技術性貿易措施對上海出口貿易影響的實證分析

石念 戴宇欣 張正敏

關鍵詞：TBT，引力模型，出口貿易，地區，發達國家

0引言

根據WTO官方發布數據梳理如圖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，達到峰值，同比增長9.0%；據上海海關數據統計，2022年上海出口商品構成中，除去農產品和食品出口，市工業類產品出口比重占98.4%。可見，上海主要出口產品以工業產品為主。然而，在國際貿易中，隨著各類法規、標準和合格認證為條件的技術性貿易壁壘（TechnicalBarrierstoTrade，TBT）使用日益頻繁，對地區出口造成直接性損失或導致成本再次增加，對上海地區商品特別是工業產品出口貿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）來看，上海對這些國家（地區）近5年出口占比保持在73%左右。這26個國家（地區）TBT通報對于上海出口貿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）發起的TBT通報數量整體呈現增加趨勢。

分析這些國家（地區）發起的TBT通報，幫助上海出口產品繼續保持競爭力具有重要的理論與現實意義。然而，TBT作為一種非關稅貿易壁壘，對出口貿易的影響具有復雜性，進口國一般以企業出口產品不能滿足其特定的技術要求為由，取消訂單、對貨物扣留/銷毀/退回/口岸處理/改變用途/降級等；又或者出口企業為適應進口國/地區TBT措施要求，進行技術改造、產品包裝及標簽更換、檢驗檢疫、注冊、認證及辦理各種手續等，發生新增費用，使得出口企業利潤下降、甚至遭受損失。因此，研究TBT對上海出口貿易的影響強度和規律，有助于全面評估出口風險，幫助行業企業有效應對國外技術性貿易措施，也有利于完善地方貿易工作。

1文獻綜述

在研究TBT對國家（地區）出口貿易影響的分析文獻中，定性分析多于定量分析。在定量的實證分析中，學者多采用貿易引力模型等作為分析雙邊貿易量的工具，并已在國際貿易中得到廣泛應用。早期有Anderson和VanWincoop（2004）較早將貿易壁壘作為貿易成本與貿易流量聯系起來，引入貿易引力模型中；OleksandrShepotylo（2016）在貿易引力模型中使用HTM（Hausman-TaylorModel）估計方法，探討了非關稅措施（NTM）對1996-2011年全球海產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通報量構建多元線性回歸模型，定量分析TBT對我國出口貿易的影響，發現TBT和我國出口貿易之間存在顯著的因果關系，TBT明顯阻礙了我國出口貿易的發展；王思璇（2009）利用貿易引力模型實證探討了TBT等主要壁壘對中歐間貿易所產生的影響，得出TBT、SPS和反傾銷對中歐之間的貿易額有抑制作用；鮑曉華（2014）構建非線性引力模型，利用1995-2009年全球112個國家（地區）TBT通報數據和雙邊貿易數據分析結果表明，進口國TBT限制各國出口，同時該限制強度會隨出口國及時間發生動態變化，人均收入越高的出口國，其遭遇TBT的貿易限制強度越小；擁有越高的TBT應對能力，生產技術水平和政府管理能力的提高，可以顯著降低TBT的貿易限制強度，并得出2002-2009年TBT限制強度的降低對中國出口增長的貢獻約為5%；陳琦（2020）利用克萊因模型構建實證檢驗去探討TBT對我國不同產業的影響模式，得出TBT的回歸系數為-0.0759，出口遭遇TBT顯著抑制了全行業出口，且認為TBT存在滯后影響，存在一個長期持續的過程。雖然存在學者分析TBT對產業貿易影響的類似研究，但大多局限在TBT對國家（地區）貿易層面的影響分析。本文采用修正后的引力模型，就TBT對上海地區出口貿易的影響強度和規律進行實證分析。

2TBT對上海出口貿易影響的實證分析

2.1貿易引力模型的設定

引力模型起源于牛頓物理學中的“引力法則”，即兩個物體之間的引力與它們各自的質量成正比，與兩個物體之間距離的平方成反比。引力模型常作為應用于經濟貿易流量研究其空間相互作用經驗性的一種工具，根據經濟學中經濟現象的關系，引力模型可以建立起經濟現象之間的相互作用關系，用作參數估計以發現經濟規律，或者用于推斷預測。具體來看，20世紀60年代荷蘭經濟學家JanTinbergen和德國經濟學家PenttiPoyhonen已經在研究國際貿易量中運用引力模型進行實證研究，兩國之間的貿易強度引用牛頓引力定律類似參考模型（1）在貿易研究中描述，即質量被經濟規模取代，實證中表明國際貿易中兩個經濟體的貿易規模大小與其經濟規模成正比，與其距離成反比。

其中，Tij表示國家ｉ與國家ｊ的貿易額，c是常數，Yi表示國家ｉ的經濟規模，Yj表示國家ｊ的經濟規模，Dij表示國家ｉ與國家ｊ的距離，α、β、γ為參數。

本文研究主要出口目的地發起的TBT對上海出口貿易影響，因變量為上海對26個國家（地區）的出口額（EXijt）。考慮將TBT通報數作為量化貿易規制措施的變量指標引入引力模型，為了更清晰地解釋，模型中引入學者們較常規使用的變量因素：經濟規模和貿易距離，經濟規模因素一般使用國內生產總值（GDP），距離因素為兩個貿易國別（地區）之間的球面最短距離。具體變量指標為：上海地區生產總值（GDPst）、出口國別（地區）生產總值（GDPit）、上海與出口國別（地區）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達國家（地區），加入虛擬變量Fi。變量解釋見表1。

