中美貿(mào)易摩擦對我國水產(chǎn)品進出口貿(mào)易的影響
——基于雙重差分法的實證檢驗

紀建悅 孫明涵

1.中國海洋大學 經(jīng)濟學院 青島266100

2.中國海洋大學海洋發(fā)展研究院 青島266100

漁業(yè)是我國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，也是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的四大支柱之一。2020 年全社會漁業(yè)總產(chǎn)值已達到27 543.47億元，占全國總產(chǎn)值的2.7%。水產(chǎn)品作為我國農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)優(yōu)勢品種，在中國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易中占據(jù)重要地位，也是目前農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中唯一保持貿(mào)易順差的品類。隨著經(jīng)濟全球化的不斷發(fā)展，中美作為兩個世界級的漁業(yè)大國，一直以來都是彼此水產(chǎn)品貿(mào)易的重要伙伴。2017 年，美國成為我國第二大水產(chǎn)品進口來源市場，僅次于俄羅斯，同時美國也是我國僅次于日本的第二大水產(chǎn)品出口市場。隨著中美之間水產(chǎn)品貿(mào)易聯(lián)系的密切性逐年增強，自1995年中國加入世界貿(mào)易組織（WTO）以來，中美雙邊水產(chǎn)品出口貿(mào)易總額已經(jīng)從3.24億美元增長到2017年的30.12億美元。兩國的水產(chǎn)品市場結(jié)構(gòu)也已經(jīng)形成相互補充、彼此滲透的貿(mào)易格局。

從2018 年3 月美國特朗普簽署總統(tǒng)備忘錄起，美國對華開啟大規(guī)模加征關稅，標志著中美貿(mào)易摩擦全面爆發(fā)。隨后中美貿(mào)易爭端也開始殃及漁業(yè)以及水產(chǎn)品貿(mào)易領域。2018 年6 月15 日，美國政府發(fā)布了針對中國的第一輪加征關稅產(chǎn)品清單。自2018 年7 月6 日起，美國對從中國進口的約340 億美元商品實施加征關稅措施（其中包括水產(chǎn)品）。2018 年7 月10 日，美國公布的加征關稅商品的第二輪清單中，對我國2 000億美元商品加征10%的關稅，其中包括原產(chǎn)于我國的幾乎所有輸美水產(chǎn)品。由此中美貿(mào)易摩擦正式大規(guī)模影響到我國漁業(yè)以及水產(chǎn)品貿(mào)易領域。2018 年中美水產(chǎn)品貿(mào)易額減少至29.82 億美元，2019 年則繼續(xù)下滑至22.46 億美元。中美在彼此漁業(yè)以及水產(chǎn)品市場中所占據(jù)的重要地位也使得此次貿(mào)易戰(zhàn)對我國漁業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生了一系列劇烈而深遠的影響。隨著《中華人民共和國政府和美利堅合眾國政府經(jīng)濟貿(mào)易協(xié)議》（即《中美第一階段經(jīng)貿(mào)協(xié)議》）的簽訂，中美貿(mào)易爭端有所緩和，但拜登政府上臺以來，美國方面表示將會暫時保留特朗普時期對華關稅。由此可見，中美貿(mào)易摩擦問題將向長期化趨勢發(fā)展。因此，研究中美貿(mào)易摩擦的政策效應對我國水產(chǎn)品貿(mào)易以及漁業(yè)發(fā)展的影響有重要的現(xiàn)實意義。

