進來”與“走出去”并重，外資政策走過了從單純吸引外國直接投資（FDI）到吸引FDI與鼓勵海外直接投資（ODI）并重的發(fā)展歷程。利用國際、國內(nèi)2個市場的資源，加快了我國企業(yè)“走出去”的步伐，進一步拓展了國民經(jīng)濟發(fā)展的空間。黨的十七大指出，要堅持對外開放的基本國策，把“引進來”和“走出去”更好地結(jié)合起來。十八大再次明確指出加快“走出去”的步伐，增強企業(yè)國際化經(jīng)營能力，培育一批世界水平的跨國公司。隨著企業(yè)“走出去”步伐的加快，與之相關(guān)的稅收協(xié)定的簽訂數(shù)量也迅猛增加。截止到2014年，我國已經(jīng)正式對外簽訂了105個避免雙重征稅的稅收協(xié)定。這一方面體現(xiàn)出“走出去”的企業(yè)數(shù)量增加，另一方面也反映出國家的稅收扶持力度正在逐步加大。特別是近兩年“一帶一路”國家發(fā)展戰(zhàn)略和“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃的提出，為企業(yè)“走出去”搭建了一個良好的發(fā)展平臺。截止到2014年，我國非金融類企業(yè)對外直接投資首次突破了1 000億美元大關(guān)，達到了1 029億美元，同比增長14.1%。由此可見，中國“走出去”企業(yè)的崛起已經(jīng)成為不可避免的趨勢。在企業(yè)對外直接投資的過程中，稅收政策對引領(lǐng)投資方向與調(diào)節(jié)經(jīng)濟走勢有著重要作用。因此，它成為世界各國政府支持“走出去”企業(yè)的重要政策工具。那么，在國家大力實施“走出去”戰(zhàn)略的同時，稅收政策在支持企業(yè)“走出去”的過程中發(fā)揮了多大的作用？是否能真正促進企業(yè)對外直接投資的增長？影響程度如何？這些都是筆者研究的目的所在。

一、文獻綜述

稅收政策如何對對外直接投資產(chǎn)生影響一直是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界一個重要的研究課題。目前，國內(nèi)外研究主要集中在以下幾個方面：首先，在理論分析方面，D.V.Kandpal等人指出稅收激勵政策對印度經(jīng)濟起著至關(guān)重要的作用，并作為吸引外國投資者進行投資的手段之一［1］。K.L.Tuomi則認為相比稅收激勵政策，東道國的投資環(huán)境更加重要［2］。J.P.Engel以改革開放與分稅制改革為切入口，指出以出口為導(dǎo)向的稅收政策有助于企業(yè)對外直接投資進而促進國內(nèi)貿(mào)易平衡，以提高科技水平為導(dǎo)向的稅收政策有助于提高中國的科技水平［3］。其次，在實證研究方面，P.Egger等人通過對OECD國家1991—2002年有效稅率占有效稅收方面的比例估計，發(fā)現(xiàn)對外直接投資與東道國的稅收負擔(dān)有正向關(guān)系［4］。L.T.Minh以越南為例，通過分析發(fā)現(xiàn)稅收激勵政策對促進對外直接投資有積極影響，但是不能改變投資者的邊際行為［5］。N.H.Cung等人同樣以越南為例，通過實證分析發(fā)現(xiàn)，稅負是投資者是否對該國進行投資的主要因素之一，單位勞動力成本以及通貨膨脹率也是投資者重點考慮的因素［6］。F.Weyzig則以荷蘭為研究對象，通過回歸分析證實稅收協(xié)定的簽訂對荷蘭的對外直接投資起著關(guān)鍵的作用，稅收協(xié)定對對外投資的影響很大程度上還取決于股息的變化以及稅率的高低［7］。J.Guo通過實證分析發(fā)現(xiàn)稅收與對外直接投資兩者為負向相關(guān)關(guān)系，同時指出對外開放越早在競爭中越有利［8］。

