鐘華梅

(北京師范大學(xué) 體育與運動學(xué)院，北京 100875)

體育用品制造業(yè)是我國體育產(chǎn)業(yè)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，同時也是我國制造業(yè)的重要組織部分。我國憑借勞動力成本的比較優(yōu)勢，從2011年到2016年體育用品出口貿(mào)易競爭力極強[1]，但2014年我國將籃球、足球、排球、跑步機、其他健身以及康復(fù)器械的進(jìn)口最惠國關(guān)稅由12%降低至6%[2],2018年將服裝鞋帽、廚房和體育健身用品等進(jìn)口關(guān)稅平均稅率由15.9%降至7.1%[3]。國家降低體育用品進(jìn)口關(guān)稅將有效推動我國體育用品制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)口關(guān)稅減讓一方面滿足了我國消費者多樣化的體育用品需求，另一方面將倒逼我國體育用品制造業(yè)加快實現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，以提升我國體育用品制造業(yè)的國際競爭力。進(jìn)口關(guān)稅減讓將對我國體育用品制造業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響，本研究基于ARDL計量模型實證探究進(jìn)口關(guān)稅水平與體育用品出口貿(mào)易之間的關(guān)系，為我國體育用品制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級提出建議。

1 文獻(xiàn)回顧

我國貿(mào)易大國地位的確立離不開進(jìn)口關(guān)稅水平的下調(diào)，且與世界主要貿(mào)易大國相比，我國進(jìn)口關(guān)稅水平還需進(jìn)一步下調(diào)[4]。出口貿(mào)易是將本國加工或生產(chǎn)的商品運輸?shù)剿麌M(jìn)行銷售，體育用品出口貿(mào)易是指將本國加工或生產(chǎn)的體育用品運輸?shù)剿麌M(jìn)行銷售。在關(guān)稅與出口貿(mào)易關(guān)系的相關(guān)研究中，邵軍等人(2014)的研究表明進(jìn)口關(guān)稅下調(diào)有利于中低技術(shù)行業(yè)國際競爭力，不利于高技術(shù)行業(yè)的競爭力提升[5]。劉曉寧(2015)實證研究發(fā)現(xiàn)關(guān)稅削減對加工貿(mào)易企業(yè)的影響不顯著，是由于加工貿(mào)易企業(yè)的訂單生產(chǎn)特征及其享受進(jìn)口免稅待遇[6]。而我國體育用品制造業(yè)作為加工貿(mào)易和低技術(shù)行業(yè)，長期以來面臨國際同行的“低端鎖定”，體育用品制造業(yè)一直屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，產(chǎn)品的科技含量低，進(jìn)口關(guān)稅減讓是否會對我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易產(chǎn)生影響？在關(guān)稅與體育用品進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系的相關(guān)研究中，在理論分析方面，張軍等人(2005)分析認(rèn)為降低進(jìn)口關(guān)稅、逐步取消非關(guān)稅措施和開放國內(nèi)投資領(lǐng)域?qū)?dǎo)致更多國外體育用品企業(yè)和資本進(jìn)入中國市場，將對國內(nèi)體育用品產(chǎn)業(yè)整體的技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響[7]。劉玉蘭等人(2009)通過分析認(rèn)為如果從國外進(jìn)口的體育用品嚴(yán)重沖擊國內(nèi)市場或影響國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，則進(jìn)口國會采取提高關(guān)稅的措施來減少國外進(jìn)口[8]。張艷霞等人(2014)分析認(rèn)為東盟自由貿(mào)易區(qū)實施“零關(guān)稅”降低了體育用品企業(yè)對外貿(mào)易的成本[9]；在量化研究方面，陳斐(2013)實證研究表明關(guān)稅因素是影響文教體育用品出口額的主要因素，造紙印刷和文教體育用品征收碳關(guān)稅后，稅額每增加1%，出口額就會減少1.19%[10]。以上學(xué)者的主要結(jié)論可總結(jié)如下：進(jìn)口關(guān)稅減讓將對我國體育用品技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生影響，進(jìn)口體育用品若影響國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展則以提高關(guān)稅來應(yīng)對，貿(mào)易國“零關(guān)稅”會降低我國體育用品生產(chǎn)成本，增收碳關(guān)稅將對我國體育用品制造業(yè)產(chǎn)生影響。無論是理論分析還是量化研究，相關(guān)研究未曾論證進(jìn)口關(guān)稅減讓是否會影響我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易。本研究基于當(dāng)前國家下調(diào)消費品進(jìn)口關(guān)稅的政策背景，實證探究進(jìn)口關(guān)稅減讓對我國體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響。

