欧盟技术性贸易壁垒对我国出口影响的实证研究——基于拓展的贸易引力模型 *

王 领，宋熙晨

(上海理工大学 管理学院，上海 200093)

一、引言

自我国入世以来，随着主要贸易出口国和各种商品技术性贸易壁垒(简称TBT)风险的变化莫测，导致我国对外贸易常因遭遇不同形式的TBT而损失惨重。自2008年金融危机后，随着贸易便利化在全球范围的推进，受WTO规则管制的传统贸易壁垒如关税、配额制、许可证制正在迅速地走向没落；相反，TBT凭借其合法的形式，灵活且隐蔽的运行方式受到以美国、日本和欧盟为首的发达国家的青睐，逐渐成为进口限制最基础的手段。此外，全球经济不景气也加剧了国外TBT对我国的出口限制。近年来，我国依靠丰富的原材料，较低的劳动成本等优势，连续八年成为全球货物贸易第一大出口国，然而随之而来却是越来越多的贸易摩擦和TBT通报数。[1]据中华人民共和国商务部贸易救济调查局统计数据，2017年共有82个WTO成员提交了2587件TBT通报，比2016年增加10.7%。其中，我国消费品在WTO争议中遭遇美国TBT/SPS通报数为124项，涉及金额达到18.22亿美元；遭遇欧盟TBT/SPS通报数为1 083项(不包括香港)，比2016年增长12.8%，欧盟RAPEX召回产品类别主要为玩具、电器用品和设备、纺织服装等劳动和资本密集型产品。

据国家质量监督检验检疫总局发布的《中国技术性贸易措施年度报告(2016)》(以下简称《报告》)显示，2016年我国有34.1%的出口企业遭受了国外TBT不同程度的限制，全年出口贸易直接损失482亿美元，占同期出口额2.4%，企业新增成本308亿美元，占同期出口额1.5%注数据来源：《中国技术性贸易措施年度报告(2016)》，下文简称“《报告》。”。在此严峻的形势下，本文分析了近年来我国对外贸易出口现状，以TBT为核心变量，加入GDP、R&D支出、华交会成交额等控制变量，再考虑欧元区CPI，从实证的角度检验技术性贸易壁垒对我国出口产生的消极影响及原因，并为我国应对国际TBT提出相关对策建议。

二、文献综述

在实证研究方面，国外学者主要从商品成本的短期视角、贸易流量以及长期整体经济的运行方面对欧美日等发达国家技术性贸易壁垒的影响进行了实证研究[2]。而我国学者早期主要通过定性分析的方法对TBT的概念、特征、经济效应等进行研究。王亚星[3]对技术性贸易壁垒进行拆分，分别就几种常见的法规、标准和评定程序，深入探讨了TBT对我国出口产品的影响路径与竞争力分析，指出技术性贸易壁垒具有两面性，一方面对我国出口贸易的发展并非十分有利，但同时在某种程度上能够推动我国经济转型，促进企业长远发展。鲍晓华、朱达明[4]、盛国勇[5]等阐述了技术性贸易壁垒的特点及对我国出口贸易的作用。Gianluca Orefice[6]则从辩证的角度提出，虽然技术性贸易壁垒的确提高了出口的难度系数，但它同时也成为出口国提高产品质量的内在推动力，而产品质量正是出口企业的本质，是正面突破国外技术性贸易壁垒的核心与关键。

随着研究的深入，数据的不断丰富，近年来学者们在定量化研究方面有了不少突破。国内学者孙晓琴、吴勇[7]针对中国农产品和食品、纺织品服装、化工产品以及机械运输设备这四个行业的竞争力进行了实证研究，发现从中长期来看，技术性贸易壁垒对各行业产业竞争力的影响是大相径庭的，如技术成熟度、政治因素、各国TBT经济功能不等等机制影响。张相文[8]建立了一个新的欧盟技术性壁垒体系，从总体框架对我国农产品出口进行研究。张秀娥、张波[9]采用了一种叫作个案分析的方法，通过建立数学模型，剖析了我国对美国的出口贸易中遭受的技术性贸易壁垒如何严重地阻碍我国对外贸易的发展。陈述[10]和江凌[11]分别构建了TBT系数体系，从国家、行业两个方面测度了我国的主要贸易对象国近年的TBT系数，用计量分析的方法，对TBT带来的影响进行了测量。盛洁[12]收集了二十年里我国与美国茶叶进出口贸易的数据，使用时间序列回归分析方法，结论与预期一致，技术性贸易壁垒不利于两国之间的正常贸易往来。刘双芹、李芝[1]选取我国和美国GDP、美国对华FDI、人民币汇率、金融危机等变量，再对美国TBT通报量、对美出口贸易额等变量进行滞后一期处理，构建引力模型，实证分析美国TBT对我国出口企业的作用。结果表明，美国对我国实施严格的技术性贸易壁垒，不利于我国出口贸易的发展，具有较强的负面效应。

