影响海关出口的

影响海关出口的多因素分析信管一班40511002姜橙40511028于丽娜内容摘要：贸易环境、累计外商直接投资和出口退税额,都会对我国海关出口产生很大的影响。通过建立海关出口影响因素的计量模型,来分析这些因素对我国出口的影响。并进一步分析这些因素对海关出口增长的贡献率。关键词：海关出口额、累计外商直接投资、出口退税额、贸易环境一问题的提出出口与投资、消费历来被视为拉动经济增长的“三驾马车”。改革开放以来，我国经济取得了举世瞩目的成就，GDP由1980年的4517.8亿元增加到2000年的89403.5亿元，年均增长率达9.5%。与此同时，出口总额也由1980年181.2亿美元增加到2000年2492.1亿美元，年平均增长达到了13.7%。同期我国在世界贸易中的排名由第26位跃升到了第7位，对外贸易依存度由1980年的不到12.6%上升到2000年的43.9%，我国占世界进出口贸易量的比重也从1980年0.9%上升到2000年的3.9%。我国对外开放的实践充分证明，出口贸易在我国经济增长中起着非常重要的作用。对外贸易的不断发展有力地促进了我国综合国力的提高,并且已经成为整个国民经济健康稳定增长的重要基础之一,国民经济的总体运行已经日益受到对外贸易发展状况的影响。如1997年以来,由于受国际环境波动剧烈的影响,我国出口贸易增长出现了大起大落的现象,这直接加剧了近几年来国民经济的波动,对国民经济的稳定发展造成了一些不利的影响。正因为目前的中国经济对国际市场的依赖程度越来越深,为保证宏观经济的持续稳定增长,出口贸易的增长问题也正受到前所未有的关注。因此,对出口各种影响因素进行系统分析,进而更好的促进我国出口的增长在当前显得尤为重要。二理论综述从国际因素看：一方面，发达资本主义国家的经济自从1982年走出经济危机的低估以后，一直保持了8年的增长（在80年代其平均经济增长速度是2.6%）；80年代后期，发达国家和新兴工业化国家（地区）加快一般加工业向发展中国家转移，因而促使了我国海关出口的快速增长；到了1990年，日本、德国和许多欧洲国家的经济仍在增长，与这样的增长速度相适应，90年代世界经济平均增长率为3.2%。世界经济的高速发展，提高了我国海关出口的巨大经济拉动作用，使中国通过参与国际产业调整加快了国内产业结构调整，迅速建立了适应国际市场竞争和国际产业分工的阶梯型结构，拓展了国际市场，加快了出口创汇。另一方面，世界贸易的发展在80年代上半期虽较为缓慢，但从1987年起，其增长速度大大加快，94年起世界贸易发生具有转折意义的变化，94年比前一年增长9.5%，是十年来最高增长率。95年世界贸易进出口总额突破6万亿美元大关，增长8%。世界贸易的不断增长，是主要发达国家的经济增长和进口能力不断提高，从某种程度上来说，发达国家进口能力提高，我国的出口也会增加。例如1994年，美国进口增长12.1%，亚洲进口增长13%，日本商品进口额增长11.5%，同年我国海关出口额增长23%。到了98年这一趋势还在继续，北美地区商品进口量增长10.5%，居多个国家和地区之首，欧盟需求成旺盛增长势头，从而推进其进口的迅速上扬，进口额增幅达5%，这是自92年以来西欧进口增长额首次超过其出口额。从国内因素看，表现在以下几个方面：（一）外商直接投资的影响。改革开放以来，我国引进外商直接投资以年均30%的速度递增，从初期的几亿美元增加到99年的400多亿美元。90年代以前，外资企业的出口份额很小，不到10%，非外资企业的出口份额超过90%，我国出口几乎全部由非外资企业完成。从1990年开始，外资企业出口的份额为12.58%。到2000年，外商企业出口额已从91年的120亿美元上升到99年的886亿美元，占全国出口额的比重从91年的120亿美元上升到99年的886亿美元，占全国出口总额的比重从91年的16.75%上升到2000年的47.93%。到2001年1至9月，全国外资企业出口额达967.31亿美元，比上年同期增长12.91%，高于全国同期出口增幅6.95%，占全国出口总额的49.61%。