陶忠元，任元濤

（江蘇大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，江蘇 鎮(zhèn)江 212073）

一 、研究綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者對國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)化研究主要有以下觀點(diǎn)：

1、標(biāo)準(zhǔn)化促進(jìn)國際貿(mào)易［1］

DIN（2000）認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)化有利于提高出口產(chǎn)品質(zhì)量，增強(qiáng)產(chǎn)品競爭力。 Swann（2000）［2］認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)的信息作用能夠促進(jìn)貿(mào)易的發(fā)展，可降低交易成本。Ganslandt和 Markusen（2001）［3］指出質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)不但有助于促進(jìn)貿(mào)易的發(fā)展，而且能夠?qū)崿F(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)。王道平等（2007）［4］認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)施有助于企業(yè)共享基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)信息，通過合作創(chuàng)新產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。 凌艷平，萬欣（2009）［5］從進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的角度，驗(yàn)證了標(biāo)準(zhǔn)對我國進(jìn)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用。

2、標(biāo)準(zhǔn)化阻礙國際貿(mào)易

Fischer and Serra（2000）［6］認(rèn)為標(biāo)準(zhǔn)會限制企業(yè)進(jìn)入目標(biāo)市場，阻止其與目標(biāo)市場競爭，形成貿(mào)易壁壘。他們還研究了標(biāo)準(zhǔn)對貿(mào)易保護(hù)的作用，其研究成果表明，即使政府制定的最小標(biāo)準(zhǔn)也具有貿(mào)易保護(hù)的性質(zhì)。 Sanchez 和 Butler（2008）［7］通過用阿根廷制造業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，他們發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格程度的上升會減少企業(yè)的出口。顧國達(dá)等（2007）［8］運(yùn)用引力模型分析了標(biāo)準(zhǔn)對中日茶葉貿(mào)易的影響，結(jié)果表明，標(biāo)準(zhǔn)抑制了中日茶葉貿(mào)易的發(fā)展。

從現(xiàn)有的相關(guān)研究來看，標(biāo)準(zhǔn)化對我國出口貿(mào)易的實(shí)證研究相對較少。

二、實(shí)證分析

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化對國際貿(mào)易影響的相關(guān)理論，本文通過構(gòu)建包含國家標(biāo)準(zhǔn)增量（STA）、外商直接投資（FDI）、人民幣對美元匯率（REER）、研發(fā)投入（RD）和出口額（EX）等變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，再對變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗(yàn)，分析了各因素對我國出口貿(mào)易的影響程度。樣本區(qū)間為1991—2012年。

1、單位根檢驗(yàn)

在運(yùn)用協(xié)整理論前需要檢驗(yàn)被分析序列變量的平穩(wěn)性，即單位根檢驗(yàn)。（C,T,L）表示模型的檢驗(yàn)形式，C代表常數(shù)項(xiàng)，T代表時(shí)間趨勢，L代表之后階數(shù)。在ADF單位根檢驗(yàn)中，為了提高序列的平穩(wěn)性， 我們分別對上述指標(biāo) （EX、STA、RD、REER和FDI）取對數(shù)，運(yùn)用 Eviews6.0，得表 2。

由表2可知，在1%的顯著性水平下，序列LNEX、LNREER、LNFDI、LNSTA、LNRD 具 有 單 位根，說明這些序列是非平穩(wěn)序列。而序列的一階差分序列在1%的顯著性水平下沒有單位根，是平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 1991—2012年影響我國出口貿(mào)易的各項(xiàng)指標(biāo)

表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 ADF單位根檢驗(yàn)

由表3可知，在5%的顯著性水平下，LNFDI、LNRD等存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系長期穩(wěn)定對應(yīng)公式：

說明我國提高研發(fā)投入經(jīng)費(fèi)、人民幣升值有利于促進(jìn)我國出口貿(mào)易的發(fā)展。國家標(biāo)準(zhǔn)增量對我國出口額的影響系數(shù)為0.1578，即國家標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量提高1%，我國出口貿(mào)易額可以提高0.1578%；外商直接投資對出口的影響系數(shù)為0.16233，即外商直接投資額增加1%，我國出口貿(mào)易額就能增加0.16233%；人民幣匯率對出口的影響系數(shù)為0.288763即人民幣升值1%，我國出口貿(mào)易額就提升0.288763%；研發(fā)投入對出口的影響系數(shù)為0.881809即研發(fā)投入提高1%，我國出口貿(mào)易額能夠提高0.881809%。

2、誤差修正模型

為了增強(qiáng)回歸模型的精度，把協(xié)整回歸（1）式中的誤差項(xiàng)看成是均衡誤差，誤差修正模型如下：

由（2）式可知 ut（-1）的系數(shù)為-0.404277，表明協(xié)整關(guān)系對出口額具有調(diào)節(jié)作用，其調(diào)節(jié)效應(yīng)為-0.404277,出口額與各自變量在短期內(nèi)存在偏離，表示滯后一期的非均衡誤差會從非均衡狀態(tài)以-0.404277的力度調(diào)整為均衡狀態(tài)。

由此可知，標(biāo)準(zhǔn)增量對我國出口總額的短期影響系數(shù)為 0.07539，即國家標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量增加1%，我國出口貿(mào)易額增加了0.07539%。短期內(nèi)外商直接投資額對我國出口總額的短期系數(shù)為0.088418，這表明短期內(nèi)外商直接投資對當(dāng)期出口總額產(chǎn)生正的影響。

3、格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

對國家標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量、外商直接投資、研發(fā)投入、人民幣匯率在我國出口貿(mào)易中的4個變量是否可以構(gòu)成引起我國出口貿(mào)易變化的原因還需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。［9］

