鐘華梅

(北京師范大學 體育與運動學院，北京 100875)

體育用品制造業(yè)是我國體育產(chǎn)業(yè)的主導產(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、其他健身以及康復器械的進口最惠國關稅由12%降低至6%[2],2018年將服裝鞋帽、廚房和體育健身用品等進口關稅平均稅率由15.9%降至7.1%[3]。國家降低體育用品進口關稅將有效推動我國體育用品制造業(yè)的轉型升級，進口關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)轉型升級，以提升我國體育用品制造業(yè)的國際競爭力。進口關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口關稅水平與體育用品出口貿(mào)易之間的關系，為我國體育用品制造業(yè)的轉型升級提出建議。

1 文獻回顧

我國貿(mào)易大國地位的確立離不開進口關稅水平的下調，且與世界主要貿(mào)易大國相比，我國進口關稅水平還需進一步下調[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行銷售。在關稅與出口貿(mào)易關系的相關研究中，邵軍等人(2014)的研究表明進口關稅下調有利于中低技術行業(yè)國際競爭力，不利于高技術行業(yè)的競爭力提升[5]。劉曉寧(2015)實證研究發(fā)現(xiàn)關稅削減對加工貿(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，進口關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？在關稅與體育用品進出口貿(mào)易關系的相關研究中，在理論分析方面，張軍等人(2005)分析認為降低進口關稅、逐步取消非關稅措施和開放國內(nèi)投資領域將導致更多國外體育用品企業(yè)和資本進入中國市場，將對國內(nèi)體育用品產(chǎn)業(yè)整體的技術進步產(chǎn)生影響[7]。劉玉蘭等人(2009)通過分析認為如果從國外進口的體育用品嚴重沖擊國內(nèi)市場或影響國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)結構，則進口國會采取提高關稅的措施來減少國外進口[8]。張艷霞等人(2014)分析認為東盟自由貿(mào)易區(qū)實施“零關稅”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稅后，稅額每增加1%，出口額就會減少1.19%[10]。以上學者的主要結論可總結如下：進口關稅減讓將對我國體育用品技術進步產(chǎn)生影響，進口體育用品若影響國內(nèi)體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展則以提高關稅來應對，貿(mào)易國“零關稅”會降低我國體育用品生產(chǎn)成本，增收碳關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，相關研究未曾論證進口關稅減讓是否會影響我國體育用品制造業(yè)出口貿(mào)易。本研究基于當前國家下調消費品進口關稅的政策背景，實證探究進口關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)狀及進口關稅水平分析

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%。在體育用品進出口貿(mào)易方面，2015—2017年體育用品進出口貿(mào)易總額分別達到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到120.36億美元、106.17億美元和110.87億美元，體育用品進出口貿(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)國務院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)體育用品進出口貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，進一步分析發(fā)現(xiàn)(見圖1)，從2000年開始我國體育用品出口貿(mào)易額顯著高于進口貿(mào)易額，體育用品進出口貿(mào)易始終處于貿(mào)易順差地位。進出口貿(mào)易額持續(xù)上升至2014年達到最高點，2014年出口貿(mào)易額是進口貿(mào)易額的10倍，從2014年開始進出口貿(mào)易額出現(xiàn)下降，2016年進出口貿(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年我國體育用品進出口貿(mào)易變化數(shù)據(jù)來源：國務院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)。

2.2 我國體育用品制造業(yè)進口關稅水平變化情況

關稅是海關代表國家按照國家制定、公布、實施的稅法，對進出境的貨物、物品征收的一種流轉稅[11]，可分為進口關稅、出口關稅、過境關稅。我國對外貿(mào)易過程中關稅計算采取兩種方法，分別是加權平均關稅和算術平均關稅，加權平均關稅是一國一定時期進口商品關稅收入總和除以總進口商品價格，算術平均關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)的進出口貨物采用最惠國關稅，根據(jù)不同關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稅，分別為加權平均關稅、算術平均關稅、加權平均最惠國關稅和算術平均最惠國關稅。本研究主要分析進口關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)進口關稅測度體育用品制造業(yè)進口關稅水平。從世界銀行數(shù)據(jù)庫中獲取我國制造業(yè)四種進口關稅數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)顯示(見圖2)，從2000年到2016年制造業(yè)算術平均關稅稅率和算術平均最惠國關稅稅率趨于穩(wěn)定，而制造業(yè)加權平均關稅稅率和加權平均最惠國關稅稅率則出現(xiàn)較大波動。從2000年到2006年制造業(yè)加權平均關稅稅率和加權平均最惠國關稅稅率的曲線重合，兩者關稅稅率相同。2007年到2008年制造業(yè)加權平均最惠國關稅稅率高于加權平均關稅稅率，2009年制造業(yè)加權平均關稅稅率和加權平均最惠國關稅稅率又相同，2010—2016年制造業(yè)加權平均最惠國關稅稅率高于加權平均關稅稅率。

