Wijeweera (2007), Sato (2012), phân tích sự khác biệt trong ảnh hưởng khác nhau của các loại thuế suất TNDN tác động đến FDI, là do thuế suất luật định rõ ràng dường như có tính chu kỳ và ước tính dễ dàng nên có tác động tức thời và nhạy cảm đối với nhà đầu tư. Trong khi đó, thuế suất hiệu quả cung cấp một cách chính xác hơn đo lường gánh nặng thuế thật sự, phản ánh chính xác các ưu đãi thuế và miễn giảm thuế đối với nhà đầu tư. Do đó, thuế suất theo luật định ảnh hưởng đến FDI mạnh mẽ hơn đối với biện pháp thuế hiệu quả. Kết quả của luận án cũng phản ánh rõ điều này qua hệ số tác động của thuế suất luật định đến FDI của các quốc gia đang phát triển là -3,927, cao hơn hệ số tác động của thuế suất hiệu quả là -0,378.
Ngược lại, luận án cho kết quả về số thu thuế được đại diện bởi tỷ trọng thuế TNDN/GDP tác động tích cực đến FDI, và không đúng như giả thuyết 1 ban đầu của luận án. Tuy nhiên, kết quả này tương đồng với nghiên cứu của Devereux &ctg (2004) cho rằng khi thu hút FDI, số thu thuế có thể vẫn tăng vì các biện pháp mở rộng cơ sỏ thuế. Việc tăng nguồn thu thuế trong giai đoạn 2009-2019 thậm chí có thể làm tăng dòng vốn FDI vào các quốc gia đang phát triển, vì đây là thời gian hầu hết các quốc gia đã áp dụng nhiều biện pháp ưu đãi như miễn, giảm thuế sau một thời gian dài, nên các nhà đầu tư đã hưởng nhiều lợi thế, đã tăng năng suất và tài sản đầu tư, nên ít quan tâm đến việc rời đi (Bond & Samuelson, 1986). Ngoài ra, kết quả luận án cũng tương đồng với giải thích của Clausing (2007) giải thích trong trường hợp các quốc gia có vốn FDI cao, theo lý thuyết đường cong Lafer, giữa thuế suất và số thu thuế sẽ có mối quan hệ parabol dốc hơn, nghĩa là, số thu thuế tăng nhiều hơn khi thuế suất thuế TNDN giảm. Do đó, kết quả của luận án là phù hợp vì thuế suất thuế TNDN đều tác động ngược chiều với FDI, dẫn đến số thu thuế được đại diện bởi tỷ trọng thuế TNDN/GDP tác động tích cực đến FDI. Mặt khác, số thu thuế TNDN còn chịu ảnh hưởng bởi các loại thu nhập chịu thuế ngoài DN FDI, và cơ sỏ thuế TNDN, nên kết quả này mang lại hàm ý chính sách có ý nghĩa đối với các quốc gia đang phát triển.
Kết quả thực nghiệm về quy mô của FDI trong năm trước ảnh hưởng đến mức đầu tư trực tiếp trong năm hiện tại, kết quả cho thấy biến FDI trễ tác động cùng chiều với FDI năm nay. Điều này phù hợp với hầu hết các lý thuyết kinh tế về FDI, và thực trạng dòng vốn FDI qua các năm của các quốc gia đang phát triển có mối quan hệ trực tiếp nhau. Hệ số hồi quy cho kết quả dương ở tất cả các mô hình với mức ý nghĩa 1%.