不少學者對中美貿(mào)易摩擦對我國漁業(yè)生產(chǎn)及貿(mào)易產(chǎn)生的影響這一問題展開過描述性研究。在影響效用分析方面，劉子飛等認為中美貿(mào)易摩擦會擠壓我國海洋漁業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本，增加我國捕撈水產(chǎn)品技術性貿(mào)易壁壘以及水產(chǎn)行業(yè)從業(yè)者失業(yè)的風險[1]。張瑛等的研究表明集約邊際在中美水產(chǎn)品出口貿(mào)易增長中起主要推動作用[2]。鄭莉等分析了中美貿(mào)易摩擦對我國海產(chǎn)品以及海洋漁業(yè)的影響概況，并闡述了貿(mào)易摩擦對我國海洋漁業(yè)生產(chǎn)、海產(chǎn)品進出口、海產(chǎn)品消費市場產(chǎn)生的負面影響[3]。劉釗對于美國FDA-117 法規(guī)對于大連輸美海產(chǎn)品的貿(mào)易影響及策略進行了研究[4]。李文文從產(chǎn)業(yè)安全角度分析了貿(mào)易摩擦產(chǎn)生原因以及水產(chǎn)品在貿(mào)易摩擦下的發(fā)展情況和特征，分析其經(jīng)濟效應，發(fā)現(xiàn)水產(chǎn)品貿(mào)易摩擦會通過增加貿(mào)易成本來影響貿(mào)易條件、模式以及貿(mào)易利益的分配[5]。在應對策略展望方面，胡玥等認為中國應該繼續(xù)加強同美方進行水產(chǎn)貿(mào)易談判，在穩(wěn)定既有市場的同時要加速漁業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，減少對美市場的依賴[6]。楊碧琴等對海南省水產(chǎn)品應對中美貿(mào)易戰(zhàn)提出了相關政策建議以及對策[7]。宋海英等對中美經(jīng)貿(mào)摩擦背景下中國與拉美地區(qū)的水產(chǎn)品貿(mào)易進行了分析與展望，為我國積極應對中美摩擦，尋找第三方貿(mào)易替代國提供了支撐[8]。也有少數(shù)學者在貿(mào)易摩擦對我國水產(chǎn)品貿(mào)易的領域進行了定量分析。在實證研究方面，主要有盧昆等構(gòu)建多變量灰色模型運用反事實推理法對2018 年和2019 年的中國水產(chǎn)品貿(mào)易額進行了預測。通過對比實際值與預測值來測度中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易的影響[9]。陳明康等對水產(chǎn)品出口貿(mào)易在中美貿(mào)易摩擦背景下的風險預警進行了研究，采用ARIMA 模型對2018—2022 年的中美貿(mào)易差等警兆指標進行預測[10]。賀梅英等利用三元邊際分析模型以及VAR 模型探究中美雙邊水產(chǎn)品出口增長的主要影響因素，分析關稅對中美雙邊水產(chǎn)品出口增長的三元邊際的影響。中國對美國水產(chǎn)品出口中，整體來看，數(shù)量邊際貢獻最大；從關稅影響來看，關稅對擴展邊際的影響最大[11]。

已有文獻對中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易的影響進行了大量研究，但關于中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易的實證研究比較少。一方面由于時間的限制，已有實證研究很少對貿(mào)易摩擦發(fā)生前后水產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)進行對比，建立模型定量分析貿(mào)易摩擦的影響。另一方面，少有文獻將我國與美國的水產(chǎn)品貿(mào)易狀況同我國與其他國家的水產(chǎn)品貿(mào)易狀況進行比較分析，設立對照組控制假設不存在貿(mào)易摩擦時水產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展情況，這些因素導致難以深入研究中美貿(mào)易摩擦對我國水產(chǎn)品貿(mào)易的影響。基于此，本文采用雙重差分法（DID）作為主要分析工具，對中美貿(mào)易摩擦的凈政策效應進行深入研究，以期對中美貿(mào)易摩擦對于我國水產(chǎn)品貿(mào)易的影響進行更準確的驗證，為常態(tài)化應對水產(chǎn)品貿(mào)易摩擦，實現(xiàn)漁業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供支持。

1 研究設計

1.1 模型構(gòu)建

雙重差分法是指通過對政策實施前后對照組和處理組之間指標變化趨勢差異的比較，構(gòu)造出反映政策效果的雙重差分統(tǒng)計量，通過數(shù)值結(jié)果來量化估計某政策所帶來的沖擊與影響。在我國，周黎安和陳燁最早將雙重差分法引入經(jīng)濟研究領域，將安徽省的農(nóng)村稅費改革視為一次準實驗，利用雙重差分法探究農(nóng)村稅費改革對于農(nóng)民收入增長的政策效應[12]。相對于靜態(tài)比較法，雙重差分法使用個體數(shù)據(jù)進行回歸來判斷政策對個體產(chǎn)生的影響是否具有顯著的統(tǒng)計意義[13]。該方法能夠避免中美貿(mào)易摩擦的涉漁政策作為解釋變量的內(nèi)生性問題，控制不可觀測的個體異質(zhì)性對于被解釋變量的影響，從動態(tài)角度評估貿(mào)易摩擦涉漁政策效應。因此，為了有效識別中美貿(mào)易摩擦對我國水產(chǎn)品進出口貿(mào)易所施加的凈政策效應，本文采用雙重差分法（DID）來測度中美貿(mào)易摩擦中的涉漁貿(mào)易政策效果，增加了對照國家組進行研究，使結(jié)果更具有普遍性。利用雙重差分變量did的顯著性作為判定政策影響是否顯著的主要依據(jù)。借鑒參考謝建國等[14]對于中美貿(mào)易沖突貿(mào)易后果的研究，將基準模型設置如下。

