技术性贸易措施对中国货物贸易出口的影响研究——基于拓展引力模型的实证分析

刘洁敏

一、引言

1994年4月15日，GATT第八轮多边贸易谈判(乌拉圭回合)通过了《建立WTO协定》，其中《货物多边贸易协定》包括《实施卫生与植物卫生措施协议》(SPS)和《技术性贸易壁垒协议》(TBT)等附件。SPS协议仅涉及食品安全、动物卫生和植物卫生等三个领域的措施，而TBT协议则管辖除与上述三个领域有关的卫生与植物卫生措施外的其他所有产品的技术法规和标准。(1)薛荣久：《世界贸易组织概论》，清华大学出版社2018年版，第114页。广义而言，TBT和SPS措施都属于技术性贸易措施范畴。据中国海关总署调查，2019年中国有19.68%的出口企业受到国外技术性贸易措施影响，因遭受退货、销毁、产品降级或者丧失订单等所发生的直接损失额达692.08亿元，因进行技术升级改造、检测认证等新增加成本161.14亿元。(2)刘建华等：《三步做好技术性贸易措施应对》，《中国海关》2021年第4期，第30页。

随着近年来各国TBT与SPS措施的不断增多，其对中国货物贸易出口的影响引人关注。实证研究方面，刘林蔚等(2016)验证了TBT措施对中国农产品出口短期有抑制作用，长期则TBT与SPS措施均有促进作用。田曦等(2019)验证了TBT措施负效应显著，且对农产品出口的负效应越滞后越显著。付韶军等(2020)验证了TBT措施对中国高新技术产品出口大都存在负效应，但其滞后一期存在正效应。崔景华等(2021)验证了TBT措施在实施初期对高新技术产品出口有抑制作用，但抑制作用会因倒逼企业合规创新、提升技术水平而逐年减弱。王霞(2021)验证了特定行业中一些年均进口覆盖率较高的限制性TBT措施并未对中国产品出口产生抑制作用，有些甚至表现为显著的促进作用。丁阳等(2016)论证了农食产品、机电仪器、化矿金属、纺织鞋帽、橡塑皮革、玩具家具和木材纸张非金属类等七个行业历年平均有约四分之一出口企业受TBT与SPS措施影响。朱信凯等(2020)验证了TBT措施虽延长了企业出口周期，但当行业受影响范围变广，企业通过联合研发、信息分享以及运用争端解决机制等方式减轻不利影响的倒逼效应越明显。

上述文献大多基于引力模型进行了实证分析，有些基于同类行业和产品的实证研究结果差异明显。从宏观层面来看，政府制定和调整贸易及产业政策，提出帮扶各类出口企业“走出去”的支持举措，在很大程度上要兼顾各方利益，这就有赖于对中国货物贸易出口全局的了解。因此，基于中国货物贸易出口的整体情况，对技术性贸易措施的影响进行研究或能打开全局视角。

二、中国货物贸易出口现状

中国入世以来，货物贸易快速发展，出口额年均增长13.33%，出口结构不断转型升级。以2014年至2020年为例，中国机电产品的年均出口额占出口总额的58.04%，其中一半为高新技术产品。仅2020年，电力机械器具、电信及声音录制重放装备、办公机械及自动数据处理设备、通用工业机械设备及零件等四类机械及运输设备的出口额就占出口总额的40.61%。其它出口产品则分散在各个行业，纺织、服装、塑料、家具、鞋靴、玩具等行业保持长期稳定的出口份额。与此同时，WTO通报的全球新增TBT与SPS措施件数也逐年增多，中国面临的出口环境日趋严峻。中国出口与全球TBT/SPS数据参见图1和表1。

图1 2001年-2020年中国出口增长与全球TBT/SPS的增长

表1 2014年至2020年中国主要商品出口额(单位：亿美元)

由于中国货物贸易出口具有产品行业既集中又分散的特点，如果仅针对龙头行业进行研究，或许无法惠及出口占比微小的行业，更无法对小微企业的产品走出去给予政策指导。因此，本文基于货物贸易宏观数据，分别从国别和行业两个维度就国外技术性贸易措施对中国出口的影响，以及中国技术性贸易措施对本国出口的影响建立计量经济模型进行实证分析，以期提出对中国货物贸易出口有普适性的政策建议。

