董雅潔　王偉濤

(青海省金融工作辦公室，青海 西寧 810000； 甘肅銀行股份有限公司，甘肅 蘭州 730000)

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抵減TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口負效應的途徑研究

董雅潔王偉濤

(青海省金融工作辦公室，青海 西寧 810000； 甘肅銀行股份有限公司，甘肅 蘭州 730000)

TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的影響很大。在Ju jiandong 與Kala Karishina模型的基礎上分析了TPP協(xié)定的原產(chǎn)地規(guī)則阻礙我國紡織品中間產(chǎn)品及最終產(chǎn)品出口的機理；然后利用引力模型分別測度了FTA原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品向單個成員的出口效應、對TPP 11國整體的出口效應及對紡織品中幾大類產(chǎn)品的出口效應。三種效應的計量結(jié)果表明：除學者們普遍認同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方案外，與TPP成員逐一簽訂自貿(mào)協(xié)定是有效化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口不利影響的新途徑。

TPP； 原產(chǎn)地規(guī)則； 紡織品出口； FTA； 引力模型

0　引　言

紡織品是我國對跨太平洋伙伴關系協(xié)定(Trans-Pacific Partnership Agreement，簡稱TPP)成員國的重要出口產(chǎn)品，僅次于機電產(chǎn)品。TPP協(xié)定是為防止貿(mào)易偏轉(zhuǎn)，維護區(qū)域內(nèi)成員的利益，阻礙區(qū)域外產(chǎn)品對內(nèi)出口的快速增長而針對紡織品設置的極為嚴格的原產(chǎn)地規(guī)則。TPP要求的本地含量標準(RVC)高達45%，刷新了東亞FTAs的40%的記錄，同時還不斷強調(diào)“從紗認定”原則的使用，從而進一步強化了TPP協(xié)定原產(chǎn)地規(guī)則的限制效力。

TPP協(xié)定中嚴格的原產(chǎn)地規(guī)則，無疑給外貿(mào)競爭力下滑、頻繁遭受國外“雙反調(diào)查”、依賴外延型增長并開始顯露出“巴格瓦蒂效應”跡象的我國紡織品出口帶來較大的負面影響。其原因有兩個：一是 TPP協(xié)定消除了成員國間的關稅阻礙，因此在原產(chǎn)地規(guī)則作用下，成員國的需求發(fā)生偏轉(zhuǎn)，相互間的貿(mào)易聯(lián)系得以強化，從而使我國處于不利的競爭地位，并且由此引發(fā)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應更使我國的紡織品出口直接受損。二是TPP協(xié)定允許成員方使用非關稅壁壘及其它貿(mào)易救濟措施，而原產(chǎn)地規(guī)則雖未被劃歸非關稅壁壘的范圍內(nèi)，但其所產(chǎn)生的效力卻與形式多樣的非關稅壁壘不相上下。且有些國家還常將環(huán)保條款、知識產(chǎn)權(quán)等規(guī)定與原產(chǎn)地規(guī)則結(jié)合使用，從而構(gòu)建了一個嚴密的貿(mào)易保護圈，層層圍堵，不僅使我國紡織品的出口嚴重受損，而且使我國的產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢不斷下降。

1　相關文獻綜述

隨著我國自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的實施，針對原產(chǎn)地規(guī)則對我國出口產(chǎn)品的潛在負效應的研究也逐漸增多。李廷、高斌[1]47-50；蔡宏波[2]25-31以中國香港、韓國、澳大利亞等與中國大陸地區(qū)的雙邊貿(mào)易為對象，測度了建立自由貿(mào)易區(qū)產(chǎn)生的貿(mào)易流量效應，分析了貿(mào)易流量效應對制定對外貿(mào)易戰(zhàn)略的參考意義；萬璐[3]59-73利用 GTAP模型討論了美國加入TPP的可能步驟，并分析了美國加入TPP對成員國和域外國家產(chǎn)生的影響；曾坤生、王玨[4]54-57在了解了中國紡織品向TPP成員國出口現(xiàn)狀的基礎上，分析了TPP對我國紡織品出口競爭力的影響；湯碧、林桂軍[5]16-20針對美國加入TPP給中國區(qū)域貿(mào)易的沖擊進行了分析，提出中國應關注TPP談判，推動和東亞區(qū)域國家的經(jīng)濟合作，減少TPP沖擊負效應等建議；彭支偉、張伯偉[6]83-95利用CGE模型對TPP和FTAAP對APEC成員造成的影響進行評估，提出中國要在逐漸推進雙邊自由貿(mào)易協(xié)定的同時，深化區(qū)域經(jīng)濟合作，以減少TPP帶來的不利沖擊。

