采用自回歸分布自后模型（ARDL）,實(shí)證研究進(jìn)口關(guān)稅減讓對(duì)我國(guó)體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響。研究結(jié)果表明:加入WTO以來我國(guó)體育用品在進(jìn)出口貿(mào)易中處于貿(mào)易順差地位;從長(zhǎng)期和短期來看,進(jìn)口關(guān)稅減讓對(duì)體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的抑制作用并不顯著,但前一期體育用品出口貿(mào)易對(duì)當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用,前一期進(jìn)口關(guān)稅減讓對(duì)當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用;當(dāng)體育用品出口貿(mào)易受到外部沖擊時(shí),恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡的誤差修正機(jī)制較強(qiáng)。建議:體育用品對(duì)外貿(mào)易中應(yīng)繼續(xù)降低進(jìn)口關(guān)稅主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口,制定創(chuàng)新政策驅(qū)動(dòng)體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí),加強(qiáng)研發(fā)投入和品牌建設(shè)來獲得國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。 

【文章來源】：體育成人教育學(xué)刊. 2020,36(06)

【文章頁(yè)數(shù)】：7 頁(yè)

【部分圖文】：

2000—2017年我國(guó)體育用品進(jìn)出口貿(mào)易變化

關(guān)稅是海關(guān)代表國(guó)家按照國(guó)家制定、公布、實(shí)施的稅法,對(duì)進(jìn)出境的貨物、物品征收的一種流轉(zhuǎn)稅[11],可分為進(jìn)口關(guān)稅、出口關(guān)稅、過境關(guān)稅。我國(guó)對(duì)外貿(mào)易過程中關(guān)稅計(jì)算采取兩種方法,分別是加權(quán)平均關(guān)稅和算術(shù)平均關(guān)稅,加權(quán)平均關(guān)稅是一國(guó)一定時(shí)期進(jìn)口商品關(guān)稅收入總和除以總進(jìn)口商品價(jià)格,算術(shù)平均關(guān)稅為稅則中所有稅目稅率之和除以稅則中所有稅目之和。但原產(chǎn)于與我國(guó)共同適用最惠國(guó)待遇條款的世界貿(mào)易組織成員國(guó)或地區(qū)的進(jìn)出口貨物采用最惠國(guó)關(guān)稅,根據(jù)不同關(guān)稅水平計(jì)算方法和針對(duì)不同國(guó)家貿(mào)易的稅率形成四種關(guān)稅,分別為加權(quán)平均關(guān)稅、算術(shù)平均關(guān)稅、加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅和算術(shù)平均最惠國(guó)關(guān)稅。本研究主要分析進(jìn)口關(guān)稅減讓對(duì)我國(guó)體育用品出口貿(mào)易的影響,且體育用品制造業(yè)是制造業(yè)重要組成部分。因此,采用制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅測(cè)度體育用品制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅水平。從世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取我國(guó)制造業(yè)四種進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)顯示(見圖2),從2000年到2016年制造業(yè)算術(shù)平均關(guān)稅稅率和算術(shù)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率趨于穩(wěn)定,而制造業(yè)加權(quán)平均關(guān)稅稅率和加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率則出現(xiàn)較大波動(dòng)。從2000年到2006年制造業(yè)加權(quán)平均關(guān)稅稅率和加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率的曲線重合,兩者關(guān)稅稅率相同。2007年到2008年制造業(yè)加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率高于加權(quán)平均關(guān)稅稅率,2009年制造業(yè)加權(quán)平均關(guān)稅稅率和加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率又相同,2010—2016年制造業(yè)加權(quán)平均最惠國(guó)關(guān)稅稅率高于加權(quán)平均關(guān)稅稅率。

表4 ARDL模型(3)短期系數(shù)估計(jì)結(jié)果 模型(3) 解釋變量 系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤 T統(tǒng)計(jì)值 P值 ARDL(2,1,1,0) D(LNSGE(-1)) 0.815 1 0.052 2 15.613 6 0.000 0 D(LNSGE(-2)) -0.203 7 0.056 6 -3.599 8 0.015 5 D(LNITR) 0.036 5 0.019 2 1.900 9 0.115 7 D(LNITR(-1)) -0.229 6 0.022 9 -10.017 1 0.000 2 D(LNREER) -0.708 4 0.204 1 -3.470 4 0.017 8 D(LNREER(-1)) -1.793 1 0.195 3 -9.180 5 0.000 3 D(LNTP) 0.494 7 0.049 7 9.950 9 0.000 2 ECM(-1) -1.427 5 0.190 8 -7.483 5 0.000 7 C -0.009 9 0.008 2 -1.199 8 0.284 0 模型檢驗(yàn):R-squared=0.995 4,F-statistic=135.471 6,p=0.000 0,D-W=2.666 5。從表4可知,從短期看,在1%的顯著水平下,前期體育用品出口貿(mào)易對(duì)當(dāng)期體育用出口貿(mào)易的回歸系數(shù)為0.815 1,且相伴概率P=0.000 0<0.01,前期體育用品出口貿(mào)易對(duì)當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生非常顯著的正向影響;進(jìn)口關(guān)稅稅率對(duì)體育用品出口貿(mào)易的回歸系數(shù)為0.036 5,且相伴概率P=0.115 7>0.05,短期內(nèi)進(jìn)口關(guān)稅稅率上升也對(duì)體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生促進(jìn)作用,但作用不明顯,即進(jìn)口關(guān)稅減讓對(duì)體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不顯著抑制效應(yīng);前期進(jìn)口關(guān)稅稅率上升對(duì)體育用品出口貿(mào)易的回歸系數(shù)為-0.229 6,且相伴概率P=0.000 2<0.01,前期進(jìn)口關(guān)稅減讓當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng);在1%的顯著水平下,模型(3)短期ECM誤差修正系數(shù)為-1.427 5,相伴概率P=0.000 7<0.01,且有正確的符號(hào)(負(fù)號(hào)),ECM誤差修正系數(shù)越大表明短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)恢復(fù)到長(zhǎng)期均衡的速度越快。當(dāng)體育用品出口貿(mào)易受到外部沖擊偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),系統(tǒng)向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度達(dá)到142.75%,說明體育用品出口貿(mào)易從短期非均衡向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的速度較快,短期誤差修正機(jī)制較強(qiáng)。

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
[1]企業(yè)成長(zhǎng)性視角下體育用品業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)方向研判——基于新三板市場(chǎng)2015—2017年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 周騰軍,趙琦,馬文博.  體育成人教育學(xué)刊. 2019(06)
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