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摘 要：出口退税政策作为一个宏观调控手段，20多年来对我国外贸的发展起到了积极的作用。本文一方面对有关出口退税对外贸出口影响的相关文献进行梳理，另一方面运用协整检验等统计方法对出口退税和出口的关系进行实证研究，并作出简要分析。
关键词：出口退税;协整检验;误差修正
一、引言
出口退税主要是通过退还出口货物的国内已纳税款来平衡国内产品的税收负担，使本国产品以不含税成本进入国际市场，与国外产品在同等条件下进行竞争，从而增强竞争能力，扩大出口创汇。我国1985年4月1日起实行对出口产品退税政策，从改革开放到2007年，中国的出口退税政策在不断调整，除去对财政收支的影响外，与国家的外贸出口规模也是息息相关，那么究竟出口退税的调整对企业出口规模的影响是否存在？
理论界关于出口退税的调整与外贸出口的关系大致有下面三种声音：一种是出口退税对我国外贸出口有促进作用，另一种是出口退税实质就是零税率，先征后退是多此一举，况且退税体制不完善，所以应当取消。第三种观点比较中性，认为实行出口退税有利有弊。
关于出口退税对外贸出口影响效应的文章，一方面是单纯从从税收或者汇率角度着手，运用误差修正模型得出结论是：税收或者汇率变动对中国出口影响是深刻的，该类文献国外学者研究较多（Chowdhury, Abdur R，1993；chow，2000）。另一方面是从出口退税对于外贸出口的影响来说明，也是本文研究的重点，如陈平，黄健梅（2003）运用基于ECM 模型的协整分析、Panel Data 分析等实证分析工具,研究了我国出口退税政策对出口的促进作用。张伦俊，祝遵宏（2005）运用了协积回归，对税收与出口与经济增长关系进行了实证分析，认为出口退税可以成为一种相机抉择的政策手段。
本文根据已有文献的实证方法和本文研究目的相结合，采用协整检验和误差修正分析来研究出口退税和外贸出口之间的关系。
二、模型构建
1、数据的选取与处理。本文选取两个变量，1985-2006年的出口额与出口退税额。各年的出口数据来自2006年《中国统计年鉴》及《国民经济和社会发展公报》，用当年人民币对美元的平均汇率换算为人民币计价单位；1985-2004年的出口退税数据来自邓凯成《出口退税率、人民币实际汇率和贸易顺差关系研究》，2005-2006年的出口退税数据来自国家税务总局的网上数据公布。数据均以1985年为基期，用商品零售价格指数对出口和出口退税进行平减，得到各年的实际出口值与实际出口退税额。E表示出口变量，T表示出口退税变量，并对两变量取对数，即lnE，lnT。
2、单位根检验。经典回归模型建立在平稳数据变量基础上。为了防止出现虚假回归，需要检验变量序列的平稳性。用Eviews5.0软件对变量进行单位根的ADF检验，结果见表1。
表1 ADF单位根检验结果
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变量 |
ADF值 |
临界值（5%） |
P值 |
结论 |
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ln(E) |
-2.1086 |
-4.4679 |
0.5119 |
不平稳 |
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△ln(E) |
-4.9789 |
-3.6584 |
0.0039 |
平稳 |
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ln(T) |
-2.795951 |
-4.467895 |
0.2136 |
不平稳 |
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△ln(T) |
-4.0339 |
-3.6584 |
0.0247 |
平稳 | 由表1知，变量lnE、lnT在5%的显著水平上是不平稳序列，但其一阶差分△ln(E) 、△ln(T)在5%的显著水平上都是I（1）序列。
3、协整检验。lnE、lnT都是一阶单整变量，可按EG两步法做协整回归并检验两变量是否存在协整关系。用OLS法估计回归模型 （1），如果该模型的残差 应是平稳序列，则变量lnE与lnT存在协整关系。对残差序列 检验的ADF统计量值-3.7821（检验模型含有常数项和趋势项），小于5%的显著水平的临界值-3.6450，因此认为残差序列 是平稳序列，表明lnE与lnT具有长期协整关系。运用OLS法，建立一元线性回归方程，模型估计为：
lnE=3.0784+0.9786lnT+0.4450AR(1)+μ （2）
（5.88） （10.60） （2.69）
R2=0.95，D-W=1.6950，F=190.9384，括号内为t统计值，上式中变量在5%的显著水平上均通过显著性检验，方程整体拟合优度也良好。回归结果表明，出口与出口退税具有长期稳定关系，出口退税每增加1%，出口将扩大0.9786%。
