技术性贸易措施对我国数控系统产品出口“一带一路”国家的影响分析

黄华健

（广东省标准化研究院，广州 510220）

1 引言

技术性贸易措施（Technical Barrier to Trade，简称TBT）通过实施技术法规、标准、合格评定程序措施来对进口商品进行质量检测与控制，其涵盖了产品从原料到成品消费的一系列环节，不但包括有形商品，近年来还扩展到知识产权、服务等内容上来。根据《中国技术性贸易措施年度报告（2017）》[1]，2016 年我国出口企业因国外技术性贸易措施遭受的直接经济损失总额约为3265.6 亿元。出口企业为满足国外技术新要求，额外产生的进行技术改造、包装及标签更换、新增检验、检疫、认证、处理、注册等费用，加上在采购、物流、通关等方面增加的费用，新增成本总额为2047.4 亿元。其中，机电仪器类企业受国外技术性贸易措施的影响范围最广。

作为机电一体化的产品，数控系统是根据计算机存储器中存储的控制程序，执行部分或全部数值控制功能，并配有接口电路和伺服驱动装置的专用计算机系统。当数控系统运用在机床设备中，能有效地提升机床的作业精度，节省人工成本，提高生产效益。近年来，数控系统行业受到国务院《中国制造2025》战略纲领的积极推动，具有良好的发展前景。

本文主要想解决的问题是，技术性贸易措施如何影响我国对“一带一路”国家的数控系统产品的出口。本文第二部分是对目前研究技术性贸易措施对贸易的影响的文献进行回顾；第三部分是对数据样本的来源说明与处理；第四部分是实证研究技术性贸易措施对数控系统出口额及出口量的影响；第五部分是结论和政策建议。

2 文献回顾

关于技术性贸易措施如何影响国际贸易，现有文献将其作为一种贸易成本或者影响需求的变量来测量它的影响。

有的学者使用价格比较的方法来衡量技术性贸易措施。例如，Disdier, Fontagné & Mimouni（2008）[2]用关税等价法衡量TBT 对农产品的国际贸易的影响，发现发展中国家和最不发达国家的出口受到TBT 的显著的负面影响。

有的学者使用虚拟变量来指代衡量技术性贸易措施的影响。例如，张秀娥、张波（2012）[3]认为美国在1999 年提高了技术标准，使得技术性贸易壁垒有显著提高，故以1999 年为界，引入虚拟变量，测算出技术性贸易壁垒对我国总体出口的负面影响。李富（2018）[4]通过设立虚拟变量，将有TBT 通报数的国家赋值为1，没有TBT 通报数的国家赋值为0，进而分析得出技术性贸易措施对中国出口“一带一路”沿线国家的总额具有正面影响。

有的学者使用存量指标来衡量技术性贸易措施。例如，刘双芹、李芝（2016）[5]用滞后一期的美国TBT 通报量的对数来测度美国技术性贸易壁垒对我国出口贸易的影响，并得出显著的遏制出口贸易额的效应。樊秀峰、郭嫚嫚、魏昀妍（2019）[6]为克服部分国家的滞后一期的TBT 通报量为0不能直接取自然对数的情况，将原始的数据加一再取对数，得出TBT 通报数一方面会抑制我国原有高新技术产品的出口，另一方面则会促进新产品的出口。

另外，有的学者使用覆盖率或者频率指数来衡量技术性贸易措施。覆盖率指的是受TBT 影响的出口产品的总额占出口国全部出口产品总额的比例（如受影响的HS 6 位编码产品的总额占所隶属的HS 4 位编码产品的总额的比例）。频率指数指的是受TBT 影响的出口产品的总量占出口国全部出口产品总量的比例（如受影响的HS 6 位编码产品的总量占所隶属的HS 4 位编码产品的总量的比例）。Wood, et al.（2017）[7]采用覆盖率、频率指数和虚拟变量来考察中国通报的TBT 对韩国、日本产品出口到中国的影响。