以上學者雖然從不同角度對于原產(chǎn)地規(guī)則對我國出口產(chǎn)品的潛在負效應進行了研究，并利用相關指標進行了測算，但這些僅僅是對產(chǎn)業(yè)自身調(diào)整的研究，而像利用簽署雙邊自由貿(mào)易協(xié)定(Free Trade Agreement，簡稱FTA)這種方式來化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對紡織品出口帶來的不利影響的研究則相對較少，且對此進行測算和論證的力度也明顯不足。

2　TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口影響的機理分析

本文在參閱以上學者的研究成果的基礎上，利用Ju jiandong與Kala Karishina模型[7]1-10，以自由貿(mào)易協(xié)定中的雙邊原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品向單個成員、對TPP 11國及紡織品具體細類產(chǎn)品的出口效應進行測度，以此尋求TPP原產(chǎn)地規(guī)則給我國經(jīng)濟帶來不利影響的解決途徑。下面本文著重探討TPP 原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的影響機理。

2.1理論模型假設

(1)本文假設存在貿(mào)易聯(lián)系的甲、乙、丙三國中，甲、乙之間簽署了自貿(mào)協(xié)定，丙為區(qū)域外國家。在此，甲國生產(chǎn)A、B兩種產(chǎn)品，乙國生產(chǎn)A、C兩種產(chǎn)品，丙國生產(chǎn)B、C兩種產(chǎn)品。以上三種產(chǎn)品中，A、B為最終產(chǎn)品，而C為B產(chǎn)品的中間產(chǎn)品，A為計數(shù)商品。A、B兩種產(chǎn)品最終在三國中均有銷售，甲、乙二國相對于丙國則為小國。在此，無論是中間產(chǎn)品(C)還是最終產(chǎn)品(A、B)面臨的市場均為完全競爭市場，且生產(chǎn)的規(guī)模效益不變。

(2)本文假設甲、乙兩國的自貿(mào)協(xié)定生成以前，三國間的貿(mào)易方向為：丙國向甲、乙出口B、C兩種產(chǎn)品，并進口A、B兩種產(chǎn)品。而乙國對甲國出口C，進口B。此時，全部商品的世界市場價格為1。假設自貿(mào)區(qū)成立前，甲、乙兩國對B產(chǎn)品的進口關稅為TB甲、TB乙，對C的進口關稅為TC甲、TC乙，TB乙>TB甲。則A、B、C三種產(chǎn)品最終的價格等于世界市場價格與關稅之和。但在自貿(mào)區(qū)成立后，甲、乙兩國間的產(chǎn)品交易關稅就變?yōu)?，同時，甲、乙兩國對外實施一致的原產(chǎn)地規(guī)則。

2.2原產(chǎn)地規(guī)則對域外國家中間產(chǎn)品出口的影響

圖1　原產(chǎn)地規(guī)則限制程度與產(chǎn)品成本的關系

由圖1可知，當原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α小于α0時，原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度較低，甲國B產(chǎn)品的生產(chǎn)容易滿足原產(chǎn)地規(guī)則要求。甲國可以在乙國與丙國中選擇價格相對低廉的中間投入品C，因此，低限制程度的原產(chǎn)地規(guī)則對FTA區(qū)域內(nèi)的中間投入品貿(mào)易影響較小，且甲國可以從中獲得較大的由貿(mào)易所創(chuàng)造的效應。