2 我國體育用品制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀及進(jìn)口關(guān)稅水平分析

2.1 我國體育用品制造業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

我國體育用品制造業(yè)在“十二五”期間經(jīng)歷衰退后，于2015年開始復(fù)蘇且產(chǎn)業(yè)增加值增速較快。據(jù)統(tǒng)計，2015—2017年我國體育用品制造業(yè)的增加值分別達(dá)到2 755.5億元、2 863.9億元、3 264.6億元，占體育產(chǎn)業(yè)增加值的比重分別達(dá)到50.2%、44.2%和41.8%；2015—2017年我國體育用品制造業(yè)總產(chǎn)出分別達(dá)到11 238.2億元、11 962.1億元和13 509.2億元，占體育產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的比重分別為65.7%、62.9%和61.4%。在體育用品進(jìn)出口貿(mào)易方面，2015—2017年體育用品進(jìn)出口貿(mào)易總額分別達(dá)到130.16億美元、114.54億美元和120.46億美元，其中出口總額分別達(dá)到120.36億美元、106.17億美元和110.87億美元，體育用品進(jìn)出口貿(mào)易占我國體育產(chǎn)業(yè)增加值的比重較大，貿(mào)易依存度較高。根據(jù)國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)體育用品進(jìn)出口貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)(見圖1)，從2000年開始我國體育用品出口貿(mào)易額顯著高于進(jìn)口貿(mào)易額，體育用品進(jìn)出口貿(mào)易始終處于貿(mào)易順差地位。進(jìn)出口貿(mào)易額持續(xù)上升至2014年達(dá)到最高點，2014年出口貿(mào)易額是進(jìn)口貿(mào)易額的10倍，從2014年開始進(jìn)出口貿(mào)易額出現(xiàn)下降，2016年進(jìn)出口貿(mào)易額開始回升。從圖1可知，2002年開始我國體育用品出口貿(mào)易開始呈現(xiàn)快速增長，其原因是2001年我國正式加入世界貿(mào)易組織(WTO)，我國制造業(yè)的對外貿(mào)易條件得到改善，與世界各國的貿(mào)易壁壘逐漸緩解，加快了我國體育用品出口貿(mào)易的發(fā)展。

圖1 2000—2017年我國體育用品進(jìn)出口貿(mào)易變化數(shù)據(jù)來源：國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)。

2.2 我國體育用品制造業(yè)進(jìn)口關(guān)稅水平變化情況

關(guān)稅是海關(guān)代表國家按照國家制定、公布、實施的稅法，對進(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。我國對外貿(mào)易過程中關(guān)稅計算采取兩種方法，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)稅是一國一定時期進(jìn)口商品關(guān)稅收入總和除以總進(jìn)口商品價格，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)于與我國共同適用最惠國待遇條款的世界貿(mào)易組織成員國或地區(qū)的進(jìn)出口貨物采用最惠國關(guān)稅，根據(jù)不同關(guān)稅水平計算方法和針對不同國家貿(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)平均最惠國關(guān)稅和算術(shù)平均最惠國關(guān)稅。本研究主要分析進(jìn)口關(guān)稅減讓對我國體育用品出口貿(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)庫中獲取我國制造業(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)平均最惠國關(guān)稅稅率則出現(xiàn)較大波動。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)平均最惠國關(guān)稅稅率又相同，2010—2016年制造業(yè)加權(quán)平均最惠國關(guān)稅稅率高于加權(quán)平均關(guān)稅稅率。