122
Kết quả thực nghiệm về các biến quy mô thị trường GDP, dân số và lao động cho thấy đều tác động đến FDI tuy dấu của các hệ số hồi quy khác nhau. Tăng trưởng (GDP), dân số (POPUL), lao động (LABOR) tác động ngược chiều đến thu nhập của FDI, và ngược chiều với giả thuyết 3 đã nêu. Điều này được giải thích như sau: GDP và dân số có tác động ngược chiều, kết quả này cũng đã được Jaspersen & ctg (2000), Shahmoradi & Baghbanyan (2011) nhận thấy trước đây về những tác động tiêu cực của GDP và dân số đối với FDI tại các nước đang phát triển. Bởi vì, các quốc gia này hầu hết là nền kinh tế phụ thuộc nhập khẩu, FDI ít tìm thấy cơ hội xuất khẩu để mở rộng thị trường, tỷ lệ dân số cao là một trở ngại cho FDI ở các nước đang phát triển vì chi phí của nó gây áp lực cho chính phủ như các nghiên cứu của Globerman & Shapiro (2002) và Shahmoradi & Baghbanyan (2011). Tuy nhiên, biến LABOR tác động tích cực đến FDI, cho thấy lực lượng lao động là yếu tố góp phần tăng trưởng FDI tại các quốc gia đang phát triển. Có thể thấy rằng, các lý thuyết cổ điển về tác động lao động lên FDI là phù hợp đối với các nước đang phát triển (lý thuyết OLI). Điều này có thể được lý giải là các nhà đầu tư nước ngoài chủ yếu tìm kiếm các lợi thế như lực lượng lao động với nhân công giá rẻ, và khai khoáng tại các quốc gia đang phát triển hơn là môi trường kinh doanh
Kết quả của biến độ mở thương mại tác động ngược chiều với FDI vào các quốc gia và điều này được giải thích tương tự như đối với biến GDP. Lasbrey & ctg (2018) cho rằng các quốc gia đang phát triển phụ thuộc nhiều vào nhập khẩu, hạn chế nhà đầu tư xem trọng mục đích mở rộng kinh doanh. Do đó, FDI có quan hệ ngược chiều với tăng trưởng và độ mở thương mại.
Biến số minh bạch của chính phủ, mặc dù tác động ngược chiều đến FDI, nhưng phù hợp với nhiều nghiên cứu gần đây về tác động của thể chế đến FDI tại các nước đang phát triển. Kết quả này phù hợp với nghiên cứu của Rock & Bonnett (2004), Egger & Winner (2005) cho thấy, các khoản “bôi trơn” giúp doanh nghiệp FDI tiết kiệm được chi phí hành chính, thời gian chờ đợi và tận dụng các ưu đãi về mặt chính sách trong bối cảnh chất lượng thể chế còn thấp tại các quốc gia đang phát triển.
Hệ số hồi quy của biến (PropRi) cho kết quả mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê, cho thấy quyền tài sản có tác động tích cực đối với dòng vốn FDI. Kết quả này phù hợp với Khoury & Peng (2011), Buchanan & ctg (2012), Bailey (2018), Sabir & ctg (2019) để đo lường ảnh hưởng của chỉ số Pháp quyền (Rule of law) đến dòng vốn FDI
vào một quốc gia, việc bảo vệ quyền sở hữu càng cao thì càng nhận được nhiều vốn FDI để sản xuất và đầu tư.
Sau cùng, biến lạm phát cho kết quả gây cản trở dòng FDI vào của các quốc gia. Lạm phát cho thấy sự bất ổn đối với tình hình tài chính của nền kinh tế và gây nhiều ảnh hưởng xấu đến các yếu tố thu hút FDI vì các nhà đầu tư thích đầu tư vào các nền kinh tế có mức độ bất ổn ít hơn và ở các nền kinh tế ổn định hơn. Đây là kết quả được khá nhiều nghiên cứu ủng hộ và chứng minh rằng lạm phát cao có ảnh hưởng tiêu cực đến FDI vào các nước như các tác giả Nonnenberg & Mendonça (2004), Kahai (2004), Al Sadig (2009), Sato (2012).
Nhìn chung, kết quả nghiên cứu thỏa yêu cầu của giả thuyết thứ tư của luận án về tác động của lạm phát (ngược chiều) và của chỉ số đảm bảo quyền tài sản (cùng chiều) đến FDI. Tuy nhiên, các biến GOINTEG và TRADE không như kỳ vọng, nhưng được giải thích phù hợp với tình trạng về chất lượng thể chế và độ mở thương mại của các quốc gia đang phát triển.
4.3.2.2 Quan hệ phi tuyến giữa thuế suất thuế thu nhập doanh nghiệp và FDI
Để tiến hành thực nghiệm quan hệ phi tuyến giữa thuế suất luật định và FDI, luận án bắt đầu với phương pháp bình phương nhỏ nhất để lựa chọn một đường khớp nhất cho một dải dữ liệu ứng với cực trị của tổng các sai số thống kê (error) giữa đường khớp và dữ liệu. Phương pháp OLS sẽ lựa chọn các hệ số hồi quy alpha và beta sao cho bình phương sai số của mô hình ước lượng là nhỏ nhất. Tuy nhiên, phương pháp này thường dẫn đến hiện tượng tự tương quan trong dữ liệu hay ràng buộc phần dư làm cho giá trị Durbin – Watson thấp. Bên cạnh đó, khi thực hiện kiểm định phương sai thay đổi giữa các đơn vị chéo và tự tương quan giữa các quan sát trong cùng đơn vị cho thấy mô hình hiệu ứng cố định xảy ra các hiện tượng này. Vì vậy, luận án tiếp tục thực hiện các ước lượng bằng phương pháp GLS. Để kiểm định có tồn tại hiệu ứng phi tuyến giữa thuế suất thuế TNDN và FDI, luận án tiếp tục thêm các biến bậc hai và bậc ba vào trong mô hình và lần lượt chạy hồi quy theo thứ tự: phương trình tuyến tính, phương trình phi tuyến bậc 2, phương trình phi tuyến bậc 3.
