欧盟环境规制对我国家电出口的绿色壁垒效应＊

李昭华 蒋冰冰

(华中科技大学经济学院,湖北武汉 430074)

欧盟环境规制对我国家电出口的绿色壁垒效应＊

李昭华 蒋冰冰

(华中科技大学经济学院,湖北武汉 430074)

运用引力模型分析环境规制的贸易效应的文献可以分为三类:考察总体的环境规制严度对双边贸易流量总量的影响,不针对行业和具体产品;考察某行业的环境规制严度对该行业双边贸易流量的影响,不针对具体产品;考察具体的环境规制措施对相关产品的进出口的影响。其环境规制严度的测度有横向赋值法、横向指数法及限量法。本文采用引力模型,对我国空调、显示器、真空吸尘器、电吹风机、微波炉1990年至2006年向欧盟十国的年度出口量进行面板数据分析,合并考察欧盟EMC、ROHS与WEEE及生态标签对我国家电产品出口是否产生壁垒效应。本文拓展出环境规制严度变量的纵向赋值法,按规制措施的影响强弱对环境规制严度变量赋予不同的增加幅度,在时间序列数据中如何对先后实施多项环境规制措施进行计量分析的问题取得突破。结果显示:所考察的欧盟环境规制措施对我国五种家电产品的出口已构成绿色贸易壁垒。这一结果为欧盟环境规制构成绿色壁垒的论断提供了经验分析的证据。

欧盟环境规制;绿色贸易壁垒;中国家电出口

环境规制措施所针对的对象可以划分为产品的生产排污、消费排污和废弃排污。欧盟ROHS(在电子电气设备中限制使用某些有害物质的指令)、EMC(欧盟电磁兼容指令)及WEEE(废弃电气电子设备指令)分别针对机电产品的生产排污、消费排污和废弃排污,欧盟生态标签制度的规制对象则同时包括机电产品的生产排污和消费排污。ROHS要求在电子电气产品设计与生产时,不得使用含有六大有害物质的材料。EMC规定机电产品在消费(或使用)中所产的电磁干扰排放量的最高限值。WEEE规定,对2005年8月以后出售到市场上的机电产品,每个生产者必须对源自自己产品的相关废弃物提供处理资金。欧盟1992年出台的生态标签制度,允许厂商自愿为自己品牌的商品申请生态标签。获得标签的产品不但质量符合标准,而且生产、使用和处理过程都符合环保要求。本文基于1990-2006年我国5种家电产品出口欧盟10国的面板数据,分析了欧盟环境规制对我国家电出口的壁垒效应。

1 文献综述

进入本世纪以来,欧盟上述四项环境规制措施的贸易效应受到我国学者的关注。相关文献包括,但不限于,夏友富等人[1],赵玉焕[2],那力、何志鹏[3],傅京燕[4],李昭华、潘小青[5]等人对EMC的研究;翁东玲[6]、林洁[7],陈小怡等人[8]对ROHS和WEEE的研究;李昭华、潘小春[9],张甜等人[10]对生态标签的研究。那力、何志鹏[3]指出:EMC“影响了中国40亿美元左右的电器的出口”。林洁[7]指出,“国内家电企业普遍估计,实施WEEE和ROHS指令,将使生产成本提高20%左右,我国产品的价格优势将大幅度减弱”。陈小怡等人[8]认为“欧盟‘双绿’指令(ROHS&WEEE)实施后,我国机电产品出口到欧盟的‘门槛’大为提高,我国直接受到影响的电器产品出口额将达317亿美元”。现有文献呈现出至少两个方面的不足:①都没有对上述四项环境规制措施是否对我国相关机电产品出口产生数量限制作用(即壁垒效应)进行严格意义上的经验分析,因而,迄今为止,上述四项环境规制措施是绿色贸易壁垒的论断并未得到实证检验。②各文献都是孤立地考察EMC、ROHS与WEEE及生态标签,尚无文献以生产、消费、废弃为视角对四者合并进行考察。