國內(nèi)研究方面，張京萍等人對世界上幾個主要的資本輸出國進行總結(jié)發(fā)現(xiàn)：建立完善的稅收抵免制度與導(dǎo)向明確、方式多樣的稅收優(yōu)惠體系以及加強國際稅收協(xié)調(diào)與合作對我國對外投資具有推動作用［9］。蘭麗娟則通過對美國對外直接投資的成功經(jīng)驗分析后指出：目前國內(nèi)對外直接投資在區(qū)位、產(chǎn)業(yè)分布及政府職能方面存在問題［10］。邱立成等人通過構(gòu)造計量模型發(fā)現(xiàn)，資源需求、工資與對外直接投資呈正相關(guān)關(guān)系，與出口成負向相關(guān)關(guān)系［11］。李春根等人指出：雖然“走出去”戰(zhàn)略取得了一定成效，但稅收優(yōu)惠政策的導(dǎo)向性、稅收抵免規(guī)定以及稅收服務(wù)方面仍然處于滯后狀態(tài)，并沒有形成系統(tǒng)的稅收政策扶持體系［12］。尹音頻等人在對稅收激勵政策進行效應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，提出了優(yōu)化稅收激勵政策的路徑措施［13］。李雪暉在總結(jié)現(xiàn)行對外直接投資所得稅存在的缺陷基礎(chǔ)上，提出了相關(guān)的政策建議［14］。王金城等人指出目前稅收抵免政策的不足，建議稅收抵免制度的完善應(yīng)與促進對外直接投資的目標保持一致［15］。陳志勇等人采用實證分析方法研究發(fā)現(xiàn)，稅收激勵政策對促進對外直接投資提供了有利條件［16］。李宗卉等人通過比較實行不同稅收抵免制的美國與其他西方發(fā)達國家在華直接投資，發(fā)現(xiàn)美國的抵免制度并未阻礙投資者在華投資的熱情［17］。王珍義指出稅收激勵政策存在的缺陷阻礙了我國對外投資，有必要對稅收激勵政策進行完善［18］。

綜上所述，目前國內(nèi)研究文獻主要存在兩方面局限。第一，國內(nèi)文獻以理論和規(guī)范分析為主，側(cè)重于政策本身的合理性研究，而從稅收優(yōu)惠政策視角對我國對外直接投資進行實證分析的研究尚不多見。第二，國外文獻主要從稅收激勵政策、稅負以及稅收協(xié)定等單一視角探討與對外投資之間的相關(guān)關(guān)系，在企業(yè)對外直接投資的影響因素方面存在不同的結(jié)論?；诖耍P者采用實證分析方法，以本國企業(yè)對外直接投資作為研究對象建立計量模型，從稅收優(yōu)惠政策視角①探討我國企業(yè)對外直接投資的稅收效應(yīng)，考察稅收優(yōu)惠政策對我國企業(yè)對外直接投資的影響。

二、模型構(gòu)建

（一）指標選取與基本假設(shè)

本次研究的被解釋變量為對外直接投資凈額②?？紤]到稅收優(yōu)惠指數(shù)越大企業(yè)的稅負越輕，稅收協(xié)定的簽訂能有效避免雙重征稅，本次研究選取稅收優(yōu)惠指數(shù)與稅收協(xié)定簽訂數(shù)作為解釋變量。此外根據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)理論，投資與一國經(jīng)濟發(fā)展水平以及利率、匯率有密切的關(guān)系，因此選擇經(jīng)濟增長率③、利率、匯率作為其他解釋變量。構(gòu)建模型之前，先假定以下幾個基本假設(shè)條件：

1.在與稅收優(yōu)惠政策有關(guān)的變量中，為了簡化模型，僅考慮2個變量：稅收優(yōu)惠指數(shù)④與稅收協(xié)定簽訂數(shù)⑤。其中稅收優(yōu)惠指數(shù)僅考慮稅收直接抵免等優(yōu)惠方式，不包括通過簽訂稅收協(xié)定帶來的間接優(yōu)惠。

