張 廣，金鐘范

（1.上海財經(jīng)大學 國際工商管理學院，上海200433；2.上海財經(jīng)大學 財經(jīng)研究所，上海200434）

一、引 言

近年來，各國的衛(wèi)生檢疫制度得到了快速發(fā)展，對國際貿(mào)易的影響也越來越明顯。2000年向“世貿(mào)”組織通報的衛(wèi)生檢疫法規(guī)只有468件，到2010年已經(jīng)達到1411件，10年內(nèi)增長了2倍多。①衛(wèi)生檢疫法規(guī)的迅速發(fā)展有其深層次的原因：首先，它是“世貿(mào)”組織規(guī)則所允許的，為了保護人類健康和動植物生命安全，WTO規(guī)定各成員國可以通過相關法規(guī)來確定本國產(chǎn)品和進口品必須達到的安全標準，從而為這種新貿(mào)易壁壘的發(fā)展提供了法律上的依據(jù)；其次，隨著生活水平的提高，人們對健康和環(huán)境也越來越重視，客觀上對產(chǎn)品質量、安全和環(huán)境保護提出了更高的要求，也推動了相關法規(guī)的發(fā)展；最后，隨著關稅的逐步降低，存在用這種新貿(mào)易壁壘進行貿(mào)易保護的傾向。這些原因使衛(wèi)生檢疫壁壘的影響越來越重要，特別是對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易而言。

衛(wèi)生檢疫壁壘的特點決定了它對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響具有雙重性：一方面，較高的衛(wèi)生檢疫標準有利于確保產(chǎn)品質量，提高消費者對進口農(nóng)產(chǎn)品的信任度，改善消費者對進口品的信息不對稱狀況，從而有可能擴大對進口品的需求；另一方面，較高的衛(wèi)生檢疫標準也會增加企業(yè)的成本，提高進口品的價格，甚至導致相關產(chǎn)品無法進口，因此，過高的檢疫標準也會阻礙農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。正是基于新貿(mào)易壁壘的這種復雜性，“經(jīng)合”組織才建議在技術壁壘與衛(wèi)生檢疫壁壘方面進行更多的實證研究，為國際組織和政府部門進行有效的監(jiān)督提供更多的信息。②

我國的農(nóng)產(chǎn)品出口也受到了衛(wèi)生檢疫壁壘越來越多的影響。2010年各成員國向“世貿(mào)”組織通報的農(nóng)產(chǎn)品衛(wèi)生檢疫法規(guī)為781件，其中與我國農(nóng)產(chǎn)品出口相關的就有474件。③衛(wèi)生檢疫壁壘已成為我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中不可忽視的重要問題，它對我國的農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生怎樣的影響？本文將對這一問題進行實證研究，其主要探索在于：首先，使用兩種指標對我國農(nóng)產(chǎn)品出口面臨的衛(wèi)生檢疫壁壘進行了量化，分析范圍涵蓋2位海關編碼下的全部24類農(nóng)產(chǎn)品；其次，在估計方法上，引入了Heckman兩步法，以糾正以往使用OLS、Tobit等模型所存在的偏誤；最后，對衛(wèi)生檢疫壁壘的影響進行了多角度的分析，包括總體情況、國家分組情況、對出口概率的影響等。

本文的結構安排如下：第二部分對現(xiàn)有文獻進行簡要的回顧；第三部分介紹衛(wèi)生檢疫壁壘的量化方法；第四部分介紹模型和數(shù)據(jù)，分析各個變量的預期影響；第五部分介紹模型的估計方法和回歸結果，對各個變量的影響進行解釋；最后對全文進行簡要的總結并得出政策啟示。

二、文獻回顧

衛(wèi)生檢疫等非關稅壁壘的研究難點在于相關標準的量化。根據(jù)量化方法的不同，大體上可以將現(xiàn)有研究分為四類：

1.使用價格差異法計算關稅等價

這一方法主要是通過比較產(chǎn)品進口前后的價格差異，在控制各種因素后，將各種非關稅壁壘轉化為可比較的數(shù)量形式，相關研究包括European Commission（2001）、Yue等（2006）、Yue和Beghin（2009）等。這種方法側重衡量非關稅壁壘的成本效應，而忽略了相關標準在改善信息不對稱方面的作用，而且假設條件比較嚴格，對數(shù)據(jù)質量也有較高的要求。