當原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α處于α0與α1之間時，原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度雖有所提升，但并未達到十分嚴格的程度。此時，實施原產(chǎn)地規(guī)則的生產(chǎn)成本低于未實施原產(chǎn)地規(guī)則的成本，因此，甲國會對從乙國及丙國進口的中間投入品C的比例進行調(diào)整，增加從乙國的進口，降低從丙國的進口，以滿足FTA中原產(chǎn)地規(guī)則的要求。在此過程中，甲國增加對FTA內(nèi)部成員的中間投入品需求，會推升中間投入品C的價格，導致制成品B的價格上漲。此外，受原產(chǎn)地規(guī)則限制，區(qū)域外廉價的B產(chǎn)品因難以進入甲、乙FTA的市場之內(nèi)，導致甲、乙兩國的消費者因被迫購買高價產(chǎn)品而面臨消費者剩余減少、福利水平下降的困局。

當原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α大于α1時，則原產(chǎn)地規(guī)則漸趨嚴格，此時甲國企業(yè)生產(chǎn)B產(chǎn)品時，從乙國進口的中間投入品C的數(shù)量會進一步增加，而丙國的C產(chǎn)品也將更加難以進入。當投入品C的價格隨需求增加而上漲并最終使制成品B的價格飛升時，F(xiàn)TA成員國消費者的福利水平會嚴重受損。

2.3原產(chǎn)地規(guī)則對域外國家最終產(chǎn)品出口的影響

原產(chǎn)地規(guī)則對域外國家最終產(chǎn)品的出口主要是通過中間投入品實現(xiàn)的。因此，嚴格的原產(chǎn)地規(guī)則設定會對域外國家的產(chǎn)品出口造成以下影響：首先，由于本地產(chǎn)量不能滿足原產(chǎn)地規(guī)則要求的產(chǎn)品無法享受相關的稅收優(yōu)惠，因此，高額關稅的征收則會推升丙國生產(chǎn)的最終產(chǎn)品B的價格，使其失去與本地產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢，從而阻礙丙國向FTA成員國的出口；其次，若丙國為滿足產(chǎn)品的本地產(chǎn)量要求，使用FTA成員乙國生產(chǎn)的中間投入品C，從而可能使消費者需求增加而使產(chǎn)品C的價格上升，進而會間接推高最終產(chǎn)品B的價格。在這種情況下，丙國的產(chǎn)品即便滿足了原產(chǎn)地規(guī)則要求，但由于丙國不是FTA成員，因而丙國也難以獲得相關優(yōu)惠措施，其出口的產(chǎn)品B在價格上仍然不具備競爭優(yōu)勢，因而無法從根本上改變丙國出口受阻的困境。

3　化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口負面影響途徑的實證檢驗

雖然我國學者普遍青睞通過產(chǎn)業(yè)調(diào)整降低TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國的影響，但產(chǎn)業(yè)調(diào)整是一個長期的過程。以品牌建設為例，每一個得到廣泛認知的品牌都經(jīng)歷了幾十年甚至上百年的發(fā)展，因此，新建品牌對出口的促進作用并不明顯。此外，產(chǎn)業(yè)調(diào)整對技術(shù)及工人素質(zhì)的要求很高，由此便會引發(fā)新的就業(yè)及人力供給問題，進而又會影響產(chǎn)業(yè)調(diào)整的效果。而現(xiàn)階段我國雖未直接參與TPP談判，但卻與其成員國中的越南、馬來西亞、新西蘭、新加坡、秘魯、文萊及智利簽署了雙邊自貿(mào)協(xié)定。那么，我國如何利用這些FTA中的原產(chǎn)地規(guī)則來維護我國利益，促進我國的紡織品出口呢？基于此，本文提出了化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則不利影響的一個思路：即因為直接加入TPP存在巨大障礙，那么，我國可以通過與TPP成員逐一簽署雙邊FTA，并利用其原產(chǎn)地規(guī)則效應，抵減TPP原產(chǎn)地規(guī)則的影響。

為了驗證這一思路的可行性及效果，本文以2002—2014年中國大陸對TPP中11個成員國(美國、越南、加拿大、馬來西亞、文萊、智利、新西蘭、新加坡、澳大利亞、墨西哥、秘魯)的紡織品出口情況來構(gòu)建面板數(shù)據(jù)引力模型，并利用引力模型分別對我國與TPP 7國間存在雙邊FTA的原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口到單個國家的效應、出口7國的總效應及紡織品中不同種類(如原料類、日用和工用紡織品以及服裝與配件)的出口效應進行測度。