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

其中，α為截距項，β為各項回歸系數，μ為隨機誤差項。

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、阿聯酋、捷克、菲律賓）作為樣本面板數據進行回歸估計。面板數據包含橫截面數據和時間序列數據，包含了時間和個體差異，本研究中實際觀察樣本容量為260個觀測值。使用混合效應模型模擬分析，即對任何個體和截面不加區別，采用混合最小二乘法估計參數。

TBT貿易政策的影響通常存在時滯性，根據烏拉圭回合多邊貿易談判的TBT協議，要求WTO各成員國應在法規、標準和合格認證政策公布和實際生效之間預留一個合理的時間間隔，以接受各國對該政策的評議，從而確保相關出口企業有時間改善產品或調整生產方式，以符合進口方的要求，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性問題，因此，為了檢驗TBT對出口影響是否存在滯后的強度變化，分別對TBT進行滯后3個月、滯后6個月、滯后1年的回歸檢驗，以揭示TBT隨時間變化對出口貿易變動的動態影響。本文還對出口國家（地區）是否屬于發達國家（地區）進行比較研究，將原樣本地區所在國家分為：發達國家與非發達國家（地區），分組檢驗來分析不同國家（地區）組之間TBT影響的差異性，為改善上海出口貿易績效提供可供參考的依據。

2.2TBT對上海出口貿易的影響變化

對全樣本混合效應回歸結果見表2。兩表中回歸模型的F統計量和Prob值，表明回歸模型均為顯著，調整后R2顯示擬合優度均在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，可見各回歸系數發生了變化。常規變量GDP和距離回歸系數未有明顯趨勢；當期（a）、滯后3個月（b）、滯后6個月（c）、滯后1年（d）4個模型的lnTBTit回歸系數分別為-0.1534、-0.1527、-0.1509、-0.1445，與預期符號相同，均在1%水平上顯著，說明進口國TBT措施數量增加對出口貿易存在一定的負面影響，反映了TBT對出口貿易存在一定的抑制影響。比較lnTBTit系數可以看出，系數隨著TBT通報時間變化對出口的限制影響強度發生變化，TBT對貿易限制強度在1年中存在緩慢衰減的趨勢。另外，當加入是否屬于發達國家（地區）的虛擬變量（Fi）時，Fi系數為-0.2945，在1%水平上顯著，說明出口目的地屬于發達國家（地區）時，更有利于上海出口貿易。

對出口目的地分組的混合效應回歸結果見表3。由于分組樣本量折半，僅將分組后兩個樣本的當期TBT和滯后3個月TBT變量采用模型（2）進行回歸，結果可以看出，lnTBTit系數均在1%水平上顯著，從不同樣本模型回歸系數比較來看，不同進口國TBT對出口貿易的限制強度存在差異，可以看出發達國家（地區）樣本的TBT影響強度＞全樣本TBT影響強度＞非發達國家（地區）樣本TBT影響強度；同時發現發達國家出口目的地和非發達國家（地區）出口目的地TBT當期影響強度均高于其滯后3個月的強度，與全樣本分析結論相同。

同時，我們還發現，相對于lnGDPst、lnGDPit、lnDISsi3個變量，lnTBTit的回歸系數最小，說明TBT的貿易限制強度與GDP和距離變量的回歸系數不在同一個數量級。在3個混合回歸結果中，非發達國家（地區）樣本回歸結果中的上海GDPst系數最大，說明上海經濟增長幅度越大，非發達國家（地區）選擇進口上海商品的意愿越強。

3結論

本文在關注TBT數量對出口影響的假設基礎上，利用修正引力模型實證分析了主要進口國（地區）TBT對上海出口的影響規律，檢驗了TBT發起國（地區）是否屬于發達國家（地區）對上海地區出口存在的差異性抑制影響。總體來講，進口國TBT對上海出口貿易存在一定的限制影響，當期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的貿易限制強度緩慢衰減，但降幅不大，也印證了TBT措施對出口的實際影響是非常復雜的。相對于非發達國家（地區），出口目的地屬于發達國家（地區）發起TBT后3個月內影響強度更強些。

研究TBT對上海出口貿易的影響強度和規律，最終是為了推動貨物出口貿易，本文的結論對于上海如何應對TBT具有一定的政策啟示。上海為國內出口重要地區，提升應對TBT措施的能力十分重要，在出口貿易中，上海應更加重視發達國家（地區）TBT政策變化，健全貿易質量爭端預警和協調機制，完善技術性貿易措施公共服務，積極參與國際經貿規則及標準制定，及在出口商品質量標準、檢驗檢疫、認證認可等內外銜接等方面提高管理服務水平，給出口企業提供幫助和開展相關培訓，盡可能降低TBT措施給上海出口帶來的限制或負面影響。

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