首先就是汇率,经济理论认为本国货币贬值会增加出口,本国货币升值会减少出口,当然这种情况的出现要以满足马歇尔-勒纳条件为前提。第二,国外的收入,当国外收入提高时,国外的消费者用于购买该国产品和进口产品的支出都会增加,因而从理论上说国外的收入对本国产品出口有正面促进作用。第三,宏观经济政策层面,如关税、出口退税等等,当然这也包括国外的宏观政策宏观层面。第四,其他因素,影响出口贸易额的因素实在太多,很难对此逐一说明,为此笔者将其余因素都列入此项,不再详述。
综上所述,在影响一国出口贸易额的因素中,笔者采集了汇率、国外收入、出口价格水平、出口退税这四个因素,其它因素都被忽略。因为在这四个因素中汇率、国外收入以及出口价格水平是必须要考虑的主要影响因素,而出口退税则纯粹出于本文研究的需要。为了能够动态性地研究出口退税,笔者构建了如下的变参数模型。
量测方程:

状态方程:



其中:export表示出口贸易总额;exchange表示汇率;price表示出口价格水平;gdp表示国外收入;tax表示出口退税额;ln为对相应的变量取自然对数。
另外为了进一步模拟出出口退税政策对出口的动态冲击效应,笔者构建了5个变量、滞后2阶的VAR(2)模型即

2、数据处理
出于本研究的需要和数据可获得性的考虑,笔者采集了1985-2009年的出口贸易总额、汇率、出口价格水平、国外收入、出口退税额的数据,其中针对汇率笔者只是采集了美元对人民币的年平均汇率(具体数据摘自中国人民银行官方网站);对于出口价格水平,由于资料所限,笔者采集了工业产品出厂价格水平以替代之;对于国外收入,笔者则采集了除中国大陆外其他国家和地区的GDP总和(原始数据摘自IMF官方网站);最后对于出口退税方面,笔者则是采集了出口退税额这一数据(具体数据摘自中国国家统计局官方网站),毕竟出口退税政策的实施最终还是体现在出口退税额的支付上。另外在具体的运算处理上,笔者对这些数据都作了取自然对数的处理。
3、模型的估计
(1)平稳性检验
状态空间方法构造的时变参数模型要求方程中的变量是平稳的,以避免时间序列变量可能存在的非平稳性造成伪回归。为此对各变量进行ADF单位根检验(结果如下,见表一)。
表一
变量
|
检验式( c t k)
|
ADF检验值
|
1%显著性水平
|
5%显著性水平
|
10%显著性水平
|
结论
|
LOG(EXCHANGE)
|
( c t 0)
|
-0.813513
|
-4.394309
|
-3.612199
|
-3.243079
|
非平稳
|
LOG(EXPORT)
|
( c t 3)
|
-3.365875
|
-4.467895
|
-3.644963
|
--3.261452
|
非平稳
|
LOG(GDP)
|
( c t 3)
|
-2.316127
|
-4.467895
|
-3.644963
|
-3.261452
|
非平稳
|
LOG(PRICE)
|
( c t 1)
|
-1.918041
|
-4.416345
|
-3.622033
|
-3.248592
|
非平稳
|
LOG(TAX)
|
( c t 0)
|
-3.610510
|
-4.394309
|
-3.612199
|
-3.243079
|
非平稳
|
D(LOG(EXCHANGE))
|
( c t 0)
|
-5.203728
|
-4.416345
|
--3.622033
|
-3.248592
|
平稳
|
D(LOG(EXPORT))
|
( c t 0)
|
-4.785919
|
-4.416345
|
--3.622033
|
--3.248592
|
平稳
|
D(LOG(GDP))
|
( c t 5)
|
-4.030638
|
-4.571559
|
-3.690814
|
-3.286909
|
平稳
|
D(LOG(PRICE))
|
( c t 0)
|
-4.754756
|
-4.416345
|
-3.622033
|
-3.248592
|
平稳
|
D(LOG(TAX))
|
( c t 0)
|
-4.553160
|
-4.416345
|
-3.622033
|
-3.248592
|
平稳
|
注:C为位移项,t为趋势项,k为滞后阶数;滞后期的选择标准以SIC值最小为准则,且由Eviews软件自动生成;D表示变量的一阶差分。
从检验结果看,各时间序列数据在1%显著性水平下都是非平稳的,并且其一阶差分在1%显著性水平下也都是平稳的,故其都是一阶单整序列。
(2)协整检验
尽管各时间序列都是非平稳的,但它们都是一阶单整序列,因此只要变量间存在着协整关系,仍然可避免由变量的非平稳性所造成的伪回归。为此笔者将对这些变量进行Johansen协整检验。从验算结果(见表二)来看,无论是迹检验还是最大特征根检验都表明,在5%的显著性水平上,出口贸易总额、汇率、国外收入、出口退税额这四个分别作了取自然对数处理的时间序列{LOG(EXPORT)、LOG(EXCHANGE)、LOG(GDP)、LOG(TAX)}存在1个协整向量,因此四个变量间存在着长期的均衡关系。
表二
Hypothesized
|
|
Trace
|
Hypothesized
|
|
Max-Eigen
|
No. of CE(s)
|
Eigenvalue
|
Statistic
|
No. of CE(s)
|
Eigenvalue
|
Statistic
|
None *
|
0.754867
|
83.84450
|
None *
|
0.754867
|
32.33699
|
At most 1 *
|
0.587521
|
51.50750
|
At most 1
|
0.587521
|
20.36810
|
At most 2 *
|
0.545912
|
31.13940
|
At most 2
|
0.545912
|
18.15765
|
At most 3
|
0.430204
|
12.98175
|
At most 3
|
0.430204
|
12.93698
|
At most 4
|
0.001945
|
0.044768
|
At most 4
|
0.001945
|
0.044768
|
Trace test indicates 3 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
|
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
|
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
|
(3)变参数模型的估算
利用Eviews软件对该状态空间模型进行估算得出如下结果(见表三),其中C(1)、C(2)为超参数的估计值,SV1、SV2、SV3为最终状态向量的一步向前预测值。具体估算得到的变参数模型为:
量测方程:

状态方程:



表三
|
Coefficient
|
Std. Error
|
z-Statistic
|
Prob.
|
C(1)
|
-12.59103
|
9.501778
|
-1.325124
|
0.1851
|
C(2)
|
-2.998297
|
0.341472
|
-8.780505
|
0.0000
|
|
Final State
|
Root MSE
|
z-Statistic
|
Prob.
|
SV1
|
-0.497261
|
0.509468
|
-0.976040
|
0.3290
|
SV2
|
0.375948
|
0.635484
|
0.591592
|
0.5541
|
SV3
|
1.629741
|
0.246098
|
6.622311
|
0.0000
|
SV4
|
0.352327
|
0.050773
|
6.939252
|
0.0000
|
Log likelihood
|
-34.43856
|
Akaike info criterion
|
2.915085
|
Parameters
|
2
|
Schwarz criterion
|
3.012595
|
Diffuse priors
|
4
|
Hannan-Quinn criter.
|
2.942130
|
由于对各变量进行了取自然对数的处理,故SV1、SV2、SV3可分别理解为一国出口总额对汇率、国外收入、出口退税额的弹性。出于本文研究的需要,笔者更为关注的是一国出口总额对出口退税额的弹性,故利用Eviews软件生成了该弹性的变参数图(见图一)。

图一
从图一中可发现1989至2000年中国出口总额对出口退税额的弹性在逐渐缓慢走低,2001至2009年其开始逐渐走高,其中2001至2007年该弹性增幅较大,而2007至2009年增幅明显趋缓。
同时,1989至2001年中国出口总额对出口退税额的弹性一直为负值,这反映了该时期出口退税对出口总额无任何的促进作用,更准确地说对出口还起了副作用,非但没有增加出口,反而还减少了出口,并且在1998和1999这两年其副作用最为强烈。这种与相关出口退税理论完全背离局面的出现,笔者认为主要由以下三方面因素综合而形成的:第一方面,在1989至2000年期间,出口退税措施并没有得到足够重视,出口退税额一直不高。第二方面,在实践中,出口退税对出口可能没有太大的促进作用,其程度远未达到理论上所论及的程度,甚至其正向促进作用有可能到了微乎其微的地步。 2/3 首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 |