本文采用引力模型,对我国1990年至2006年间向欧盟十国出口的空调、显示器、真空吸尘器、电吹风机、微波炉等五种家电产品的年度数据进行面板数据分析。之所以选择这五种家电产品,主要是基于三点考虑:①这五种家电都是受到EMC、ROHS与WEEE规制的产品。②在我们考察的样本时间段中这五种家电的海关编码始终不变,也就是出口数量统计口径前后一致。③除EMC、ROHS与WEEE及生态标签外,这五种家电不会受其他环境规制措施的影响。在其他家电中,不同尺寸的彩电在我国经历了三次海关编码调整,出口量值统计口径失去连贯性;家用冰箱出口不仅受上述四项环境规制措施的影响,还要受含氟禁令的影响。本文旨在揭示①上述四项欧盟环境规制措施对我国上述五种家电产品出口是否产生壁垒效应;②2002年5月1日起实施的中国EMC对这五种家电产品的出口是否具有促进作用[11]。(国家认证认可监督管理委员会实施EMC强制性管理。规定8大类家用电器必须通过EMC才能拿到CCC(S&E)证书。)

采用引力模型分析环境规制的贸易效应的文献大致可以分为三类:其一,考察总体的环境规制严度对双边贸易流量总量的影响,不针对行业,不针对具体产品。例如,但不限于,van Beers and van den Bergh[12]使用21个OECD成员国在1992年的横截面数据,验证一国实施相对严格的环境规制是否会使出口下降、进口上升。Xu[13]使用20个国家在1990年的横截面数据,验证①更严厉的环境规制是否减少总出口、及/或环境敏感商品的出口、及/或非资源依赖的环境敏感商品的出口;②是否出现新的贸易壁垒来补偿更加严厉的环境规制的效应。

其二,考察某行业的环境规制严度对该行业双边贸易流量的影响,不针对具体产品。例如,但不限于,van Beers and van den Bergh[14]使用14个OECD成员国和9个发展中国家在1975年的横截面数据,检验环境规制对采矿、造纸、钢铁、有色金属等高污染行业的贸易的影响。

其三,考察具体的环境规制措施对相关产品的进出口的影响。例如,但不限于,Otsuki et al.[15]使用1989-1998年度9个非洲国家向15个欧盟成员国出口的面板数据,考察欧盟实施统一的黄曲霉素限量标准对非洲国家谷物、水果、坚果和蔬菜出口的影响;田东文、叶科艺[16]使用1995-2004年度7个亚洲国家(含中国)向11个工业化国家出口的面板数据,考察工业化国家的黄曲霉素限量标准对亚洲国家谷物、水果和蔬菜出口的影响[17]。

环境规制的贸易效应实证研究中,一国环境规制严度(stringency of environmental regulation,SER)的测度大致有如下方法:①横向赋值法:按国家对其SER从1到7赋值,环境规制越严的国家其SER赋值越大。van Beers and van den Bergh[12]就是采用这种SER赋值法。②横向指数法:研究者计算或引用他人计算的SER指数。van Beers and van den Bergh[12]基于7项环境指数计算出介于0-1的SER指数,Xu[13]则利用世界银行所开发的SER指数。③限量法:直接采用环境规制措施中对某物质的限量。Otsuki等[15]、田东文、叶科艺[16]分别采用欧盟成员国、工业化国家对农产品中黄曲霉素含量的限量。赋值法和指数法适合于使用横截面数据考察总体环境规制的贸易效应,不适合于考察具体规制措施的贸易效应;限量法和虚拟变量法适合于使用时间序列数据和面板数据考察具体规制措施的贸易效应。但限量法局限于考察同一物质限量的实施或调整的效应,不适用于考察不同环境规制措施的先后实施的效应。