圖2 2000—2016年我國制造業(yè)四種進(jìn)口關(guān)稅稅率趨勢數(shù)據(jù)來源：世界銀行數(shù)據(jù)庫。2012和2013年數(shù)據(jù)為線性插值法預(yù)測插值。

3 進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易影響的實證分析

3.1 變量的選取及數(shù)據(jù)來源

關(guān)于進(jìn)口關(guān)稅水平的測度，在以往相關(guān)研究中，王恬(2009)認(rèn)為用加權(quán)平均最惠國關(guān)稅測度關(guān)稅水平能準(zhǔn)確衡量貿(mào)易政策變動情況[12]，2018年國務(wù)院關(guān)稅稅則委員會《關(guān)于降低日用消費品進(jìn)口關(guān)稅的公告》中降低體育用品的進(jìn)口關(guān)稅類型為進(jìn)口加權(quán)平均最惠國關(guān)稅稅率，且體育用品制造業(yè)屬于制造業(yè)的一部分。因此，為了準(zhǔn)確測度我國體育用品進(jìn)口關(guān)稅水平，本研究選取制造業(yè)加權(quán)平均最惠國關(guān)稅測度我國體育用品的進(jìn)口關(guān)稅水平；出口貿(mào)易額的變化是衡量體育用品出口貿(mào)易現(xiàn)狀最好的指標(biāo)，且陳頗(2007)、王學(xué)實(2018)采用體育用品出口貿(mào)易額來測度體育用品出口貿(mào)易狀況[13-14]，因此，本研究選取體育用品出口貿(mào)易額來測度我國體育用品出口貿(mào)易狀況。選取變量分別標(biāo)記為體育用品出口貿(mào)易SGE(sports goods export)、進(jìn)口關(guān)稅稅率ITR(import tariff rate)。體育用品出口貿(mào)易還受匯率和貿(mào)易政策等因素影響[14-15]，本研究加入美元兌人民幣匯率和貿(mào)易政策作為控制變量，匯率采用美元兌人民匯率進(jìn)行測度，標(biāo)記為REER。由于貿(mào)易政策難以量化，故借鑒王學(xué)實[14]的方法采用進(jìn)出口總額占GDP比重測度貿(mào)易政策，標(biāo)記為TP(trade policy)。

由于我國2001年加入世界貿(mào)易組織(WTO)，選取2000-2016年的時間序列數(shù)據(jù)來分析進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易的影響。體育用品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)，并進(jìn)行整理獲得，體育用品出口貿(mào)易額單位為萬美元。進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，采用制造業(yè)加權(quán)平均最惠國關(guān)稅稅率，單位為%。由于世界銀行數(shù)據(jù)庫缺失2012年和2103年制造業(yè)加權(quán)平均最惠國關(guān)稅數(shù)據(jù)，借鑒徐艷(2018)所使用的線性插值法補齊2012年和2013年制造業(yè)加權(quán)平均最惠國關(guān)稅數(shù)據(jù)[16]。美元兌人民幣匯率、GDP、進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2018》。為了消除時間序列中存在的異方差，對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，對數(shù)化處理后體育用品出口貿(mào)易簡寫為LNSGE、進(jìn)口關(guān)稅稅率簡寫為LNITR、美元兌人民幣匯率簡寫為LNREER、貿(mào)易開放度簡寫為LNTP。