本文在借鉴先前研究成果的基础上，摒弃以往文献常用的“最大残留限量法”和“虚拟变量法”，以 WTO争议中发布的 TBT通报数和我国出口直接损失作为衡量技术性贸易壁垒的数量指标，将我国对外贸易出口与欧盟对我国实施的技术性贸易壁垒进行了量化。在模型中加入滞后一期的“金融危机”变量，使模型更加贴合实际情况，以期能够深刻、透彻地研究分析我国对外贸易出口遭受的TBT贸易效应。以海运比例倒数的变化率和铁路、船舶、航天航空和其他运输设备制造业资产总计来代替空间距离变量，能够使模型更加真实准确，具有现实意义。

三、我国对外贸易出口现状

(一) 我国出口规模和出口商品结构变化

自中国加入WTO以来，我国对外贸易增势喜人。丰富的资源，相对的低成本优势，使得出口在国际贸易中具有较大的国际竞争力。

具体而言，自2001年加入世贸组织后，我国对外贸易出口增长速度强劲，2008年达14 306.90亿美元，平均增长率高达20.56%。但受到2008年国际金融危机的冲击，2009年我国对外贸易出口总额急转直下，同比下滑16%。此后全球经济逐渐恢复缓慢发展，我国出口额重新开始增长。与此同时，国际市场上出现了隐蔽性更强、灵活度更高以及形式多样的新型技术性贸易壁垒，严重冲击了我国出口企业的成长。2015年和2016年我国出口贸易分别遭受不同程度的冲击，出口总额有所下降，其中，2016出口总额20 974.4亿美元，比2015年下降7.7%。

根据中国海关总署的统计数据，工业制成品占我国进出口贸易额的80%，主要包括机械及运输设备，占工业制成品50% 以上；按原料分类的制成品，化学品及有关产品等类别；高技术产品和初级产品分别是第二、三类出口商品，近年来趋势平稳。从总体上看，机电产品和高新技术产品出口比重逐年上升，初级产品比重逐年下降，有效改善了中国的出口商品结构。

(二) 出口增长率变化情况

2017年我国出口153 321亿元，同比增长10.8%，贸易结构持续优化，我国出口已进入从高速到中高速增长的新常态。

据商务部商务数据中心资料显示，2005—2007年我国进出口趋势平稳，出口增长率略高于进口增长率。然而受2008年美国次贷危机的经济冲击，随后两年我国对外贸易出口增速直线下滑，2009年甚至为负出口，导致出口规模锐减，出口企业举步维艰。2011年全球经济缓慢复苏，我国对外贸易出口情况好转，与此同时，国际市场兴起了各种形式的新型技术性贸易壁垒，一定程度上阻碍了我国对外贸易发展。

(三) 我国对外贸易出口遭遇国际TBT情况

根据《报告》显示，2016年中国出口企业遭受国外TBT进口限制达34.1% ，直接损失482亿美元。以地域区分，山东、江苏、广东、上海、浙江等沿海省份受影响最大。具体情况以2016年为例。

2016年，我国对外贸易主要出口市场为美国和欧盟，其中欧盟作为中国最大的贸易伙伴，TBT通报量高达960批次，占了RAPEX通报总数的50.8%。美国通报量为178，占了2016年CPSC召回总数的53.6%，涉及金额约116.279美元。