3.1實證模型、方法和數(shù)據(jù)說明

20世紀60年代，Tinbergen將物理學上的引力模型引入了國際貿(mào)易問題的研究中，由此開創(chuàng)了此類研究的先河。此后，Linnemann[8]300-350及后繼的研究者不斷擴充引力模型的變量，從而使研究更加深入細致。當前采用引力模型進行的研究大多為 “多國模式”，即測度n個國家中兩兩之間的貿(mào)易。因本文的重點在于測度TPP建立后其原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的影響，因此，本文選擇“單國引力模型”進行實證研究。單國引力模型的一般形式為：

(1)

本文將(1)式進行對數(shù)化后變?yōu)?2)式：

ln(Fij)=β0+β1ln(GDPi)+β2ln(GDPj)+β3ln(Distij)+μij

(2)

本文在(2)式的基礎上構(gòu)建的引力模型為：

lnEXPORTijt=α0+β1lnGDPit+β2lnGDPjt+β3lnpcGDPit+β4lnpcGDPjt+β5lnpcGDPdiffijt+β6lnDISTANCEij+β7RoOijt+εijt

(3)

(3)式中：EXPORTijt表示中國在t年向j國的出口額，并根據(jù)HS2002編碼對紡織品服裝類產(chǎn)品分類，紡織品出口額數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UNcomtrade)。GDPit表示中國在t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；GDPjt表示j國在t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPit表示中國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPjt表示j國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPdiffijt，表示中國和j國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值差額。*數(shù)據(jù)來源：來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫；DISTANCEij表示i、j兩國間的距離，一般被認為是兩國間貿(mào)易的阻滯因子。本文按照一般做法，采用兩國首都間的距離衡量兩國貿(mào)易活動的運輸成本。*數(shù)據(jù)來源：利用網(wǎng)站http://www.geobytes.com/default.htm中的距離計算器測算得出；RoOijt為虛擬變量，代表自貿(mào)協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則，它是促進出口貿(mào)易量的重要“壓力源”。雙邊簽署的FTA存在原產(chǎn)地規(guī)則，賦值為 1，反之為0。*數(shù)據(jù)來源：根據(jù)各經(jīng)濟體向世界貿(mào)易組織秘書處通報注冊情況獲得。εij為隨機擾動項。

3.2數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為避免偽回歸問題的出現(xiàn)，本文在測度各種效應之前，先對相關數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行驗證，具體采用Levin-Lin-Chu(LLC)、Im-Pesaran-Skin(IPS)、Fisher-ADF、Fisher-PP 等方法，分別在相同根情形下和不同根情形下對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。由于樣本總體回歸模型在水平狀態(tài)下除變量lnpcGDPjt在10%的置信度下滿足平穩(wěn)性檢驗外，其余變量均不平穩(wěn)，因此，本文在取一階差分后繼續(xù)進行檢驗，由此得到以下結(jié)果，詳見表1所示。

表1　面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)為p值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

3.3實證檢驗結(jié)果

3.3.1RoO對我國紡織品出口流量的檢驗

本文以方程(3)為基礎，運用固定效應模型的SUR加權(quán)GLS方法進行回歸擬合，分別測度我國與上述7國間FTA原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的影響。由于本文的研究重點僅限于我國紡織品的出口，因此暫未考慮RoO對TPP協(xié)議中其他國家之間紡織品出口的影響。此外，由于樣本對象模型為面板數(shù)據(jù)模型，雖然可以通過截距變化反映截面成員的個體差異，但變化后的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)或經(jīng)濟條件會導致相關參數(shù)隨截面?zhèn)€體的變化而變化，從而使研究結(jié)果與目標相悖，因此本文將主要考察7個雙邊自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議對各自貿(mào)易量的真實影響，同時對變量RoOijt的系數(shù)進行橫向比較，以分析其差異所在。具體模型如下：

yit=αi+xit′βi+uit(i=1,2,…,N; t=1,2,…,T)

(4)

