技术性贸易措施对上海出口贸易影响的实证分析

石念 戴宇欣 张正敏

关键词：TBT，引力模型，出口贸易，地区，发达国家

0引言

根据WTO官方发布数据梳理如图1所示，2013-2022年上海货物出口缓慢增加，2022年货物出口为17，134.21亿元，达到峰值，同比增长9.0%；据上海海关数据统计，2022年上海出口商品构成中，除去农产品和食品出口，市工业类产品出口比重占98.4%。可见，上海主要出口产品以工业产品为主。然而，在国际贸易中，随着各类法规、标准和合格认证为条件的技术性贸易壁垒（TechnicalBarrierstoTrade，TBT）使用日益频繁，对地区出口造成直接性损失或导致成本再次增加，对上海地区商品特别是工业产品出口贸易的影响也日益加剧。按照近年来上海出口额占比1%以上的26个出口国家（地区）来看，上海对这些国家（地区）近5年出口占比保持在73%左右。这26个国家（地区）TBT通报对于上海出口贸易影响分析具有一定的代表性。从图1可以看到，这些国家（地区）发起的TBT通报数量整体呈现增加趋势。

分析这些国家（地区）发起的TBT通报，帮助上海出口产品继续保持竞争力具有重要的理论与现实意义。然而，TBT作为一种非关税贸易壁垒，对出口贸易的影响具有复杂性，进口国一般以企业出口产品不能满足其特定的技术要求为由，取消订单、对货物扣留/销毁/退回/口岸处理/改变用途/降级等；又或者出口企业为适应进口国/地区TBT措施要求，进行技术改造、产品包装及标签更换、检验检疫、注册、认证及办理各种手续等，发生新增费用，使得出口企业利润下降、甚至遭受损失。因此，研究TBT对上海出口贸易的影响强度和规律，有助于全面评估出口风险，帮助行业企业有效应对国外技术性贸易措施，也有利于完善地方贸易工作。

1文献综述

在研究TBT对国家（地区）出口贸易影响的分析文献中，定性分析多于定量分析。在定量的实证分析中，学者多采用贸易引力模型等作为分析双边贸易量的工具，并已在国际贸易中得到广泛应用。早期有Anderson和VanWincoop（2004）较早将贸易壁垒作为贸易成本与贸易流量联系起来，引入贸易引力模型中；OleksandrShepotylo（2016）在贸易引力模型中使用HTM（Hausman-TaylorModel）估计方法，探讨了非关税措施（NTM）对1996-2011年全球海产品出口粗放型和集约型利润的影响，得出TBT很大程度上减少了粗放边际出口并增加了集约化边际出口，SPS措施则在很大程度上增加了粗放边际出口并减少了集约化边际出口。陈洁（2007）选取美日欧汇率、GDP、对华直接投资、TBT通报量构建多元线性回归模型，定量分析TBT对我国出口贸易的影响，发现TBT和我国出口贸易之间存在显著的因果关系，TBT明显阻碍了我国出口贸易的发展；王思璇（2009）利用贸易引力模型实证探讨了TBT等主要壁垒对中欧间贸易所产生的影响，得出TBT、SPS和反倾销对中欧之间的贸易额有抑制作用；鲍晓华（2014）构建非线性引力模型，利用1995-2009年全球112个国家（地区）TBT通报数据和双边贸易数据分析结果表明，进口国TBT限制各国出口，同时该限制强度會随出口国及时间发生动态变化，人均收入越高的出口国，其遭遇TBT的贸易限制强度越小；拥有越高的TBT应对能力，生产技术水平和政府管理能力的提高，可以显著降低TBT的贸易限制强度，并得出2002-2009年TBT限制强度的降低对中国出口增长的贡献约为5%；陈琦（2020）利用克莱因模型构建实证检验去探讨TBT对我国不同产业的影响模式，得出TBT的回归系数为-0.0759，出口遭遇TBT显著抑制了全行业出口，且认为TBT存在滞后影响，存在一个长期持续的过程。虽然存在学者分析TBT对产业贸易影响的类似研究，但大多局限在TBT对国家（地区）贸易层面的影响分析。本文采用修正后的引力模型，就TBT对上海地区出口贸易的影响强度和规律进行实证分析。

