黃華健

（廣東省標準化研究院，廣州 510220）

1 引言

技術性貿易措施（Technical Barrier to Trade，簡稱TBT）通過實施技術法規(guī)、標準、合格評定程序措施來對進口商品進行質量檢測與控制，其涵蓋了產品從原料到成品消費的一系列環(huán)節(jié)，不但包括有形商品，近年來還擴展到知識產權、服務等內容上來。根據《中國技術性貿易措施年度報告（2017）》[1]，2016 年我國出口企業(yè)因國外技術性貿易措施遭受的直接經濟損失總額約為3265.6 億元。出口企業(yè)為滿足國外技術新要求，額外產生的進行技術改造、包裝及標簽更換、新增檢驗、檢疫、認證、處理、注冊等費用，加上在采購、物流、通關等方面增加的費用，新增成本總額為2047.4 億元。其中，機電儀器類企業(yè)受國外技術性貿易措施的影響范圍最廣。

作為機電一體化的產品，數控系統(tǒng)是根據計算機存儲器中存儲的控制程序，執(zhí)行部分或全部數值控制功能，并配有接口電路和伺服驅動裝置的專用計算機系統(tǒng)。當數控系統(tǒng)運用在機床設備中，能有效地提升機床的作業(yè)精度，節(jié)省人工成本，提高生產效益。近年來，數控系統(tǒng)行業(yè)受到國務院《中國制造2025》戰(zhàn)略綱領的積極推動，具有良好的發(fā)展前景。

本文主要想解決的問題是，技術性貿易措施如何影響我國對“一帶一路”國家的數控系統(tǒng)產品的出口。本文第二部分是對目前研究技術性貿易措施對貿易的影響的文獻進行回顧；第三部分是對數據樣本的來源說明與處理；第四部分是實證研究技術性貿易措施對數控系統(tǒng)出口額及出口量的影響；第五部分是結論和政策建議。

2 文獻回顧

關于技術性貿易措施如何影響國際貿易，現有文獻將其作為一種貿易成本或者影響需求的變量來測量它的影響。

有的學者使用價格比較的方法來衡量技術性貿易措施。例如，Disdier, Fontagné & Mimouni（2008）[2]用關稅等價法衡量TBT 對農產品的國際貿易的影響，發(fā)現發(fā)展中國家和最不發(fā)達國家的出口受到TBT 的顯著的負面影響。

有的學者使用虛擬變量來指代衡量技術性貿易措施的影響。例如，張秀娥、張波（2012）[3]認為美國在1999 年提高了技術標準，使得技術性貿易壁壘有顯著提高，故以1999 年為界，引入虛擬變量，測算出技術性貿易壁壘對我國總體出口的負面影響。李富（2018）[4]通過設立虛擬變量，將有TBT 通報數的國家賦值為1，沒有TBT 通報數的國家賦值為0，進而分析得出技術性貿易措施對中國出口“一帶一路”沿線國家的總額具有正面影響。

有的學者使用存量指標來衡量技術性貿易措施。例如，劉雙芹、李芝（2016）[5]用滯后一期的美國TBT 通報量的對數來測度美國技術性貿易壁壘對我國出口貿易的影響，并得出顯著的遏制出口貿易額的效應。樊秀峰、郭嫚嫚、魏昀妍（2019）[6]為克服部分國家的滯后一期的TBT 通報量為0不能直接取自然對數的情況，將原始的數據加一再取對數，得出TBT 通報數一方面會抑制我國原有高新技術產品的出口，另一方面則會促進新產品的出口。

另外，有的學者使用覆蓋率或者頻率指數來衡量技術性貿易措施。覆蓋率指的是受TBT 影響的出口產品的總額占出口國全部出口產品總額的比例（如受影響的HS 6 位編碼產品的總額占所隸屬的HS 4 位編碼產品的總額的比例）。頻率指數指的是受TBT 影響的出口產品的總量占出口國全部出口產品總量的比例（如受影響的HS 6 位編碼產品的總量占所隸屬的HS 4 位編碼產品的總量的比例）。Wood, et al.（2017）[7]采用覆蓋率、頻率指數和虛擬變量來考察中國通報的TBT 對韓國、日本產品出口到中國的影響。