(4)式中，yit為因變量，xit=(x1,it,x2,it,…,xk,it)′為k*1維解釋變量，N為截面成員個數(shù)，T為每個截面成員觀測時期總數(shù)；參數(shù)αi為模型的常數(shù)項，βi為對應于解釋變量向量xit的系數(shù)向量。由此得到以下結(jié)果，詳見表2所示。

表2　固定效應系數(shù)模型回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為p值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

由表2可知，R2=0.994 4，加權(quán)修正R2=0.993 1，D.W=0.859 3，加權(quán)D.W=2.061 0，由此可見，采用固定效應系數(shù)模型回歸結(jié)果轉(zhuǎn)好。中國同7個樣本對象的紡織品出口，RoO系數(shù)都通過了顯著性檢驗，除與新加坡的RoO系數(shù)為負外，其余系數(shù)均為正值。

具體地，中國對越南出口貿(mào)易受雙邊FTA影響最顯著，系數(shù)達到1.920 7。這表明中越FTA的原產(chǎn)地規(guī)則，能夠有效保護我國對越南的紡織品出口利益，從而在一定程度上弱化了TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的負效應。中國同馬來西亞、智利、文萊、秘魯、新西蘭的雙邊FTA 也分別在一定程度上促進了雙邊貿(mào)易，這與兩地在地區(qū)經(jīng)濟一體化進程中所扮演的重要角色密不可分。新加坡同中國貿(mào)易引力模型的RoO虛擬變量系數(shù)為負，表明FTA的原產(chǎn)地規(guī)則在一定程度上阻礙了雙方貿(mào)易的增長，這一結(jié)果與模型的預測不符。其原因是新加坡的經(jīng)濟貿(mào)易結(jié)構(gòu)較為特殊，同時，新加坡是全球簽署FTA較多的國家之一，因而，F(xiàn)TA中的原產(chǎn)地規(guī)則相互交織，極可能對我國紡織品的出口形成阻礙。此外，在中國與新加坡方程擬合中，同期相關或不同時期個體隨機誤差項相關等現(xiàn)象也可能對計算結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。

3.3.2總體樣本的回歸結(jié)果分析

引力模型最常用的估計方法為固定效應模型回歸(FE)和隨機效應模型回歸(RE)兩種。為了檢驗計量結(jié)果對解釋變量選擇的敏感性，本文對模型的固定效應和隨機效應分別進行了回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)Hausman未通過顯著性檢驗，因此不能采用固定效應進行回歸，而應采用隨機效應進行估計。模型Ⅰ以中國對樣本國家的紡織品出口額為被解釋變量，根據(jù)(3)式進行隨機效應回歸。模型Ⅰ′是剔除模型Ⅰ中不顯著變量后的隨機效應回歸模型?？傮w樣本模型Ⅰ和模型Ⅰ′的回歸結(jié)果詳見表3所示。

由表3可知，樣本總體回歸結(jié)果中除出口國的GDP、人均GDP以及距離不顯著外，其他指標均顯著。

模型Ⅰ中，lnGDPit、lnGDPjt的系數(shù)均為正值，但前者不顯著。GDPi為出口國的經(jīng)濟規(guī)模，反映了出口國潛在的供給能力；GDPj為進口國的經(jīng)濟規(guī)模，反映了進口國的潛在需求能力，此二者被認為與貿(mào)易量呈正相關。我國作為紡織品出口大國，紡織品原料和制成品生產(chǎn)總量較大，出口的GDP越高，則其需求能力也就越大，而模型中回歸系數(shù)表明經(jīng)濟總量對貿(mào)易的推動作用十分明顯。