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

3 進口關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

關于進口關稅水平的測度，在以往相關研究中，王恬(2009)認為用加權平均最惠國關稅測度關稅水平能準確衡量貿(mào)易政策變動情況[12]，2018年國務院關稅稅則委員會《關于降低日用消費品進口關稅的公告》中降低體育用品的進口關稅類型為進口加權平均最惠國關稅稅率，且體育用品制造業(yè)屬于制造業(yè)的一部分。因此，為了準確測度我國體育用品進口關稅水平，本研究選取制造業(yè)加權平均最惠國關稅測度我國體育用品的進口關稅水平；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，且陳頗(2007)、王學實(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。選取變量分別標記為體育用品出口貿(mào)易SGE(sports goods export)、進口關稅稅率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行測度，標記為REER。由于貿(mào)易政策難以量化，故借鑒王學實[14]的方法采用進出口總額占GDP比重測度貿(mào)易政策，標記為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)來分析進口關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)來源于國務院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)，并進行整理獲得，體育用品出口貿(mào)易額單位為萬美元。進口關稅數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，采用制造業(yè)加權平均最惠國關稅稅率，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)加權平均最惠國關稅數(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)加權平均最惠國關稅數(shù)據(jù)[16]。美元兌人民幣匯率、GDP、進出口總額數(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、進口關稅稅率簡寫為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)、進口關稅稅率(LNITR)、匯率(LNREER)、貿(mào)易政策(LNTP)進行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)；進口關稅稅率(LNITR)、貿(mào)易政策(LNTP)原始序列不平穩(wěn)，經(jīng)一階差分后，進口關稅稅率(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，說明進口關稅稅率(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單位根檢驗結果

3.3 邊界協(xié)整檢驗

對時間序列進行動態(tài)均衡關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模型可以推導出動態(tài)誤差修正模型ARDL-ECM，使時間序列能夠進行長期動態(tài)效應和短期動態(tài)效應分析[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，以進口關稅稅率(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)整檢驗的原假設為兩個變量之間不存在協(xié)整關系，即H0：β5=β6=β7=β8=0。備擇假設為模型存在協(xié)整關系，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，變量間存在協(xié)整關系。若F統(tǒng)計量小于下邊界值則接受原假設，變量間不存在協(xié)整關系。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)整關系。根據(jù)模型(1)進行邊界協(xié)整檢驗，以此來判斷自變量與因變量之間是否存在協(xié)整關系(即長期均衡關系)。利用eviews10.0，根據(jù)AIC和SBC模型選擇準則確定模型(1)最優(yōu)滯后階數(shù)，同時兼考慮模型殘差序列自相關，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，自變量和因變量之間存在協(xié)整關系。

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)整關系，則建立ARDL模型(2)估計進口關稅稅率與體育用品出口貿(mào)易的長期彈性系數(shù)，分析進口關稅稅率和體育用品出口貿(mào)易之間的長期動態(tài)關系。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)估計進口關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。長期系數(shù)估計結果表明，進口關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，進口關稅上升對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不明顯的正向影響。進口關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)，長期以來較高進口關稅稅率對我國體育用品出口貿(mào)易起到貿(mào)易保護作用，以此來保護低技術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構建進口關稅稅率與體育用品出口貿(mào)易的短期動態(tài)均衡關系ARDL-ECM模型[21]，即模型(3)，分析進口關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模型估計進口關稅稅率變化對體育用品出口貿(mào)易的短期影響，經(jīng)過反復驗證，ARDL最優(yōu)選擇為(2,1,1,0)，模型估計結果見表4。從表4可知，模型(3)擬合優(yōu)度R方達到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。為了進一步確保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)進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結果見圖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)估計結果

