石念 戴宇欣 張正敏

關(guān)鍵詞：TBT，引力模型，出口貿(mào)易，地區(qū)，發(fā)達(dá)國家

0引言

根據(jù)WTO官方發(fā)布數(shù)據(jù)梳理如圖1所示，2013-2022年上海貨物出口緩慢增加，2022年貨物出口為17，134.21億元，達(dá)到峰值，同比增長9.0%；據(jù)上海海關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2022年上海出口商品構(gòu)成中，除去農(nóng)產(chǎn)品和食品出口，市工業(yè)類產(chǎn)品出口比重占98.4%?？梢姡虾Ｖ饕隹诋a(chǎn)品以工業(yè)產(chǎn)品為主。然而，在國際貿(mào)易中，隨著各類法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)和合格認(rèn)證為條件的技術(shù)性貿(mào)易壁壘（TechnicalBarrierstoTrade，TBT）使用日益頻繁，對地區(qū)出口造成直接性損失或?qū)е鲁杀驹俅卧黾?，對上海地區(qū)商品特別是工業(yè)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響也日益加劇。按照近年來上海出口額占比1%以上的26個出口國家（地區(qū)）來看，上海對這些國家（地區(qū)）近5年出口占比保持在73%左右。這26個國家（地區(qū)）TBT通報對于上海出口貿(mào)易影響分析具有一定的代表性。從圖1可以看到，這些國家（地區(qū)）發(fā)起的TBT通報數(shù)量整體呈現(xiàn)增加趨勢。

分析這些國家（地區(qū)）發(fā)起的TBT通報，幫助上海出口產(chǎn)品繼續(xù)保持競爭力具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。然而，TBT作為一種非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，對出口貿(mào)易的影響具有復(fù)雜性，進(jìn)口國一般以企業(yè)出口產(chǎn)品不能滿足其特定的技術(shù)要求為由，取消訂單、對貨物扣留/銷毀/退回/口岸處理/改變用途/降級等；又或者出口企業(yè)為適應(yīng)進(jìn)口國/地區(qū)TBT措施要求，進(jìn)行技術(shù)改造、產(chǎn)品包裝及標(biāo)簽更換、檢驗(yàn)檢疫、注冊、認(rèn)證及辦理各種手續(xù)等，發(fā)生新增費(fèi)用，使得出口企業(yè)利潤下降、甚至遭受損失。因此，研究TBT對上海出口貿(mào)易的影響強(qiáng)度和規(guī)律，有助于全面評估出口風(fēng)險，幫助行業(yè)企業(yè)有效應(yīng)對國外技術(shù)性貿(mào)易措施，也有利于完善地方貿(mào)易工作。