2TBT对上海出口贸易影响的实证分析

2.1贸易引力模型的设定

引力模型起源于牛顿物理学中的“引力法则”，即两个物体之间的引力与它们各自的质量成正比，与两个物体之间距离的平方成反比。引力模型常作为应用于经济贸易流量研究其空间相互作用经验性的一种工具，根据经济学中经济现象的关系，引力模型可以建立起经济现象之间的相互作用关系，用作参数估计以发现经济规律，或者用于推断预测。具体来看，20世纪60年代荷兰经济学家JanTinbergen和德国经济学家PenttiPoyhonen已经在研究国际贸易量中运用引力模型进行实证研究，两国之间的贸易强度引用牛顿引力定律类似参考模型（1）在贸易研究中描述，即质量被经济规模取代，实证中表明国际贸易中两个经济体的贸易规模大小与其经济规模成正比，与其距离成反比。

其中，Tij表示国家ｉ与国家ｊ的贸易额，c是常数，Yi表示国家ｉ的经济规模，Yj表示国家ｊ的经济规模，Dij表示国家ｉ与国家ｊ的距离，α、β、γ为参数。

本文研究主要出口目的地发起的TBT对上海出口贸易影响，因变量为上海对26个国家（地区）的出口额（EXijt）。考虑将TBT通报数作为量化贸易规制措施的变量指标引入引力模型，为了更清晰地解释，模型中引入学者们较常规使用的变量因素：经济规模和贸易距离，经济规模因素一般使用国内生产总值（GDP），距离因素为两个贸易国别（地区）之间的球面最短距离。具体变量指标为：上海地区生产总值（GDPst）、出口国别（地区）生产总值（GDPit）、上海与出口国别（地区）之间的球面最短距离（DISsi）。同时，为比较出口目的地是否属于发达国家（地区），加入虚拟变量Fi。变量解释见表1。

为了方便分析和结果解释，通常将原模型转化为对数线性形式，最终修正引力模型见（2）。

其中，α为截距项，β为各项回归系数，μ为随机误差项。

本文采用2013-2022年上海出口的主要26个出口目的地（美国、日本、中国香港、中国台湾、韩国、德国、荷兰、英国、新加坡、澳大利亚、印度、比利时、墨西哥、泰国、印度尼西亚、马来西亚、越南、意大利、西班牙、俄罗斯、加拿大、法国、巴西、阿联酋、捷克、菲律宾）作为样本面板数据进行回归估计。面板数据包含横截面数据和时间序列数据，包含了时间和个体差异，本研究中实际观察样本容量为260个观测值。使用混合效应模型模拟分析，即对任何个体和截面不加区别，采用混合最小二乘法估计参数。

TBT贸易政策的影响通常存在时滞性，根据乌拉圭回合多边贸易谈判的TBT协议，要求WTO各成员国应在法规、标准和合格认证政策公布和实际生效之间预留一个合理的时间间隔，以接受各国对该政策的评议，从而确保相关出口企业有时间改善产品或调整生产方式，以符合进口方的要求，通常TBT通报的评议期约为60天（约2个月）。由于TBT对贸易影响存在时滞性，如果同时引入滞后变量可能会存在序列相关性问题，因此，为了检验TBT对出口影响是否存在滞后的强度变化，分别对TBT进行滞后3个月、滞后6个月、滞后1年的回归检验，以揭示TBT随时间变化对出口贸易变动的动态影响。本文还对出口国家（地区）是否属于发达国家（地区）进行比较研究，将原样本地区所在国家分为：发达国家与非发达国家（地区），分组检验来分析不同国家（地区）组之间TBT影响的差异性，为改善上海出口贸易绩效提供可供参考的依据。