三、计量经济模型和实证分析

(一)国外技术性贸易措施对中国出口影响的拓展引力模型

1.理论模型构建、变量和数据说明

Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)最早将贸易引力模型引入经济贸易领域，主要论证双边贸易出口量取决于两国的经济规模和地理距离。作为传统贸易引力模型，其基本形式为：

(1)

其中，Tij表示i国和j国之间的贸易流量；A是引力模型的常数系数；Yi和Yj分别表示i国和j国的经济规模；Dij表示i国和j国之间的距离。

McCallum(1995)在研究美国和加拿大双边贸易时提出了著名的“边境之谜”，其计量模型增加了一个边境虚拟变量。Anderson(2003)对McCallum(1995)的“边境之谜”进行了后续研究，并将引力模型重写为：

(2)

其中，Tij表示i国对j国的产品出口额；Yi和Yj分别用i国和j国的国内生产总值(GDP)来衡量；Yw用世界各国GDP总和来衡量；σ为所有产品之间的替代弹性；tij表示i国和j国之间的贸易成本因子，如果仅考虑i国到j国的运输成本，tij可以定义为Dij的一个函数；Pi和Pj分别表示i国和j国的消费者价格指数，(3)Anderson(2003)指出，{Pi}不能被简单地被诠释为消费者价格指数，比如非贸易品、汇率等因素都显著影响着各国的价格水平，这些都使得{Pi}因存在许多测量问题而无法观察。这是(2)式与(1)式的关键区别，含义是：双边贸易流量由相对贸易壁垒决定，即取决于两国之间的双边贸易壁垒tij和它们与所有贸易伙伴之间的平均贸易壁垒Pi×Pj之间的比值。Anderson(2003)的引力模型将双边贸易流量与经济规模、双边贸易壁垒和多边阻力变量联系在一起，使其更适合全球化背景下双边贸易流量的测度。

本文基于Anderson(2003)引力模型进行拓展，构建国外技术性贸易措施对中国出口影响的模型。被解释变量为“中国对贸易国的货物出口额(Exportit)”，解释变量先引入传统引力模型的“贸易国国内生产总值(GDPit)”“中国国内生产总值(CNGDP1t)”和“中国与贸易国之间的距离(DistWTIit)”(4)为体现距离因素造成的贸易运输成本变化，本文对距离变量进行了数据处理：DistWTLIT由贸易国与中国首都之间的人口加权距离(Dist)乘以年度原油期货指数(WTI)计算得出。在计算年度原油期货指数时，先使用WTI原油期货美元收盘价计算年度平均价格，再以2001年度油期货平均价格为基期计算年度原油期货指数。等，再引入“贸易国出台的技术性贸易措施件数(TBT/SPSit)”取代双边贸易壁垒的“边境”作为核心解释变量，最后将难以测度的两国价格指数分解成影响价格指数的各类因素作为多边阻力项。考虑到价格指数依赖于所有的双边阻力，以及那些与贸易国本身可能无直接关系的因素，因此基于理论和以往文献的经验研究，同时考虑本文研究的贸易流量的单向性(中国对贸易国的出口)，引入“贸易国官方货币对美元的汇率(ERUSit)”“贸易国进口关税税率(Tariffit)”“贸易国进口依存度(IDDit)”“世界其它国家出台的技术性贸易措施件数(WDTBT/SPSit)”，以及“中国从贸易国的货物进口额(Importit)”等解释变量。具体模型设定如下：

lnExportit=β1lnTBT/SPSit+γ1lnGDPit+γ2lnCNGDP1t+γ3lnDistWTIit+δ1lnERUSit+δ2Tariffit

+δ3IDDit+δ4lnWDTBT/SPSit+δ5lnImportit+αi+λt+εit

(3)

其中，变量角标1表示中国，i表示贸易国，t表示年度；αi、λt、εit均为不可观测项，其中αi反映了中国与特定贸易国之间双边贸易的异质性，为仅与贸易国有关的不可观测项，λt为仅与时间有关的不可观测项，εit为与贸易国和时间均有关的误差扰动项。