2.利用法規(guī)本身的信息作為代理變量

這種方法還可以進一步細分，常用的一種是利用法規(guī)確定的最大殘留物允許值來衡量相關標準的影響，如 Wilson等（2003）、Metha和 Nambiar（2005）、Babool和Reed（2007）等。其長處是能夠比較準確地衡量相關標準對國際貿(mào)易的影響，局限是只能分析少數(shù)幾類比較相近的產(chǎn)品。另一種常用的方法是以法規(guī)本身的頁數(shù)、條款數(shù)等相關信息作為代理變量，如 Moenius（2004，2006）等。這種方法的有效性依賴于技術標準與法規(guī)的頁數(shù)、條款數(shù)之間的相關性，一般來講是一種比較粗略的衡量方式。

3.利用法規(guī)提供的信息構建衡量指標

常用的兩個指標是頻率指數(shù)（Frequency Index）和覆蓋率指數(shù)（Coverage Ratio），它們的構建方法類似，衡量的主要是一種產(chǎn)品下有多少子類產(chǎn)品受到影響，差異主要體現(xiàn)在權重上，相關研究包括Fontagné等（2005）、Disdier等（2008）等。其優(yōu)勢是比較簡單，具有廣泛的適用性，當然也有一定的局限性，下文會詳細介紹。

4.使用統(tǒng)計調(diào)查數(shù)據(jù)作為衡量指標

這一方法主要是向受到相關壁壘影響的企業(yè)及個人發(fā)放調(diào)查問卷，通過實地調(diào)研得到評價數(shù)據(jù)，相關研究包括Thornsbury等（1999）、Henson等（2001）、Chen等（2006）等。使用調(diào)研數(shù)據(jù)的好處是可以將一些難以處理的非關稅壁壘量化，了解容易被理論分析忽視的一些因素，但這種方法也存在一些問題，如調(diào)查研究的結果可能是有偏的，容易受主觀因素的影響等。

關于我國進出口貿(mào)易的相關量化研究還比較少。Bao和Qiu（2010）使用1998-2006年的數(shù)據(jù)分析了技術壁壘對我國進口的影響。他們使用頻率指數(shù)和覆蓋率指數(shù)作為量化指標，發(fā)現(xiàn)當使用頻率指數(shù)時，技術壁壘對我國的進口產(chǎn)生了負向影響；而當使用覆蓋率指數(shù)時，這種影響是不顯著的。從不同產(chǎn)品來看，技術壁壘對農(nóng)產(chǎn)品進口具有抑制作用，而對工業(yè)品進口則具有促進作用。Chen等（2008）使用1992-2004年的數(shù)據(jù)分析了進口國的食品安全標準對我國蔬菜和水產(chǎn)品出口的影響。他們使用最大殘留物允許值作為衡量指標，發(fā)現(xiàn)進口國的食品安全標準對我國蔬菜和水產(chǎn)品出口具有顯著的負向影響，并且這種影響要大于關稅。Wei等（2012）使用1996-2009年的數(shù)據(jù)分析了食品安全標準對我國茶葉出口的影響，同樣以最大殘留物允許值作為衡量指標，也得到了類似的結論。

由上述分析可見，關于衛(wèi)生檢疫壁壘對我國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響還缺少系統(tǒng)的量化研究?，F(xiàn)有文獻只是分析了幾種代表性產(chǎn)品，限制了結論的適用性，而且沒有對這種影響進行細分；在估計方法上，他們普遍忽略了貿(mào)易量為零的數(shù)據(jù)，導致結果是有偏的。本文的研究范圍包括2位海關編碼下的全部24類農(nóng)產(chǎn)品，在估計方法上我們引入了Heckman兩步法，并進行了多角度的分析，從而有利于彌補現(xiàn)有研究的不足。

三、衛(wèi)生檢疫壁壘的量化方法

借鑒國內(nèi)外學者的研究方法，如Fontagné等（2005）、Disdier等（2008）、Bao和Qiu（2010）等，本文使用頻率指數(shù)和覆蓋率指數(shù)作為衛(wèi)生檢疫壁壘的量化指標。頻率指數(shù)衡量的是一種產(chǎn)品項下的子類產(chǎn)品中有多少種受到相關標準的影響，而不考慮每一子類產(chǎn)品貿(mào)易額的大小。具體而言，衡量我國向k國出口農(nóng)產(chǎn)品j受衛(wèi)生檢疫壁壘影響程度的頻率指數(shù)為：