2.2TBT对上海出口贸易的影响变化

对全样本混合效应回归结果见表2。两表中回归模型的F统计量和Prob值，表明回归模型均为显著，调整后R2显示拟合优度均在0.50以上，在目前样本量和变量的情况下，拟合效果较好，有一定的解释力。

表2，从EXijt对lnGDPst、lnGDPit、lnDISsi、lnTBTit4个变量的回归来看，分别加入当期（a）、滞后3个月（b）、滞后6个月（c）、滞后1年（d）的TBT变量，可见各回归系数发生了变化。常规变量GDP和距离回归系数未有明显趋势；当期（a）、滞后3个月（b）、滞后6个月（c）、滞后1年（d）4个模型的lnTBTit回归系数分别为-0.1534、-0.1527、-0.1509、-0.1445，与预期符号相同，均在1%水平上显著，说明进口国TBT措施数量增加对出口贸易存在一定的负面影响，反映了TBT对出口贸易存在一定的抑制影响。比较lnTBTit系数可以看出，系数随着TBT通报时间变化对出口的限制影响强度发生变化，TBT对贸易限制强度在1年中存在缓慢衰减的趋势。另外，当加入是否属于发达国家（地区）的虚拟变量（Fi）时，Fi系数为-0.2945，在1%水平上显著，说明出口目的地属于发达国家（地区）时，更有利于上海出口贸易。

对出口目的地分组的混合效应回归结果见表3。由于分组样本量折半，仅将分组后两个样本的当期TBT和滞后3个月TBT变量采用模型（2）进行回归，结果可以看出，lnTBTit系数均在1%水平上显著，从不同样本模型回归系数比较来看，不同进口国TBT对出口贸易的限制强度存在差异，可以看出发达国家（地区）样本的TBT影响强度＞全样本TBT影响强度＞非发达国家（地区）样本TBT影响强度；同时发现发达国家出口目的地和非发达国家（地区）出口目的地TBT当期影响强度均高于其滞后3个月的强度，与全样本分析结论相同。

同时，我们还发现，相对于lnGDPst、lnGDPit、lnDISsi3个变量，lnTBTit的回归系数最小，说明TBT的贸易限制强度与GDP和距离变量的回归系数不在同一个数量级。在3个混合回归结果中，非发达国家（地区）样本回归结果中的上海GDPst系数最大，说明上海经济增长幅度越大，非发达国家（地区）选择进口上海商品的意愿越强。

3結论

本文在关注TBT数量对出口影响的假设基础上，利用修正引力模型实证分析了主要进口国（地区）TBT对上海出口的影响规律，检验了TBT发起国（地区）是否属于发达国家（地区）对上海地区出口存在的差异性抑制影响。总体来讲，进口国TBT对上海出口贸易存在一定的限制影响，当期TBT对上海出口影响最大，但由于TBT影响的时滞性，上海遭遇TBT的贸易限制强度缓慢衰减，但降幅不大，也印证了TBT措施对出口的实际影响是非常复杂的。相对于非发达国家（地区），出口目的地属于发达国家（地区）发起TBT后3个月内影响强度更强些。

研究TBT对上海出口贸易的影响强度和规律，最终是为了推动货物出口贸易，本文的结论对于上海如何应对TBT具有一定的政策启示。上海为国内出口重要地区，提升应对TBT措施的能力十分重要，在出口贸易中，上海应更加重视发达国家（地区）TBT政策变化，健全贸易质量争端预警和协调机制，完善技术性贸易措施公共服务，积极参与国际经贸规则及标准制定，及在出口商品质量标准、检验检疫、认证认可等内外衔接等方面提高管理服务水平，给出口企业提供帮助和开展相关培训，尽可能降低TBT措施给上海出口带来的限制或负面影响。

当然，本文研究技术性贸易措施对上海出口贸易影响的分析存在一定局限性，主要基于TBT通报数量，未包含动植物卫生检疫（SanitaryandPhyto-Sanitary，SPS）通报的分析，且在出口贸易中，不同国别（地区）TBT通报或不同TBT通报，对于某一地区出口影响的强度存在差异，这也是以后研究中需要完善的地方。