在选取贸易国样本时，首先考虑中国对其出口额超过130亿美元(5)根据中国海关总署《2020年12月进出口商品国别(地区)总值表(美元值)》统计数据，具体列名的国别(地区)为236个(除中国外)，即每个国别(地区)的平均贸易份额约为0.42%(1/236)，故本文设定略高于该水平的0.50%为选取主要贸易国别时的门槛，依次考察中国出口额、进出口总额和进口额的占比是否达到0.50%以上。的前35个贸易伙伴，因国别研究需剔除中国香港和台湾地区，再依次剔除双边贸易额低于200亿美元的尼日利亚、巴基斯坦、孟加拉国、捷克和埃及，同时综合考虑中国进口额超过100亿美元的国家，选取新西兰作为扩充样本，最终选定中国对美国、日本、越南、韩国、德国、荷兰、英国、印度、新加坡、马来西亚、澳大利亚、俄罗斯、泰国、墨西哥、加拿大、菲律宾、印度尼西亚、法国、巴西、意大利、阿联酋、沙特阿拉伯、西班牙、波兰、比利时、土耳其、智利、南非和新西兰等29个贸易国(以下简称“29国”)2001年至2020年货物出口及相关数据进行研究。根据WTO通报，2001年至2020年间，29国累计新增(含实施)TBT措施11323件、SPS措施11859件，两项合计占全球总数的48.60%。主要变量及数据说明、主要变量的描述性统计见表2和表3。

表2 主要变量名称、含义及数据来源

表3 主要变量的描述性统计

本文使用Stata/MP14.0计量经济软件。按(3)式对除“贸易国进口关税税率(Tariffit)”“贸易国进口依存度(IDDit)”外的8个变量均取自然对数后，再进行单位根检验。所有变量均至少通过一种同根检验(LLC和HT法)和一种异根检验(IPS、Fishertype和Hadri LM法)，故判定该平衡面板数据平稳，可以进行回归分析。

2.估计方法、稳健性检验和回归结果

先对(3)式建立混合效应模型(OLS)回归参照系，再对其分别控制个体和时间固定效应模型(FE)进行估计，F检验拒绝不存在个体异质性的原假设，进一步用LSDV法来考察，确认FE模型优于OLS模型；在对其进行随机效应模型(RE)估计后，LM检验同样拒绝原假设，即RE模型优于OLS模型；稳健的豪斯曼检验拒绝个体异质性与解释变量不相关的原假设，即FE模型优于RE模型。经比较分析，采用双向固定效应模型LSDV法，回归结果详见表4。考虑到本文选取的样本为n=29、T=20(n>T)的短面板，可以不考虑“面板自相关”，(6)陈强：《高级计量经济学及Stata应用(第二版)》，高等教育出版社2014年版，第264页。而且一般认为n<50为小样本聚类模型，聚类稳健标准误对小样本聚类可能失效，故采用表4第(3)列稳健标准误的回归结果。

表4 基准回归结果比较

再对(3)式进行核心解释变量(lnTBT/SPSit)的滞后一期(t-1)和滞后二期(t-2)回归，验证技术性贸易措施对中国货物出口是否存在滞后影响，回归结果详见表5。作为对照，表5的第(1)列仅考察贸易国当年新增技术性贸易措施的影响，第(2)和(3)列分别考察新增技术性贸易措施在一年和两年以后的影响。

表5 贸易国技术性贸易措施对中国货物出口的滞后影响

最后，采用替换解释变量的方法进行计量模型稳健性检验。将中国国家统计局公布的2001年至2020年外商对华投资总额(FDI1t)作为新解释变量(lnFDI1t)替换(3)式的中国国内生产总值(lnCNGDP1t)进行回归。在确定新变量时序平稳后仍采用LSDV方法进行双向固定效应估计，同时考虑FDI对中国经济总量影响的滞后效应，回归结果详见表6。可以看到，表6第(2)至(4)列的稳健性检验结果中所有解释变量均维持符号不变，传统引力模型中代表经济总量的贸易国GDP和外商对华直接投资总额FDI(含滞后一期、二期)都在0.1%统计水平下显著。其中第(1)和(2)列的当期回归中，除了距离变量参数估计值和显著性略有差异外，其余解释变量的参数估计值和稳健标准误几乎完全一致。核心解释变量(lnTBT/SPSit)仍与出口额(lnExportit)呈负相关关系，且随着FDI滞后期数的增加显著性有所下降，其参数估计值也逐年减小，与预期相符，说明该拓展引力模型稳健。

表6 稳健性检验回归结果比较

将表4第(3)列的基准回归结果参数估计值代入拓展引力模型(3)式后，可以得到具体回归方程如下：

(0.00949) (0.0445) (0.152) (0.105)

+0.183lnERUSit-3.296Tariffit+0.533IDDit-0.803lnWDTBT/SPSit+0.139lnImportit

(0.0454) (0.348) (0.0916) (0.301) (0.0271)