2.根據(jù)國內(nèi)企業(yè)的實際情況，我們假定企業(yè)的融資基本上來自國內(nèi)融資機構(gòu)，因此本次研究的利率為國內(nèi)金融機構(gòu)貸款利率，不考慮國外利率，從而簡化模型。

3.由于經(jīng)濟政策具有時滯效應(yīng)，因此假定經(jīng)濟政策從實施到效應(yīng)顯現(xiàn)需要一段時間。

（二）模型構(gòu)建

由于匯率、利率受貨幣政策的影響，稅收協(xié)定、稅收優(yōu)惠受財政政策的影響，而且充分考慮到經(jīng)濟政策的時滯效應(yīng)與企業(yè)投入—產(chǎn)出需要一定的時間，因此所有解釋變量均設(shè)定為滯后1期。為了消除或降低時間序列的異方差，對模型兩端取對數(shù)，構(gòu)建如下計量模型：

式中：t=1，2，3，…，n；dwtz表示對外直接投資額；jjzzl表示經(jīng)濟增長率；ssxd表示稅收優(yōu)惠指數(shù)；hl表示匯率；rate表示利率；εt為白噪聲；C1、C2、C3、C4、C5、C6均為常數(shù)。

如果各時間序列均為一階單整序列，且它們的線性組合為平穩(wěn)序列，則可以構(gòu)造誤差修正模型。為了消除和減小誤差修正模型的異方差性，對模型兩端的數(shù)據(jù)取對數(shù)：

式中：t=1，2，3，…，n；其他變量表示的含義與計量模型相同；△為變量的差分；（ecm）t-1為誤差修正項；C7為誤差修正項系數(shù)，一般情況下C7<0。

三、實證檢驗結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)收集說明

本次研究涉及的變量和數(shù)據(jù)資料主要包括當期對外直接投資額、前期的經(jīng)濟增長率、前期稅收協(xié)定簽訂數(shù)、前期稅收優(yōu)惠指數(shù)、前期匯率以及前期利率。其中，對外直接投資額、經(jīng)濟增長率、匯率、利率相關(guān)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，稅收協(xié)定簽訂數(shù)據(jù)來自國家稅務(wù)總局網(wǎng)站，稅收優(yōu)惠指數(shù)數(shù)據(jù)經(jīng)換算而成。經(jīng)換算發(fā)現(xiàn)，從第1個稅收協(xié)定的簽訂到鄧小平南巡鼓勵對外直接投資，即1986—1992年時段的稅收優(yōu)惠程度降低，取值為0；從首次出現(xiàn)稅收抵免到首次提出“走出去”戰(zhàn)略，即1993—2001年時段的稅收優(yōu)惠程度中等，取值為1；2001—2014年全面實施“走出去”戰(zhàn)略，稅收優(yōu)惠程度較以往年度逐步提高，取值為2。

（二）實證結(jié)果分析

根據(jù)公布的數(shù)據(jù)進行整理，選取1986—2014年共29年的樣本數(shù)據(jù)，利用EVIEWS7.0軟件對模型進行回歸，結(jié)果如表1所示。

表1方程回歸結(jié)果（一）

判決系數(shù)R2的值為0.931 583，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為40.848 76，D-W=2.207 018。根據(jù)上述回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：在5%的顯著水平下，ln（sszs）的概率值為0.829 7，說明該變量不顯著；此外，常數(shù)項不顯著，其他變量的概率值均小于0.05，說明顯著性較高。在5%的顯著水平下，自由度為（5，22）⑥的F統(tǒng)計量的臨界值為2.66，結(jié)果顯示F值遠大于該值，說明方程整體顯著性較高；R2的值為0.931 583，說明方程的擬合效果較好；從各變量的系數(shù)符號來看，sszs的系數(shù)為負值，和預(yù)期的結(jié)果符號相反，其余變量的符號與預(yù)期相同；D-W=2.207 018，基本不存在序列自相關(guān)。