1文獻(xiàn)綜述

在研究TBT對國家（地區(qū)）出口貿(mào)易影響的分析文獻(xiàn)中，定性分析多于定量分析。在定量的實(shí)證分析中，學(xué)者多采用貿(mào)易引力模型等作為分析雙邊貿(mào)易量的工具，并已在國際貿(mào)易中得到廣泛應(yīng)用。早期有Anderson和VanWincoop（2004）較早將貿(mào)易壁壘作為貿(mào)易成本與貿(mào)易流量聯(lián)系起來，引入貿(mào)易引力模型中；OleksandrShepotylo（2016）在貿(mào)易引力模型中使用HTM（Hausman-TaylorModel）估計方法，探討了非關(guān)稅措施（NTM）對1996-2011年全球海產(chǎn)品出口粗放型和集約型利潤的影響，得出TBT很大程度上減少了粗放邊際出口并增加了集約化邊際出口，SPS措施則在很大程度上增加了粗放邊際出口并減少了集約化邊際出口。陳潔（2007）選取美日歐匯率、GDP、對華直接投資、TBT通報量構(gòu)建多元線性回歸模型，定量分析TBT對我國出口貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)TBT和我國出口貿(mào)易之間存在顯著的因果關(guān)系，TBT明顯阻礙了我國出口貿(mào)易的發(fā)展；王思璇（2009）利用貿(mào)易引力模型實(shí)證探討了TBT等主要壁壘對中歐間貿(mào)易所產(chǎn)生的影響，得出TBT、SPS和反傾銷對中歐之間的貿(mào)易額有抑制作用；鮑曉華（2014）構(gòu)建非線性引力模型，利用1995-2009年全球112個國家（地區(qū)）TBT通報數(shù)據(jù)和雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，進(jìn)口國TBT限制各國出口，同時該限制強(qiáng)度會隨出口國及時間發(fā)生動態(tài)變化，人均收入越高的出口國，其遭遇TBT的貿(mào)易限制強(qiáng)度越小；擁有越高的TBT應(yīng)對能力，生產(chǎn)技術(shù)水平和政府管理能力的提高，可以顯著降低TBT的貿(mào)易限制強(qiáng)度，并得出2002-2009年TBT限制強(qiáng)度的降低對中國出口增長的貢獻(xiàn)約為5%；陳琦（2020）利用克萊因模型構(gòu)建實(shí)證檢驗(yàn)去探討TBT對我國不同產(chǎn)業(yè)的影響模式，得出TBT的回歸系數(shù)為-0.0759，出口遭遇TBT顯著抑制了全行業(yè)出口，且認(rèn)為TBT存在滯后影響，存在一個長期持續(xù)的過程。雖然存在學(xué)者分析TBT對產(chǎn)業(yè)貿(mào)易影響的類似研究，但大多局限在TBT對國家（地區(qū)）貿(mào)易層面的影響分析。本文采用修正后的引力模型，就TBT對上海地區(qū)出口貿(mào)易的影響強(qiáng)度和規(guī)律進(jìn)行實(shí)證分析。

2TBT對上海出口貿(mào)易影響的實(shí)證分析

2.1貿(mào)易引力模型的設(shè)定

引力模型起源于牛頓物理學(xué)中的“引力法則”，即兩個物體之間的引力與它們各自的質(zhì)量成正比，與兩個物體之間距離的平方成反比。引力模型常作為應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)貿(mào)易流量研究其空間相互作用經(jīng)驗(yàn)性的一種工具，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的關(guān)系，引力模型可以建立起經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間的相互作用關(guān)系，用作參數(shù)估計以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)律，或者用于推斷預(yù)測。具體來看，20世紀(jì)60年代荷蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家JanTinbergen和德國經(jīng)濟(jì)學(xué)家PenttiPoyhonen已經(jīng)在研究國際貿(mào)易量中運(yùn)用引力模型進(jìn)行實(shí)證研究，兩國之間的貿(mào)易強(qiáng)度引用牛頓引力定律類似參考模型（1）在貿(mào)易研究中描述，即質(zhì)量被經(jīng)濟(jì)規(guī)模取代，實(shí)證中表明國際貿(mào)易中兩個經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易規(guī)模大小與其經(jīng)濟(jì)規(guī)模成正比，與其距離成反比。

其中，Tij表示國家ｉ與國家ｊ的貿(mào)易額，c是常數(shù)，Yi表示國家ｉ的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，Yj表示國家ｊ的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，Dij表示國家ｉ與國家ｊ的距離，α、β、γ為參數(shù)。

本文研究主要出口目的地發(fā)起的TBT對上海出口貿(mào)易影響，因變量為上海對26個國家（地區(qū)）的出口額（EXijt）?？紤]將TBT通報數(shù)作為量化貿(mào)易規(guī)制措施的變量指標(biāo)引入引力模型，為了更清晰地解釋，模型中引入學(xué)者們較常規(guī)使用的變量因素：經(jīng)濟(jì)規(guī)模和貿(mào)易距離，經(jīng)濟(jì)規(guī)模因素一般使用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），距離因素為兩個貿(mào)易國別（地區(qū)）之間的球面最短距離。具體變量指標(biāo)為：上海地區(qū)生產(chǎn)總值（GDPst）、出口國別（地區(qū)）生產(chǎn)總值（GDPit）、上海與出口國別（地區(qū)）之間的球面最短距離（DISsi）。同時，為比較出口目的地是否屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)），加入虛擬變量Fi。變量解釋見表1。

