SPS對我國農產品出口的影響

董丹丹 曹歷娟

摘要：基于影響我國農產品出口的衛生與植物衛生措施（SPS）通報現狀分析，使用2002—2017年我國農產品出口到33個主要貿易伙伴的面板數據，運用引力模型實證分析SPS對我國農產品和不同加工程度農產品（初級農產品和加工農產品）的影響。結果表明：SPS正式實施2年內對我國總體農產品出口產生貿易限制作用，之后影響變得不顯著。SPS對我國初級農產品出口的影響與總體農產品趨勢一致，但影響波動更大;SPS措施對我國加工農產品的出口在正式實施2年內產生微弱的貿易限制作用，之后轉化為微弱的貿易促進作用。為了積極地應對SPS，我國應該鼓勵產品多樣化，對初級農產品進行深加工，提升農產品的附加值水平。

關鍵詞：SPS措施;初級農產品;加工農產品;農產品出口

中圖分類號：F323.7 ??文獻標志碼： A ?文章編號：1002-1302（2019）12-0325-04

我國自加入WTO后，農產品的出口規模不斷擴大，但農產品的出口增長速度趨于減緩，出口增長率從2003年的 18.79% 下降到2017年的3.48%。其中，初級農產品的出口增長速度相較于加工農產品整體上下降得更快，出口增長率從2003年的21.26%下降到2017年的1.81%，加工農產品出口的增長率從2003年的14.51%下降到2017年的 5.79%。探求我國農產品出口增長緩慢以及初級農產品出口增長率下降更快的原因是亟待解決的現實問題。

《衛生與植物衛生措施實施協定》（《SPS協定》）自烏拉圭回合后，以保護人類健康和安全為由對農產品貿易產生越來越重要的影響。據統計，影響我國農產品出口的SPS通報數從2002年的47件增長到2017年的1 175件，增加了近24倍，累計達到了6 543件。SPS對我國農產品出口存在重要的影響，且對初級農產品和加工農產品的出口產生的影響不同。

SPS作為保護人類和動植物安全的管制措施，主要頒布對進口產品的標準、檢疫手段、科學評估程序以及相關包裝的要求。SPS措施有可能在初期提高出口商的遵從成本成為貿易壁壘[1]，在后期有可能引起消費者偏好、增加消費者需求成為貿易催化劑[2-3]。SPS對農產品貿易最終的影響不能確定，取決于出口國農產品的供給和進口國需求的多少[4]。

初級農產品遵從SPS的成本往往比加工農產品高，且遵從周期一般比加工農產品長。初級農產品主要是以水產品、蔬菜、生禽為主的生鮮產品，在接受SPS的調查階段，為了保證產品質量，運輸和貯藏成本往往比加工農產品高。當初級農產品因為動物疾病、植物蟲害、動物養殖中過量添加添加劑或者植物培養中過量使用農藥化肥等原因被SPS拒絕后，則得從動植物生產的源頭、生長的環節進行條件改善，需要付出極高的遵從成本，而自然疫病的發生導致企業付出再大的成本動植物也會被禁止出口[5]。與此同時，初級農產品的遵從周期會隨著動植物的自然生長周期而延長。而加工農產品因為品質不達標、外包裝不合格等原因遭到SPS的拒絕后，往往能夠通過高溫消毒等多一道工業程序減少風險和升級設備改進包裝[6]。總體而言，初級農產品相較于加工農產品遵從SPS的難度大、成本高、周期長，又因為原始農產品利潤單薄，所以SPS會迫使出口初級農產品的出口商比出口加工農產品的出口商更容易退出市場。

因為SPS對初級農產品和加工農產品的影響程度不同，所以分類研究SPS對不同加工程度農產品的影響很有必要，同時對理解我國農產品出口增速下降和初級農產品增速下降更快的原因有貢獻。關于SPS對我國農產品出口的影響研究有很多，孫東升等發現歐盟MRLs標準的變化會引起我國茶葉貿易成本的增加，導致我國減少了對歐盟的茶葉出口[7]。武玉英等用存貨清單法，研究發現歐盟SPS措施嚴重阻礙了我國水產品的出口[8]。董銀果用孔雀石綠作為SPS措施的變量，發現SPS抑制了我國對美國、歐盟、日本鰻魚的出口[9]。以往研究SPS對我國農產品出口影響的文獻基本以初級農產品的具體品種為主，對我國加工農產品的出口影響不具備借鑒意義。

