新加坡境外投资备案办理-走出去指南

新加坡境外投资备案办理-走出去指南

境外投资备案 刘生

新京报讯（记者任娇）据商务部官网25日消息，商务部、央行、国资委等7部委日前印发了《对外投资备案(核准)报告暂行办法》（下称《办法》），提出将对中方投资额3亿美元以上的对外投资、敏感地区、敏感行业的对外投资、出现重大经营亏损的对外投资等进行重点督查。

需要向商务部阐明并购企业该国的投资环境，是否有投资可行性，资金来源是否合法，投资公司是否在工商税务法律方面进行分析阐述等。 

境外投资备案申请好处 

1、开拓境外市场，获得当地政策或税务优惠，加快资本积累速度 

2、方便与境外客户的业务转账，减少转账手续和成本 

3、提高国内企业形象，增加企业附加价值

 4、统筹境内外企业发展，优化资源配置 

境外投资备案申请资料 

1、境内投资的主体信息。

 2、境内投资主体（深圳公司）较近一个月财务报表 

3、中方投资的构成自有资金金额

 4、中方投资的构成贷款资金金额，需要贷款合同一份

 5、向个人贷款需提供个人的身份证复印件和个人较近一个月银行水单  

一、境外投资需要注意什么？ 

1.依据家严格控制非理性对外投资的管趋势，以下几种情形申请企业境外投资备案比较有难度 

a.投资到敏感家和地区，如和未建交的家，或战乱家。 

b.投资敏感行业，如制造，跨境水资源开发、 新闻传媒等。

 c.敏感行业目录里的行业，包括 房地产、酒店、影城、业、体育俱乐部以及在境外设立无具体实业项目的股权投资基金或投资平台。 

2.实际操作表明，以下情形也都比较难以备案成功 

a.小子大，如内投资主体市值几千万，要求 对外投资上亿。 

b.快设快出，如新设立企业申请境外投资。

 c.有限合伙企业，用有限合伙企业作为境外投资平台。

 公司经常有把钱打到外的需要，这就必须办理境外投资备案了。现在随着外汇的流出，相关部门也是越来越严格。包括商务部、人民银行等都会对此项投资进行核实。  

5月17日今日上午商务部召开新闻发布会。商务部新闻发言人高峰发布近期商务领域重点工作情况。数据显示，2018年1-4月，我国境内投资者共对全球144个国家和地区的2459家境外企业进行了非金融类直接投资，累计实现投资355.8亿美元，同比增长34.9%，连续六个月保持增长。对外承包工程完成营业额448.3亿美元，同比增长13.9%；新签合同额613.9亿美元，与去年同期基本持平。对外劳务合作派出各类劳务人员12.8万人，4月末在外各类劳动人员98.3万人，较去年同期增加6.5万人。我司专业办理境外投资备案详询商务顾问刘生直接电话联系 

拓展阅读

为什么中国企业对“一带一路”沿线国家和发展中国家的平均OFDI规模远远大于对发达国家的平均投资规模呢？通过对样本的观察，发现中国企业对外OFDI经营活动的类型与投资规模密切相关，根据表4可知：市场开发、售后服务、物流、总部、研发设计、商业服务、教育培训等经济活动的投资规模都很小；制造、建筑、提炼、发电及相关基础设施建设等经济活动的投资规模都相对较大。“一带一路”沿线国家和非“一带一路”沿线国家两组样本中，中国企业OFDI经营活动类型及其数量（NFDI）表明：中国企业对“一带一路”沿线国家的投资大多从事制造（NFDI=341）、建筑（NFDI=19）、提炼（NFDI=36）、发电（NFDI=21）等需要较大规模投资的生产经营活动，只需要小规模投资的市场开发、售后服务等生产性服务活动相对较少。而中国企业对非“一带一路”沿线国家，特别是对非“一带一路”沿线的发达国家的投资主要是从事市场开发（NFDI=502）、商业服务（NFDI=197）、总部服务（NFDI=119）、研发设计（NFDI=72）、物流（NFDI=50）等只需要较小规模投资的生产性服务活动；中国企业对非“一带一路”沿线国家在制造、建筑、提炼、发电等生产经营活动的投资相对较少，且对这类需要较大投资规模的生产经营活动的投资也主要集中在非“一带一路”沿线的发展中国家。这就造成了中国企业对“一带一路”沿线的国家或发展中国家平均OFDI规模远远大于对“一带一路”沿线的发达国家的平均投资规模。这可能表明中国企业对发达国家的投资活动与中国产品出口贸易有关，因为拓展发达国家的市场需要进行相应的市场服务类投资活动。