3.2 單位根檢驗

動態(tài)計量經(jīng)濟模型分析要求時間序列變量是平穩(wěn)的，本研究采用eviews10.0軟件對體育用品出口貿(mào)易(LNSGE)、進(jìn)口關(guān)稅稅率(LNITR)、匯率(LNREER)、貿(mào)易政策(LNTP)進(jìn)行ADF單位根平穩(wěn)性檢驗。從表1可知，體育用品出口貿(mào)易(LNSGE)、匯率(LNREER)原始序列的ADF統(tǒng)計量均小于5%臨界值的統(tǒng)計量，且相伴概率均小于0.05，說明體育用品出口貿(mào)易(LNSGE)、匯率(LNREER)的原始序列平穩(wěn)，即零階單整Ⅰ(0)；進(jìn)口關(guān)稅稅率(LNITR)、貿(mào)易政策(LNTP)原始序列不平穩(wěn)，經(jīng)一階差分后，進(jìn)口關(guān)稅稅率(LNITR)、貿(mào)易政策(LNTP)的ADF統(tǒng)計量均小于5%臨界值統(tǒng)計量，且相伴概率均小于0.05，說明進(jìn)口關(guān)稅稅率(LNITR)和貿(mào)易政策(LNTP)一階差分后為平穩(wěn)序列，即一階單整Ⅰ(1)。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

3.3 邊界協(xié)整檢驗

對時間序列進(jìn)行動態(tài)均衡關(guān)系分析時要求變量之間同階單整，但本研究的四個時間序列變量分別為零階單整和一階單整，不能構(gòu)成同階單整。于是本研究借鑒Pesaran等人(2001)完善和推廣的自回歸分布滯后模型(ARDL)[17]。ARDL模型的優(yōu)點是變量可以是零階單整或一階單整，但變量不能超過一階單整，邊界協(xié)整檢驗允許不同變量有不同滯后階數(shù)，小樣本模型情況更穩(wěn)健[18]，另一個優(yōu)點是ARDL模型可以推導(dǎo)出動態(tài)誤差修正模型ARDL-ECM，使時間序列能夠進(jìn)行長期動態(tài)效應(yīng)和短期動態(tài)效應(yīng)分析[19]。因此，本研究基于ARDL模型的優(yōu)點，以體育用品出口貿(mào)易(LNSGE)為被解釋變量，以進(jìn)口關(guān)稅稅率(LNITR)為解釋變量，加入控制變量匯率(LNREER)和貿(mào)易政策(LNTP),建立包含長期和短期信息的非受限誤差修正模型(1)進(jìn)行邊界協(xié)整檢驗，以此來判斷自變量與因變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。模型(1)中n為變量的滯后階數(shù)，t為變量的滯后期，β0為常數(shù)項，εt為白噪聲，Δ為變量的一階差分。

+β6LNITRt-1+β7LNREERt-1

+β8LNTPt-1+εt

(1)

模型(1)ARDL邊界協(xié)整檢驗的原假設(shè)為兩個變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，即H0：β5=β6=β7=β8=0。備擇假設(shè)為模型存在協(xié)整關(guān)系，即H1：β5、β6、β7、β8至少有一個不為0。Pesaran等證明H0若成立，則計算出F統(tǒng)計的上、下邊界值[17]。若F統(tǒng)計量大于上邊界值則拒絕原假設(shè)，變量間存在協(xié)整關(guān)系。若F統(tǒng)計量小于下邊界值則接受原假設(shè)，變量間不存在協(xié)整關(guān)系。若F統(tǒng)計值位于上、下邊界值之間，則不能確定變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)模型(1)進(jìn)行邊界協(xié)整檢驗，以此來判斷自變量與因變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系(即長期均衡關(guān)系)。利用eviews10.0，根據(jù)AIC和SBC模型選擇準(zhǔn)則確定模型(1)最優(yōu)滯后階數(shù)，同時兼考慮模型殘差序列自相關(guān)，確定模型(1)最優(yōu)滯后階數(shù)為3。計算出模型的F統(tǒng)計量，來判定模型(1)的變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。從表2可以看出，模型(1)的F統(tǒng)計值為6.7902，均大于模型1%、5%、10%上邊界值的統(tǒng)計量4.66、3.67、3.20，拒絕原假設(shè)，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2 模型(1)邊界協(xié)整性檢驗