1.多重共線性檢驗

由于變量sszs未通過T檢驗，而且符號的經(jīng)濟意義也不合理，初步判斷解釋變量之間存在多重共線性，因此對變量進行相關(guān)性分析，結(jié)果如表2所示：

結(jié)果顯示，有些變量之間的相關(guān)度較高，相對系數(shù)的值較大，說明存在多重共線性的情況。為了消除多重共線性，利用EVIEWS7.0向前篩選法對變量進行篩選，采用逐步回歸的方法最終篩選具有高度線性相關(guān)性的ln（jjzzl）、ln（rate）、ln（hl）進入方程，剔除ln（sszs）變量，說明稅收優(yōu)惠指數(shù)帶來的優(yōu)惠力度很小，促進對外直接投資的效應(yīng)不明顯。根據(jù)篩選結(jié)果重新進行回歸，為了消除或降低自相關(guān)性，加入一階自回歸項AR（1），此時回歸模型變?yōu)椋?/p>

表2變量相關(guān)性檢驗

回歸結(jié)果如表3所示。

表3方程回歸結(jié)果（二）

判決系數(shù)R2的值為0.917 932，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為46.976 91，相應(yīng)的概率值非常低，方程的整體顯著性很高；D-W=2.174 119，基本不存在自相關(guān)。在1%的顯著水平下，各變量均通過t檢驗。較之前的回歸結(jié)果可以看出，判決系數(shù)與D-W值基本保持不變，F(xiàn)統(tǒng)計量的值變大說明方程的整體顯著性提高，多重共線性消除。

2.單位根檢驗與協(xié)整檢驗

為了判定變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，避免“偽回歸”的出現(xiàn)，對序列進行單位根檢驗與協(xié)整檢驗。

（1）單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表4所示。

表中△為變量的一階差分，從ADF檢驗可以看出對取對數(shù)后的各序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果均大于臨界值，說明存在單位根，各序列為非平穩(wěn)序列。對各序列的一階差分進行單位根檢驗，結(jié)果均小于臨界值，說明一階差分后各序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列。

（2）協(xié)整檢驗。根據(jù)單位根檢驗結(jié)果，各對數(shù)序列均為一階單整變量。為了判斷是否真正存在協(xié)整關(guān)系，對模型進行估計，得到模型估計結(jié)果如下：

表4單位根檢驗

R2的值為0.917 932，R的值為0.898 392，F(xiàn)的值為46.976 91，SE的值為0.542 726，D-W=2.174 119。方程中各項指標均通過了T檢驗，D-W=2.174 119，基本不存在自相關(guān)問題；判決系數(shù)R2的值為0.917 932，擬合程度較好；回歸標準差SE=0.542 726，估計值優(yōu)良。初步認為ln（dwtz）t、ln（ssxd）t-1、ln（rate）t-1、ln（hl）t-1、 ln（jjzzl）t-1之間存在長期均衡關(guān)系。對殘差序列進行單位根檢驗，ADF檢驗的結(jié)果為-5.366 750，小于顯著水平1%下的臨界值-3.711 457，殘差序列為平穩(wěn)序列。因此，5個變量之間的協(xié)整關(guān)系成立。

3.Granger因果關(guān)系檢驗

將解釋變量ln（dwtz）依次與被解釋變量ln（jjzzl）、ln（ssxd）、ln（rate）、ln（hl）進行Granger因果檢驗。檢驗結(jié)果顯示：在滯后2階，10%的顯著水平下，ln（jjzzl）是引起ln（dwtz）變化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（jjzzl）變化的Granger原因；在滯后階數(shù)為4階，5%的顯著水平下，ln（rate）是引起ln（dwtz）變化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（rate）變化的Granger原因；在滯后7階，10%的顯著水平下，ln（ssxd）是引起ln（dwtz）變化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（ssxd）變化的Granger原因；在滯后4階，5%的顯著水平下，ln（hl）是引起ln（dwtz）變化的Granger原因，ln（dwtz）不是引起ln（hl）變化的Granger原因。檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 Granger因果檢驗