其中，下標i表示產(chǎn)品j下包含的第i類子產(chǎn)品；Dki為二元變量，如果k國向WTO通報了關于產(chǎn)品i的衛(wèi)生檢疫法規(guī)，Dki取1，否則取0；Mki也為二元變量，如果我國向k國出口了產(chǎn)品i，Mki取1，否則取0值。比如，在海關產(chǎn)品編碼17下共有四類子產(chǎn)品，分別為1701、1702、1703和1704，如果我國向k國出口了全部四種產(chǎn)品，而k國在1701和1702上向WTO通報了衛(wèi)生檢疫法規(guī)，則產(chǎn)品17的頻率指數(shù)為0.5，即在出口品17中有50%的子類產(chǎn)品受到了衛(wèi)生檢疫壁壘的影響?？梢?，受影響的子產(chǎn)品種類越多，頻率指數(shù)就可能越大。

覆蓋率指數(shù)衡量的是一種產(chǎn)品項下受衛(wèi)生檢疫壁壘影響的貿(mào)易額的大小，可以理解為以貿(mào)易額為權重對受影響的子類產(chǎn)品數(shù)進行加權。具體而言，衡量我國向k國出口農(nóng)產(chǎn)品j受影響程度的覆蓋率指數(shù)為：

其中，Vki代表我國向k國出口產(chǎn)品i的金額。在前面的例子中，如果我國向k國出口的子產(chǎn)品1701、1702、1703和1704的數(shù)額分別為1億美元、2億美元、3億美元和4億美元，則產(chǎn)品17的覆蓋率指數(shù)為0.3，即出口品17中有30%的貿(mào)易額受到了衛(wèi)生檢疫壁壘的影響?？梢姡苡绊懙淖赢a(chǎn)品貿(mào)易額越大，覆蓋率指數(shù)就可能越大。

由上述兩個指標的構建方式可知，頻率指數(shù)沒有考慮到子產(chǎn)品貿(mào)易量的差異，從而無法衡量不同衛(wèi)生檢疫法規(guī)的相對重要性；而覆蓋率指數(shù)雖然考慮了子產(chǎn)品貿(mào)易量的大小，卻會受到標準本身的影響。④最理想的方式就是使用自由貿(mào)易條件下的貿(mào)易額作為權重，顯然這種數(shù)據(jù)是無法得到的。為了獲得對這一問題更全面的認識，本文將兩種指標一起使用以相互印證，這也是相關研究中普遍采用的方法。

四、模型與數(shù)據(jù)

在分析貿(mào)易問題時，常用的方法是引力模型。本文也使用這一模型，考慮的變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），兩國間的距離，兩國是否具有共同的邊界、共同的官方語言，進口國的關稅水平以及我們計算的頻率指數(shù)和覆蓋率指數(shù)。GDP衡量國家的規(guī)模效應，包括進口國的需求水平與出口國的供給能力，兩國間的距離衡量商品的運輸成本，共同的邊界和官方語言衡量貿(mào)易的便利程度，進口國的關稅水平反映不同商品受到的異質影響；而頻率指數(shù)和覆蓋率指數(shù)則衡量衛(wèi)生檢疫壁壘的影響。與傳統(tǒng)引力模型的不同之處在于我們引入了反映非關稅壁壘的因素，具體的回歸方程如下：

其中，EXkjt表示第t年我國向進口國j出口產(chǎn)品k的貿(mào)易額；GDPt和GDPjt分別表示我國和進口國j在第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值，以2005年不變價來衡量，一般對貿(mào)易額具有正向影響；Distj表示我國和進口國j之間的地理距離，一般對貿(mào)易額具有負向影響；Contigj是表示我國與進口國j是否相鄰的二元變量，通常對貿(mào)易額具有正向影響；Comlangj是表示我國與進口國j是否具有共同官方語言的二元變量，通常也具有正向影響；Tariffkjt表示第t年進口國j對產(chǎn)品k征收的關稅水平，一般對貿(mào)易額具有負向影響；SPSkjt代表第t年進口國j關于產(chǎn)品k的頻率指數(shù)FIkjt或覆蓋率指數(shù)CRkjt，由于衛(wèi)生檢疫壁壘對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響具有雙重性，不能確定它的符號。

表1 主要變量的統(tǒng)計特征

表1給出了主要變量的統(tǒng)計特征。本文所計算的指標包括2位海關編碼下的全部24類農(nóng)產(chǎn)品，共有47個進口國家和地區(qū)，其中21個為發(fā)展中國家，時間范圍從2005年到2009年。貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）；GDP數(shù)據(jù)來自美國農(nóng)業(yè)部經(jīng)濟研究服務局國際宏觀數(shù)據(jù)庫；兩國間的距離、是否具有共同的語言、邊界等數(shù)據(jù)來自法國國際經(jīng)濟信息研究中心數(shù)據(jù)庫（CEPII）；關稅數(shù)據(jù)來自世貿(mào)組織在線關稅分析數(shù)據(jù)庫；衛(wèi)生檢疫法規(guī)數(shù)據(jù)來自世貿(mào)組織法規(guī)通報信息管理系統(tǒng)。⑤該系統(tǒng)提供的信息包括通報時間、通報國、受影響的產(chǎn)品、受影響的國家和地區(qū)等，利用貿(mào)易數(shù)據(jù)就可以按照前面介紹的兩種指標計算進口國的衛(wèi)生檢疫壁壘。