目前，还没有文献研究技术性贸易措施对数控系统产品的贸易影响，也没有文献将计量模型可能涉及到的内生性问题解决好。接下来，我们将试图通过固定效应、随机效应、系统广义矩估计等计量方法来解决上述问题。

3 数据来源与处理

我们的被解释变量是指数控系统产品的出口额，来源于联合国商品贸易统计数据库（United Nations Commodity Trade Statistics Database）下的海关编码为853710（用于电压不超过1 千伏线路的数控装置和配电板产品）的出口数据。

根据“中国一带一路网”，截至2018 年年底，响应“一带一路”倡议或者属于“一带一路”沿线的国家共有129 个，为叙述方便，我们将这129 个国家并称为“一带一路”国家。除纽埃外，我国对其余128 个国家都有出口数控系统产品。从2013 到2017 年，我国出口“一带一路”国家平均总额占我国总出口平均总额的34.1%。由于我们搜集TBT 通报的数据来源是世界贸易组织（WTO），因此样本中的22 个非WTO 成员国被排除在外①样本中非WTO 成员国有：阿尔及利亚、阿塞拜疆、埃塞俄比亚、巴勒斯坦、白俄罗斯、波黑、不丹、东帝汶、库克群岛、黎巴嫩、利比亚、密克罗尼西亚联邦、南苏丹、纽埃、塞尔维亚、苏丹、索马里、土库曼斯坦、乌兹别克斯坦、叙利亚、伊拉克和伊朗。。这22 个国家从2013 年至2017 年的总出口平均总额占“一带一路”国家的平均出口总额的8.3%。因此，剔除这22 个国家也不影响我们样本的代表性。本文的国家样本一共有107 个（详见表1）。

表1 样本中国家地区分布情况

我们主要关注的是技术性贸易措施对我国数控系统出口贸易额及出口量的影响，根据已有文献，技术性贸易措施对出口贸易既有负面也有正面影响，至于哪种影响占据主导位置尚不明确，因此对TBT 的测量就非常重要。由于使用价格比较的方法涉及到各国的价格数据，而我们所引用的数据库中部分国家的价格数据缺失严重，故难以采用价格比较的方法。由于我们是针对HS 6 位编码产品进行分析，因此覆盖率、频率指数并不适用。部分学者是用TBT 的通报量的自然对数作为解释变量，但是由于部分国家的TBT 通报数为0，以致常常需要将原始数据值加1 才能取对数。鉴于我们从世界贸易组织数据库中所搜集到的有关数控系统产品的TBT 通报数据一年中最大值为2，这种函数变换可能破坏了数据的随机性，而且其经济含义比原始数据更加含糊，因此我们采用原始的TBT 通报数量，数据来源于世界贸易组织I-TIP 数据库。由于当年通报的技术性贸易措施有一定的评议期，也不会对生效之前的当年的数控系统产品出口额产生影响，因此，我们认为平均而言上一年通报的技术性贸易措施会对当年的数控系统产品出口产生影响，故采用上一年的技术性贸易措施通报数作为主要解释变量。此外，为验证模型的稳健性，我们还将采用虚拟变量来测度技术性贸易措施，当国家i 在第t 年向WTO 通报TBT 时，取值为1，否则为0。

我们的控制变量是进口国经济规模、我国经济规模和双边货币汇率波动率。我们用进口国的国内生产总值和我国的国内生产总值来分别衡量进口国和我国的经济规模，数据来源于世界银行的世界发展指标数据库。虽然有的学者用实际有效汇率来计算汇率变动率，但是，Bahmani-Oskooee, Hegerty（2007）[8]认为用实际有效汇率变动率包含了价格指数的变动率。同时，目前价格指数大多运用消费者价格指数，但数控系统并不是直接面向消费者的商品，而是多用于企业生产之中。另外，无论是消费者价格指数或是生产者价格指数，部分国家都有缺失，要囊括进来就会剔除部分国家样本，容易导致剩余样本的随机性下降。因此，我们采用双边名义汇率来计算汇率变动率。由于从国际货币基金组织的国际金融数据库（IFS）获得的原始的月度名义汇率的时间序列不是平稳的，我们对原始的名义汇率取自然对数并做一阶差分得到平稳的时间序列，然后用ARIMA 模型得到月度汇率的残差，再对一年内的月度汇率的残差的平方和的均值开平方作为年度名义汇率变动率。