表4 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表4可以看出，在10%的顯著性水平下，拒絕了“LNSTA不是LNRD的格蘭杰原因”和“LNRD不是LNSTA的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明研發(fā)投入和我國貿(mào)易出口也為因果關(guān)系，表明從長期看，提高研發(fā)投入可以促進(jìn)我國出口貿(mào)易的發(fā)展。在5%的顯著性水平下，拒絕了“LNSTA不是LNEX的格蘭杰成因”和“LNEX不是LNSTA的格蘭杰成因”的假設(shè)，說明國家標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量和我國貿(mào)易出口是互為因果關(guān)系，表明從長期看，我國每年新增的國家標(biāo)準(zhǔn)數(shù)量是我國出口發(fā)展的原因。

同時(shí)也拒絕了“LNREER不是LNEX的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明人民幣匯率是引起我國出口貿(mào)易變化的原因。在1%的顯著性水平下，拒絕了“LNFDI不是LNEX的格蘭杰原因”的假設(shè)，說明外商投資影響著我國的出口貿(mào)易。

三、結(jié)論與對策

1、關(guān)系性質(zhì)

LNEX、LNSTA、LNREEER、LNFDI和 LNRD 這五個序列之間有且僅有一個協(xié)整關(guān)系說明我國國家標(biāo)準(zhǔn)增量、人民幣匯率、外商直接投資額、研發(fā)投入與我國出口額之間存在著長期的均衡關(guān)系。我國國家標(biāo)準(zhǔn)增量、人民幣匯率、外商直接投資額、研發(fā)投入與我國出口額都存在著正向相關(guān)關(guān)系，我國標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程等4個變量的增加對我國出口有促進(jìn)作用。

2、促進(jìn)效果

長期內(nèi)我國國家標(biāo)準(zhǔn)增量、人民幣匯率、外商直接投資額和研發(fā)投入對我國出口貿(mào)易的促進(jìn)效果要高于短期內(nèi)的效果，由此說明我國標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)程的加快、利用外商投資的增加、人民幣升值和研發(fā)投入的增強(qiáng)對出口貿(mào)易的促進(jìn)作用有時(shí)間滯后性。

3、滯后原因

造成短期內(nèi)新增國家標(biāo)準(zhǔn)對出口貿(mào)易滯后性主要有以下原因：一是存在過渡期。出口企業(yè)還在實(shí)施舊標(biāo)準(zhǔn)，但是市場需求的產(chǎn)品要按照新的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行生產(chǎn)。所以，企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品就不能很好的適應(yīng)市場需求的變化。這樣就會使得新標(biāo)準(zhǔn)的制定、實(shí)施過程和標(biāo)準(zhǔn)的采用之間存在著較長的滯后期。二是部分企業(yè)對新標(biāo)準(zhǔn)的意識敏感度較薄弱，不能在第一時(shí)間通過技術(shù)創(chuàng)新，改革產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)來滿足新標(biāo)準(zhǔn)的需求。因此，新標(biāo)準(zhǔn)的頒布實(shí)施在短期內(nèi)會對出口產(chǎn)生一定的抑制作用。

4、經(jīng)費(fèi)投入

我國應(yīng)該借鑒發(fā)達(dá)國家基于政府對標(biāo)準(zhǔn)化工作的資金投入，收取咨詢服務(wù)費(fèi)和會員費(fèi)等籌措標(biāo)準(zhǔn)化專項(xiàng)資金。不斷完善標(biāo)準(zhǔn)化專項(xiàng)資金的運(yùn)作與管理，加強(qiáng)我國國家標(biāo)準(zhǔn)制修訂經(jīng)費(fèi)的管理運(yùn)作，開展各項(xiàng)經(jīng)費(fèi)的績效與跟蹤評估制度，使各項(xiàng)經(jīng)費(fèi)的使用效益達(dá)到最優(yōu)。同時(shí)，政府還應(yīng)該完善標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)經(jīng)費(fèi)投入機(jī)制，增加我國財(cái)政預(yù)算中標(biāo)準(zhǔn)化工作的投入比重，給予我國參與國際標(biāo)準(zhǔn)化活動、重要技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的研發(fā)和標(biāo)準(zhǔn)化信息化建設(shè)等項(xiàng)目重點(diǎn)資金支持。完善我國標(biāo)準(zhǔn)化經(jīng)費(fèi)投入的政策措施，建立我國標(biāo)準(zhǔn)化經(jīng)費(fèi)的多元化投入渠道。

［1］DIN.Deutsches Instiut furNormunge.V［M］.Berlin:DINGeschaftsbericht2000,2000,120-140.

［2］Swann G.M.P.The economics of standardization:Final Report for Standards and TechnicalRegulations Directorate of Department of Trade and Industry.Manchester:University of Manchester,2000.4-8.

［3］Ganlandt,M.and J.R.Markuen,Standards and Related Regulations in International Trade:a Modeling Approach ［N］.NBER Working Paper,Cambridge,MA:NBER,2001,46-83.

［4］王道平,方放,曾德明.產(chǎn)業(yè)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究評述［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2007,（12）:105-109.

［5］凌艷平,萬欣.我國標(biāo)準(zhǔn)化與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的實(shí)證研究［J］.求索,2009,（12）:35-37

［6］Fischer,Ronald and Pablo Serra,Standards and Protection［J］.Journal of International Economies 2000（52）377-400.

［7］SANCHEZ G,BUTLER A.Impact of technical barriers to trade on argentine exports and labor markets ［C］.CEDLAS,Working Papers,2008.

［8］顧國達(dá).技術(shù)壁壘對國際貿(mào)易影響的實(shí)證分析［J］.國際貿(mào)易問題,2007,（6）.

［9］侯俊軍.標(biāo)準(zhǔn)化與中國對外貿(mào)易發(fā)展研究［D］.湖南大學(xué),2009.