五、估計方法與回歸結果

（一）估計方法

一些研究使用OLS來估計引力模型，由于沒有利用貿(mào)易量為零的數(shù)據(jù)，因此，估計結果是有偏的。在本文中，接近10%的數(shù)據(jù)出口額為零，必須將這部分數(shù)據(jù)提供的信息考慮在內(nèi)。Tobit模型雖然考慮了零值的情況，但它假設零值與其他數(shù)據(jù)是由相同的分布產(chǎn)生的，這一假設過強；二階段模型（Twopart Model）雖然對Tobit模型的假設做了放松，但仍然假定是否出口和出口多少兩項決策是獨立的，顯然也不符合本文的情況；而Heckman兩步法則很好地解決了這一問題，它允許兩項決策之間存在關聯(lián)性，拉格朗日檢驗也證明了在本文的研究中這兩項決策之間不是彼此獨立的。因此，我們使用Heckman兩步法來估計前面的引力模型。此外，所有的回歸方程都控制了時間固定效應。

（二）總體樣本回歸結果

表2給出了對總體樣本的回歸結果，其中前兩列是用OLS估計的參數(shù)，主要起對照作用；后兩列是用Heckman兩步法估計的參數(shù)，是本文的最終結果。表中列（Ⅰ）使用頻率指數(shù)作為衡量衛(wèi)生檢疫壁壘的指標，而列（Ⅱ）使用覆蓋率指數(shù)作為衡量指標。在最終結果中，除了共同邊界變量外，所有的參數(shù)都是顯著的，而且具有預期的符號。以最后一列為例，在其他條件不變的情況下，進口國的GDP平均增長1%，對我國農(nóng)產(chǎn)品的需求將增加0.69%；我國與進口國之間的距離增加1%，對我國農(nóng)產(chǎn)品的進口將減少0.89%；與我國具有共同的官方語言會增加進口144%；而進口國的關稅增加1%，進口額將減少0.14%，其他列的變量可以做同樣的解釋。共同邊界變量盡管不顯著，但具有與預期相反的符號，主要是由于樣本中與我國相鄰的印度、巴基斯坦等國家處于不利于貿(mào)易的西南地區(qū)，而印度還與我國存在領土爭端。Bao和Qiu（2010）在分析中國進口貿(mào)易時，也發(fā)現(xiàn)了這一現(xiàn)象。

衛(wèi)生檢疫壁壘的影響是我們最關心的。從回歸結果來看，不論以哪一指標來衡量，它都對我國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生了明顯的抑制作用：以頻率指數(shù)為衡量標準，在其他條件不變的情況下，進口國的衛(wèi)生檢疫壁壘增加1單位，對我國農(nóng)產(chǎn)品的進口將減少0.5%；以覆蓋率指數(shù)為標準，進口國的衛(wèi)生檢疫壁壘增加1單位，進口額將減少0.3%。此外，不論以哪一指標來衡量，衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響都遠高于關稅，這一點與Chen等（2008）的結論是可以相互印證的。通過比較兩種不同估計方法的結果可以發(fā)現(xiàn)，如果不考慮貿(mào)易量為零的數(shù)據(jù)，參數(shù)估計的偏誤是很大的。

表2 總體樣本回歸結果

續(xù)表2 總體樣本回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結論的穩(wěn)健性，本文進行了多次回歸分析，結果見表3。在估計方法上，我們分別使用了Tobit模型和二階段模型；在樣本處理上，我們?nèi)サ袅酥袊?、澳、臺地區(qū)的數(shù)據(jù)，主要是考慮到這三個地區(qū)同內(nèi)地具有異常緊密的聯(lián)系，可能會對估計結果產(chǎn)生影響。從最終的回歸結果來看，不論采取何種處理方式，以哪一指標來衡量，衛(wèi)生檢疫壁壘的影響都顯著為負；除了共同邊界外，其他變量也都是顯著的，而且具有預期的符號，表明上述估計結果是穩(wěn)健的、可信的。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