Kết quả thực nghiệm quan hệ phi tuyến giữa thuế suất luật định và FDI thể hiện trong bảng 4.10:
Bảng 4.10: Mối quan hệ phi tuyến giữa thuế suất luật định và FDI
RTAXINC (GLS) | RTAXINC2 (GLS) | RTAXINC3 (GLS) | RTAXINC (2SLS) | RTAXINC2 (2SLS) | RTAXINC3 (2SLS) | |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
RTAXINC | -1.407*** | -4.235*** | -2.891*** | -0.860** | -7.473*** | -4.087*** |
RTAXINC2 | 6.562** | 16.083*** | ||||
RTAXINC3 | 9.889** | 23.493*** | ||||
DLGFDI | 0.258*** | 0.424*** | 0.424*** | 0.297 | 0.285 | 0.281 |
GDP | -0.016*** | -0.002 | -0.002 | -0.003 | 0.002 | 0.002 |
LABOR | 0.896*** | 0.845*** | 0.844*** | 0.908*** | 0.930*** | 0.928*** |
POPULA | 4.109*** | 5.048*** | 5.034*** | 9.675*** | 10.665*** | 10.466*** |
INFLAT | -0.011*** | -0.004*** | -0.004*** | -0.013*** | -0.011*** | -0.011*** |
PROPRI | 0.006*** | 0.002*** | 0.002*** | 0.005** | 0.006** | 0.006** |
GOINTEG | 0.012*** | 0.004*** | 0.004*** | 0.013*** | 0.013*** | 0.014*** |
TRADE | 0.001 | -0.001 | -0.002 | -0.003*** | -0.003*** | -0.003*** |
_cons | 1.009*** | 1.491*** | 1.423*** | -2.553*** | -2.802*** | -2.867*** |
Wald test (pvalue) | 0.000 | 0.000 | 0.000 | |||
Davidson-MacKinnon (p-value) | 0.000 | 0.000 | ||||
Sargan-Hansen (p-value) | 28.253 | 21.902 | ||||
Quan sát | 320 | 320 | 320 | 320 | 320 | 320 |
Quốc gia | 32 | 32 | 32 | 32 | 32 | 32 |
Có thể bạn quan tâm!
-
Thực Trạng Thuế Thu Nhập Doanh Nghiệp Và Fdi Tại Các Quốc Gia Đang Phát Triển -
Dòng Vốn Fdi Của Các Quốc Gia Đang Phát Triển So Với Thế Giới -
Thực Trạng Chính Sách Thuế Thu Nhập Doanh Nghiệp Và Fdi Tại Vn -
Tổng Hợp Các Kết Quả Nghiên Cứu Về Tổn Thất Thuế Tndn Do Xói Mòn Cơ Sở Thuế Tndn -
Hợp Tác Quốc Tế Về Thuế Chống Xói Mòn Cơ Sở Thuế -
Hạn Chế Của Đề Tài Và Hướng Nghiên Cứu Tiếp Theo
Xem toàn bộ 193 trang tài liệu này.
Ghi chú: *** , ** và * lần lượt ký hiệu cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ Stata Trong đó: cột 1, 2 và 3 thể hiện kết quả mô hình tuyến tính bằng phương pháp GLS tương ứng cho: phương trình tuyến tính, phương trình phi tuyến bậc 2, phương trình phi tuyến bậc 3. Cột 3, 4 và 5 thể hiện kết quả mô hình tuyến tính bằng phương pháp 2SLS tương ứng cho: phương trình tuyến tính, phương trình phi tuyến bậc 2, phương trình phi tuyến bậc 3.