在該模型中，c表示與中國進行水產(chǎn)品貿(mào)易的各個國家，t表示貿(mào)易時間節(jié)點。其中被解釋變量Tradect代表中國對于國家c在t時期的水產(chǎn)品貿(mào)易額，did=period×treated表示時間虛擬變量period與地區(qū)虛擬變量treated的交乘項，Xct表示一系列控制變量，除此之外，模型還控制了國家固定效應Dc以及時間固定效應Dt，最后εct表示隨機擾動項。本文根據(jù)不同因變量Tradect構(gòu)建以下3 個實證模型進行具體衡量。其中被解釋變量lnsumct、lnimct、lnexct分別表示對數(shù)化處理后的中國與國家c在t時期的水產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額、水產(chǎn)品進口貿(mào)易總額以及水產(chǎn)品出口貿(mào)易總額。用lngdpct、lnratect、lnreservect、lntotalct來表示對數(shù)化處理后的控制變量，分別表示對數(shù)化處理的某國c在t時期的國民生產(chǎn)總值、匯率、外匯儲備以及進出口總值，變量具體說明見表1。

表1 模型中涉及的控制變量及簡要說明

1.2 變量選取及數(shù)據(jù)說明

1.2.1 被解釋變量

2019 年底發(fā)生的新型冠狀病毒感染對于全球貿(mào)易行情產(chǎn)生了巨大影響，對水產(chǎn)品貿(mào)易變動產(chǎn)生了較大的疊加效應。為了避免該因素擾亂模型測度的準確性，同時考慮研究數(shù)據(jù)的時效性，本文采用中美貿(mào)易摩擦中水產(chǎn)品貿(mào)易限制政策實施（2018 年第二季度）前后共16個季度的我國水產(chǎn)品進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)組成的季度面板數(shù)據(jù)。選取與我國水產(chǎn)品貿(mào)易總量排在前列的9 個代表性國家，包括美國、日本、韓國、泰國、英國、德國、俄羅斯、澳大利亞、加拿大。將2016年第一季度到2019年第四季度中國與這些國家水產(chǎn)品進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)作為被解釋變量。水產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)采用中國HS2012 以及HS2017 編碼中03 章魚類和甲殼類動物、軟體動物和其他水生無脊椎動物的進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于中國海關總署，獲取自EPS 中國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫。在實證檢驗過程中，為了保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，同時避免樣本出現(xiàn)異常點現(xiàn)象和異方差問題，將貿(mào)易伙伴國的水產(chǎn)品進出口數(shù)據(jù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、匯率、外匯儲備以及進出口總值進行對數(shù)化處理。

1.2.2 解釋變量

根據(jù)雙重差分法的基本原理，本文設置了國家虛擬變量treated、政策時間虛擬變量period以及兩者的交乘項did。其中國家虛擬變量中作為實驗組的美國變量值為1，其余國家作為對照組，變量值均為0。由于中美貿(mào)易摩擦加征關稅清單中涉及漁業(yè)的絕大部分水產(chǎn)品的政策文件于2018 年6 月提出并宣布于同年7 月實施，所以本文將政策時間節(jié)點定于2018 年第二季度。政策時間虛擬變量中以2018年第二季度為界，2018年第二季度以前季度變量值都為0，在此之后的季度虛擬變量數(shù)值都為1。