（四）國家分組回歸結果

為了區(qū)分發(fā)達國家和發(fā)展中國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不同影響，本文對這兩類國家的樣本分別進行了回歸，結果見表4。由回歸結果可見，發(fā)達國家的衛(wèi)生檢疫壁壘對我國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生了強烈的負向影響，而發(fā)展中國家衛(wèi)生檢疫壁壘的影響則不顯著。也就是說，影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口的衛(wèi)生檢疫壁壘主要來自發(fā)達國家：一方面，發(fā)達國家具有較高的生活水平，對農(nóng)產(chǎn)品質量有更高的要求；另一方面，在一些發(fā)達國家，農(nóng)業(yè)利益集團處于強勢地位，這些國家傾向于保護本國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的利益，而衛(wèi)生檢疫壁壘則成了替代關稅的一種新的保護手段。Fontagné等（2005）也注意到了這一問題。

表4 國家分組回歸結果

（五）對出口概率的影響

前面分析的是在農(nóng)產(chǎn)品已經(jīng)出口的情況下，衛(wèi)生檢疫壁壘對出口量的影響。除此之外，我們也想了解衛(wèi)生檢疫壁壘對建立出口關系的影響，即對農(nóng)產(chǎn)品能否出口的影響。本文運用Probit模型對這一問題進行了分析，方程形式同前面的引力模型，表5給出了相關回歸結果。從總體樣本來看，不論以哪一指標來衡量，衛(wèi)生檢疫壁壘都對建立農(nóng)產(chǎn)品出口關系產(chǎn)生了顯著的負向影響；而從國家分組來看，發(fā)展中國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響要高于發(fā)達國家。一種可能的解釋是：發(fā)展中國家在相關政策執(zhí)行上不透明，具有很大的不確定性，致使我國的農(nóng)產(chǎn)品出口面臨較高的初始成本，而一旦克服了初始階段的困難，衛(wèi)生檢疫壁壘就不再具有顯著影響。

表5 對出口概率的影響回歸結果

六、結論與政策啟示

本文主要研究了衛(wèi)生檢疫壁壘對我國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，包括總體情況、國家分組情況、對出口概率的影響等。我們采用頻率指數(shù)和覆蓋率指數(shù)作為衡量衛(wèi)生檢疫壁壘的指標，以Heckman兩步法來估計它們對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響，通過對47個出口目的國和地區(qū)2005-2009年數(shù)據(jù)的分析，本文得到以下主要結論：從總體樣本來看，衛(wèi)生檢疫壁壘對我國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生了顯著的負向影響，并且這種影響大大高于關稅；從國家分組來看，發(fā)達國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響要高于發(fā)展中國家，后者的衛(wèi)生檢疫壁壘不顯著；從對出口概率的影響來看，發(fā)展中國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響要高于發(fā)達國家。

今后，衛(wèi)生檢疫壁壘對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響將越來越重要，我們應該盡早采取應對策略，減少不必要的損失。具體措施可以從以下幾方面考慮：首先，由于衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響大大高于關稅，我們應該充分重視進口國衛(wèi)生檢疫法規(guī)的變動情況，發(fā)揮政府機構和行業(yè)協(xié)會的作用，及時向農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)宣傳、介紹進口國衛(wèi)生檢疫方面的相關政策、法規(guī)。其次，由于發(fā)展中國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響主要體現(xiàn)在能否建立出口關系方面，在宏觀層面上，我們應該積極推動我國與其他發(fā)展中國家檢疫標準的相互認證，利用WTO談判推動其他發(fā)展中成員國增強政策執(zhí)行透明度；在微觀層面上，可以考慮對首次實現(xiàn)出口的農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)給予一定的政策優(yōu)惠，幫助企業(yè)降低建立出口關系的成本。最后，由于發(fā)達國家衛(wèi)生檢疫壁壘的不利影響主要體現(xiàn)在農(nóng)產(chǎn)品出口額方面，在宏觀層面上，我們應該適時提高向發(fā)達國家出口農(nóng)產(chǎn)品的檢疫標準，對于一些進口國歧視性檢疫措施，也要向WTO申訴以維護我們的合法權益；在微觀層面上，鼓勵企業(yè)進行農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新，增強我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力。

注釋：

①③數(shù)據(jù)來源于世界貿(mào)易組織法規(guī)通報信息管理系統(tǒng)。

②OECD：Measurement of Sanitary，Phytosanitary and technical barriers to trade，Pairs，F(xiàn)rance，2001.

④如果衛(wèi)生檢疫壁壘的影響為負，那么，覆蓋率指數(shù)有低估傾向；相反，則有高估傾向。

⑤具體可以參見http：／／spsims.wto.org.

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