对模型涉及的变量和数据分别列在了表2 和表3 中。

表2 变量说明

表3 变量统计描述

由于个别国家的GDP 和货币供应增长率数据的缺失，因此我们的数据集是非平衡的、时间跨度为5 年的短面板数据。

变量之间的相关系数及显著性体现在表4 中。根据表4，主要解释变量TBT 通报数与被解释变量之间存在高度相关性。

表4 变量相关性矩阵

4 实证分析

基于以往学者的研究，我们构造以下计量模型

其中，yit表示因变量，当我们考察技术性贸易措施对出口额的影响时，代表lexpvalit；考察对出口量的影响时，代表lexpvolit。εit表示随国家和时间变化的扰动项。考虑到每个国家的贸易情况各有不同，可能存在不随时间而变的变量（如以上提到的环境保护等变量，还有制度环境、地理位置、文化习俗等），因此用ui来代表不随时间变化的国家异质性的截距项。

4.1 技术性贸易措施对出口额的影响

在混合回归模型中容易遗漏一些不可观测或者难以数量化的变量，例如一国的反垄断措施、工人安全性问题、环境保护等，因此不能有效地估计ui，进而导致内生性问题。Baier & Bergstrand（2007）[9]认为，解决模型内生性问题的办法是采用固定效应面板模型。而根据最小二乘虚拟变量（LSDV）的检验结果，发现大多数代表国家的虚拟变量均很显著（p 值小于0.01），因此我们认为存在个体效应，不应该使用混合回归。由于同一国家不同年份之间的扰动项可能存在自相关，因而按照扰动项为独立同分布的假设所得出的非聚类标准差的估计并不准确，所以考虑使用聚类标准差。在固定效应和随机效应模型的选择上，由于我们使用了聚类标准差，传统的豪斯曼检验可能并不适用。我们参考陈强（2010）[10]的方法，进行以下辅助回归：

然后用聚类稳健的标准差来检验原假设“ H0∶γ=0”。拒绝原假设意味着拒绝随机效应，接受固定效应。根据检验结果，p 值为0.0251，因此在5%置信水平上拒绝随机效应，认为应使用固定效应模型②传统的豪斯曼检验的p 值为0.2262，接受随机效应，与前面结论相反。。在模型中可能还存在时间效应，我们加上了时间虚拟变量再做了一次回归，但检验结果显示时间虚拟变量并不显著，故认为模型中不存在时间效应。从固定效应模型的回归结果来看，在其他条件保持不变的情况下，上一年的TBT 通报数会对当年的出口额产生负面影响，约减少0.006%，但是并不在5%的置信水平上显著。

如果有的国家为了增加出口额或者减少进口额而采用一系列的政策工具降低汇率变动率，那么汇率变动率就不是外生的。为了控制潜在的内生性问题，Chit, Rizov & Willenbockel （2010）[11]用相对货币供应增长率的标准差作为汇率变动率的工具变量。从表4 相关矩阵看到，相对货币供应增长率的标准差与出口额的对数无关，而与汇率变动率有关，因此我们初步选择它作为工具变量。进一步地，根据Davidson-MacKinnon 外生性检验，p 值为0.2689，即可以接受所选的工具变量是外生的原假设。在其他条件保持不变的情况下，上一年的TBT 通报数会对当年的出口额产生正面影响，每增加一个TBT 通报约增加0.07%的出口额，但是同样的并不在5%的置信水平上显著。