表4 中国企业OFDI经营活动类型及投资规模

三 中国企业对“一带一路”国家OFDI影响因素分析

下面按中国企业OFDI的国别建立时间的面板数据，比较分析中国企业对“一带一路”沿线国家OFDI的影响因素。

（一）实证模型及方法

1.实证模型

对中国企业OFDI的影响因素进行实证分析，本文借鉴国内外学者分析FDI或国际贸易影响因素时普遍使用的引力模型进行计量分析，基本模型如下：

lnfdi=c0+c1lngdp+c2lngdp*+c3lndist+cilnZi+u

其中，lnfdi为中国企业OFDI值。lngdp代表中国国内产出，可分别用中国的实际国民收入（crgdpna）、实际国内总消费（crconna）、实际国内资产存量（crkna），以及这些变量对应的人均量的对数值表示；lngdp*代表中国OFDI目的国的国内产出，可分别用目的国的实际国民收入（rgdpna）、实际国内总消费（rconna）、实际国内资产存量（rkna），以及这些变量对应的人均量的对数值表示。Indist代表中国与OFDI目的国首都之间的直线距离。Zi代表其他可能影响FDI的变量，如价格水平（plc）、贷款利率（lr）、人力资本指数（hc）、全要素生产率（rtfpna）、汇率（rmbex）及汇率波动（rmbex2）、文化同源（cul）、邻国（nei）、内陆国（inl）等不需要取对数的比率值变量。本文所涉及的变量及相关变量定义如表5所示。

2.稳健性检验及判定依据

表5 相关变量及其定义

利用引力模型进行实证分析时，同一类变量如国内产出，可用好几个相关的指标来表示，但为避免共线性问题，每次回归分析时只适合选取一个，其他的可用于稳定性检验。判断回归分析过程中各变量的系数是否通过了稳健性检验，可以借鉴Ross和Renelt（1992）的对经济增长因素进行回归分析时，不断增加变量进行扩展回归，以进行稳定性检验的方法。通过比较每次回归分析时各变量系数值的差异及其显著性，进行稳健性检验（基本原理类似于豪斯曼检验）。具体方法为：先根据初始回归分析，获得初始目标变量系数c0，增加或改变解释变量进行扩展回归分析，从中找出目标变量系数c的Zui大值和Zui小值，分别记为cmax和cmin，得到系数c的上界

（δmax为cmax的标准差）和下界

（δmin为cmin的标准差）。如果初始目标变量系数c0在5%水平上显著且符号与c保持一致，c0又落在边界内（

），我们就认为目标变量与被解释变量之间的关系是稳健的（Robust），否则就是脆弱的（Fragile）。

根据基本模型通过增加和改变变量的方式进行稳健性检验，容易产生多重共线性问题。本文借鉴Ross和Renelt（1992）的方法，采取以下三点措施以减轻多重共线性的影响：一是在增加和改变变量进行回归分析时，增加和改变的变量数不超过3个；二是选择变量时，具有相同性质的解释变量只能留一个；三是每次回归分析时所有变量的总量不要超过10个。

