技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口二元邊際的影響

李培文 樂為

摘 要：美國是我國高新技術產品主要出口貿易國家，而中美貿易摩擦的不斷升級給中國高新技術產品出口帶來巨大挑戰。本文基于Meliz新貿易理論，以美國為研究對象，實證分析2010—2020年美國技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口二元邊際的影響。研究表明：美國技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口集約邊際為負向影響，但不明顯；美國技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口擴展邊際呈正向影響。

關鍵詞：技術性貿易壁壘；高新技術產品；出口；二元邊際

本文索引：李培文，樂為.<變量 2>[J].中國商論，2023（16）：-074.

中圖分類號：F742 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）08（b）--03

1 引言

目前，我國高新技術產業正處于高速發展階段，但近年來，技術性貿易壁壘對中國出口企業的限制及造成的經濟損失呈不斷增加的趨勢，且已成為影響中國出口貿易的重要障礙。2010—2020年，美國累計TBT通報量從1006增加到3833個，年均增長率高達28%，給中國高新技術產品出口帶來了巨大挑戰。

隨著技術的快速發展及高新技術產品在國家政治、經濟戰略中的重要性日趨凸顯，在未來全球貿易中，高新技術產品在國際貿易中的比重將不斷提高，競爭會日趨激烈。LeeYongKy &???（2015）、Seon&???（2015）分別研究了進口國實施的技術壁壘對韓國電子電器產品和信息與通信技術產品出口的影響，結果均證實進口國的技術壁壘會顯著減少韓國電子電器和信息與通信技術企業對貿易伙伴國的出口。

Melitz（2003）將貿易增長分為二元性結構的變動，即貿易變動表現為集約邊際（單一方向上量的增減）和擴展邊際（產品種類的變化）的變動。本文基于這種二元邊際的視角，探究美國對中國高新技術產品出口貿易問題具有重要的現實意義。

2 我國高新技術產品對美出口現狀

本文使用的高新技術產品數據基于《中國高新技術產品目錄》，包括九大類產品，采用HS-6分位編碼統計。HS編碼統計參考鄭學黨（2015）的方法，按照聯合國統計署公布的HS編碼對照表統一轉化為HS2007編碼。根據HS編碼查找中國高新技術產品對美出口貿易額數據可以看出，2010—2020年中國高新技術產品出口增長率從13%下降到10%，2015年、2016年和2019年這3年甚至出現了負增長率。近年來，全球各個國家和地區都開始加大對高新技術產品的重視，出于保護本國技術產業等原因，各國實施了一系列貿易保護措施來限制進口，尤以美國為首，企圖通過設置高標準的TBT來限制我國高新技術產品進入其市場。

3 中國對美國高新技術產品出口的二元分解

3.1 二元邊際分解方法

根據Hummel和Klenow（2005）的研究，中國高新技術產品出口的二元邊際可采用以下公式計算。

首先，產品的擴展邊際可表示為：

式中，j表示中國；m表示美國；i表示出口高新技術產品的集合；k代表參考國，選取世界作為本文的參考國；和代表中國和世界出口高新技術產品的集合；p和x代表高新技術產品的價格和數量。

其次，產品的集約邊際可表示為：

式中， j、m、i、k、p、x所表示的含義與式（1）相同。

3.2 數據來源及處理

本文所述的高新技術產品為2006版《中國高新技術產品出口目錄》中列出的1601種高新技術產品，按照國際標準6分位編碼，即623個高新技術產品編碼進行數據收集。

3.3 二元邊際分解結果

根據式（1）和式（2），計算2010—2020年中國對美國高新技術產品出口的二元邊際特征（見表1）。由表1可知：近年來中國高新技術產品出口拓展邊際高于集約邊際，從兩者變化趨勢來看，集約邊際總體呈下降趨勢，擴展邊際總體呈上升趨勢。這也意味著近年來，中國高新技術產品對美出口規模增長更多地受到擴展邊際的推動。此外，從經濟危機的外部沖擊及中美貿易摩擦來看，擴展邊際受到的沖擊較小，而集約邊際則受到較為嚴重的影響，表現為2016年及2018年至今中國高新技術產品出口集約邊際出現一定程度的下降，而擴展邊際則不降反升，也說明擴展邊際在抵御外部經濟沖擊等方面可能表現更好。

4 美國TBT對中國高新技術產品出口的影響

4.1 計量模型

4.1.1 模型構建

本文根據Chaney（2008）的理論框架，并借鑒錢學鋒和熊平（2010）的研究，構建以下經濟計量模型：

式中，lnX表示對變量X取自然對數；IMijt和EMijt分別代表t年中國對美國高新技術產品出口的集約邊際和擴展邊際；TBTjit表示美國對中國相對的TBT通報量；GDPjt表示美國相對經濟規模；DISTij為中國與美國之間的可變貿易成本；FREEijt表示中國與美國之間的固定貿易成本；PROit表示中國高新技術產品生產率水平；MULTIBijt表示多邊貿易阻力，即中國與除美國外其他經濟體間的雙邊貿易成本；SHOCK為虛擬變量，代表t年是否發生外部沖擊；和均為隨機誤差項；、、…、和、、 …、為待估參數。