目前，還沒有文獻研究技術性貿易措施對數控系統(tǒng)產品的貿易影響，也沒有文獻將計量模型可能涉及到的內生性問題解決好。接下來，我們將試圖通過固定效應、隨機效應、系統(tǒng)廣義矩估計等計量方法來解決上述問題。

3 數據來源與處理

我們的被解釋變量是指數控系統(tǒng)產品的出口額，來源于聯合國商品貿易統(tǒng)計數據庫（United Nations Commodity Trade Statistics Database）下的海關編碼為853710（用于電壓不超過1 千伏線路的數控裝置和配電板產品）的出口數據。

根據“中國一帶一路網”，截至2018 年年底，響應“一帶一路”倡議或者屬于“一帶一路”沿線的國家共有129 個，為敘述方便，我們將這129 個國家并稱為“一帶一路”國家。除紐埃外，我國對其余128 個國家都有出口數控系統(tǒng)產品。從2013 到2017 年，我國出口“一帶一路”國家平均總額占我國總出口平均總額的34.1%。由于我們搜集TBT 通報的數據來源是世界貿易組織（WTO），因此樣本中的22 個非WTO 成員國被排除在外①樣本中非WTO 成員國有：阿爾及利亞、阿塞拜疆、埃塞俄比亞、巴勒斯坦、白俄羅斯、波黑、不丹、東帝汶、庫克群島、黎巴嫩、利比亞、密克羅尼西亞聯邦、南蘇丹、紐埃、塞爾維亞、蘇丹、索馬里、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦、敘利亞、伊拉克和伊朗。。這22 個國家從2013 年至2017 年的總出口平均總額占“一帶一路”國家的平均出口總額的8.3%。因此，剔除這22 個國家也不影響我們樣本的代表性。本文的國家樣本一共有107 個（詳見表1）。

表1 樣本中國家地區(qū)分布情況

我們主要關注的是技術性貿易措施對我國數控系統(tǒng)出口貿易額及出口量的影響，根據已有文獻，技術性貿易措施對出口貿易既有負面也有正面影響，至于哪種影響占據主導位置尚不明確，因此對TBT 的測量就非常重要。由于使用價格比較的方法涉及到各國的價格數據，而我們所引用的數據庫中部分國家的價格數據缺失嚴重，故難以采用價格比較的方法。由于我們是針對HS 6 位編碼產品進行分析，因此覆蓋率、頻率指數并不適用。部分學者是用TBT 的通報量的自然對數作為解釋變量，但是由于部分國家的TBT 通報數為0，以致常常需要將原始數據值加1 才能取對數。鑒于我們從世界貿易組織數據庫中所搜集到的有關數控系統(tǒng)產品的TBT 通報數據一年中最大值為2，這種函數變換可能破壞了數據的隨機性，而且其經濟含義比原始數據更加含糊，因此我們采用原始的TBT 通報數量，數據來源于世界貿易組織I-TIP 數據庫。由于當年通報的技術性貿易措施有一定的評議期，也不會對生效之前的當年的數控系統(tǒng)產品出口額產生影響，因此，我們認為平均而言上一年通報的技術性貿易措施會對當年的數控系統(tǒng)產品出口產生影響，故采用上一年的技術性貿易措施通報數作為主要解釋變量。此外，為驗證模型的穩(wěn)健性，我們還將采用虛擬變量來測度技術性貿易措施，當國家i 在第t 年向WTO 通報TBT 時，取值為1，否則為0。

我們的控制變量是進口國經濟規(guī)模、我國經濟規(guī)模和雙邊貨幣匯率波動率。我們用進口國的國內生產總值和我國的國內生產總值來分別衡量進口國和我國的經濟規(guī)模，數據來源于世界銀行的世界發(fā)展指標數據庫。雖然有的學者用實際有效匯率來計算匯率變動率，但是，Bahmani-Oskooee, Hegerty（2007）[8]認為用實際有效匯率變動率包含了價格指數的變動率。同時，目前價格指數大多運用消費者價格指數，但數控系統(tǒng)并不是直接面向消費者的商品，而是多用于企業(yè)生產之中。另外，無論是消費者價格指數或是生產者價格指數，部分國家都有缺失，要囊括進來就會剔除部分國家樣本，容易導致剩余樣本的隨機性下降。因此，我們采用雙邊名義匯率來計算匯率變動率。由于從國際貨幣基金組織的國際金融數據庫（IFS）獲得的原始的月度名義匯率的時間序列不是平穩(wěn)的，我們對原始的名義匯率取自然對數并做一階差分得到平穩(wěn)的時間序列，然后用ARIMA 模型得到月度匯率的殘差，再對一年內的月度匯率的殘差的平方和的均值開平方作為年度名義匯率變動率。