从产品类别看，技术性贸易壁垒主要阻碍电子电器、玩具、纺织服装等以劳动力成本低廉优势为核心的劳动密集型产品的出口，与此同时，近年来以技术和资金密集型为主的电子设备制造业也受到影响，如机电仪器、化矿金属、木材纸张非金属，分别占直接损失总额的34.6%、18.1%、17.8%。

四、欧盟技术性贸易壁垒对我国出口贸易影响的实证研究

从上述我国对外贸易出口现状的定性角度分析，技术性贸易壁垒一方面阻碍了我国出口贸易的平稳发展，其阻碍作用体现在数量抑制效应和价格抑制效应两个方面。另一方面却可以有效地改善我国出口商品结构。因此本章以欧盟为例，进一步从定量的角度实证研究欧盟TBT对我国出口的影响。

(一) 模型设计及变量选取

引力模型最初来源于牛顿万有引力定律的提出。开始是Isard&Peck(1954)和Beckerman(1956)提出空间地理与国家间贸易存在负相关关系。最先是Tinbergen[13](1962)和Poyhonen[14](1963)分别使用国内生产总值(GDP)和地理贸易距离用于国际贸易流量研究，并得出了相同的结果：两国双边贸易规模与其经济总量成正比，与距离成反比。

该模型函数表达式为：

(1)

其中，Xij表示j国在i国的进口额，Yi、Yj分别表示两国的GDP，Dij表示两国距离，λ、α、β、θ均为参数。

随着研究的丰富，越来越多的因素被考虑进来，如宏观因素：两国政治关系、人口因素等[15]。且随着H-O模型和一般均衡法的发展，贸易引力模型逐渐具备理论支撑。

基于Anderson(1979)和Berstrand[16](1989)进一步拓展的引力模型，借鉴已有的研究成果，选取具有可获得性、可信度高的数据，建立拓展的贸易引力模型，研究欧盟技术性贸易壁垒对我国出口贸易的影响。建立的引力模型为：

LnYijt=β0+β1LnGDPit+β2LnGDPjt+β3LnTBTjt+

β4LnR&Dit+β5LnROEit+β6DUMt+β7LnPxit+

β8LnCEFit+β9LnCPIjt+β10Ln (L0+α1LnVit+

α2LnTAit) +u

(2)

其中，i表示出口国，j表示进口国。Yijt表示t时期出口国i(中国)向进口国j(欧盟)的对外贸易出口总额。GDPit、GDPjt分别表示出口国i和进口国j的实际国内生产总值，TBTj表示进口国j向WTO通报的TBT数量，反映技术性贸易壁垒的严格程度。R&Dit表示t时期我国的研发支出，ROEit表示出口国i的年平均汇率，DUMt表示是否发生金融危机或欧债危机，发生取1，没发生取0。Pxit表示t时期出口国出口价格指数,CEFit表示t时期华交会成交额，CPIjt表示t时期进口国居民消费价格指数，Vit表示t时期出口国海运比例倒数的变化率，TAit表示t时期出口国铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业的资产总计，u表示随机误差项。

(二) 数据来源及变量解释

本文研究选取1997—2017年中国向欧盟对外贸易出口总额为被解释变量，考察欧盟TBT对我国出口产生的影响及影响程度。被解释变量为中国对欧盟的年度出口总额，数据来源于联合国 UNCOMTRADE 数据库；中国和欧盟GDP来自世界银行发展指标(WDI)数据库；TBT通报数经笔者筛选整理于中国技术性贸易壁垒措施网公布的WTO/TBT及 WTO/SPS 通报数量；中国R&D支出来自历年中国科技统计年鉴；1997—1999年ROEit整理于人民币兑美元汇率及美元兑欧元汇率，2000—2017年ROEit来源于世界银行WDI数据库，以直接标价法表示；金融危机或欧债危机DUMt是虚拟变量，受此经济冲击，1999年和2009年取1，其余年份取0。中国出口价格指数Px和华交会成交额CEF数据均参照国家商务部数据中心，欧元区CPI来源于欧洲经济数据中心。V和TA计算整理于历年统计年鉴。