4.誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）是將長期均衡與短期均衡結(jié)合在一起，用于分析當變量長期均衡發(fā)生變化時，變量如何通過誤差修正模型重新回到均衡狀態(tài)。協(xié)整分析表明變量之間存在長期均衡關(guān)系，但由于受隨機因素影響，變量會偏離長期均衡狀態(tài)，而現(xiàn)實中的某種經(jīng)濟力量總會將其拉回均衡狀態(tài)。本次研究利用Eviews7.0軟件對誤差修正模型進行估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)方程的常數(shù)項不顯著，去掉常數(shù)項重新估計，結(jié)果如下：

D-W=1.987 315，不存在自相關(guān)；回歸標準差SE= 0.487 342，估計值優(yōu)良；各個解釋變量的T檢驗值都很顯著。因此上述方程反映了各變量之間長期均衡對短期波動的調(diào)節(jié)力度。誤差修正系數(shù)為-1.054 0，說明長期均衡對短期波動的影響較明顯。

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

從實證分析的結(jié)果來看，稅收優(yōu)惠指數(shù)（sszs）沒有通過T檢驗，表明稅收優(yōu)惠指數(shù)對我國企業(yè)對外直接投資的影響不顯著，說明雖然目前的稅收優(yōu)惠力度較以往有加大，但仍然對企業(yè)直接對外投資的稅收優(yōu)惠力度不夠，企業(yè)享受到的稅收優(yōu)惠政策有限或者政策執(zhí)行力度不夠。從回歸方程的結(jié)果可以看出：第一，ln（jjzzl）的回歸系數(shù)為1.860 4，一方面說明兩者呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟增長率增長1%將帶動企業(yè)對外投資額增長1.860 4%，另一方面說明經(jīng)濟增長率的提高能促進企業(yè)對外直接投資增加。第二，ln （ssxd）的回歸系數(shù)為3.147 9，說明稅收協(xié)定的簽訂對企業(yè)對外直接投資具有正向影響且影響較為顯著，稅收協(xié)定數(shù)增長1%將會帶動企業(yè)對外投資增長3.147 9%，表明稅收協(xié)定能有效發(fā)揮避免雙重征稅的作用。第三，ln（rate）的回歸系數(shù)為1.105 9，一是說明利率與對外直接投資兩者為正向相關(guān)關(guān)系，利率提高1%將會帶動企業(yè)對外投資增長1.105 9%，二是企業(yè)來自國外貸款規(guī)模超過國內(nèi)貸款，國內(nèi)利率的提高可以促進企業(yè)加快對外投資的步伐。第四，ln（hl）的回歸系數(shù)為-2.911 9，說明匯率與對外直接投資兩者為負向相關(guān)關(guān)系，匯率提高1%將會使對外投資總量降低2.911 9%，說明匯率的提高引起的人民幣貶值的確會阻礙企業(yè)對外直接投資；第五，從誤差修正模型來看，誤差修正系數(shù)為-1.054 0，符合反向修正機制，表明上一年的非均衡誤差以1.054 0%的比率對本年度的被解釋變量進行反向修正。因此，外部因素對均衡狀態(tài)造成的影響只能是短暫性的波動，這種波動在后期總會得到修正。

（二）啟示

本次研究基于稅收視角來分析對外直接投資的宏觀影響因素，從稅收政策的角度得出如下幾點啟示：

1.逐步加大稅收優(yōu)惠力度

主要表現(xiàn)為加大稅收抵免范圍。首先，應(yīng)當簡化稅收抵免限額的計算，從當前“走出去”企業(yè)的情況來看，當前采取的分國抵免法被綜合限額抵免法取代，使企業(yè)的盈余與虧損可以相互彌補。其次，從加快實施“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略的需要出發(fā)，適時考慮采取免稅法。采取免稅法對投資于“一帶一路”范圍國家或地區(qū)內(nèi)的企業(yè)，不僅可以解決抵免法下難以確定結(jié)轉(zhuǎn)抵免額、抵免限額、核算境外所得納稅額等問題，而且在一定程度上可以降低企業(yè)的納稅成本和稅務(wù)部門的征稅成本。最后，積極探索與“互聯(lián)網(wǎng)+產(chǎn)業(yè)”發(fā)展相適應(yīng)的稅收抵免制度。