由于数控系统主要当作企业资产用于企业的生产，企业可能为了扩大生产或者为了弥补资本的折旧的需要，会投资购买与以往相同或相似的数控系统，因此进口国某年进口数控系统的行为可能部分取决于往年的进口行为。如果属实的话，那么前面的面板固定效应模型的结果可能就是不一致的估计。为此，有必要加入包括被解释变量的多阶滞后值，设立动态面板模型进行估计。

我们用系统广义矩估计（系统GMM）来估计以下动态面板模型：

其中， tbtt-1、lfGDPt、lcGDPt和Vexct为内生解释变量，它们的两个滞后值以及rmont作为工具变量。

为了检验扰动项{εit}不存在自相关这一使得系统GMM 成立的前提，我们运用Arellano-Bond序列自相关检验。检验结果显示一阶p 值0.0013，二阶p 值0.5462，故认为在5%置信水平上存在一阶扰动项自相关，不存在更高阶扰动项自相关，故接受原假设“扰动项无自相关”，可以使用系统GMM。由于此系统GMM 使用了41 个工具变量，我们用Sargan 过度识别检验来确定所用的工具变量是否无效。检验结果显示p 值为0.5055，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设，故认为模型所用的工具变量是有效的。

根据系统GMM 的回归结果，在其他变量保持不变的情况下，上一年的TBT 通报数每增加一个，将使得我国对该通报TBT 的国家的出口额显著地减少约0.54%。相比于固定效应模型的估计结果，上一年的TBT 通报对数控系统的出口额负面影响更高、也更加显著。另外，当保持其他变量不变的情况下，进口国的GDP 每增加1%，将使得我国对该国家的出口额增加约0.82%；我国的GDP 每增加1%，将使得我国对该国家的出口额增加约2.3%；双边名义汇率每增加1 个变动率，将使得我国对该国家的出口额减少约4.5%；上一年的出口额每增加1%，将使得我国对该国家的出口额增加约0.27%。除了汇率变动率之外，其他变量均在5%置信水平上显著。

作为对比参考，我们将混合回归、固定效应、含工具变量的固定效应、系统GMM 结果放在表5 的第（1）—（4）列。

表5 计量结果

4.2 技术性贸易措施对出口量的影响

我们起始用固定效应模型进行估计。但根据修改后的豪斯曼检验结果，p 值为0.1329，因此我们改用随机效应模型③传统的豪斯曼检验p 值为0.8897。。由于时间虚拟变量通过显著性检验，因此我们在原来的计量模型中加上时间虚拟变量。从随机效应模型的回归结果来看，在其他条件保持不变的情况下，上一年的TBT 通报数会抑制当年的出口量，每增加一个TBT 通报约减少0.13%的出口量。

基于前文的理由，随机效应模型的结果可能不是一致的估计。为此，我们采用系统GMM 估计以下动态面板模型：

其中，tbtt-1、lfGDPt、lcGDPt和Vexct为内生解释变量，它们的两个滞后值为工具变量。

根据Arellano-Bond 序列自相关检验，结果显示一阶p 值0.0023，二阶p 值0.6504，故系统GMM 满足使用条件。我们用Sargan 过度识别检验来确定所用的40 个工具变量是否无效。检验结果显示p 值为0.0607，故认为模型所用的工具变量是有效的。

根据系统GMM 的回归结果，在其他变量保持不变的情况下，上一年的TBT 通报数每增加一个，将使得我国对该通报TBT 的国家的出口量减少约0.14%。相比于随机效应模型的估计结果，上一年的TBT 通报对数控系统的出口量负面影响略微更高。另外，当保持其他变量不变的情况下，进口国的GDP 每增加1%，将使得我国对该国家的出口量增加约0.41%；我国的GDP 每增加1%，将使得我国对该国家的出口量增加约14%；双边名义汇率每增加1 个变动率，将使得我国对该国家的出口量减少约7.6%；上一年的出口量每增加1%，将使得我国对该国家的出口量增加约0.43%。