對模型涉及的變量和數據分別列在了表2 和表3 中。

表2 變量說明

表3 變量統(tǒng)計描述

由于個別國家的GDP 和貨幣供應增長率數據的缺失，因此我們的數據集是非平衡的、時間跨度為5 年的短面板數據。

變量之間的相關系數及顯著性體現在表4 中。根據表4，主要解釋變量TBT 通報數與被解釋變量之間存在高度相關性。

表4 變量相關性矩陣

4 實證分析

基于以往學者的研究，我們構造以下計量模型

其中，yit表示因變量，當我們考察技術性貿易措施對出口額的影響時，代表lexpvalit；考察對出口量的影響時，代表lexpvolit。εit表示隨國家和時間變化的擾動項?？紤]到每個國家的貿易情況各有不同，可能存在不隨時間而變的變量（如以上提到的環(huán)境保護等變量，還有制度環(huán)境、地理位置、文化習俗等），因此用ui來代表不隨時間變化的國家異質性的截距項。

4.1 技術性貿易措施對出口額的影響

在混合回歸模型中容易遺漏一些不可觀測或者難以數量化的變量，例如一國的反壟斷措施、工人安全性問題、環(huán)境保護等，因此不能有效地估計ui，進而導致內生性問題。Baier & Bergstrand（2007）[9]認為，解決模型內生性問題的辦法是采用固定效應面板模型。而根據最小二乘虛擬變量（LSDV）的檢驗結果，發(fā)現大多數代表國家的虛擬變量均很顯著（p 值小于0.01），因此我們認為存在個體效應，不應該使用混合回歸。由于同一國家不同年份之間的擾動項可能存在自相關，因而按照擾動項為獨立同分布的假設所得出的非聚類標準差的估計并不準確，所以考慮使用聚類標準差。在固定效應和隨機效應模型的選擇上，由于我們使用了聚類標準差，傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗可能并不適用。我們參考陳強（2010）[10]的方法，進行以下輔助回歸：

然后用聚類穩(wěn)健的標準差來檢驗原假設“ H0∶γ=0”。拒絕原假設意味著拒絕隨機效應，接受固定效應。根據檢驗結果，p 值為0.0251，因此在5%置信水平上拒絕隨機效應，認為應使用固定效應模型②傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗的p 值為0.2262，接受隨機效應，與前面結論相反。。在模型中可能還存在時間效應，我們加上了時間虛擬變量再做了一次回歸，但檢驗結果顯示時間虛擬變量并不顯著，故認為模型中不存在時間效應。從固定效應模型的回歸結果來看，在其他條件保持不變的情況下，上一年的TBT 通報數會對當年的出口額產生負面影響，約減少0.006%，但是并不在5%的置信水平上顯著。

如果有的國家為了增加出口額或者減少進口額而采用一系列的政策工具降低匯率變動率，那么匯率變動率就不是外生的。為了控制潛在的內生性問題，Chit, Rizov & Willenbockel （2010）[11]用相對貨幣供應增長率的標準差作為匯率變動率的工具變量。從表4 相關矩陣看到，相對貨幣供應增長率的標準差與出口額的對數無關，而與匯率變動率有關，因此我們初步選擇它作為工具變量。進一步地，根據Davidson-MacKinnon 外生性檢驗，p 值為0.2689，即可以接受所選的工具變量是外生的原假設。在其他條件保持不變的情況下，上一年的TBT 通報數會對當年的出口額產生正面影響，每增加一個TBT 通報約增加0.07%的出口額，但是同樣的并不在5%的置信水平上顯著。