Như vậy, kết quả ước lượng hệ số hồi quy của phương trình tuyến tính được trình bày ở cột 1 và cột 4 cho thấy: hệ số hồi quy của biến RTAXINC mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Trong quá trình cạnh tranh thuế, để thu hút FDI, thuế suất luật định của các quốc gia đang phát triển liên tục đều được điều chỉnh giảm, thống kê mô tả cho thấy thuế suất luật định trung bình giảm 1,18 lần trong giai đoạn nghiên cứu. Tiếp tục xem xét biến RTAXINC trong mối quan hệ với các phương trình phi tuyến bậc 2 và bậc 3, cho thấy biến RTAXINC2 (bậc 2 của biến RTAXINC) có hệ số hồi quy dương trong tất cả các phương trình, cho thấy đúng với giả thuyết: do biến RTAXINC mang dấu âm nên bình phương là biến RTAXINC2 luôn có hệ số dương. Tuy nhiên, chính điều này chưa thể kết luận có mối quan hệ phi tuyến giữa biến RTAXINC và FDI.
Tiếp tục xem xét biến RTAXINC3 (bậc 3 của biến RTAXINC), cho kết quả có hệ số
hồi quy dương trong các cột 3 và 6, như vậy dấu của biến RTAXINC đã thay đổi từ hệ số âm sang hệ số dương tại giá trị RTAXINC3 (bậc 3) và đều có ý nghĩa thống kê 1% trong mô hình, cho thấy tồn tại hiệu ứng phi tuyến giữa thuế suất thuế TNDN luật định và FDI. Như vậy, kết quả thực nghiệm khẳng định trong giai đoạn đầu, thuế suất luật định giảm để cạnh tranh nhằm tăng dòng vốn FDI vào các quốc gia, sau một thời gian khi thuế suất luật định tăng trở lại vẫn có tác động tích cực với dòng FDI vào. Kết quả này cũng phù hợp với kết quả thực nghiệm của Bénassy-Quéré & ctg (2003). Tuy nhiên, nghiên cứu của Bénassy-Quéré & ctg (2003) cho rằng hiệu ứng phi tuyến xảy ra khi nhà đầu tư được hưởng thêm ưu đãi thuế bằng cách sử dụng thêm biến tương tác là tín dụng thuế vào mô hình thuế suất thuế TNDN.
Ngoài ra, kết quả thực nghiệm trên của luận án cho giá trị điểm ngưỡng tại giá trị RTAXINC3 là 23,49%, nghĩa là tại giá trị này thuế suất luật định có hiệu ứng phi tuyến, tác động tích cực đến FDI. Kết quả này tương đối thấp hơn so với giá trị tại điểm ngưỡng của các tác giả Bénassy-Quéré &ctg (2003), giá trị điểm ngưỡng tại giá trị TAX3 (thuế suất thuế TNDN bậc 3) là 37,44% do tác giả sử dụng thêm biến tương tác vào mô hình thuế suất thuế TNDN.
Kết quả thực nghiệm quan hệ phi tuyến giữa thuế suất hiệu quả và FDI thể hiện trong bảng 4.11:
Bảng 4.11: Mối quan hệ phi tuyến giữa thuế suất hiệu quả và FDI
TAXPRO GLS | TAXPRO2 GLS | TAXPRO3 GLS | |
(1) | (2) | (3) | |
TAXPRO | -0.007** | -0.011 | -0.008 |
TAXPRO2 | 0.003 | 0.000 | |
TAXPRO3 | -0.000 | ||
DLGFDI | 0.493*** | 0.477*** | 0.446*** |
GDP | -0.003 | -0.000 | -0.002 |
LABOR | 0.627*** | 0.721*** | 0.699*** |
POPULA | 3.269*** | 3.772*** | 6.650*** |
INFLAT | -0.003*** | -0.004*** | -0.005*** |
PROPRI | 0.003*** | 0.003*** | 0.004*** |
GOINTEG | 0.006*** | 0.006*** | 0.005*** |
TRADE | 0.000 | -0.001** | -0.000 |
_cons | 3.237** | 2.500*** | 0.808** |
Wald test (pvalue) | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
Quan sát | 320 | 320 | 320 |
Quốc gia | 32 | 32 | 32 |
Ghi chú: *** , ** và * lần lượt ký hiệu cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ Stata Trong đó: Cột 1, 2 và 3 thể hiện kết quả mô hình tuyến tính bằng phương pháp GLS tương ứng cho: phương trình tuyến tính, phương trình phi tuyến bậc 2, phương trình phi tuyến bậc 3. Tuy nhiên, kết quả ước lượng hệ số hồi quy ở cột 2 và cột 3 không có ý nghĩa thống kê, dù hệ số hồi quy của biến TAXPRO mang dấu âm và chuyển sang dương tại giá trị TAXPRO3 (bậc 3). Như vậy, hiệu ứng phi tuyến không xảy ra đối với biến TAXPRO.