上述实证研究大都使用横截面数据,以分析各国环境规制强弱对贸易流量的影响,没有着眼于进口国实施的具体环境规制措施对进口产品的数量限制;环境规制严度变量的测度只是衡量一国环境规制的总体强弱,在时间序列数据分析中难以测度一国先后实施多个环境规制措施。本文对横向赋值法加以拓展,使其适用于面板数据中先后出现的不同类别的环境规制措施的测度:对先后出现的规制措施赋予SER一定的增幅,本文称之为纵向赋值法。纵向赋值法可以更好地反映因先后实施、修改不同类别的环境规制措施而使欧盟成员国的SER随时间的不断强化,解决了时间序列和面板数据中对多项不同类别的环境规制措施进行计量分析的问题。

本文的贡献在于:①以生产、消费、废弃为视角合并考察欧盟EMC、ROHS与WEEE及生态标签对我国五种家电产品出口的壁垒效应;②拓展出适用于面板数据分析中测度环境规制严度变量的纵向赋值法;③在解释变量设置中考虑了我国的出口退税及欧盟的进口关税。

本文的结果显示:欧盟四项环境规制措施对所选取的我国向欧盟出口的5种家电产品的出口具有壁垒效应,我国EMC对5种家电产品的出口无促进作用。这一结果表明:上述四项欧盟环境规制措施已构成绿色贸易壁垒。

2 模型和数据

2.1 对引力模型的拓展

本文运用引力模型的对数形式进行分析,对模型进行了扩展和改变:①解释变量中剔除距离变量;②引入中国的出口退税税率和欧盟针对产品的进口关税税率;③解释变量不仅包括欧盟环境规制严度,而且包括中国环境规制严度。这些扩展基于以下考虑:

①本文将采用具有时间跨度和多个国家的面板数据,在时间序列上,贸易国之间的距离是个常量。②近年来我国多次调整出口产品的退税率,可能会对我国机电产品的出口造成影响[18]。进口国的进口关税率即关税壁垒是影响贸易的一个重要的因素,本文也考虑在内。③本文旨在考察欧盟环境规制措施对我国家电产品出口是否产生壁垒效应,以及中国EMC对家电产品的出口是否具有促进作用。

本文拓展的引力模型如下式(1):式(1)各变量的描述及其系数符号预测如表1。

β0,常数项;Xcit,t年我国对贸易国i的家电产品出口量;Ui,随机扰动项。

在引力模型中,一国的出口量与该国的G DP可能存在内生性问题。因为,一国的G DP与其出口量往往是相互促进的。

本文的因变量是我国某一种家电向一个欧盟成员国的出口量Xcit。例如,作者获得的数据显示,1990-2006年各年我国电吹风机向法国出口值占我国出口总值的比例介于0.004‰与0.027‰之间。可见,我国某一种家电向一个欧盟成员国的出口量Xcit占我国总出口Xt的比例是很小的,因此,本文不考虑G DPt与Xcit的内生性问题。

2.2 样本和数据

样本区间:1990-2006年;样本国家:在我国家电产品出口的欧盟成员国中,选取出口量值排名前10位的欧盟成员国:比利时、丹麦、英国、德国、法国、意大利、荷兰、希腊、葡萄牙、西班牙,i=1,2…,10。样本产品:本文选取中国第一批强制检验目录中的五种家电产品:独立窗式或壁式空调、显示器、真空吸尘器、电吹风机、微波炉。产品出口量根据《中国海关统计年鉴》(1990-2006年)整理。

中国G DP和欧盟成员国G DP分别根据《世界经济年鉴》、《国际统计年鉴》和世界银行官方网站整理。中国G DP以人民币计值,单位亿元,贸易国G DP以美元计值,单位亿美元。中国人口总量数据来自《中国统计年鉴》(2005年)。欧盟成员国人口总量根据《世界经济年鉴》和世界银行网站整理。出口退税率根据国家税务总局《关于调整出口退税率》通知整理。

欧盟的进口关税率来自欧盟官方网站(www.ec.europa.eu/taxation-customs/taxation/index-en.htm),其中1990-1994年欧盟给予我国“最惠国待遇”征收零关税,模型为对数模型,取零无意义,故用较小值0.01%代替。在有优惠税收的情况下采用优惠税率。