2.繼續(xù)加強稅收協(xié)定的簽訂與談判

我國應(yīng)在兼顧與東道國共同利益的基礎(chǔ)上，不僅要不斷擴大稅收協(xié)定簽訂與談判的范圍（包括國家和行業(yè)），而且要提高簽訂與談判的質(zhì)量。尤其是，與對外投資聚集度較高的亞洲、歐洲、非洲國家要加快簽署稅收協(xié)定。與此同時，我國應(yīng)對已經(jīng)簽訂的協(xié)定解釋文件進行更新，使之努力適應(yīng)國內(nèi)外投資環(huán)境的變化。這樣，一方面可以取得國際上的認可，另一方面有利于鼓勵我國企業(yè)掌握“走出去”的政策及優(yōu)惠條件。

3.進一步規(guī)范稅收饒讓制度

稅收鐃讓條款中針對稅收饒讓的比率應(yīng)該加以明確規(guī)定。針對濫用稅收條款的問題，雙方國家可以通過協(xié)商確定固定的稅收饒讓抵免比率或者浮動范圍；稅收鐃讓條款應(yīng)合理規(guī)定其條款的適用期限和條件。另外，為了使納稅人能夠盡可能充分地享受現(xiàn)有的優(yōu)惠規(guī)定，可以考慮在稅收鐃讓條款中補充稅種無差別的規(guī)定。

4.實行稅收延付制度

稅收延付是一種間接的稅收優(yōu)惠政策，主要針對的是企業(yè)對外投資所得未匯回境內(nèi)之前，允許此境外所得在所在國暫時不征稅，相當于在所在國取得一筆無息貸款。實行稅收延付制度不僅不會減少國家的稅收收入，而且有利于企業(yè)的資金周轉(zhuǎn)，減少經(jīng)營成本和籌資成本，抓住投資機會，創(chuàng)造更大價值。同時，在實施延遲納稅制度后，相應(yīng)的反避稅法規(guī)也應(yīng)逐步完善，以防止企業(yè)將利潤轉(zhuǎn)移并積累在避稅地，利用延期納稅的優(yōu)惠從事避稅活動。

注釋：

①稅收優(yōu)惠政策包括稅收優(yōu)惠指數(shù)與稅收協(xié)定2個指標。

②由于流量更能體現(xiàn)對外投資的變動情況，因此本次研究選取流量指標作為被解釋變量。

③本次研究經(jīng)濟增長率用國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率表示。

④稅收優(yōu)惠指數(shù)表示稅收直接優(yōu)惠程度的大小，包括稅收直接抵免等直接免稅方式。“0”表示優(yōu)惠程度較輕，“1”表示優(yōu)惠程度中等，“2”表示優(yōu)惠程度較高。

⑤稅收協(xié)定簽訂數(shù)表示間接稅收優(yōu)惠程度的大小，包括稅收饒讓等間接稅收優(yōu)惠方式。其中，稅收協(xié)定簽訂數(shù)目越多，優(yōu)惠程度越大，反之則越低。

⑥括號內(nèi)第1個數(shù)表示分子自由度，第2個數(shù)表示分母自由度。分子自由度是自變量的個數(shù)，記為k；分母自由度為n-k-1，n為樣本個數(shù)。

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（編輯：唐龍）

中圖分類號：F830.59

文獻標識碼：A

文章編號：1673-1999（2016）05-0029-05

作者簡介：肖葉（1991-），男，重慶工商大學(xué)（重慶400067）財政金融學(xué)院2014級碩士研究生，研究方向為財政、稅收理論與政策。

收稿日期：2016-03-29