在对模型进行计量回归之前，先对各变量的预期系数符号做出相应的说明，参见表1。

表1 各变量的含义、理论说明与预期符号

(三) 模型计算及实证分析

通过R语言对上述模型进行回归分析，采用时间跨度为1997—2017年我国出口企业对欧盟出口额的时间序列回归。在对模型进行回归分析时，为了消除数据指标之间数量级的差异，将数据取对数处理。为防止时间序列非平稳导致模型结果出现伪回归现象，本文对时间序列数据进行平稳性检验。经ADF单位根检验发现存在部分时间序列不平稳，通过一阶差分进行调整。同方差检验是用来检验残差的同方差性，本文对回归结果进行BP检验，BP值为11.111，P值为0.434，不拒绝原假设，因此同方差性成立，残差图如图1 所示。再对时间序列进行独立性检验，DW值是2.750 4，靠近2，说明残差序列没有自相关性。

图1 残差图

回归分析结果见表2。

采用多元线性回归对模型中的变量进行分析，模型参数估计结果如下：R-squared为0.999 2，调整后的R-squared为0.998 2，表明模型的拟合程度良好，说明99.82% 的出口额在回归模型中能够得到解释。P值为0.000 00，表明当置信水平为5% 时，应拒绝原假设，回归方程显著，模型存在良好的线性关系。

从回归结果我们可以看出：

表2 多元线性回归结果

我国GDP和欧盟GDP的系数显著为正，表明中国和欧盟的GDP越高，中国对欧盟的出口贸易量越大。我国GDP对数值增长1%，出口额对数值平均增长0.47%，除了出口带动效应外，国内经济形势一片大好对出口贸易也起到了一定的推动作用，即中国经济增长在某种程度上对我国产品出口具有拉动作用。此外，一国的整体经济发展水平也在很大程度上决定了该国的出口供给能力，因而我国综合国力增强，经济水平提高，也能够体现为我国渐长的供给能力，即出口能力越强。欧盟GDP是促进我国出口贸易增长的重要因素，欧盟GDP对数值增加1%，我国出口额对数值提高2.73%。因为欧盟经济发展情况对欧盟国内消费水平有直接的影响，也在一定程度上决定了欧盟消费者对进口产品的需求强度。说明伴随着欧盟经济水平的提高，其消费需求得到了大幅上涨，推动了欧盟国内进口，所以欧盟GDP与我国对欧盟出口具有正向的促进作用。

欧盟技术性贸易壁垒系数为负，显著性水平较高，表明欧盟TBT在某种程度上不利于我国出口贸易的健康发展。欧盟TBT/SPS通报次数每提高1%，中国出口贸易额将平均减少 0.001%。欧盟采取严格的技术性贸易壁垒，从两个方面对我国出口贸易产生明显的抑制效应。其一，欧盟TBT利用其灵活且隐蔽的手段直接限制我国某些产品的出口，数量抑制效应明显。其二，欧盟TBT在农业化学品的残留限量、GATT中第20条给予列国的“环保例外权”等方面的规定和特权，增加了我国出口企业的成本。为达到欧盟技术标准等的诸多要求，我国出口企业必须进行相应的技术创新，革新生产工艺，优化产业结构，改进生产过程，短期内势必会增加出口企业产品成本，削减价格优势，引发价格抑制效应。[17]此外，技术性贸易壁垒会有迟滞效应，无形中加大整个出口行业的压力。严格的TBT还可能使我国出口企业遭遇各种潜在的不公正出口待遇，出口产品的受灾范围扩大。

研发支出系数为正，说明出口企业加大研发投入可以促进我国出口贸易。中国R&D每增加 1%，出口额平均提高 0.65%，与经济理论和预期相符。出口企业加大研发投入，直观体现为更丰厚的资金和更先进的技术设备，无形中增加科研人员的创新动力，有利于提高企业整体科技能力，能够有效提升出口产品质量，促使企业将科研成果转化为商品生产，增强我国出口产品国际竞争力，这是应对国际日益严苛的TBT的根本途径。

出口国年平均汇率系数为正，采用直接标价法，表明汇率对出口具有正向促进作用，与预期相符。直接标价法条件下汇率上升，对我国而言，意味着欧元升值，人民币贬值，可以反映为欧元对人民币的购买力增强，一定程度上会刺激欧盟消费者对我国商品的进口购买需求，从而有利于我国对欧盟的贸易输出。