本研究為了全面探討SPS對我國農產品出口的影響，將農產品按照加工程度的不同，分為初級農產品和加工農產品。實證研究SPS對我國總體農產品和不同加工程度農產品的影響，一是為了更好地理解我國總體農產品增速下降和初級農產品增速下降更快的原因;二是通過SPS對不同加工程度農產品影響的理論解釋和實證分析，對現有研究做有益的補充;三是為我國農產品出口提出優化的建議。

1 影響我國農產品出口的SPS通報現狀

我國作為傳統農業大國，農產品出口勢必會受到SPS的影響。據統計，影響我國農產品貿易的SPS通報數從2002的47件逐漸增加到2008年的108件，在2009年出現激增，到2017年已達到1 175件，相較于2002年增加了將近24倍，累計達到了6 543件。與此同時，我國農產品出口額的增長率從2003年的18.79%下降到2017年的3.48%，并在2009年農產品出口的增長率跌到了負值。總體來看，影響我國農產品的SPS通報數與我國農產品的增長率呈現相反的趨勢（圖1）。

影響我國農產品的SPS措施涉及范圍日益廣泛，主要集中在低加工程度農產品。一方面，在SPS措施覆蓋的產品范圍內，加工程度較低的農產品仍是該政策所影響的重點。據統計，2009—2017年，近80%對農產品的WTO/SPS通報涉及活動物、動物產品以及植物產品，而涉及加工程度較高的食品的通報只有17%左右。可見，初級農產品是SPS使用的高發區。另一方面，SPS措施影響的農產品與環節越發廣泛。從涉及產品角度看，目前全球農產品貿易領域運用SPS措施的范圍已經覆蓋糧食、水果、蔬菜、水產品、禽產品、茶葉等很多的農產品。如果從涉及環節角度來看，SPS措施涉及農產品很多的過程，涉及產品的生產過程，而且還延伸到研究、開發、加工、運輸、銷售、消費及產品處置等整個生命周期。

影響我國農產品出口的SPS措施的發起國越來越多，且采用的標準日漸嚴格，措施更加具有針對性。發達國家因技術差異成為SPS標準的主要發起國，但近幾年發展中國家也日益成為影響我國農產品出口的SPS措施的發起國。2009年以后，作為發展中國家的秘魯和巴西成為世界上常規以及緊急SPS通報數量最多的2個國家，美國、日本、菲律賓緊隨其后。而且SPS的檢測項目越來越多，檢測要求越來越高。盡管《SPS協定》中明確規定了非歧視的國民待遇和最惠國待遇，但各成員國運用SPS措施時往往具有很強的針對性。以日本實施的《肯定列表制度》為例，我國是日本最大的農產品輸入國，該制度很多檢測項目均針對我國出口的農產品和食品，且檢驗項目逐漸增加。

總體來看，我國農產品出口遭受的SPS措施通報數量大、發起國家多、采用標準嚴格、涉及農產品范圍廣，對我國農產品的出口有十分重要的影響。

2 模型、變量及數據

通過影響我國農產品出口的SPS通報現狀分析可以看出，SPS對我國農產品的出口存在很大的影響。所以本研究結合SPS對農產品出口影響的長短期效應，通過構建模型，以SPS通報數作為代理變量，實證檢驗SPS對我國農產品出口的影響。

2.1 模型設定

式中：i為進口我國農產品的國家;t為年份;k為農產品的章數。Exportikt表示時期t我國第k章農產品對國家i的出口額;GDPt是我國年份t的農產品經濟規模;GDPit是貿易國家i年份t的農產品規模;Disti是我國與貿易國i的地理距離。PTAit為在時期t特惠貿易協定。如果我國和貿易伙伴i簽訂了特惠貿易協定，則該值為1，否則為0。SPSist，t-1是進口國家滯后1期的SPS通報數;SPSist，t-2、SPSist，t-3以此類推。本研究沒有采取SPS當期的通報數作為變量，是因為當期的SPS可能會有內生性（即如果該國在當年過多進口沖擊到國內產業或者危害到本國的食品安全，則會實施更多的SPS措施保護本國的農業），且SPS通報后必須要經過3—6個月的過渡期才能實施，所以本研究認為SPS在通報后的第2年才正式實施，所以引入SPS滯后1期的通報數作為主要核心變量，又由于SPS具有長短期效應，所以引入SPS滯后幾期的通報數作為變量。β0為常數項，Uikt為隨機誤差項。