(4)

从(4)式可以看出，在其他条件不变的情况下，如果贸易国TBT/SPS措施年新增1%，那么中国对该国的货物年出口额将下降0.0308%。从表3可以看到，2001年至2020年间29国年新增技术性贸易措施的最大值为414件，均值约为40件，而中国对贸易国货物年出口额最大值为4784.23亿美元，均值约为377亿美元，按均值推算，贸易国如年新增1件技术性贸易措施，那么中国对该国的货物年出口额约减少2902.90万美元。

事实上从图1可以看到，中国入世的20年间，WTO通报的每年新增TBT/SPS措施件数总和由2001年的1163件上升至2020年的3648件，最大年增幅超过25%，年均增幅为7.09%。仅按年均增幅计算，中国受此影响的货物出口额降幅约为0.22%。以2020年为例，中国货物出口额为25906.46亿美元，而WTO通报的当年新增TBT/SPS措施件数总和增长8.77%，可以推算出，2020年中国受国外技术性贸易措施影响减少的出口额达70亿美元。从表5可以看到，TBT/SPS措施出台一年后的参数估计值仍为-0.0255，且在1%统计水平下显著。因此，国外技术性贸易措施对中国货物出口总体上存在显著的负效应，且呈现出负效应当期、滞后一期和滞后二期逐年递减的规律。

(二)中国技术性贸易措施对本国出口影响的应对机制模型

1.理论模型构建、变量和数据说明

前文提到的部分文献也有关于TBT/SPS措施对技术创新影响的研究，通过将各类科技发展指标纳入实证分析，验证了对企业的倒逼机制是这些措施对出口的负效应逐年减弱的原因。然而，事实上存在不少中国政府有效应对国外技术性贸易措施、帮助企业免于出口受制的案例，比如中国海关帮助国内电子电气、医疗器械等行业企业综合运用WTO规则，成功促成其它国家推迟、修订或废止部分TBT/SPS措施。(7)吴德群：《深圳海关技贸助“深圳智造”扬帆出海》，光明网，https://m.gmw.cn/2020-12/27/content_1301977609.htm，2021年10月31日访问。可见，政府的应对机制对本国出口的影响也应当予以建模考量。

假设一个中国与世界其它国家和地区(ROW)的两国模型，从经验分析可以推断，两国均存在规模经济和不完全竞争，市场之间存在生产技术差异和需求偏好差异。在此假设和推断下，考察两国产业内贸易情况，选取2001年至2018年中国与ROW 96个行业(8)按《商品名称及编码协调制度的国际公约》(HS)类章划分行业，将HS编码前2位相同的商品归为一个行业，在97个类章中选取96个行业。考虑到数据可得性，未纳入98章“特殊交易品及未分类商品”。事实上，该章商品也不具备行业特征。的相关数据作为样本。经计算，中国96个行业的产业内贸易指数(G-L指数)约为0.48，虽低于发达国家0.60到0.70的水平，(9)韩玉军：《国际贸易学(第二版)》，中国人民大学出版社2017年版，第122页。但从中国产业内贸易的行业分布来看，有逾半数行业的G-L指数超过0.50，年均出口额合计占比近70%。(10)根据WTO相关数据计算得出。产业内贸易指数的计算公式：IITi=1-|Xi-Mi|∕|Xi+Mi|，Xi和Mi分别是i行业的出口和进口额。按96个行业分别计算2001年至2018年的G-L指数，再求得其算数平均值为0.4790。96个行业中，共有52个行业G-L指数超过0.50，合计年均进出口额占比分别为59.37%和69.26%。可见，构建基于两国产业内贸易的应对机制模型具有合理性。

前文已论证的拓展引力模型主要考量国外技术性贸易措施对中国货物出口的总体影响，而应对机制模型旨在考量中国政府出台的本国技术性贸易措施对本国各行业出口的影响，虽然两者研究的个体维度不同，但本质上都是两国模型。因此，应对机制模型可以在前文拓展引力模型的基础上进行调整：被解释变量为“中国某行业的出口额(Exportit)”，核心解释变量为“中国对某行业出台SPS措施件数(CNSPSit)”(这里仅以SPS措施为例)；其它解释变量相应地调整为“人民币对美元的汇率(ERUS1t)”“中国某行业进口关税税率(CNTariffit)”“中国某行业的进口额(Importit)”和“中国某行业受影响的SPS措施件数(SPSit)”等。