1.2.3 控制變量

高金田等利用雙重差分法發(fā)現(xiàn)貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值會顯著促進國家間水產(chǎn)品貿(mào)易[15]。荀梓瑩等在研究中國貿(mào)易進出口影響因素時認為各國人民幣對美元的匯率和外匯儲備均是影響進出口貿(mào)易的重要因素[16]。考慮到不同國家的貨物貿(mào)易狀況區(qū)別，本文納入了貨物進出口總額作為反映兩國貿(mào)易狀況的重要指標。基于控制水產(chǎn)品貿(mào)易國別異質(zhì)性季度數(shù)據(jù)的完整性、時效性以及可得性，篩選出表1 內(nèi)指標作為控制變量。表內(nèi)所有數(shù)據(jù)均來源于國際貨幣基金組織、中國國家統(tǒng)計局，獲取自EPS 世界宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫以及銳思宏觀數(shù)據(jù)庫。

本文模型中涉及的各變量的基本統(tǒng)計指標描述性統(tǒng)計情況如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2 實證檢驗過程

2.1 平行趨勢檢驗

在應用雙重差分模型進行政策沖擊效果的測度時，需要滿足3個前提條件[17]。

①隨機性假設。中美貿(mào)易摩擦的發(fā)生滿足政策事件發(fā)生的隨機性。因為該爭議的產(chǎn)生取決于美國單方面國家戰(zhàn)略和政府決議，是中美兩大國在經(jīng)濟政治等多領域動態(tài)博弈的過程。貿(mào)易戰(zhàn)的發(fā)起、結(jié)束以及相關政策對于漁業(yè)的沖擊無法進行預知。因此，本文認為中美貿(mào)易戰(zhàn)的涉漁政策的發(fā)生對于我國水產(chǎn)品貿(mào)易的影響滿足事件發(fā)生的隨機性。

②唯一性假設。2018 年6 月15 日，美國政府發(fā)布了包含水產(chǎn)品在內(nèi)的第一輪加征關稅產(chǎn)品清單。2018年7月6日，進而對包括水產(chǎn)品在內(nèi)的約340億美元進口商品加征關稅。2018 年7 月10 日，美國對原產(chǎn)于我國的幾乎所有輸美水產(chǎn)品加征10%關稅。因此本文認為2018 年第二季度是中美貿(mào)易涉漁摩擦政策的起點，政策實施具有唯一性。

③平行趨勢假設。要求在政策發(fā)生前實驗組與對照組的被解釋變量要具有基本相同的變化軌跡，從而排除政策后因變量的趨勢變動是由于本身處理組和對照組變更前的不同變動趨勢所驅(qū)動的可能性。本文采用實證回歸的方法進行平行趨勢檢驗，保證參與DID有效估計模型的變量滿足共同趨勢假定的前提條件，如果中國與作為實驗組的美國與作為對照組的其他國家在本輪中美貿(mào)易摩擦開始前的各項貿(mào)易額指標變化趨勢沒有差異，即代表滿足平行趨勢假設。檢驗模型如下：

其中，period()t表示檢驗的時期，其余變量的設定與模型2一致。為了將數(shù)據(jù)整體時間跨度進行均勻檢驗，在進行平行趨勢檢驗時以2018年第二季度為界，前后各劃為3 個時期。其中pre_1 到pre_3 分別代表2018 年第一季度與2017年第四季度，2017年第二季度與第三季度以及2017 第一季度與以前的時期；current代表中美貿(mào)易摩擦涉漁政策實施當期；post_1到post_3分別代表2018年第三季度與第四季度，2019年第一季度與第二季度以及2019年第三季度與以后的時期。并且為了避免產(chǎn)生完全共線性問題，去掉政策節(jié)點前一期作為基準組。lnsum、lnim、lnex分別表示水產(chǎn)品貿(mào)易的進出口總額、進口額以及出口額。由表3 的顯著性檢驗結(jié)果可知，被解釋變量為水產(chǎn)品進出口總額和水產(chǎn)品出口總額的pre_n結(jié)果均不顯著，即政策沖擊發(fā)生之前，處理組國家和對照組國家的水產(chǎn)品貿(mào)易狀況區(qū)分并不顯著，滿足平行趨勢假設條件，可以進行DID 的基準回歸。被解釋變量為水產(chǎn)品進口總額的pre_2結(jié)果顯示顯著，未通過平行趨勢檢驗，說明實驗組國家和對照組國家在中美貿(mào)易摩擦發(fā)生前的水產(chǎn)品進口狀況不具備共同變化趨勢。