可以这么说，90年代出口的大幅度增长，在很大程度上得益于外资企业出口的快速增长。纵观过去二十几年，外资企业对出口增加额的贡献一直处于快速上升的势头，非外资企业对出口增加额的贡献一直处于下降的趋势。随着外商直接投资的大量涌入，外资企业对出口增加额的贡献处于主导地位，外资企业对我国出口的拉动作用越来越大，到2001年外资企业的出口额超过非外资企业，外资企业的出口成为我国出口的主导力量。外商投资企业的这种能力与其生产总量扩张、出口倾向及其与跨国公司全球体系的联系密切相关。一般而言，外资企业比较讲效率，能够及时根据国际市场变化更新产品，不像内资企业背着那么多的历史和社会包袱，外商出口产品比内资企业的出口产品更具竞争优势。（二）人民币汇率的影响。在旧的计划经济体制下，我国对外贸易由国家垄断，国内物价长期稳定，人民币汇率也保持稳定，只有在外币升值或贬值时，才相应地调整本币汇率。改革开放后，按照市场化改革要求，我国对人民币汇率机制进行了渐进的改革。1994年我国实现了人民币官方汇率与外汇调剂市场汇率并轨，开始实行以市场供求为基础的、单一的有管理的浮动汇率制度。由于汇率制度直接影响出口产品的出口价格，因此这种新的体制对我国的出口增长产生了深远的影响。众所周知，当本币贬值，一定数额的本币只能兑换较少的外币，而一定数额的外币可以兑换更多的本币，因此，进口外国产品必须支付更多的本币，出口本国商品可得到更多的本币或者以外币表示的商品价格下降。很明显，本币贬值有利于提高本国出口商品在国际市场的价格竞争力，从而扩大出口。另外，在双轨汇率时，外商来华投资注册资本按处于高估水平的官方牌价计算，而汇出利润则按市场调剂价计算，这样外商在无形中便增加了外汇投资成本，减少了外汇盈利收入。汇率并轨后，等量外汇可兑换的人民币增多，外商有利可图，自然激发了投资和再投资的兴趣，从而也间接促进了出口。但在这之后，人民币汇率逐步升值，再加上1997年下半年的亚洲金融危机，东南亚各国货币相继贬值，而人民币币值坚挺，降低可我国商品的竞争能力，而且个别企业抱着一种对人民币贬值的心理，加剧了出口难度。自98年期我国出口出现滑坡，特别是自5月份出口负增长后，8月、9月、10月、11月连续四个月出现负增长。贸易环境、累计外商直接投资和出口退税额,都会对我国的出口产生很大的影响。贸易环境是指我国出口额占世界出口额的比重。它能够反映世界经济状况和我国贸易抗干扰和自我调节能力。贸易环境的变化对我国的出口有很强的影响,它与我国的出口情况同向变化。贸易环境的改善能够使我国的出口相应增加。外商直接投资流入能够使得国内各经济部门,因外资流入而产生国内经济实力的变动,并由此而促进出口增长。外国跨国公司及其子公司与当地企业之间通过市场交换关系形成一种长期供给契约,通过这种关联,大量的知识、技术、管理经验可以从外国子公司转移到发展中国家的企业。经过与跨国公司的合作,可以逐步形成并提高当地国企业的国际竞争力。由此可以看出,FDI与东道国当地的关联是实现促进经济增长和出口增长目标的重要因素。因此,吸引更多的FDI,一方面可以增加资本和金融项目顺差;另一方面,又可以通过外资企业,促使出口扩大。出口退税是一个国家或地区对已报关离境的出口货物,由税务机关根据本国税法规定,将其在出口前生产和流通各环节已经缴纳的国内增值税或消费税等间接税税款,退还给出口企业的一项税收制度,其目的是使出口商品以不含税价格进入国际市场,避免对跨国流动物品重复征税,从而促进该国家和地区的对外出口贸易。出口退税机制作为一项财政激励机制,已被WTO诸多成员广泛应用。出口退税的理论依据是避免双重征税和保证国际竞争的公平性。出口退税制度是一种间接的财政支出,实施的物件是出口的货物,只对出口货物的税金成本进行补偿,实施难度小,由于它是国际惯例而不至于遭受到货物进口地政府的贸易报复。出口退税对于我国扩大出口起到非常大的促进作用。出口退税额与一般贸易出口成本呈负相关效应,出口退税对出口增长的影响非常直接。