环境规制严度变量采用纵向赋值法赋值。SEREU赋值对应于欧盟生态标签、EMC、ROHS和WEEE的实施、修改时间;SERCN赋值对应于我国EMC实施时间。EMC、ROHS和WEEE为强制性规制,相应的环境规制严度增加幅度取10;生态标签由企业自愿选择,相应的环境规制严度增加幅度取5。详见表2。

表1 变量描述及其系数符号预测Tab.1 Variable description and coefficient prediction

表2 环境规制严度SER赋值Tab.2 Values assigned to SER

3 模型检验及回归结果分析

3.1 模型检验

本文使用Eviews 6.0进行计量分析。面板数据模型分为固定效应模型和随机效应模型,非面板数据模型一般采用混合样本的OLS多元回归模型。首先,应检验采用面板数据模型的显著性。为此,先对数据作固定效应面板回归,然后使用冗余固定效应似然比(redundant fixed effectslikelihood ratio)检验是采用混合样本OLS回归还是采用面板数据模型回归。检验结果见表3。

表3的概率值p值均接近于0,效果显著,由此判断应使用面板数据模型进行估计。其次,需要对数据作随机效应面板回归,使用Hausman检验来确定究竟应采用固定效应还是随机效应的面板数据模型。空调、电吹风、微波炉、吸尘器、显示器五种产品的Hausman检验结果均如表4所示。

表3 冗余固定效应检验——最大似然比Tab.3 Redundant fixed effects-likelihood ratio test

表4 五种产品的相关随机效应——Hausman检验Tab.4 Related random effects of five types of appliances-Hausman test

表4表明,空调和微波炉Hausman检验值在5%的显著水平上采用固定效应模型;电吹风、吸尘器、显示器的Hausman检验均无效,无法根据Hausman检验结果判断应采用固定效应模型还是随机效应模型。本研究所获得的数据存在两个方面的缺陷:①本文所选取的10个欧盟成员国经济结构相似,各横截面国家的数据之间具有很大程度的相关性;②1990、1991年间我国对欧盟部分成员国电器没有出口,导致相应年份数据缺失。这些数据缺陷致使Hausman检验无效。但一般经验的方法是,当不能把观测个体当作从一个大总体中随机抽样的结果时,通常把截距项看作待估参数,使用固定效应模型;否则选择随机效应模型[19]。本文所选国家是欧盟与我国交易量最大的10个成员国,不用来推断欧盟总体,故使用固定效应模型。

3.2 模型回归结果及分析

本文选择使用允许异方差性存在的广义最小二乘法进行估计,以减少10个成员国的差异引起横截面数据间的异方差影响。回归结果表现出一定的多重共线性,需要对模型进行修正。修正模型的回归结果见表5。

修正后的模型,DW值合理,表示不再存在一阶自相关性;模型中非常不显著的变量被剔除,拟合优度值和各变量的显著程度也得到改进;修正后的模型的残差分布图的离散程度也没有明显的扩大趋势,模型不存在明显的异方差性,整体上修正后的模型运行良好。

从表5可以看出,SEREU,POPCN等两个解释变量对五种家电产品出口量的影响呈现一致性,而另外六个解释变量SERCN,G DPIM,POPIM,G DPCN,IMD,EDR对五种家电产品出口量的影响却具有差异性。现对各变量的估计结果分析分述如下:

(1)欧盟环境规制。欧盟环境规制是本文考察的焦点。电吹风机、微波炉、真空吸尘器的ln(SEREU)系数为负,显著;空调及显示器的ln(SEREU)系数也为负,但不显著。五种家电产品的ln(SEREU)系数均与预期符号相同,表明所考察的欧盟四项环境规制措施对我国五种家电产品的出口产生壁垒作用。

表5 五种家电的修正模型的回归结果Tab.5 Regression result of adjusted models for five types of appliances