4、Granger因果关系检验。协整检验只是表明变量之间存在长期均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。对变量△lnE、△lnT进行Granger因果关系检验，结果如表2所示：
表2 变量的Granger因果关系检验（滞后期=1）
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原假设 |
F统计值 |
P值 |
结论 |
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△lnE不是△lnT的Granger原因 |
0.34984 |
0.56198 |
接受原假设 |
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△lnT不是△lnE的Granger原因 |
0.66686 |
0.42545 |
接受原假设 |
由表2可以看出，当滞后期为1时，出口不是出口退税的Granger原因，出口退税也不是出口的Granger原因。经检验，当滞后期分别为2，3，4时，出口不是出口退税的Granger原因，出口退税也不是出口的Granger原因。
5、误差修正模型。根据Granger表述定理，如果变量lnE与lnT具有协整关系，则它们间的短期非均衡关系能由一个误差修正模型表述。以式（1）估计的残差 （用e表示）作为非均衡误差项引入误差修正模型，并用OLS法得到如下误差修正模型：
（3）
（2.83）（1.50） （-1.23）
R2=0.12，D-W=2.3037，F=1.2661，括号内为t统计值。此计量结果显示，R2较小，表明此误差修正模型的整体拟合优度较差；变量在5%的显著水平上没有通过t检验，即在统计上不显著；误差修正项系数为负，符合反向修正机制。从短期动态关系来看，出口退税增长率每增加1%，出口增长率将扩大0.2118%，而上年度出口、出口退税的非均衡误差以0.1574的比率对本年的出口增长率做出修正。
三、结论
1、我国的出口与出口退税之间存在协整关系，即出口与出口退税在长期内存在稳定关系。从长期来看，出口退税每增加1%，出口将扩大0.9786%，这一结论得到了实践的验证。我国自1985年实行出口退税制度以来，出口退税对出口的增长起了不可磨灭的作用。
2、从短期动态来看，出口退税增长率每增加1%，出口增长率将扩大0.2118%，但出口退税项系数不能通过5%显著水平的统计检验。
3、出口与出口退税之间不存在Granger因果关系。影响出口的因素很多，国内生产总值，企业生产成本，汇率，国家的政策向导等等，出口退税仅是影响因素之一；一般来讲，出口扩大会使出口退税增加，但实际上，由于我国2004年之前实行中央完全退税，而改革后中央出口退税的分担比例增大，政府财政负担较重，我国的出口欠税现象严重，出口的变动未必带来出口退税的变动。
综上所述，从短期内看，我们必须对出口退税对外贸出口的激励作用给予重视，因为它确实是促进出口的有力政策工具，特别是在经济衰退或是贸易逆差较大时，出口退税政策可以起到很好的调控宏观经济的作用。但从长期看，出口受到许多作用的影响，单单靠出口退税来激励是片面的，应当采取多种手段如逐步放开人民币汇率浮动幅度，提高出口商品的竞争力，而将出口退税作为一种次要的辅助手段。
参考文献:
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[2]茅于轼.出口退税质疑.大经贸,2000.10
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[5]Chou, W. I. “Exchange Rate Variability and China’s Exports. ”Journal of Com parative Econom ics, March 2000, 28 (1) , pp. 61 - 79.
[6]Chowdhury, Abdur R. “Does Exchange Rate VolatilityDep ress Trade Flows? Evidence From Error - CorrectionModel. ”The Review of Economics and S tatistics, Nov. 1993;75 (4)：700 - 706
[7]Panagariya, Arvind. “Input Tariffs , DutyDrawbacks, and Tariff Reforms. ”Journal of International Econom ics, Feb. 1992；32 (1 /2)：131
[8]金红.出口退税对出口、经济增长及财政收入的影响.中国统计,2003.8
[9]刘穷志.出口退税与中国的出口激励政策.世界经济,2006.6
[10]陈平、黄健梅.我国出口退税效应分析：理论与实证.管理世界,2003.12
[11]孙玉琴.我国出口退税政策与出口贸易发展的关系.统计观察,2005.7
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