表3　總體樣本的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

通過對lnpcGDPit、lnpcGDPjt的檢驗發(fā)現(xiàn)其系數(shù)均為負，同時變量lnpcGDPit未能通過顯著性檢驗，而lnpcGDPjt通過顯著性檢驗，表明我國紡織品出口會受進口國人均GDP的影響，但從系數(shù)上看，這一影響的方向為負。其原因可能是：我國龐大的人口總量攤薄了紡織品的出口總額，從而表現(xiàn)出高出口額、低人均GDP的特點，使回歸結(jié)果呈現(xiàn)負相關。另外pcGDPdiffijt的系數(shù)為0.547，且在5%的置信度下滿足顯著性要求，表明兩國經(jīng)濟水平的差異會促進兩國貿(mào)易的發(fā)展。對DISTANCEij的檢驗發(fā)現(xiàn)其系數(shù)為負，并未通過顯著性檢驗，由此說明距離對雙邊貿(mào)易會產(chǎn)生阻滯作用。而虛擬變量RoOijt的系數(shù)為1.025，且顯著性較高。較之pcGDPi的系數(shù)為0.122 5，原產(chǎn)地規(guī)則系數(shù)為1.025，表明TPP協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則設定會產(chǎn)生較大的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，這說明我國與TPP成員國中7個國家間的雙邊FTA原產(chǎn)地規(guī)則能為我國紡織品的出口帶來較高的正效應，這在一定程度上也能夠化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國的不利影響。

3.3.3樣本分類回歸結(jié)果分析

依照聯(lián)合國產(chǎn)品HS2002分類標準，紡織品具體分為三類：即紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件。紡織品原料類產(chǎn)品出口越多，越說明出口國處于較低的發(fā)展階段，反之，紡織品中的制成品出口越多，越表明該國的發(fā)展階段高。但由于分類后各類產(chǎn)品的份額以及相關的貿(mào)易情況都有所變化，而這些變化在總體模型中并不能清楚地解釋，因此，本文下面分別就紡織品的三種類型進行回歸分析，以期更全面地測度RoO對不同類型紡織品出口的影響。

下面以模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ分別代表紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件，以模型Ⅱ′、模型Ⅲ′、模型Ⅳ′分別代表剔除不顯著變量后紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件三類商品出口的回歸模型。由回歸過程可知，此三類紡織品回歸模型的Hausman檢驗p值分別為0.966、0.101 7、0.498 8，均拒絕固定效應回歸，因而再采用隨機效應對模型進行回歸。由此得到模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ和剔除不顯著變量后模型Ⅱ′、模型Ⅲ′、模型Ⅳ′的回歸結(jié)果，詳見表4所示。

由表4可以看出以下幾點：

(1)除人均GDP差異不顯著外，其余指標的回歸結(jié)果均比較顯著。在模型Ⅱ及模型Ⅲ中，lnGDPi的系數(shù)分別為57.044、47.518，并都在10%水平下通過顯著性檢驗，表明紡織品原料、日用和工用紡織品的出口與出口國的經(jīng)濟規(guī)模及供給能力呈明顯的正相關關系，同時，lnGDPj的系數(shù)也為正值，且在1%的水平下顯著相關，表明進口國的經(jīng)濟實力與需求能力呈正相關關系。

(2)進口國的人均GDP對我國三類紡織品出口貿(mào)易作用明顯。模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ中l(wèi)npcGDPi、lnpcGDPj的系數(shù)均為負，且在模型Ⅱ、模型Ⅲ中通過顯著性檢驗，說明進口國的人均GDP對我國三類紡織品出口貿(mào)易作用明顯，但系數(shù)為負，表明我國現(xiàn)階段出口產(chǎn)品中的低端產(chǎn)品所占比重較大，因此，當進口國人均收入提高時便會降低對我國此類產(chǎn)品的需求。

(3)收入水平的不同會影響國家間的貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)。模型Ⅱ、模型Ⅲ系數(shù)為負，未通過顯著性檢驗。從pcGDPdiffijt的檢驗中發(fā)現(xiàn)，模型Ⅱ、模型Ⅲ系數(shù)均為負，未通過顯著性檢驗，但模型Ⅳ表現(xiàn)尚佳，且在1%的水平下通過顯著性檢驗，說明系數(shù)的預期方向和理論相符，即：收入水平的不同會影響國家間的貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)。

(4)我國與別國距離阻礙紡織品的雙邊貿(mào)易。因DISTANCE的系數(shù)均為負，且通過顯著性檢驗，表明距離在三類紡織品雙邊貿(mào)易中起了阻滯作用。模型Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ中的系數(shù)絕對值逐漸減小，表明在紡織品出口中較為低端的紡織品原料類受距離這一阻滯因素的影響大于日用和工用紡織品，而日用和工用紡織品受此影響的程度又大于服裝及附件。