3.4 長期彈性系數(shù)估計

模型(1)存在協(xié)整關(guān)系，則建立ARDL模型(2)估計進(jìn)口關(guān)稅稅率與體育用品出口貿(mào)易的長期彈性系數(shù)，分析進(jìn)口關(guān)稅稅率和體育用品出口貿(mào)易之間的長期動態(tài)關(guān)系。模型(2)中n為變量的滯后階數(shù)，t為變量的滯后期，β0為常數(shù)項，εt為白噪聲。

(2)

利用模型(2)估計進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易的長期影響，ARDL最優(yōu)選擇為(1,1,1,1)。從表3可知模型(2)的擬合優(yōu)度R方達(dá)到99.92%，模型F統(tǒng)計值相伴概率p=0.000 0<0.01，自變量對因變量的解釋比率達(dá)到99.92%，模型擬合效果較好。模型(2)的D-W值為2.630 6，說明模型殘差序列不存在序列自相關(guān)。長期系數(shù)估計結(jié)果表明，進(jìn)口關(guān)稅稅率對體育用品出口貿(mào)易具有正向的影響，但影響不顯著。從長期影響看，進(jìn)口關(guān)稅上升對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不明顯的正向影響。進(jìn)口關(guān)稅減讓將對我國體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不顯著的抑制作用，突出反映了我國體育用品制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力還不夠強，仍然為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，長期以來較高進(jìn)口關(guān)稅稅率對我國體育用品出口貿(mào)易起到貿(mào)易保護(hù)作用，以此來保護(hù)低技術(shù)含量的體育用品制造業(yè)[20]。

表3 ARDL模型(2)長期系數(shù)估計結(jié)果

3.5 短期彈性系數(shù)估計

根據(jù)模型(2)的殘差序列ECM構(gòu)建進(jìn)口關(guān)稅稅率與體育用品出口貿(mào)易的短期動態(tài)均衡關(guān)系A(chǔ)RDL-ECM模型[21]，即模型(3)，分析進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易的短期影響。在模型(3)中n為變量的滯后階數(shù)，t為變量的滯后期，β0為常數(shù)項，εt為白噪聲，Δ為變量的一階差分，ECMt-1為長期模型殘差序列的滯后誤差修正項。

(3)

通過模型(3)ARDL-ECM模型估計進(jìn)口關(guān)稅稅率變化對體育用品出口貿(mào)易的短期影響，經(jīng)過反復(fù)驗證，ARDL最優(yōu)選擇為(2,1,1,0)，模型估計結(jié)果見表4。從表4可知，模型(3)擬合優(yōu)度R方達(dá)到99.54%，模型F統(tǒng)計值的相伴概率p=0.000 0<0.01，自變量對因變量的解釋比率達(dá)到99.54%，模型擬合效果較好。模型(3)的D-W值為2.666 5，D-W值處于2左右，模型殘差不存在序列自相關(guān)。為了進(jìn)一步確保ARDL-ECM模型的穩(wěn)定性，利用CUSUM(遞回歸殘差累積和)檢驗和CUSUMSQ(遞回歸殘差平方累積和)檢驗對模型(3)的估計參數(shù)進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結(jié)果見圖3。圖3的兩條直線均表示顯著性水平5%的邊界值，中間折線表示遞回歸殘差累積和以及遞回歸殘差平方累積和。在觀察期內(nèi)CUSUM和CUSUMSQD均未超出顯著性5%的邊界值，說明ARDL-ECM模型的回歸系數(shù)在5%顯著性水平上穩(wěn)定可靠，具有一定的參考價值。