在引入双边经济规模和双边贸易壁垒(距离)等传统引力模型解释变量时，由于已设定中国和ROW两国模型，故分别引入两国国内生产总值的时序变量(Y1t和Y2t)作为经济规模变量，但距离变量很难用中国与ROW的地理距离表示。考虑到距离变量本质上是用来评估贸易发生的可能性大小，因为距离增加的运输成本相当于贸易的阻力，会减小双边贸易引力，而对各行业而言，其进出口额在总贸易额中的占比从一定程度上也反映出双边贸易的可能性大小即占比越大，贸易阻力越小。因此，可以用各行业进出口额分别占进出口贸易总额比例乘积的倒数定义距离变量为：

Dit=1/(ExportPercentit×ImportPercentit)

(5)

其中，ExportPercentit和ImportPercentit分别为i行业t年度出口额和进口额的占比。将距离变量代入传统引力模型为：

(6)

其中，A是引力模型的常数系数。对等式两边取自然对数得到：

lnTit=lnA+ln(Y1t×ExportPercentit)+ln(Y2t×ImportPercentit)

(7)

(7)式将距离变量以行业出口额与进口额占比的权重形式分别分配给中国和ROW的国内生产总值，从而生成了两个与行业和时序均相关的新的经济规模变量，即(分别用CNGDP1t、ROWGDP2t表示Y1t、Y2t)：

ExCNGDPit=CNGDP1t×ExportPercentit

ImROWGDPit=ROWGDP2t×ImportPercentit

实际上，当被解释变量从中国的国别出口额调整为行业出口额时，从维度对应角度考虑，两国模型中的经济规模变量也应作出相应调整，即调整为某行业的国内生产总值，然而各官方渠道均无按HS划分行业的GDP统计数据。而在将距离变量按(7)式进行权重分配时，其隐含的两个假设是：中国各行业对中国国内生产总值(CNGDP1t)的贡献度与其出口额的占比(ExportPercentit)相同，而ROW各行业对其GDP(ROWGDP2t)的贡献度也与其出口额的占比(ImportPercentit)相同。在这两个假设下，新的经济规模变量ExCNGDPit与ImROWGDPit被赋予了行业国内生产总值的经济意义。考虑到货物和服务贸易的净出口额是一国GDP的组成部分，该假设有一定的合理性。需要指出的是，对行业国内生产总值的第一个假设要比第二个假设更贴近现实、更合理，因为ROW是被简化的“模型国”，而实际上世界其它国家和地区国内生产总值的净出口额并不只来源于中国，因此将中国各行业进口额的占比作为考量ROW行业国内生产总值的权重系数可能会相对失真。但作为两国模型假设，将新的经济规模变量“中国某行业国内生产总值(ExCNGDPit)”和“ROW某行业国内生产总值(ImROWGDPit)”作为传统引力模型解释变量引入是合理的。具体模型设定如下：

lnExportit=β1lnCNSPSit+γ1lnExCNGDPit+γ2lnImROWGDPit+δ1lnERUS1t+δ2CNTariffit

+δ3lnSPSit+δ4lnImportit+ui+εit

(8)

其中，变量角标1表示中国，i表示行业，t表示年度；ui、εit均为不可观测项，其中，ui反映了各行业在中国与ROW之间发生产业内贸易的异质性，εit为与行业和时间均有关的误差扰动项。主要变量及数据说明、主要变量的描述性统计见表7和表8。

表7 主要变量名称、含义及数据来源

表8 主要变量的描述性统计

按(8)式对除“中国某行业进口关税税率(CNTariffit)”以外的变量均取自然对数后，再进行单位根检验。所有变量均至少通过一种同根检验(LLC和HT法)和一种异根检验(IPS、Fisher Type和Hadri LM法)。故判定该平衡面板数据平稳，可以进行回归分析。