金融危机对我国产品出口欧盟具有较强的负面作用，其弹性系数为-0.032。1998年亚洲金融危机通过对周边国家的影响，从价格效应和收入效应两个方面导致我国出口下降；同样地，2008年的全球金融危机波及范围更广，虽然危机爆发在美国，但却促使欧盟长期深陷于欧债危机中，欧盟经济在此金融危机中遭受重创，对进口产品的需求强度大幅萎缩。

中国出口价格指数系数显著为负，该指数每提高1%，我国出口额将减少0.73%。出口价格指数反映不同时期商品价格水平的变化方向、趋势和程度。中国出口价格指数上升，体现为我国通胀压力上升，在人民币对欧元汇率不变的情况下，一定欧元所能购买的商品减少，显然不利于我国产品出口。

华交会成交额系数为正。华交会素有“中国外贸晴雨表”之称，其吸引的境外采购商越多，越有利于达成长期有效的合作交易，推动我国产品在海外市场的深远立足与发展。

欧元区居民消费价格指数系数为正。CPI上涨，国内物价上涨，一定水平上表现为欧元的货币购买力下降，欧盟国内企业生产成本提高，消费者相应地会减少本国商品购买，加大对进口产品的需求，有利于我国商品出口。

海运比例倒数的变化率和铁路、船舶、航天航空和其他运输设备制造业资产总计的系数均显著为正，与预期理论相符。这两个变量是用来解释距离因素，我国出口欧盟的大宗货物的运输方式主要通过海运船舶，运输产业资产增加，说明该产业逐渐成熟，相应地可以减少运输成本，缩短贸易距离，推动我国产品出口，有利于出口市场的多元化。

五、结论及政策建议

本文实证结果表明：(1)我国和欧盟GDP、研发支出、年平均汇率、华交会成交额、欧盟居民消费价格指数等变量都能有效地促进我国出口贸易的发展。其中，欧盟实际GDP和欧元区CPI的系数较为显著，说明目前我国产品出口欧盟主要还是依赖于欧盟的经济发展水平；(2)欧盟TBT抑制了我国出口贸易的发展，其TBT/SPS 通报数每提高1%，我国出口额将平均减少0.47%。基于以上结论，为应对未来可能更加复杂严峻，更加灵活隐蔽的国际技术性贸易壁垒，能够让我国出口企业提升出口主观能动性，提高我国出口企业竞争力，必须不断总结经验，从以下几个方面实现突破。

(一)加大技术创新、提高产品质量。企业应加大应用基础的研发力度，不断调整产业结构，使产品尤其是高新技术领域产品具有更高的科技含量，逐步接近或达到国际认证标准。[18]要积极研发具有自主知识产权的专利技术，提高出口产品质量，增强产品国际竞争力，这是突破壁垒占据国际市场一席之地的根本途径。

(二)主动参与制定国际标准、掌握标准的话语权。要建立健全我国自己的标准体系，合理地将我国标准向国际标准靠拢，使我国在国际竞争中占据主动地位。如若条件允许，企业也要密切关注本行业国际标准化发展的新动向，避免遭遇迟滞效应，能更好地借鉴国外领先的科学技术, 及时调整自身的发展方案，使企业的产品满足国际市场的需要并根据市场变化不断更新。

(三)建立完备的预警和反应机制。企业要强化信息服务体系的建设，设置专门机构及时搜集主要贸易对象TBT的最新动态。培养专门领域的人员，研究美国、欧盟等国家和地区已公布及隐形的技术法规、技术标准等信息，总结分析在哪些领域我国遭受贸易对象国的TBT最为严重，防患未然，争取将不利因素消除在初期阶段。

(四)加强政企沟通、提高自身能力。政府应建立与国际权威认证机构的互认机制，完善与发达国家的沟通与协调渠道，尽可能多地与发达国家的产品进行互认，使国内企业能有效避开技术性贸易壁垒的阻碍。[19]对企业而言，更要积极主动地适应国际规则和标准。可以通过对外投资等手段，实现企业的跨国经营，利用国外的技术标准、销售手段和渠道，避开繁杂的技术性贸易壁垒障碍。