由于數控系統(tǒng)主要當作企業(yè)資產用于企業(yè)的生產，企業(yè)可能為了擴大生產或者為了彌補資本的折舊的需要，會投資購買與以往相同或相似的數控系統(tǒng)，因此進口國某年進口數控系統(tǒng)的行為可能部分取決于往年的進口行為。如果屬實的話，那么前面的面板固定效應模型的結果可能就是不一致的估計。為此，有必要加入包括被解釋變量的多階滯后值，設立動態(tài)面板模型進行估計。

我們用系統(tǒng)廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）來估計以下動態(tài)面板模型：

其中， tbtt-1、lfGDPt、lcGDPt和Vexct為內生解釋變量，它們的兩個滯后值以及rmont作為工具變量。

為了檢驗擾動項{εit}不存在自相關這一使得系統(tǒng)GMM 成立的前提，我們運用Arellano-Bond序列自相關檢驗。檢驗結果顯示一階p 值0.0013，二階p 值0.5462，故認為在5%置信水平上存在一階擾動項自相關，不存在更高階擾動項自相關，故接受原假設“擾動項無自相關”，可以使用系統(tǒng)GMM。由于此系統(tǒng)GMM 使用了41 個工具變量，我們用Sargan 過度識別檢驗來確定所用的工具變量是否無效。檢驗結果顯示p 值為0.5055，無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設，故認為模型所用的工具變量是有效的。

根據系統(tǒng)GMM 的回歸結果，在其他變量保持不變的情況下，上一年的TBT 通報數每增加一個，將使得我國對該通報TBT 的國家的出口額顯著地減少約0.54%。相比于固定效應模型的估計結果，上一年的TBT 通報對數控系統(tǒng)的出口額負面影響更高、也更加顯著。另外，當保持其他變量不變的情況下，進口國的GDP 每增加1%，將使得我國對該國家的出口額增加約0.82%；我國的GDP 每增加1%，將使得我國對該國家的出口額增加約2.3%；雙邊名義匯率每增加1 個變動率，將使得我國對該國家的出口額減少約4.5%；上一年的出口額每增加1%，將使得我國對該國家的出口額增加約0.27%。除了匯率變動率之外，其他變量均在5%置信水平上顯著。

作為對比參考，我們將混合回歸、固定效應、含工具變量的固定效應、系統(tǒng)GMM 結果放在表5 的第（1）—（4）列。

表5 計量結果

4.2 技術性貿易措施對出口量的影響

我們起始用固定效應模型進行估計。但根據修改后的豪斯曼檢驗結果，p 值為0.1329，因此我們改用隨機效應模型③傳統(tǒng)的豪斯曼檢驗p 值為0.8897。。由于時間虛擬變量通過顯著性檢驗，因此我們在原來的計量模型中加上時間虛擬變量。從隨機效應模型的回歸結果來看，在其他條件保持不變的情況下，上一年的TBT 通報數會抑制當年的出口量，每增加一個TBT 通報約減少0.13%的出口量。

基于前文的理由，隨機效應模型的結果可能不是一致的估計。為此，我們采用系統(tǒng)GMM 估計以下動態(tài)面板模型：

其中，tbtt-1、lfGDPt、lcGDPt和Vexct為內生解釋變量，它們的兩個滯后值為工具變量。

根據Arellano-Bond 序列自相關檢驗，結果顯示一階p 值0.0023，二階p 值0.6504，故系統(tǒng)GMM 滿足使用條件。我們用Sargan 過度識別檢驗來確定所用的40 個工具變量是否無效。檢驗結果顯示p 值為0.0607，故認為模型所用的工具變量是有效的。

根據系統(tǒng)GMM 的回歸結果，在其他變量保持不變的情況下，上一年的TBT 通報數每增加一個，將使得我國對該通報TBT 的國家的出口量減少約0.14%。相比于隨機效應模型的估計結果，上一年的TBT 通報對數控系統(tǒng)的出口量負面影響略微更高。另外，當保持其他變量不變的情況下，進口國的GDP 每增加1%，將使得我國對該國家的出口量增加約0.41%；我國的GDP 每增加1%，將使得我國對該國家的出口量增加約14%；雙邊名義匯率每增加1 個變動率，將使得我國對該國家的出口量減少約7.6%；上一年的出口量每增加1%，將使得我國對該國家的出口量增加約0.43%。