(2)我国人口。空调、微波炉、显示器的ln(POPCN)系数为正,显著;电吹风机和真空吸尘器的ln(POPCN)系数也为正,不显著。五种家电产品的ln(POPCN)系数均与预期符号相同。表明我国人口增长对这五种家电产品的出口均具有促进作用。

(3)我国环境规制。空调、电吹风机、显示器的ln(SERCN)系数为负,不显著;微波炉的ln(SERCN)系数为负,显著,表明我国EMC对这四种家电产品的出口有抑制作用。吸尘器的ln(SERCN)系数为正,不显著,表明我国EMC对吸尘器的出口无显著的促进作用。我国EMC会产生两种反向效应:一方面,导致厂商的生产成本增加;另一方面,使厂商通过欧盟EMC所需的成本减少。上述情况说明,我国EMC与欧盟差距甚远,厂商为达到我国EMC所导致的生产成本增加,大于达到我国EMC所带来的通过欧盟EMC的成本减少。故我国EMC对家电产品出口无促进作用。

(4)欧盟成员国G DP与人口。空调、真空吸尘器的ln(G DPIM)系数为负,不显著;电吹风机的ln(G DPIM)系数为负,显著,均与预期符号相反。显示器的ln(G DPIM)被剔除。微波炉的ln(G DPIM)系数为正,显著,与预期符号相同。

空调的ln(POPIM)系数为负,显著;电吹风机和显示器的ln(POPIM)系数为负,不显著,均与预期符号相反。真空吸尘器的ln(G DPIM)被剔除。微波炉的ln(POPIM)系数为正,显著,与预期符号相同。

上述情况表明,欧盟成员国的经济增长及人口增长,长期内对我国空调、真空吸尘器、电吹风机及显示器的进口需求存在抑制作用。这种抑制效应的原因可能是,随着经济及人口的增长,欧盟消费者对高端家电产品的需求增加,对产品的安全性和环保的要求提高,而我国上述四种家电产品多为低附加值产品,不能满足欧盟消费者的需要。我国微波炉可供选择的档次多,能够满足欧盟各层次消费群体的需求,故我国微波炉的出口随欧盟成员国的经济和人口的增长而增长。

(5)欧盟进口关税税率。电吹风机、微波炉、真空吸尘器、显示器的ln(IMD)系数为负,前二者显著,后二者不显著,与预期符号相同,表明欧盟的进口关税对我国这四种家电产品的出口有壁垒作用。空调的ln(IMD)系数为正,而且显著,与预期符号相反。观察样本数据可知,对中国的空调进口,欧盟只在1995-1999年、2004年征收低于1.2%的关税,其它年份都是零关税的优惠税率,因此欧盟的进口关税对我国空调出口并无壁垒作用。

(6)我国G DP。空调、电吹风机的ln(G DPCN)系数为正,显著;真空吸尘器的ln(G DPCN)系数也为正,不显著。微波炉和显示器的ln(G DPCN)系数为负,前者显著,后者不显著。我国G DP的增长,一方面会增强我国家电产品的生产和出口能力,使家电产品出口增加;另一方面,也会使我国对家电产品的内需增加。我国G DP增长对五种产品出口的影响差异反映出,我国空调、电吹风机和真空吸尘器的出口增加大于内需增加,而微波炉和显示器的出口增加却小于内需增加。

(7)我国出口退税税率。微波炉和显示器的ln(EDR)系数为正,前者显著,后者不显著。真空吸尘器的ln(EDR)系数为负,不显著。空调和电吹风机的ln(EDR)被剔除。观察数据可知,1990-2002年,这五种家电产品的出口退税税率相同,2003-2006年,显示器的出口退税率大致为17%,其他四种家电产品的出口退税率同为13%。在样本区间内五种家电产品的出口退税率没有显著差异。我国出口退税税率对五种家电产品出口的影响差异反映出,这5种家电产品的出口获利与内销获利的利差不同。微波炉和显示器出口获利与内销获利差异小,出口退税对这两种产品的出口有促进作用;空调、电吹风机和真空吸尘器的出口获利与内销获利差异大,出口退税无显著影响。