表3 中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易影響——平行趨勢檢驗結(jié)果

進一步通過圖示對中美貿(mào)易摩擦政策作用的動態(tài)經(jīng)濟效應進行呈現(xiàn)。從圖1 以及圖3 中可以看出，在政策發(fā)生的前三期交互項的系數(shù)在95%的置信區(qū)間內(nèi)并不顯著異于0，這說明政策時點前處理組和控制組之間不存在顯著差異，模型2 和模型4 通過平行趨勢檢驗。從圖2 中可看出模型3 在政策發(fā)生前第二期的交互項系數(shù)顯著異于0，處理組和控制組不具備穩(wěn)定持續(xù)的平行趨勢。

圖1 lnsum平行趨勢圖

圖2 lnim平行趨勢圖

圖3 lnex平行趨勢圖

2.2 基準回歸

基于通過平行趨勢檢驗的模型，運用雙重差分法對水產(chǎn)品進出口總額以及出口總額的模型進行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易影響——基準回歸結(jié)果

在表4 的2 個模型中，核心解釋變量did均通過了顯著性檢驗，回歸方程的R 值均大于90%，說明模型的擬合優(yōu)度較好，解釋能力較強。其中水產(chǎn)品進出口總額的核心變量did在1%的置信水平上表現(xiàn)顯著，水產(chǎn)品出口總額也在10%的置信水平上通過了顯著性檢驗，并且兩者的回歸系數(shù)均為負值。

對于控制變量匯率。在兩個模型中，回歸結(jié)果顯示控制變量匯率對我國對美水產(chǎn)品進出口總額及出口總額存在顯著關系。在模型2 的結(jié)果中，匯率對水產(chǎn)品進出口金額有正向顯著關系；模型4 表示匯率對出口總額有負向顯著關系。國際貿(mào)易中，當人民幣升值時本幣匯率上漲，即本幣價格提升、兌換外幣的能力提高，一般會起到抑制出口、促進進口的作用。從模型4 的實證結(jié)果來看，匯率與水產(chǎn)品出口成負顯著關系也印證了這一點。水產(chǎn)品出口貿(mào)易總額與匯率同方向變化，表示我國水產(chǎn)品進出口以進口為主。市場購買力增強時，水產(chǎn)品進出口總額整體會隨匯率上升而增加。

在兩個模型中，國民生產(chǎn)總值以及貨物進出口總額與水產(chǎn)品進出口貿(mào)易的實證結(jié)果并不顯著。國民生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明生產(chǎn)總值對于經(jīng)濟增長有著正向的影響但并不明顯。同時外匯儲備與水產(chǎn)品出口額存在一定的負顯著關系。一般來說出口增加并且大于進口時增大貿(mào)易順差會拉動外匯儲備上升，但在中美貿(mào)易摩擦發(fā)生時，進口與出口同時下降，當進口產(chǎn)品貿(mào)易額下降幅度小于出口產(chǎn)品貿(mào)易額下降幅度時，會導致外匯儲備上升，從而可能會造成外匯儲備與水產(chǎn)品出口金額反向變動的情況發(fā)生。

2.3 穩(wěn)健性檢驗

2.3.1 安慰劑檢驗

為了檢驗以上實證模型的穩(wěn)定性與可靠性，考察評價方法和實證結(jié)果解釋能力的可信度，還需要通過進行穩(wěn)健性檢驗來進行驗證。參考曹春方等[18]的研究，采用前置政策時間的方法對通過DID 檢驗的模型2 和模型4 進行檢驗，以避免實證結(jié)果受實驗組和對照組之間的固有差異影響。具體采用將政策時間節(jié)點提前兩年的方法進行安慰劑檢驗，即將中美貿(mào)易摩擦中涉漁政策頒布的時間節(jié)點從2018年第二季度提前至2016年第二季度，將2016 年第2 季度之前的period虛擬變量值設為0，2016年第二季度及其之后季度的period數(shù)值設為1。穩(wěn)健性檢驗仍舊控制了國家固定效應與時間固定效應。如果提前政策時間節(jié)點所得到的新的交乘項did1的回歸結(jié)果仍顯著，則不通過穩(wěn)健性檢驗；如果核心解釋變量did1的結(jié)果不再顯著，改變政策時間節(jié)點結(jié)果不再相同，則表明上述模型實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易影響——安慰劑檢驗結(jié)果