根据有关机构计算,出口退税率每上升1个百分点,就相当于一般贸易出口成本减少约1个百分点。从理论上看,出口退税额的多少能够间接影响企业的出口成本和产品销售价格。出口退税制度的实行,无疑会增强产品在国际市场上的竞争力。出口退税使货物以无税成本进入国际市场,增强了在国际市场上的竞争能力。同时,出口货物所退还的税款可以直接冲减出口货物成本或税金成本,这也会调动出口企业的积极性。因此我们选定贸易环境、累计外商直接投资和出口退税额作为三个因素进行分析。三模型设定根据上述的分析,可以知道出口总额依赖于累计外商直接投资、出口退税和贸易环境的变化,要建立三元的线性回归模型为:lnexport=c(1)+c(2)lngfdi+c(3)lnreatax+c(4)lnratio+ui其中,lnexport、lngfdi、lnretax与lnratio分别为出口总额、累计外商直接投资、出口退税和贸易环境的变动率。选取1985-2003年的相关数据作为样本区间,使用EVIEWS5.0软件进行线性回归分析。研究3个变量对出口的影响,关键是分析它们的变动率对出口增长的影响,因此需要对原始数据取对数,然后再做回归模型。四数据收集1985——2003年我国出口总额、累计外商直接投资、出口退税和贸易环境情况表年份项目出口总额（亿美元）外商直接投资（亿美元）出口退税额（亿美元）贸易环境（中国出口额占世界出口额的比重）（%）1985273.547.2119.71.41986309.465.95441.51987394.489.0976.71.61988475.2121.031131.71989525.4154.951531.71990620.9189.821851.81991718.4233.48254.421992849.4343.552852.31993917.4618.73012.519941210.1956.374502.919951487.71331.58549.2319961510.51748.848262.919971827.92201.41432.53.319981837.12656.044373.419991949.33059.23627.73.6200024923466.38810.43.920012661.53935.161071.54.320023255.74462.591259.25.120034383.74997.61988.595.9数据来源:各年《中国统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》五模型的估计与调整使用EVIEWS5.0,做线性回归得到的最终回归结果为:LNEXPORT=4.247812384+0.1489398722×LNGFDI+0.1419451476(31.11786)(3.535903)(3.907744)×LNRETAX+0.9859333126×LNRATIO(6.835440)R2=0.995665调整后的R2=0.994797DW=1.757415F=1148.278括号中为各回归系数的t检验值。可以看到拟合度和调整后的拟合度分别为0.995665和01994797,方程的F检验值F=1148.278F0.05(3,19)=3.13,DW值为1.757415。这说明得到的三元回归方程非常显著,这说明累计外商直接投资、出口退税和贸易环境与出口总额存在显著的线性关系。但是,在对该方程的残差进行Q检验时,发现方程残差还存在着一定的自相关。因此,需要对方程加入AR项。调整后的最终方程为:LNEXPORT=4.381387641+0.1270718228×LNGFDI+01125993767(36.53057)(3.679257)(3.906389)×LNRETAX+11092944706×LNRATIO+[AR(4)=-0.7453613965](9.123764)(-3.569692)R