作為對比參考，我們將混合回歸、隨機效應、系統(tǒng)GMM 結果放在表6 的第（1）—（3）列。

表6 計量結果

4.3 穩(wěn)健性檢驗

我們用TBT 虛擬變量代替原來的自變量來考察其對出口額和出口量的影響?；貧w結果如表7所示。結果與前文的回歸結果相比，無論是系數方向還是顯著性都無明顯差異，說明我們所使用的模型是穩(wěn)健的。

表7 計量結果

4.4 實證結果與解釋

根據上述結果，進口國通報的技術性貿易措施會減少我國數控系統(tǒng)的出口額及出口量。從我們搜集到的數據可知，技術性貿易措施通報大都涉及到技術要求和強制性標準。目前，國內標準與國外標準存在相當的差異。通過查詢全國公共標準信息服務平臺發(fā)現，我國數控系統(tǒng)現行或待批的國家和行業(yè)標準中有33 項未采用任何國際標準或國外標準，而在已采標的國家標準中，也存在部分國標采標版本過時的情況。標準換版不及時，將導致中外貿易雙方技術標準不能做到互聯互通和相互兼容，使企業(yè)的出口檢驗、認證等額外成本增多，產生不必要的損失，甚至可能放棄出口市場。

經濟規(guī)模會顯著影響到我國數控系統(tǒng)的出口額。進口國的國內生產總值越大，越是需要數控系統(tǒng)等高端裝備來服務于當地制造業(yè)，同時也越有能力購買數控系統(tǒng)作為生產投資。我國的國內生產總值越大，越是能夠生產更多的、提供更高價值的數控系統(tǒng)產品用于出口。

進口國和我國貨幣的雙邊匯率波動會影響到我國數控系統(tǒng)的出口額。匯率波動對貿易額的影響既有正面也有負面。一方面，匯率波動越大，貿易商對未來交易的不確定性就越大，因而會提高對風險的補償要求，提高貿易成本，或者直接不做出口，減少貿易額；另一方面，較大的匯率波動有時候會使得出口商獲利的幾率增加，進而鼓勵出口。從結果來看，負面影響占據了主導地位。

5 結論

通過定量測量技術性貿易措施對我國出口“一帶一路”國家數控系統(tǒng)產品總額及總量的影響，有利于我們清楚認識到技術性貿易措施對數控系統(tǒng)行業(yè)的實質影響，從而為“一帶一路”戰(zhàn)略的貿易暢通的順利實施明確方向。我們使用系統(tǒng)GMM 的方法，解決了模型的內生性問題。根據實證結果，我們發(fā)現國外技術性貿易措施遏制了我國數控系統(tǒng)產品出口到“一帶一路”國家的總額及總量，尤其是對總額的抑制作用更為顯著。

為了減少技術性貿易措施對我國數控系統(tǒng)產品出口的影響，我們提出如下建議：

5.1 完善標準化體系

一是要及時更新、修訂現有強制性或推薦性標準，使得數控系統(tǒng)產品的技術要求跟上國際最新標準的要求。二是在新的團體標準制定過程中認真做好國內外標準比對，積極對接國際標準和國外先進標準，降低標準差異帶來的技術風險和貿易摩擦。

5.2 推廣中國標準

一是鼓勵數控系統(tǒng)行業(yè)龍頭企業(yè)積極參與國際標準制修訂活動，特別是在數控系統(tǒng)的通信協(xié)議等方面，將我國的優(yōu)秀企業(yè)標準和先進技術轉化為國際標準，爭奪標準話語權。二是鼓勵有實力的企業(yè)抱團做好“一帶一路”國家的產業(yè)投資和產業(yè)布局，順勢推廣我國數控系統(tǒng)產品和標準，同時參與當地國家和區(qū)域標準制修訂，表達中國聲音，推動中國標準轉化成為當地市場的事實標準。

5.3 完善公共技術服務機制

完善技術性貿易措施預警和服務機制，建立多渠道的信息搜集整理服務網絡。及時、準確傳遞國外技術性貿易措施的最新信息，調動企業(yè)充分利用技術性貿易措施評議期的積極性，助力企業(yè)更好保護自身利益。追蹤了解企業(yè)在應對國外技術性貿易措施時存在的困難和困惑，同時注意從行業(yè)內搜集TBT 信息，鼓勵企業(yè)主動上報應對技術性貿易措施案例，分享應對經驗。