Như vậy, kết quả của luận án cho thấy giữa thuế suất luật định và FDI có mối quan hệ phi tuyến, trong khi hiệu ứng phi tuyến của thuế suất hiệu quả chưa có ý nghĩa trong mô hình. Điều này cũng tương đồng với kết quả tác động khác nhau của các loại thuế suất đối với FDI đã trình bày phần trên. Một lần nữa cho thấy, thuế suất luật định thể hiện mức độ nhạy cảm và phản ảnh tác động rõ ràng hơn thuế suất hiệu quả trong mối quan hệ với FDI. Điều này góp phần giúp các gợi ý chính sách thuế với chính phủ trong việc thu hút FDI tại các quốc gia đang phát triển trong ngắn hạn và dài hạn.
4.3.3 Ảnh hưởng của FDI đến xói mòn thuế thu nhập doanh nghiệp
4.3.3.1 Ảnh hưởng của FDI từ thiên đường thuế đến cơ sở thuế thu nhập doanh nghiệp
Giả thuyết thứ 2 của luận án sẽ được tiếp tục xem xét khi đánh giá ảnh hưởng của FDI, đặc biệt là FDI từ thiên đường thuế đến cơ sở thuế TNDN. Lý thuyết về FDI và các nghiên cứu thực nghiệm cho thấy cơ sở thuế TNDN trong chính sách thuế chính là thu nhập chịu thuế TNDN của các DN FDI. Do đó, luận án thực hiện nghiên cứu thực nghiệm mối quan hệ giữa các biến RHAVEN và RINCOME, và các biến kiểm soát trong mô hình.
Các kết quả ước lượng từ phương pháp GLS nhằm thỏa mãn các giả thuyết của mô hình cổ điển, không có phương sai thay đổi và tự tương quan. Tuy nhiên, phương pháp GMM sai phân cho dữ liệu bảng Arellano – Bond sẽ xử lý hiện tượng nội sinh giữa biến phụ thuộc và một trong các biến độc lập. Vì thế, phương pháp ước lượng GMM sai phân dữ liệu bảng Arellano – Bond với các biến công cụ phù hợp cho mô hình thực nghiệm này. Biến nội sinh được đưa vào nhóm các biến được công cụ của mô hình là biến GDP bởi vì các nhà phân tích kinh tế đã tìm thấy mối quan hệ nội sinh của FDI và
tăng trưởng kinh tế như Tsai (1994), Li & Liu (2005), Lasbrey & ctg (2018). Để đánh giá tính phù hợp của các biến công cụ trong ước lượng GMM sai phân và tính tự tương quan chuỗi của các phần dư, nghiên cứu thực hiện kiểm định Sargan và kiểm định Arellano – Bond cho tương quan chuỗi AR(2).
Bảng 4.12: Ảnh hưởng của FDI từ thiên đường thuế đến cơ sở thuế TNDN
GLS | GMM | |
RHAVEN | -0.077*** | -0.169*** |
DRINCOME | 0.462*** | 0.257*** |
LGFDI | -0.169*** | -0.193*** |
GDP | -0.001 | -0.008*** |
LABOR | -0.028 | -0.807*** |
POPULA | -1.431*** | -0.177 |
GOINTEG | 0.000 | -0.003*** |
PROPRI | 0.001** | 0.001*** |
INFLAT | -0.000 | -0.001 |
Số quan sát | 320 | 256 |
Số biến công cụ | 28 | |
Số quốc gia | 32 | 32 |
Kiểm định AR (2) | 0.405 | |
Kiểm định Sargan | 0.473 | |
Kiểm định Hansen | 0.326 |
Ghi chú: ***, ** và * lần lượt ký hiệu cho mức ý nghĩa 1%, 5% và 10%
Nguồn: Tổng hợp và tính toán từ Stata