2.估计方法、稳健性检验和回归结果

值得注意的是，传统引力模型解释变量之一的ROW行业国内生产总值(lnImROWGDPit)符号为负，和预期不符。正如前文所指出的那样，一个可能的原因是用各行业进出口额占比乘积的倒数来定义距离变量，并将进口额占比以权重形式分配给ROW的国内生产总值未必真实反映了ROW行业GDP贡献度。因此，在进行稳健性检验时，考虑用ROW国内生产总值(lnROWGDPit)替换行业国内生产总值(lnImROWGDPit)进行回归。按同样的估计步骤，稳健性检验的回归结果也采用表10第(3)列LSDV法个体固定效应模型聚类稳健标准误的回归结果。可以看到，替换解释变量后，ROW国内生产总值(lnROWGDPit)符号变正，符合引力模型预期，除了行业进口额(lnImportit)符号有变、显著性下降外，其余6个解释变量均在0.1%统计水平下显著，而模型重点关注的与SPS措施有关的两个解释变量(lnCNSPSit、lnSPSit)符号均维持不变，核心解释变量(lnCNSPit)参数估计值变大的同时，显著性也大为提升，因此可以认为该应对机制模型稳健。

表9 基准回归结果比较

表10 稳健性检验回归结果比较

将表9第(3)列的基准回归结果参数估计值代入应对机制模型(8)式后，可以得到具体回归方程如下：

(0.00787) (0.0285) (0.0399) (0.104)

-1.642CNTariffit+0.500lnImportit-0.0451lnSPSit

(9)

(0.376) (0.0317) (0.00882)

从(9)式可以看出，在其他条件不变的情况下，如果中国对某行业年新增1%的SPS措施件数，那么中国该行业年出口额将增长0.0178%。从表8可以看到，2001至2018年间中国96个行业出口额从1284.17万美元到7254.68亿美元不等，均值约为151亿美元，而中国对各行业年均新增(含实施)SPS措施约为0.47件，按均值推算，中国如年新增1件SPS措施，中国相应行业的年出口额或增加5.69亿美元。因此，中国政策层面及时制定出台本国的SPS措施对各行业出口的正效应在统计和经济上都很显著，证明其是国外技术性贸易措施对中国出口滞后负效应减弱的原因之一。

事实上，中国入世的20年间，WTO通报的96个行业SPS措施中，中国受影响的件数从2001年的465件上升至2020年的798件，年均增长4.76%，而通报的中国出台措施件数只相当于中国受影响件数的5.65%。鉴于应对机制模型的实证分析结果，积极研究出台本国的技术性贸易措施应当引起中国政府的足够重视。

四、结论和政策建议

(一)加快推进“同线同标同质”，引领中国国内产业升级

虽然国外技术性贸易措施对中国出口总体负效应显著，但其以保护生命健康安全等为目的要求出口产品质量的提升，是与中国追求高质量发展、推进国内和国际两个市场供给产品“同线同标同质”的目标相一致的。中国政府应从满足人民美好生活需要和服务国家战略出发，对影响国计民生的重点行业加快完善法律制度、提高产品质量标准、统一国内外认证体系，通过引领国内产业升级让人民分享出口产品质量提升的溢出效应。

(二)深化国际经贸标准合作，促进标准国际接轨互认

为掌握技术性贸易措施应对的主动权，中国政府应广泛参与各类国际的标准化组织的相关工作，深入了解国际标准制定的趋势与方向，快速全方位推动中国标准与国际标准接轨。通过加强双边、多边和区域性经贸合作达成标准跨国互认协议，将技术性贸易措施标准互认纳入贸易便利化框架，以及对已签订的贸易协定升级谈判等形式，提前扫除可能存在的技术性贸易壁垒。

(三)提升政府协同治理能力，合力指导出口企业应对

2018年4月，中国国务院机构改革后，海关总署和国家市场监督管理总局均有技术性贸易措施相关管理职责，主管部门的多渠道咨询在便利企业的同时，也会因多头管理让一些新兴小微企业无所适从。政府主管部门应进一步厘清事权，整合TBT/SPS措施的信息化平台，建立专家团队合作机制，明确市场监督管理局主内、海关主外的路径指引，共同引导中国企业在生产和出口两个环节应对技术性贸易措施。

(四)发挥行业企业主体作用，综合运用WTO规则维权

在生产环节，中国企业应主动关注TBT/SPS措施通报情况，及时咨询市场监督管理部门，提前开展技术标准比较研究；行业企业应积极推动主管部门制定和修订中国的TBT/SPS技术法规、标准及合格评定程序，充分发挥应对机制的正效应。在出口环节，企业应增强WTO规则维权意识，通过各地海关对受制的TBT/SPS措施提出评议需求，促成WTO通报评议阶段推迟实施或更改措施；充分利用TBT和SPS委员会每年各召开三次例会的机会，通过海关对不符合TBT/SPS协议原则的措施提出特别贸易关注，维护自身公平贸易权。