(5)原產(chǎn)地規(guī)則對我國向TPP 7個成員國的出口效應為正。由虛擬變量RoO在三個模型中的系數(shù)可以看出，虛擬變量RoO的顯著性較高。具體而言，這些協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則對紡織品原料出口的影響為0.486，對日用及工用紡織品出口的影響為0.437，對服裝及配件為0.545，表明原產(chǎn)地規(guī)則的設定保護了我國對TPP國家的出口利益，且處于產(chǎn)業(yè)鏈兩頭的紡織品原料與服裝從中受益較多。

表4　樣本分類回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

4　結(jié)　語

當前，由于我國尚未加入TPP談判，無法在TPP協(xié)定內(nèi)消除原產(chǎn)地規(guī)則所帶來的不利影響。但在TPP協(xié)定之外，我國通過“全面實施自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略”，且與TPP中7個成員國簽署的雙邊FTA原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的正效應比較顯著，表明此種方式能夠在一定程度上降低TPP原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織品出口的不利影響。未來當我國完成與TPP剩余4個成員國(美國、加拿大、澳大利亞、墨西哥)的雙邊FTA建設時，這種抵減效果將會更加明顯。但需要指出的是，我國要完成雙邊FTA的簽署過程可能比較漫長與艱難，其間需要考慮與必須克服的障礙也會很多，因而要達成與上述四國雙邊FTA協(xié)議的簽訂也并非易事，因此，我國要抵減原產(chǎn)地規(guī)則對我國紡織出口負效應的影響還有漫長的路要走。

[1]李廷，高斌.原產(chǎn)地規(guī)則對紡織品貿(mào)易影響的實證分析[J].華東師范大學學報：哲學社會科學版,2008(2).

[2]蔡洪波.我國自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易流量效應：基于面板數(shù)據(jù)的引力模型分析[J].國際貿(mào)易問題,2010(1).

[3]萬璐.美國TPP戰(zhàn)略的經(jīng)濟效應研究：基于GTAP模擬的分析[J].當代亞太，2011(4).

[4]曾坤生,王玨.中國對TPP參與國紡織服裝貿(mào)易競爭力分析[J].對外經(jīng)貿(mào)實務，2012(10).

[5]湯碧,林桂軍.跨太平洋伙伴關系協(xié)定對中國戰(zhàn)略的影響與中國的對策[J].社會科學研究,2012(6).

[6]彭支偉,張伯偉.TPP和亞太自由貿(mào)易區(qū)的經(jīng)濟效應及中國的對策[J].國際貿(mào)易問題,2013(4).

[7]Ju Jiandong Krishna,Kala Krisnna.Market access and welfare effects of free trade areas without rules of origin[R].Cambridge Massachusetts:NBER WorkingPaper.2004.

[8]Linnemann Hans.An econometric study of international trade flows [M].North Holland:North Holland Publishing Company,1966.

(責任編輯王栓芹)

Studies on the Way to Reduce the Negative Impact of TPP Origin Rule on China's Fabric Export

DONGYajie,WANGWeitao

(FinancialWorkOfficeofQinghaiProvince,Xining,Qinghai,810000,China;BankofGansuCO.,Ltd,Lanzhou.Gansu,730000,China)

The Origin rule in TPP has great effect on China's fabric export.Based on the models of Ju jiandong and Kala Krishina(2004),the paper firstly analyzed the negative effect of the Origin Rule in TPP on China's fabric export;then used the panel-date Gravity Model to measure the impact of Rule of Origin in TPP on China's export to single country,the impact on China's export to the total TPP countries,as well as the impact on the export of several particular fabric goods.According to the results of empirical test,It is suggested that signing a free trade agreement with each member of TPP is a new way to lower the negative effect of the origin rule in TPP on China's fabric export.

TPP;origin rule/ rule of origin;fabric export;FTA;Gravity Model

2016-05-20

董雅潔，女，陜西華縣人，青海省金融工作辦公室經(jīng)濟師，碩士，研究方向：國際貿(mào)易、世界經(jīng)濟。

F744

A

1008-5645(2016)05-0017-08