4 结 论

本文采用拓展的引力模型,对我国五种家电产品1990年至2006年向欧盟十国的年度出口量进行面板数据分析。在引力模型中,对应于自愿申请的生态标签制度和强制实施的EMC、ROHS、WEEE,本文将环境规制严度变量分别赋予增加幅度5和10,解决了时间序列数据中对先后实施多项环境规制措施进行计量分析的问题。本文的回归结果显示:欧盟环境规制变量SEREU对所选五种家电产品的系数均为负。其中,对电吹风机、微波炉、真空吸尘器的壁垒效应显著,对空调和显示器呈现不显著的数量限制作用。足以说明上述四项欧盟环境规制措施对我国家电产品的出口已构成绿色贸易壁垒。我国环境规制变量SERCN在窗式或壁式空调、电吹风机、微波炉、显示器模型中符号为负,在真空吸尘器模型中符号为正。因此,我国EMC对窗式或壁式空调、电吹风机、微波炉、显示器的出口至少是没有促进作用。本文的结果为欧盟环境规制构成绿色壁垒的论断提供了经验分析的证据。

我国EMC对五种家电产品的出口未产生促进作用,可能是因为我国EMC规定与欧盟EMC规定差距较大,厂商为达到我国EMC所导致的生产成本增加,大于达到我国EMC所带来的通过欧盟EMC的成本减少。

(编辑:温武军)

本文由李昭华选题、撰写引言、设定模型并拓展SER纵向赋值法,由蒋冰冰查找数据、报告回归结果,再由李昭华、蒋冰冰共同分析回归结果,由李昭华改稿并定稿。

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AbstractLiterature that examines the trade effectsof environmental regulations by using gravity model can be classified into three categories:those examine the effects of overall stringency of environmental regulation(SER)on the bilateral aggregate trade flow,not directed towards specific industries or products,those examine the effects of SER on bilateral trade flow for specific industry,not directed towards specific products,and those examine the effects of specific environmental regulations on the import and export of relevant products.The measuring of SER carried out by the existing literature includes approaches of horizontally assigned value,horizontal index,and minimum value.By using gravity model,Panel Data analysis is conducted by this article for China’s air conditioning,computer monitor,vacuum cleaner,electrical hairstyling,and microwave oven exported to ten of the European Union(EU)member countries from the year of 1990 to 2006,in order to investigate whether EU’s environmental regulations ROHS,EMC,WEEE,and eco-labeling have trade barrier effect on China’s export of electrical appliances.By developing an approach of vertically assigned value to measure SER,the SER is assigned various values added according to the strength of the impact of environmental regulation on the electrical appliance export,and hence a breakthrough has been achieved regarding the econometric analysis in time series on more than one environmental regulation measures adopted at different time.The result shows that the questioned EU’s environmental regulation measures have constituted green barrier of trade to the questioned electrical appliances exportedfrom China.An evidence basedon empirical test is provided by this result to support the argument that EU’s environmental regulations do constitute green barrier of trade.

Key wordsEU’s environmental regulation;green barrier of trade;China’s export of electrical appliances

Green Barrier of Trade Effect of EU’s Environmental Regulations on Electrical Appliances Exported from China

LI Zhao-hua JIANG Bing-bing
(School of Economics,Huazhong University of Science and Technology,Wuhan Hubei 430074,China)

F222.3

A

1002-2104(2010)03-0136-07

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.03.025

2009-10-11

李昭华,博士,副教授,主要研究方向为环境政策、贸易政策。

＊2009年度国家社会科学基金项目“欧盟战略性环境政策对我国产品出口的影响及我国绿色贸易壁垒应对机制研究”(09BG J018)和华中科技大学2008年“教学质量工程”第二批教学研究项目“经济学科本科生科研支持与服务研究”(校教【2008】42号)共同资助。