圖3 ARDL-ECM模型CUSUM和CUSUMSQ檢驗結果

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)易對當期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生非常顯著的正向影響；進口關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)進口關稅稅率上升也對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生促進作用，但作用不明顯，即進口關稅減讓對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生不顯著抑制效應；前期進口關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，前期進口關稅減讓當期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進效應；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到長期均衡的速度越快。當體育用品出口貿(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)調整的速度達到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整的速度較快，短期誤差修正機制較強。

4 實證研究結果的政策解析

實證研究結果表明，從長期和短期看，體育用品進口關稅減讓對體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生的抑制效應不明顯，但上一期體育用品進口關稅減讓對當期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著的促進效應。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)調整。當前體育用品對外貿(mào)易中采取進口關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，且進口關稅減讓政策在短期內(nèi)反而能促進下一年體育用品出口貿(mào)易?；谝陨显?，2018年6月份國務院關稅稅則委員會《關于降低日用消費品關稅的公告》中將滑雪屐、帆板、高爾夫球、乒乓球、足籃排球、冰鞋、跑步機、釣具等體育用品進口最惠國關稅稅率由14%或12%降低至6%[22]，體育用品進口關稅減讓政策符合當前經(jīng)濟高質量發(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)轉型升級，促進我國體育產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展[23]。

體育用品進口關稅減讓所形成的市場競爭效應、技術創(chuàng)新效應、規(guī)模經(jīng)濟效應有效促進我國體育用品出口，是制定體育用品進口關稅減讓政策的主要原因。一是降低進口關稅擴大進口的市場競爭效應。體育用品作為最終消費品，通過降低體育用品進口關稅，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，進而促進體育用品出口貿(mào)易；二是降低進口關稅擴大進口的技術創(chuàng)新效應。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水平。但擴大低技術水平產(chǎn)品的進口能顯著促進行業(yè)技術創(chuàng)新[24]，降低進口關稅擴大體育用品進口有利于倒逼體育用品企業(yè)進行技術創(chuàng)新，以提高生產(chǎn)效率，走上“高質高價”的企業(yè)發(fā)展道路。擴大進口的技術創(chuàng)新效應主要體現(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，促進體育用品出口貿(mào)易；三是降低進口關稅擴大進口的規(guī)模經(jīng)濟效應。體育用品市場進口競爭的加劇，迫使國內(nèi)體育用品市場價格下降以達到市場供需均衡，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)濟促進體育用品出口貿(mào)易。

5 結論與建議

5.1 結論

“主動擴大進口”成為我國有效利用外資促進我國經(jīng)濟轉型升級的有效舉措，體育用品進口關稅減讓是我國“主動擴大進口”促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的具體實踐。本研究為探究進口關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，以進口關稅稅率為解釋變量，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)估計進口關稅稅率與體育用品出口貿(mào)易之間的長期和短期均衡關系。研究結論如下：自2001年加入WTO以來我國體育用品出口貿(mào)易額和進口貿(mào)易額均出現(xiàn)增長，且在體育用品進出口貿(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系，從長期看，進口關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，進口關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)易對當期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生非常顯著的促進作用；前期進口關稅減讓對當期體育用品出口貿(mào)易產(chǎn)生顯著促進作用；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)調整。

5.2 建議

在進出口貿(mào)易上，應繼續(xù)降低體育用品進口關稅主動擴大進口。摒棄高關稅的貿(mào)易保護政策，下調更多類型高質量體育用品的進口關稅，通過降低高質量體育用品進口關稅創(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)轉型升級；在政策上，應該以創(chuàng)新政策來驅動我國體育用品制造業(yè)轉型升級。通過技術創(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，促進體育用品制造業(yè)發(fā)展形成創(chuàng)新型經(jīng)濟，以應對進口關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)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》等驅動體育用品制造業(yè)升級的政策措施，應該積極貫徹落實相關政策，以可操作性的配套政策引導我國體育用品制造業(yè)創(chuàng)新驅動發(fā)展，相關政策措施應包括創(chuàng)新補貼、創(chuàng)新獎勵、創(chuàng)新成果轉化、技術標準制定等，以此來促進我國體育用品制造業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和品牌創(chuàng)新，以應對國內(nèi)及國際體育用品市場競爭；在企業(yè)發(fā)展上，進口關稅減讓雖然減少了體育用品企業(yè)的貿(mào)易保護，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，響應國家創(chuàng)新驅動發(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。