4.1.2 變量說明和數據來源

（1）被解釋變量：集約邊際和擴展邊際

將上文計算出的中國對美國出口高新技術產品二元邊際數值應用于此，取ln（1+IM）和ln（1+EM）進方程。

（2）核心解釋變量：技術性貿易壁壘

手工計數2010—2020年美國TBT通報量及中國TBT通報量，衡量指標為美國TBT/中國TBT。數據來源于中國WTO/TBT-SPS通報咨詢網，選取ln（TBT）進方程。

（3）控制變量

①相對經濟規模

本文借鑒Martina （2008）的研究，衡量指標為美國GDP/中國GDP。數據來源于世界銀行世界發展指數（WDI）數據庫，以2010為基期的不變價GDP計算，預期符號為正，選取ln （GDP） 進方程。

②可變貿易成本

本文借鑒Helpman等（2008）的研究，采用中國與美國之間的距離來衡量，數據來源于CEPII GeoDist數據庫，預期符號為負，選取ln（DIST）進方程。

③固定貿易成本

本文采用美國傳統基金會（The Heritage Foundation）構建的各國（地區）經濟自由度指數與中國的經濟自由度指數得分值之比來衡量，預期符號為正，選取ln（1+FREE）進方程。

④勞動生產率

本文以中國各年授權專利數的增加率為勞動生產率。數據來源于《中國統計年鑒》，預期符號為負，選取ln（1+PROD）進方程。

⑤多邊阻力

本文借鑒Novy（2011）對多邊貿易阻力的定義：

式中，Eij和Eji分別表示i國對j國的總出口和j國對i國的總出口；Ejj和Eii分別表示各國國內銷售量，等于各國的總產出與總出口之差；為產品的可替代性彈性，的取值借鑒Imbs &Méjean（2009）及Novy（2011）的做法，取值為7.1。數據來源于世界銀行WDI數據庫和UN Comtrade數據庫，預期符號為正，選取ln（1+MULTIB）進方程。

⑥虛擬變量

t年是否發生外部沖擊。2010—2020年，中國對美貿易一共發生了二次出口增長率下降：一次是2015—2016年的經濟危機，另一次是2019年的新冠疫情。設置虛擬變量SHOCK，當年份為2015年、2016年和2019年時，SHOCK取值為1；否則，取值為0。

4.2 模型估計

4.2.1 模型設定形式檢驗

模型構建方面，依次檢驗各個控制變量和虛擬變量的引入是否有必要。在集約邊際模型中，lnPRODit變量為零的原假設被顯著接受，其余變量都顯著拒絕；在擴展邊際模型中，lnPRODit和SHOCK變量為零的原假設被顯著接受，其余變量都顯著拒絕。根據上述檢驗，確定最終的集約邊際模型和擴展邊際模型如式（6）和式（7）：

4.2.2 模型回歸及結果分析

在模型的選擇上，本文采取廣義最小二乘法（FGLS）進行估計。FGLS方法可有效消除截面異方差、序列自相關與截面相關的影響，使回歸結果更為穩健。由于lnDISTij存在多重共線性，故回歸時自動刪除。本文采取FGLS方法對式（6）和式（7）進行回歸的結果如表2所示。

由表2可知，技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口集約邊際的估計系數為負，但不顯著；技術性貿易壁壘對中國高新技術產品出口擴展邊際的估計系數為正，且在1%水平上顯著。根據數量抑制機制和價格抑制機制，短期內中國高新技術產品出口受到高標準質量要求限制或價格成本要求限制，出口總量減少，但從長期來看，出口企業能夠通過提高生產質量或生產效率，使產品質量達到國際技術標準或以更低的生產成本來生產產品，促使出口數量增加，即集約邊際的增加。企業也可以通過增加更具有質量優勢或成本優勢的產品，促進出口種類的增加，即擴展邊際的增加。

5 結語

根據2010—2020年的面板數據可知，美國技術性貿易壁壘對中國高新技術產品的出口集約邊際呈負向影響，但不顯著；而美國技術性貿易壁壘對中國高新技術產品的出口擴展邊際呈正向影響。一方面，中國企業要積極應對美國技術性貿易壁壘，降低產品成本，提高產品質量，在集約邊際出口方面突出優勢；另一方面，中國企業要不斷提高技術創新能力，研制功能多樣的新產品供應市場，促進中國高新技術產品出口擴展邊際的增長。

參考文獻

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