（二）中国企业OFDI影响因素国别面板数据回归分析

中国企业对“一带一路”沿线国家OFDI样本总数为706个，涉及53个国家；对非“一带一路”沿线国家OFDI样本总数为1332个，涉及71个国家。对这两类样本按国家和时间分类汇总，建立“国别-时间”面板数据样本，“一带一路”沿线国家“国别-时间”面板数据样本数为229个，非“一带一路”沿线国家“国别-时间”面板数据样本数为283个，由于有一些国家个别年度没有发生FDI，该两个面板数据都为不平衡面板。

通过对两组“国别-时间”面板数据回归分析，表6列出了6个代表性方程（Eq1～Eq6）回归分析的结果。每次回归以“国家”为聚类变量得到“聚类稳健标准误”，以调整每个国家不期扰动项的自相关性可能造成的标准差偏误，Eq1和Eq4为没有控制时间截面效应和国别截面效应的回归结果，两个方程的回归效果都较好。Eq2和Eq5是控制了国别截面效应后的回归结果，结果显示国别截面效应t值都很小，表明国别固定效应不显著，因为国家较多，导致方程损失了更多的自由度，结果两个方程的回归效果都变得很差，这表明控制国别截面效应不是一个好的选择。Eq3和Eq6是控制时间截面效应的回归结果，t值显示时间截面效应在2007年次贷危机前、后两期具有显著影响，其他时期影响均不显著。Eq1和Eq3，Eq4和Eq6两组方程回归结果差异不大，这说明时间截面效应对回归结果影响并不大[2]。本文以方程Eq1和Eq4为基础，剔除个别不显著变量作为基本回归方程，在此基础上增加变量进行显著性检验。

表6 以lnFDI为因变量的“国别-时间”面板数据回归结果

根据表6，Eq1、Eq3、Eq4、Eq6四个方程的回归分析结果都表明中国的实际总产出（lnrgdpna）和OFDI目的国的实际总产出（lncrgdpna）对OFDI总值有显著的正影响；两国之间的距离（lndist）对OFDI总值有负影响，但对“一带一路”沿线国家的影响不显著。“一带一路”沿线国家如果为中国邻居（nei）也能促进中国对其OFDI的增加，对非“一带一路”沿线国家则没有这种影响（非“一带一路”沿线国家很少有与中国接壤的邻居，“一带一路”沿线国家中与中国接壤的邻居则较多）；目的国货币对人民币汇率（rmbex）上升（贬值）能显著促进中国对“一带一路”沿线国家OFDI增加，对非“一带一路”沿线国家的显著性影响稍差，也就是说人民币汇率升值有利于中国的OFDI增加；汇率波动（rmbex2）则不利于中国对这些国家OFDI的增加。这些基本上与经济理论和一般常识是吻合的，但这些也有待于进行稳定性检验。

目的国贷款利率（lr）对OFDI的影响：“一带一路”沿线国家贷款利率上升显著不利于中国对这些国家OFDI的增加，非“一带一路”沿线国家这一影响则；目的国消费价格指数（plc）上升显著不利于中国对这些国家OFDI的增加。这些在经济理论上的解释也是不确定的，有待于进行稳定性检验后再加以解释。

（三）稳健性检验

下面借鉴Ross和Renelt（1992）的方法，通过增加变量或改变变量进行扩展回归，以对表6的进行稳定性检验。以表6中Eq1和Eq4两个方程分别代表“一带一路”沿线国家和非“一带一路”沿线国家，利用中国OFDI影响因素的基本分析模型，对其具有显著影响的因素进行稳健性检验（用Eq3和Eq6两个方程进行稳健性检验差异也不大）。在表7中，方程Eq7和Eq9改变了方程Eq1和Eq4中的三个变量，用ex、ex2、plm分别替代rmbex、rmbex2、plc，以检验Eq1和Eq4中其他变量系数的稳健性；方程Eq8和Eq10改变两个变量，用lnrconna、lncrconna分别替代lnrgdpna、lncrgdpna，以检验Eq1和Eq4中其他变量系数的稳健性[3]。