2.2 變量說明與數據來源

以擴展的引力模型式（2）作為最終的計量方程，本研究使用2002—2017年我國同33個貿易伙伴（日本、巴西、美國、菲律賓、印度、韓國、俄羅斯聯邦、加拿大、沙特阿拉伯王國、智利、巴林王國、哥斯達黎加、摩洛哥、澳大利亞、土耳其、越南、新西蘭、哥倫比亞、印度尼西亞、多米尼加共和國、墨西哥、烏克蘭、泰國、馬達加斯加、吉爾吉斯共和國、秘魯、阿根廷、薩爾瓦多、埃及、尼泊爾、阿曼、南非、阿拉伯聯合酋長國）的面板數據，定量分析國外SPS措施對我國農產品出口的影響。選取研究對象的條件是：這些經濟體一方面是我國的重要貿易伙伴，另一方面這些經濟體在研究時期內至少通報了1件影響我國農產品出口的SPS。同時滿足以上2個方面，并在各項數據可得的情況下，最終篩選33個經濟體作為研究對象。

Exportikt為式（2）中的被解釋變量，代表2國的貿易流量，表示我國在年份t出口到國家i的第k章農產品的貿易額，數據來自聯合國貿易數據庫（United Nations Comtrade）。

CGDPt是我國年份t的農業增加值，代表我國在年份t的農產品經濟規模，該數值越大，說明我國的農產品生產值越大，出口能力越強，預期的符號應為正。GDPit是我國出口的貿易國家i年份t的農業增加值，該數值越大，一方面說明該國農業生產能力強，實現自給自足，從而減少進口，另一方面說明該國經濟規模大，增加對產品的需求，預期符號不能確定。CGDPt和GDPit數據來源于世界銀行統計數據庫。

Disti是我國與貿易國i的地理距離。距離在一定程度上決定了貿易成本，所以預期的符號為負號。PTAit為在時期t我國與國家i的特惠貿易協定的虛擬變量。如果我國和貿易伙伴i簽特惠貿易協定，則能享受最惠國待遇，減少稅收有利于農產品的出口，預期的符號為正。Developed為虛擬變量，是發達國家為1，否則為0。國家發達，一方面說明該國對農產品的潛在需求大，另一方面反映該國因為技術差異實施的SPS嚴厲，阻礙他國農產品的出口，所以變量符號不能確定。地理距離數據及虛擬變量數據采自世界貿易數據庫（CEPII）。

SPS代表各類農產品及食品動植物檢驗檢疫措施（SPS）通報數，采集自世界貿易組織動植物檢驗檢疫措施通報數據庫，并參照我國WTO動植物檢驗檢疫措施通報咨詢網相關數據。SPS措施導致農產品貿易額的變化取決于出口國農產品的供給和進口國農產品的需求。所以SPS的符號不能確定。

3 SPS對我國農產品出口影響的回歸結果

3.1 SPS對我國總體農產品出口的回歸

本研究對式（2）采用混合回歸和固定效應回歸，并進行F檢驗，對隨機效應和混合回歸進行LM檢驗，對隨機效應和固定效應進行過度識別檢驗。因為Hausman檢驗必須要在同方差的情況下才能實現，而隨機效應與固定效應相比，隨機效應多了一個“個體異質性與解釋變量不相關”的約束條件，所以用Xtoverid命令進行檢驗[12]。對總體農產品的數據進行回歸檢驗后，發現固定效應優于隨機效應和混合回歸。因為固定效應會使Developed和lnDist不隨時間變化的變量省略掉，所以本研究利用固定效應后得到的殘差對被省略的變量進行普通最小二乘法回歸，將回歸方程得到的系數后補到固定效應的結果當中。具體的回歸結果見表2。

從變量的回歸系數和顯著性可以看出，SPS在滯后1期（即SPS正式實施的第1年，因為通報后必須經過3～6個月的時間才能正式實施）的回歸系數是-0.037，且在0.01水平上顯著，說明SPS通報正式實施的第1年對我國農產品貿易限制作用為3.7%。SPS滯后2期的回歸系數為-0.029，在0.01水平上顯著，說明SPS通報正式實施的第2年對我國農產品貿易限制作用為2.9%。SPS在滯后3期的回歸系數為-0.006，但是不顯著。SPS正式實施后對我國農產品出口的貿易限制作用逐漸變小，到第3年后變得微弱，說明我國在SPS通報正式實施3年后，才能突破SPS的壁壘影響，且不能將初期的貿易限制效用轉化為最后需求的貿易促進作用。