Kết quả cho thấy mối quan hệ ngược chiều giữa dòng FDI từ thiên đường thuế đến thu nhập của FDI (cũng là cơ sở thuế TNDN), với hệ số là -0.169 ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều này cho thấy FDI thông qua các thiên đường thuế làm giảm khả năng sinh lời của FDI, phân tích này cũng cung cấp cơ sở thực nghiệm rõ ràng cho việc các MNE tận dụng các liên kết đầu tư trực tiếp với các trung tâm tài chính để cho phép chuyển dịch lợi nhuận dẫn đến thu nhập FDI thấp hơn. Hơn nữa, thu nhập của FDI là cơ sở tính thuế TNDN, việc giảm tỷ suất lợi nhuận do DN FDI có tiếp xúc và dịch chuyển lợi nhuận đến các thiên đường thuế, và sẽ gây ảnh hưởng nghiêm trọng đến nguồn thu thuế (Bolwijn & ctg, 2018). Nhận định này cũng tương đồng với nghiên cứu của Janský & Palanský (2019) về mối quan hệ ngược chiều giữa tỷ lệ vốn FDI từ các thiên đường thuế và tỷ suất lợi nhuận của FDI là khá chặt chẽ, dẫn đến các khoản thất thu thuế liên quan là tương đối cao ở hầu hết các quốc gia được nghiên cứu. Ngoài ra, luận án cũng cho kết quả về quan hệ ngược chiều của dòng FDI tổng thể vào các quốc gia đang phát triển với lợi nhuận của FDI, hệ số tác động là -0.169 ở mức ý nghĩa thống kê 1%. Điều
này cũng phản ánh thực trạng dòng FDI từ thiên đường thuế tiếp tục đổ vào các nước đang phát triển, mặc dù tỷ suất lợi nhuận FDI tại các quốc gia này suy giảm trong giai đoạn sau khủng hoảng (UNCTAD 2018, 2019, 2020).
4.3.3.2 Xác định số thuế thu nhập doanh nghiệp bị tổn thất
Từ kết quả trên, luận án tiếp tục xác định số thuế TNDN bị tổn thất do sự dịch chuyển lợi nhuận có liên quan đến FDI từ thiên đường thuế tại các quốc gia đang phát triển. Do có mối quan hệ nghịch biến giữa tỷ trọng FDI vào thiên đường thuế và tỷ suất lợi nhuận trên FDI, để ước tính thất thu thuế đối với các nền kinh tế đang phát triển, luận án sẽ bắt đầu từ kết quả hồi quy: FDI từ thiên đường thuế tăng 1% làm tỷ suất lợi nhuận FDI giảm tương ứng hệ số là -0.169.
Các bước tính toán tiếp theo được thể hiện qua bảng 4.11, trong đó, một số chỉ tiêu được giải thích như sau:
• Tỷ trọng FDI từ thiên đường thuế (số 2): nghiên cứu của Bolwijn, R., Casella, B., & Rigo, D. (2018) xác định theo UNCTAD (2012) là 46%, nghiên cứu của của Janský, P., & Palanský, M. (2019) xác định theo UNCTAD (2019) là 49%. Luận án sử dụng kết quả Tỷ trọng FDI từ thiên đường thuế là 49% do sự tương đồng trong giai đoạn nghiên cứu.
• Giá trị vốn FDI theo báo cáo vào các quốc gia (số 4): được tác giả Bolwijn & ctg (2018) xác định theo UNCTAD (2012). Luận án sử dụng kết quả trong báo cáo của UNCTAD (2020) trong tài liệu World Investment Report (Annex table 2. FDI stock, by region and economy, 2000, 2010 and 2019)
• Thuế suất luật định (số 6): Luận án sử dụng giá trị thuế suất luật định trung bình trong thống kê mô tả, giá trị biến RINCOME là 21%
• Thuế suất hiệu quả (số 8): Luận án sử dụng giá trị thuế suất hiệu quả trung bình trong thống kê mô tả, giá trị biến TAXPRO là 15%
Bảng 4.13: Bảng tính tổn thất thuế TNDN do ảnh hưởng của FDI từ thiên đường thuế
CHỈ TIÊU TÍNH TOÁN | KẾT QUẢ | |
1 | Hệ số hồi quy | -0.169 |
2 | Tỷ trọng FDI từ thiên đường thuế | 0.49 |
3 | Tỷ suất lợi nhuận FDI (giảm) = (1) x (2) | -0.0828 |
4 | Vốn FDI theo báo cáo (tỷ USD) | 8,500 |
5 | Thu nhập sau thuế TNDN (tỷ USD) = (3) x (4) | -704 |
6 | Thu nhập trước thuế TNDN (tỷ USD) = (5)/(1-21%) | -880 |
7 | Tổn thất thuế TNDN với thuế suất luật định (tỷ USD) = (6) x 21% | -185 |
Tổn thất thuế TNDN với thuế suất hiệu quả (tỷ USD) = (6) x 15% | -132 |