作为对比参考，我们将混合回归、随机效应、系统GMM 结果放在表6 的第（1）—（3）列。

表6 计量结果

4.3 稳健性检验

我们用TBT 虚拟变量代替原来的自变量来考察其对出口额和出口量的影响。回归结果如表7所示。结果与前文的回归结果相比，无论是系数方向还是显著性都无明显差异，说明我们所使用的模型是稳健的。

表7 计量结果

4.4 实证结果与解释

根据上述结果，进口国通报的技术性贸易措施会减少我国数控系统的出口额及出口量。从我们搜集到的数据可知，技术性贸易措施通报大都涉及到技术要求和强制性标准。目前，国内标准与国外标准存在相当的差异。通过查询全国公共标准信息服务平台发现，我国数控系统现行或待批的国家和行业标准中有33 项未采用任何国际标准或国外标准，而在已采标的国家标准中，也存在部分国标采标版本过时的情况。标准换版不及时，将导致中外贸易双方技术标准不能做到互联互通和相互兼容，使企业的出口检验、认证等额外成本增多，产生不必要的损失，甚至可能放弃出口市场。

经济规模会显著影响到我国数控系统的出口额。进口国的国内生产总值越大，越是需要数控系统等高端装备来服务于当地制造业，同时也越有能力购买数控系统作为生产投资。我国的国内生产总值越大，越是能够生产更多的、提供更高价值的数控系统产品用于出口。

进口国和我国货币的双边汇率波动会影响到我国数控系统的出口额。汇率波动对贸易额的影响既有正面也有负面。一方面，汇率波动越大，贸易商对未来交易的不确定性就越大，因而会提高对风险的补偿要求，提高贸易成本，或者直接不做出口，减少贸易额；另一方面，较大的汇率波动有时候会使得出口商获利的几率增加，进而鼓励出口。从结果来看，负面影响占据了主导地位。

5 结论

通过定量测量技术性贸易措施对我国出口“一带一路”国家数控系统产品总额及总量的影响，有利于我们清楚认识到技术性贸易措施对数控系统行业的实质影响，从而为“一带一路”战略的贸易畅通的顺利实施明确方向。我们使用系统GMM 的方法，解决了模型的内生性问题。根据实证结果，我们发现国外技术性贸易措施遏制了我国数控系统产品出口到“一带一路”国家的总额及总量，尤其是对总额的抑制作用更为显著。

为了减少技术性贸易措施对我国数控系统产品出口的影响，我们提出如下建议：

5.1 完善标准化体系

一是要及时更新、修订现有强制性或推荐性标准，使得数控系统产品的技术要求跟上国际最新标准的要求。二是在新的团体标准制定过程中认真做好国内外标准比对，积极对接国际标准和国外先进标准，降低标准差异带来的技术风险和贸易摩擦。

5.2 推广中国标准

一是鼓励数控系统行业龙头企业积极参与国际标准制修订活动，特别是在数控系统的通信协议等方面，将我国的优秀企业标准和先进技术转化为国际标准，争夺标准话语权。二是鼓励有实力的企业抱团做好“一带一路”国家的产业投资和产业布局，顺势推广我国数控系统产品和标准，同时参与当地国家和区域标准制修订，表达中国声音，推动中国标准转化成为当地市场的事实标准。

5.3 完善公共技术服务机制

完善技术性贸易措施预警和服务机制，建立多渠道的信息搜集整理服务网络。及时、准确传递国外技术性贸易措施的最新信息，调动企业充分利用技术性贸易措施评议期的积极性，助力企业更好保护自身利益。追踪了解企业在应对国外技术性贸易措施时存在的困难和困惑，同时注意从行业内搜集TBT 信息，鼓励企业主动上报应对技术性贸易措施案例，分享应对经验。