為了方便分析和結(jié)果解釋，通常將原模型轉(zhuǎn)化為對數(shù)線性形式，最終修正引力模型見（2）。

其中，α為截距項(xiàng)，β為各項(xiàng)回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文采用2013-2022年上海出口的主要26個出口目的地（美國、日本、中國香港、中國臺灣、韓國、德國、荷蘭、英國、新加坡、澳大利亞、印度、比利時、墨西哥、泰國、印度尼西亞、馬來西亞、越南、意大利、西班牙、俄羅斯、加拿大、法國、巴西、阿聯(lián)酋、捷克、菲律賓）作為樣本面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計。面板數(shù)據(jù)包含橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，包含了時間和個體差異，本研究中實(shí)際觀察樣本容量為260個觀測值。使用混合效應(yīng)模型模擬分析，即對任何個體和截面不加區(qū)別，采用混合最小二乘法估計參數(shù)。

TBT貿(mào)易政策的影響通常存在時滯性，根據(jù)烏拉圭回合多邊貿(mào)易談判的TBT協(xié)議，要求WTO各成員國應(yīng)在法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)和合格認(rèn)證政策公布和實(shí)際生效之間預(yù)留一個合理的時間間隔，以接受各國對該政策的評議，從而確保相關(guān)出口企業(yè)有時間改善產(chǎn)品或調(diào)整生產(chǎn)方式，以符合進(jìn)口方的要求，通常TBT通報的評議期約為60天（約2個月）。由于TBT對貿(mào)易影響存在時滯性，如果同時引入滯后變量可能會存在序列相關(guān)性問題，因此，為了檢驗(yàn)TBT對出口影響是否存在滯后的強(qiáng)度變化，分別對TBT進(jìn)行滯后3個月、滯后6個月、滯后1年的回歸檢驗(yàn)，以揭示TBT隨時間變化對出口貿(mào)易變動的動態(tài)影響。本文還對出口國家（地區(qū)）是否屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）進(jìn)行比較研究，將原樣本地區(qū)所在國家分為：發(fā)達(dá)國家與非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)），分組檢驗(yàn)來分析不同國家（地區(qū)）組之間TBT影響的差異性，為改善上海出口貿(mào)易績效提供可供參考的依據(jù)。

2.2TBT對上海出口貿(mào)易的影響變化

對全樣本混合效應(yīng)回歸結(jié)果見表2。兩表中回歸模型的F統(tǒng)計量和Prob值，表明回歸模型均為顯著，調(diào)整后R2顯示擬合優(yōu)度均在0.50以上，在目前樣本量和變量的情況下，擬合效果較好，有一定的解釋力。

表2，從EXijt對lnGDPst、lnGDPit、lnDISsi、lnTBTit4個變量的回歸來看，分別加入當(dāng)期（a）、滯后3個月（b）、滯后6個月（c）、滯后1年（d）的TBT變量，可見各回歸系數(shù)發(fā)生了變化。常規(guī)變量GDP和距離回歸系數(shù)未有明顯趨勢；當(dāng)期（a）、滯后3個月（b）、滯后6個月（c）、滯后1年（d）4個模型的lnTBTit回歸系數(shù)分別為-0.1534、-0.1527、-0.1509、-0.1445，與預(yù)期符號相同，均在1%水平上顯著，說明進(jìn)口國TBT措施數(shù)量增加對出口貿(mào)易存在一定的負(fù)面影響，反映了TBT對出口貿(mào)易存在一定的抑制影響。比較lnTBTit系數(shù)可以看出，系數(shù)隨著TBT通報時間變化對出口的限制影響強(qiáng)度發(fā)生變化，TBT對貿(mào)易限制強(qiáng)度在1年中存在緩慢衰減的趨勢。另外，當(dāng)加入是否屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）的虛擬變量（Fi）時，F(xiàn)i系數(shù)為-0.2945，在1%水平上顯著，說明出口目的地屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）時，更有利于上海出口貿(mào)易。