上述安慰劑檢驗結(jié)果表示模型4 的實證結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗，這說明基準回歸結(jié)果中，中美水產(chǎn)品貿(mào)易狀況改變正是由于中美貿(mào)易摩擦中從2018年第二季度開始所頒布的漁業(yè)相關貿(mào)易限制政策所導致，排除中美貿(mào)易摩擦政策因素后中美貿(mào)易并未出現(xiàn)相同變化形勢。中美水產(chǎn)品出口貿(mào)易額的雙重差分模型檢驗結(jié)果具有可靠性。檢驗結(jié)果中核心變量did的系數(shù)為負，表明中美貿(mào)易摩擦引起的漁業(yè)政策變化對中美水產(chǎn)品出口表現(xiàn)為顯著的抑制作用。美國以往作為中國水產(chǎn)品的主要進口國之一，隨著此次中美貿(mào)易摩擦中水產(chǎn)品貿(mào)易關稅政策的實施，我國對美的水產(chǎn)品出口渠道受到相當程度的堵截，導致我國對美水產(chǎn)品出口總額大幅下滑。

而模型2 中改變政策發(fā)生時間后形成的新的核心解釋變量did1仍然顯著，這表示模型2 未通過穩(wěn)健性檢驗，也就是說中美水產(chǎn)品進出口總額的變化并不是純粹受中美貿(mào)易摩擦的影響，存在其他解釋因素，貿(mào)易摩擦對我國對美水產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額沒有顯著的相關關系。根據(jù)盧昆等的研究，水產(chǎn)品進口企業(yè)在美國政策壓制下反而會產(chǎn)生積極的脅迫效應，通過市場調(diào)整化解并超過中美貿(mào)易摩擦對自己帶來的負面影響[9]。進口方面與出口方面相互抵消，一定程度上導致了中美貿(mào)易摩擦對于中美進出口總額的整體政策效應的不明朗。

2.3.2 動態(tài)影響效應

為了進一步驗證研究的可靠性，在以上中美貿(mào)易摩擦涉漁政策對我國當期水產(chǎn)品貿(mào)易影響的實證研究的基礎上，還需要考察中美貿(mào)易摩擦涉漁政策對我國水產(chǎn)品出口總額的動態(tài)影響效應。考慮到季度變量的時滯性，將基準回歸方程（1）中的核心解釋變量did改為treated與中美貿(mào)易摩擦發(fā)生前后2017年到2019年各季度的虛擬變量period相乘（以2018 年第三季度為基準），從而得到拓展后的DID方程，以考察中美貿(mào)易摩擦涉漁政策與我國前期及后期水產(chǎn)品出口總額和控制變量的動態(tài)關系。動態(tài)DID模型方程如下：

動態(tài)效應的實證結(jié)果如圖4 所示，其中期數(shù)0 以前的各期交乘項的系數(shù)未表顯著，說明中美貿(mào)易摩擦涉漁政策沖擊前，實驗組國家與對照組國家的水產(chǎn)品貿(mào)易情況沒有顯著的差異，進一步驗證了模型滿足平行趨勢假定。在中美貿(mào)易摩擦涉漁政策沖擊后，從期數(shù)2 開始2019 年各季度的核心解釋變量didt的系數(shù)整體為負向顯著區(qū)別于0，考慮到季度數(shù)據(jù)存在一定的政策反應時差，并且中美貿(mào)易摩擦涉漁政策沖擊后系數(shù)較之前產(chǎn)生顯著變化，該結(jié)果也較好地證明了中美貿(mào)易摩擦涉漁政策對我國水產(chǎn)品出口產(chǎn)生了顯著的負政策效應，且政策具備一定的持續(xù)性，增強了本文研究模型的說服力。