表4 ARDL模型(3)短期系數(shù)估計結(jié)果

圖3 ARDL-ECM模型CUSUM和CUSUMSQ檢驗結(jié)果

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(負(fù)號)，ECM誤差修正系數(shù)越大表明短期波動偏離長期均衡時恢復(fù)到長期均衡的速度越快。當(dāng)體育用品出口貿(mào)易受到外部沖擊偏離長期均衡時，系統(tǒng)向長期均衡狀態(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期均衡調(diào)整的速度較快，短期誤差修正機制較強。

4 實證研究結(jié)果的政策解析

實證研究結(jié)果表明，從長期和短期看，體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的抑制效應(yīng)不明顯，但上一期體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓對當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。我國體育用品出口貿(mào)易受外部沖擊時，將以142.75%速度從短期非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。當(dāng)前體育用品對外貿(mào)易中采取進(jìn)口關(guān)稅減讓政策在長期和短期內(nèi)都不會對我國體育用品出口貿(mào)易造成影響，且進(jìn)口關(guān)稅減讓政策在短期內(nèi)反而能促進(jìn)下一年體育用品出口貿(mào)易?；谝陨显颍?018年6月份國務(wù)院關(guān)稅稅則委員會《關(guān)于降低日用消費品關(guān)稅的公告》中將滑雪屐、帆板、高爾夫球、乒乓球、足籃排球、冰鞋、跑步機、釣具等體育用品進(jìn)口最惠國關(guān)稅稅率由14%或12%降低至6%[22]，體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓政策符合當(dāng)前經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的時代背景，并未對體育用品制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生消極影響，短期內(nèi)反而有利于倒逼我國體育產(chǎn)業(yè)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)我國體育產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[23]。

體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓所形成的市場競爭效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)有效促進(jìn)我國體育用品出口，是制定體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓政策的主要原因。一是降低進(jìn)口關(guān)稅擴大進(jìn)口的市場競爭效應(yīng)。體育用品作為最終消費品，通過降低體育用品進(jìn)口關(guān)稅，豐富國內(nèi)體育用品供給，改變國內(nèi)體育用品市場競爭格局。面對來自國際市場的競爭壓力，發(fā)揮了市場在資源配置中的作用，通過市場優(yōu)勝劣汰機制淘汰生產(chǎn)效率低、產(chǎn)品附加值低的體育用品企業(yè)，迫使國內(nèi)高生產(chǎn)率的體育用品企業(yè)積極開拓國際市場，通過出口貿(mào)易來抵消國內(nèi)市場競爭的不足，進(jìn)而促進(jìn)體育用品出口貿(mào)易；二是降低進(jìn)口關(guān)稅擴大進(jìn)口的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。我國體育用品制造業(yè)在“代工貿(mào)易”的國際分工格局中遭遇西方國家的“低端鎖定”，體育用品在國際市場始終處于低技術(shù)水平。但擴大低技術(shù)水平產(chǎn)品的進(jìn)口能顯著促進(jìn)行業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[24]，降低進(jìn)口關(guān)稅擴大體育用品進(jìn)口有利于倒逼體育用品企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，以提高生產(chǎn)效率，走上“高質(zhì)高價”的企業(yè)發(fā)展道路。擴大進(jìn)口的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)主要體現(xiàn)在企業(yè)通過增加研發(fā)投入來提高體育用品質(zhì)量，以及研發(fā)生產(chǎn)差異化、多樣化的體育用品來獲得產(chǎn)品的國內(nèi)國際市場份額，促進(jìn)體育用品出口貿(mào)易；三是降低進(jìn)口關(guān)稅擴大進(jìn)口的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。體育用品市場進(jìn)口競爭的加劇，迫使國內(nèi)體育用品市場價格下降以達(dá)到市場供需均衡，市場價格下降直接作用于企業(yè)成本加成。體育用品企業(yè)為降低體育用品生產(chǎn)的邊際成本，倒逼體育用品企業(yè)實現(xiàn)規(guī)?；a(chǎn)，形成規(guī)模經(jīng)濟以應(yīng)對市場競爭。企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的形成對企業(yè)出口行為和出口深度都有顯著正向影響[25]，體育用品企業(yè)規(guī)?；a(chǎn)所形成的規(guī)模經(jīng)濟促進(jìn)體育用品出口貿(mào)易。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