對出口目的地分組的混合效應(yīng)回歸結(jié)果見表3。由于分組樣本量折半，僅將分組后兩個樣本的當(dāng)期TBT和滯后3個月TBT變量采用模型（2）進(jìn)行回歸，結(jié)果可以看出，lnTBTit系數(shù)均在1%水平上顯著，從不同樣本模型回歸系數(shù)比較來看，不同進(jìn)口國TBT對出口貿(mào)易的限制強(qiáng)度存在差異，可以看出發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）樣本的TBT影響強(qiáng)度＞全樣本TBT影響強(qiáng)度＞非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）樣本TBT影響強(qiáng)度；同時發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國家出口目的地和非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）出口目的地TBT當(dāng)期影響強(qiáng)度均高于其滯后3個月的強(qiáng)度，與全樣本分析結(jié)論相同。

同時，我們還發(fā)現(xiàn)，相對于lnGDPst、lnGDPit、lnDISsi3個變量，lnTBTit的回歸系數(shù)最小，說明TBT的貿(mào)易限制強(qiáng)度與GDP和距離變量的回歸系數(shù)不在同一個數(shù)量級。在3個混合回歸結(jié)果中，非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）樣本回歸結(jié)果中的上海GDPst系數(shù)最大，說明上海經(jīng)濟(jì)增長幅度越大，非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）選擇進(jìn)口上海商品的意愿越強(qiáng)。

3結(jié)論

本文在關(guān)注TBT數(shù)量對出口影響的假設(shè)基礎(chǔ)上，利用修正引力模型實(shí)證分析了主要進(jìn)口國（地區(qū)）TBT對上海出口的影響規(guī)律，檢驗(yàn)了TBT發(fā)起國（地區(qū)）是否屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）對上海地區(qū)出口存在的差異性抑制影響。總體來講，進(jìn)口國TBT對上海出口貿(mào)易存在一定的限制影響，當(dāng)期TBT對上海出口影響最大，但由于TBT影響的時滯性，上海遭遇TBT的貿(mào)易限制強(qiáng)度緩慢衰減，但降幅不大，也印證了TBT措施對出口的實(shí)際影響是非常復(fù)雜的。相對于非發(fā)達(dá)國家（地區(qū)），出口目的地屬于發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）發(fā)起TBT后3個月內(nèi)影響強(qiáng)度更強(qiáng)些。

研究TBT對上海出口貿(mào)易的影響強(qiáng)度和規(guī)律，最終是為了推動貨物出口貿(mào)易，本文的結(jié)論對于上海如何應(yīng)對TBT具有一定的政策啟示。上海為國內(nèi)出口重要地區(qū)，提升應(yīng)對TBT措施的能力十分重要，在出口貿(mào)易中，上海應(yīng)更加重視發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）TBT政策變化，健全貿(mào)易質(zhì)量爭端預(yù)警和協(xié)調(diào)機(jī)制，完善技術(shù)性貿(mào)易措施公共服務(wù)，積極參與國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則及標(biāo)準(zhǔn)制定，及在出口商品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)、檢驗(yàn)檢疫、認(rèn)證認(rèn)可等內(nèi)外銜接等方面提高管理服務(wù)水平，給出口企業(yè)提供幫助和開展相關(guān)培訓(xùn)，盡可能降低TBT措施給上海出口帶來的限制或負(fù)面影響。

當(dāng)然，本文研究技術(shù)性貿(mào)易措施對上海出口貿(mào)易影響的分析存在一定局限性，主要基于TBT通報數(shù)量，未包含動植物衛(wèi)生檢疫（SanitaryandPhyto-Sanitary，SPS）通報的分析，且在出口貿(mào)易中，不同國別（地區(qū)）TBT通報或不同TBT通報，對于某一地區(qū)出口影響的強(qiáng)度存在差異，這也是以后研究中需要完善的地方。