圖4 中美貿(mào)易摩擦對水產(chǎn)品貿(mào)易影響——動態(tài)影響效應

3 對策建議

中美貿(mào)易摩擦歷經(jīng)萌芽、爆發(fā)、反復直至如今的將近緩和，整個過程一直處在動態(tài)博弈狀態(tài)中。中美水產(chǎn)品貿(mào)易受中美貿(mào)易摩擦影響整體貿(mào)易規(guī)模收窄。自2018 年7 月中美開始向水產(chǎn)品施加各種加征關稅措施以來，到2020年中國對美國水產(chǎn)品的進口總金額下跌37.9%，出口總金額下降37.1%。該事件引致了我國漁業(yè)產(chǎn)業(yè)格局的巨大動蕩，也對我國謀求漁業(yè)長遠穩(wěn)定發(fā)展起到了警示作用。面對將長期存在的中美貿(mào)易摩擦，應當制定精確有力的反擊措施，以降低美國的各項貿(mào)易壁壘措施對我國水產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展造成的負面影響。

第一，發(fā)展多邊國家市場，優(yōu)化水產(chǎn)品貿(mào)易格局。我國主要漁業(yè)資源種類具有一定的封閉性，缺乏世界性廣布種和大洋性洄游魚類[19]，在水產(chǎn)品的進口中存在較大依賴性。水產(chǎn)品主要出口大宗淡水產(chǎn)品以及各種來料及進料捕撈水產(chǎn)品種[20]，出口市場主要依賴日韓歐美等發(fā)達國家。在當前貿(mào)易摩擦背景下，為了實現(xiàn)我國水產(chǎn)品貿(mào)易的持續(xù)健康發(fā)展，需要在爭取鞏固原有合作廠商和已有市場的同時，積極開拓其他新興國家市場，并擴大如鱈魚、大馬哈魚、金槍魚等重點水產(chǎn)品的進口與來進料加工貿(mào)易。中國應當始終與其他國家保持充分交流與對話，抓住“一帶一路”倡議等經(jīng)濟發(fā)展機遇以及中非和中國-東盟等多邊政治經(jīng)濟關系，積極發(fā)展多方貿(mào)易關系，調(diào)整水產(chǎn)品進出口貿(mào)易格局，降低對美市場依賴程度，為我國水產(chǎn)品貿(mào)易開辟新的發(fā)展方向。

第二，加大政策扶持力度，鼓勵行業(yè)主體聯(lián)合互助。我國水產(chǎn)品貿(mào)易受中美貿(mào)易摩擦影響面臨多種沖擊，我國水產(chǎn)企業(yè)面臨養(yǎng)殖加工及生產(chǎn)成本上漲，營業(yè)利潤被加征關稅所擠壓，產(chǎn)品價格被迫提升導致出口競爭力下降等問題，企業(yè)經(jīng)營壓力顯著增大。政府應當發(fā)揮作用對水產(chǎn)企業(yè)進行幫扶，提升企業(yè)經(jīng)營信心。首先，增加漁業(yè)政策支持力度，給予受貿(mào)易戰(zhàn)影響較大的水產(chǎn)品進出口企業(yè)辦理出口退（免）稅的優(yōu)先權。發(fā)放如用水用電、機器設備等補貼。其次，發(fā)揮地方行業(yè)協(xié)會作用開展定點幫扶行動，推動水產(chǎn)品出口轉(zhuǎn)內(nèi)銷，幫扶受貿(mào)易壁壘影響企業(yè)打通水產(chǎn)品國內(nèi)供需渠道。同時，增加水產(chǎn)企業(yè)整體投資，拓寬受貿(mào)易摩擦影響的進出口廠商的融資渠道，彌補水產(chǎn)品外貿(mào)企業(yè)在貿(mào)易戰(zhàn)中的損失。最后，大力培育漁業(yè)龍頭企業(yè)，發(fā)展?jié)O村專業(yè)合作組織[21]，扶強扶優(yōu)，以強帶弱。鼓勵行業(yè)領先科技示范企業(yè)及經(jīng)營實體以技術、供銷、資金等為紐帶，牽頭帶動其他中小微水產(chǎn)企業(yè)共同發(fā)展，推動水產(chǎn)外貿(mào)行業(yè)的市場主體共同聯(lián)合，建立專業(yè)化的幫扶協(xié)會或合作社。