“主動擴大進(jìn)口”成為我國有效利用外資促進(jìn)我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的有效舉措，體育用品進(jìn)口關(guān)稅減讓是我國“主動擴大進(jìn)口”促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的具體實踐。本研究為探究進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的影響，以體育用品出口貿(mào)易為被解釋變量，以進(jìn)口關(guān)稅稅率為解釋變量，加入?yún)R率、貿(mào)易政策等控制變量，采用更適合于小樣本估計的自回歸分布滯后模型(DRDL)估計進(jìn)口關(guān)稅稅率與體育用品出口貿(mào)易之間的長期和短期均衡關(guān)系。研究結(jié)論如下：自2001年加入WTO以來我國體育用品出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額均出現(xiàn)增長，且在體育用品進(jìn)出口貿(mào)易中處于貿(mào)易順差地位；通過ARDL模型選擇變量最優(yōu)滯后階數(shù)，估計解釋變量與被解釋變量之間的長期和短期關(guān)系，從長期看，進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不顯著的抑制作用；從短期看，進(jìn)口關(guān)稅減讓對體育用品出口貿(mào)易同樣產(chǎn)生不顯著抑制作用。前期體育用品出口貿(mào)易對當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生非常顯著的促進(jìn)作用；前期進(jìn)口關(guān)稅減讓對當(dāng)期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用；我國體育用品出口貿(mào)易受到外部沖擊偏離長期均衡時，將以142.75%的速度向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。

5.2 建議

在進(jìn)出口貿(mào)易上，應(yīng)繼續(xù)降低體育用品進(jìn)口關(guān)稅主動擴大進(jìn)口。摒棄高關(guān)稅的貿(mào)易保護(hù)政策，下調(diào)更多類型高質(zhì)量體育用品的進(jìn)口關(guān)稅，通過降低高質(zhì)量體育用品進(jìn)口關(guān)稅創(chuàng)造積極的競爭環(huán)境，推動國內(nèi)體育用品企業(yè)積極參與國際競爭，以倒逼國內(nèi)體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級；在政策上，應(yīng)該以創(chuàng)新政策來驅(qū)動我國體育用品制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級。通過技術(shù)創(chuàng)新實現(xiàn)體育用制造業(yè)從產(chǎn)業(yè)價值鏈的低端環(huán)節(jié)向高端環(huán)節(jié)躍升，促進(jìn)體育用品制造業(yè)發(fā)展形成創(chuàng)新型經(jīng)濟，以應(yīng)對進(jìn)口關(guān)稅減讓對我國體育用品制造業(yè)發(fā)展帶來的微弱沖擊。我國已于2016年出臺《中國制造2025》和《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》等驅(qū)動體育用品制造業(yè)升級的政策措施，應(yīng)該積極貫徹落實相關(guān)政策，以可操作性的配套政策引導(dǎo)我國體育用品制造業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，相關(guān)政策措施應(yīng)包括創(chuàng)新補貼、創(chuàng)新獎勵、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化、技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)制定等，以此來促進(jìn)我國體育用品制造業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和品牌創(chuàng)新，以應(yīng)對國內(nèi)及國際體育用品市場競爭；在企業(yè)發(fā)展上，進(jìn)口關(guān)稅減讓雖然減少了體育用品企業(yè)的貿(mào)易保護(hù)，但同時也減少了體育用品出口貿(mào)易的國際壁壘，為我國體育用品制造業(yè)企業(yè)國際化發(fā)展創(chuàng)造公平、開放的國際競爭環(huán)境。因此，體育用品制造業(yè)企業(yè)需加強研發(fā)投入和品牌建設(shè)，響應(yīng)國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)產(chǎn)品科技化和品牌國際化，以此來獲取更強的國際競爭力。