第三，推進生產(chǎn)技術革新，加快水產(chǎn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。當前我國水產(chǎn)企業(yè)普遍技術含量較低，加工及運輸?shù)燃夹g和設備落后，多以出口初級水產(chǎn)品與初級水產(chǎn)品制品為主。存在出口水產(chǎn)品種類單一，可替代性高，附加值低等劣勢，出口產(chǎn)品缺乏國際競爭力。推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型可從技術升級、管理升級、市場升級等路徑著手。首先，在養(yǎng)殖、捕撈、加工等基本環(huán)節(jié)中從勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主向技術導向型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變。企業(yè)要與科研機構(gòu)和高校加強合作對接，產(chǎn)學研相結(jié)合。提高科研成果轉(zhuǎn)化為一線生產(chǎn)技術的效率，加快水產(chǎn)企業(yè)各類生產(chǎn)設備的更新?lián)Q代以及深加工技術的革新。如升級海洋捕撈作業(yè)的技術裝備，創(chuàng)新冷凍保鮮以及物流運輸技術。其次，在經(jīng)營管理機制上要由家庭式的分散經(jīng)營向?qū)I(yè)化公司經(jīng)營模式轉(zhuǎn)變。加強信息化建設，組織系統(tǒng)化的漁業(yè)技術培訓，提高漁業(yè)從業(yè)人員專業(yè)素質(zhì)，引進高校或科研單位的高層次漁業(yè)技術從業(yè)人員，實施人才戰(zhàn)略。最后，在市場營銷策略方面要根據(jù)國際市場需求升級產(chǎn)品線、普及推廣名優(yōu)品種以提高產(chǎn)品附加值，豐富貿(mào)易產(chǎn)品種類。要從低級產(chǎn)品線向精加工、深加工轉(zhuǎn)變。

4 結(jié)論

本文立足2018年爆發(fā)的中美貿(mào)易摩擦，依托于中國對各國從2016 年第一季度到2019 年第四季度水產(chǎn)品貿(mào)易額的季度面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分法構(gòu)建實證模型，研究中美貿(mào)易摩擦對于中美水產(chǎn)品進出口的凈政策效應。通過使用stata17 軟件對各模型進行了平行趨勢檢驗、基準回歸檢驗以及穩(wěn)健性檢驗，主要得到兩點結(jié)果：一是被解釋變量為我國對美水產(chǎn)品出口總額的模型最終通過全部檢驗。我國與其他國家的水產(chǎn)品出口額在政策節(jié)點前具有共同趨勢，滿足平行趨勢假定，同時也通過了穩(wěn)定性檢驗。在基準回歸中核心解釋變量did 表現(xiàn)顯著并且相關系數(shù)都為負值，這表明中美貿(mào)易摩擦對我國輸美水產(chǎn)品的出口總額造成了顯著的負向影響。中美貿(mào)易沖突背景下，漁業(yè)領域中所采取的關稅調(diào)整等各項貿(mào)易壁壘政策對中國對美水產(chǎn)品出口貿(mào)易確實起到了負面效果，打擊了中美水產(chǎn)品貿(mào)易積極性，產(chǎn)生了負向政策效應。二是中美貿(mào)易摩擦與我國進口水產(chǎn)品以及進出口貿(mào)易總額不存在明顯的相關關系。其中水產(chǎn)品進口未通過平行趨勢檢驗，實驗組與對照組的進口狀況不滿足共同趨勢前提，表明中美水產(chǎn)品進口與中國與其他國家水產(chǎn)品進口貿(mào)易狀況存在趨勢差異性。水產(chǎn)品進出口總額未通過DID 實證檢驗，表明中美進出口貿(mào)易總額與中美貿(mào)易摩擦不存在明顯的相關關系。可能存在其他解釋因素對中美水產(chǎn)品貿(mào)易總額產(chǎn)生擾動，從而導致中美貿(mào)易摩擦未對這項指標產(chǎn)生明確的單向政策效應。進口方面與出口方面相互抵消，一定程度上導致了中美貿(mào)易摩擦對于中美進出口總額的整體政策效應的不明朗。我國為了實現(xiàn)漁業(yè)產(chǎn)業(yè)復蘇以及未來穩(wěn)健發(fā)展，仍需在國際市場開拓、漁業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、政府政策制定等方面多般努力，從而破解水產(chǎn)品進出口貿(mào)易難題，實現(xiàn)漁業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展。