技術(shù)性貿(mào)易壁壘的發(fā)展趨勢(shì)和影響因素

　　關(guān)稅作為國(guó)際貿(mào)易的政策工具和貿(mào)易保護(hù)的重要手段，曾在國(guó)際貿(mào)易史上占據(jù)重要地位。然而隨著關(guān)貿(mào)總協(xié)定多邊貿(mào)易談判的進(jìn)行，關(guān)稅得到大幅度削減。多數(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家的制成品關(guān)稅從1947年的40%，降低到20世紀(jì)70年代初的6%~8%左右。東京回合更是使關(guān)稅進(jìn)一步降低，歐盟平均為6%，日本為5.4%，美國(guó)為4.9%。關(guān)稅已經(jīng)不能成為貿(mào)易保護(hù)的有效壁壘。

　　技術(shù)性貿(mào)易壁壘內(nèi)涵

　　技術(shù)性貿(mào)易壁壘(Technical Barriers to Trade，簡(jiǎn)稱TBT)是非關(guān)稅壁壘的一種，在關(guān)稅不斷削減、關(guān)稅壁壘的作用越來(lái)越小的背景下，其發(fā)揮的作用越來(lái)越大。很多國(guó)家利用TBT達(dá)到減少進(jìn)口，保護(hù)本國(guó)生產(chǎn)商利益的目的。

　　據(jù)統(tǒng)計(jì)，在20世紀(jì)70年代里，技術(shù)性貿(mào)易壁壘占非關(guān)稅壁壘的比例約為10%~30%。而進(jìn)入20世紀(jì)90年代后，技術(shù)性貿(mào)易壁壘的比重有了大幅度地提高，已經(jīng)達(dá)到了80%。技術(shù)性貿(mào)易壁壘對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響也越來(lái)越大，1999年受技術(shù)性貿(mào)易壁壘影響的商品出口額已經(jīng)占到世界商品出口貿(mào)易總額的25%，受其影響而減少的商品出口額占全世界出口總額的3.7%~6.25%。

　　我國(guó)加入世界貿(mào)易組織之后，進(jìn)出口貿(mào)易量年年遞增，在獲得巨大出超的同時(shí)，也遭受著不可忽視的損失。根據(jù)商務(wù)部的調(diào)查，2002年，我國(guó)71%的出口企業(yè)遭受技術(shù)性貿(mào)易壁壘，39%的出口產(chǎn)品受到影響，造成損失170多億美元，占當(dāng)年出口總額的5.2%。其中首當(dāng)其沖的是農(nóng)畜業(yè)，損失約90億美元，其次是輕工業(yè)和機(jī)電業(yè)，受損額分別是40億和20億美元，此外紡織、醫(yī)療、化工產(chǎn)業(yè)也受到影響。因此應(yīng)加強(qiáng)對(duì)技術(shù)性貿(mào)易壁壘的研究，以便采取積極的措施應(yīng)對(duì)技術(shù)性貿(mào)易壁壘。

　　技術(shù)性貿(mào)易壁壘的發(fā)展趨勢(shì)

　　(一)TBT和SPS通報(bào)數(shù)逐年增加且增長(zhǎng)迅速

　　一般認(rèn)為，技術(shù)性貿(mào)易壁壘有狹義和廣義之分。狹義的技術(shù)性貿(mào)易壁壘指WTO《技術(shù)性貿(mào)易壁壘協(xié)議》規(guī)定的技術(shù)法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)和合格評(píng)定程序；廣義的技術(shù)性貿(mào)易壁壘還包括動(dòng)植物及其產(chǎn)品的檢驗(yàn)和檢疫措施(SPS)、包裝標(biāo)簽要求、綠色壁壘等。從1995年到2005年，TBT通報(bào)總量增長(zhǎng)了122%，SPS通報(bào)總量增長(zhǎng)333%，2005年底TBT和SPS通報(bào)總數(shù)達(dá)到1721件。其中發(fā)展中國(guó)家通報(bào)數(shù)增長(zhǎng)迅速，1999年發(fā)展中國(guó)家的通報(bào)數(shù)就超過(guò)了發(fā)達(dá)國(guó)家。雖然發(fā)展中國(guó)家的SPS通報(bào)數(shù)少于發(fā)達(dá)國(guó)家，但是增長(zhǎng)比較快。

　　(二)技術(shù)性貿(mào)易壁壘呈現(xiàn)出擴(kuò)散效應(yīng)

　　擴(kuò)散效應(yīng)可分為地區(qū)之間的擴(kuò)散和產(chǎn)品行業(yè)之間的擴(kuò)散。地區(qū)之間的`擴(kuò)散表現(xiàn)為指實(shí)施技術(shù)性貿(mào)易壁壘的國(guó)家越來(lái)越多，某一國(guó)宣布對(duì)某種產(chǎn)品實(shí)施禁令之后其他國(guó)家紛紛效仿。2006年我國(guó)產(chǎn)花生被歐盟通報(bào)，原因是黃曲霉素超標(biāo)，之后日本也以黃曲霉素超標(biāo)為由扣留我國(guó)產(chǎn)花生。產(chǎn)品行業(yè)之間的擴(kuò)散表現(xiàn)為，技術(shù)性貿(mào)易壁壘從一種產(chǎn)品擴(kuò)散到相關(guān)產(chǎn)品甚至擴(kuò)散到其他行業(yè)。歐盟的生態(tài)紡織品服裝指令原只有幾種紡織品和服裝，現(xiàn)在擴(kuò)大到腈綸、棉和天然纖維素，幾乎囊括了所有紡織品和服裝。

　　(三)技術(shù)性貿(mào)易壁壘逐漸發(fā)展成完善的體系

　　技術(shù)性貿(mào)易壁壘涉及范圍從初級(jí)產(chǎn)品、中間產(chǎn)品到工業(yè)制成品，同時(shí)也覆蓋產(chǎn)品的加工生產(chǎn)、包裝運(yùn)輸、銷售和消費(fèi)的整個(gè)生命周期，還擴(kuò)展到金融、服務(wù)貿(mào)易、知識(shí)產(chǎn)權(quán)和環(huán)境保護(hù)等領(lǐng)域在每個(gè)領(lǐng)域都有國(guó)際的、國(guó)家的和地區(qū)的法令、規(guī)定、要求、指南、準(zhǔn)則和程序，一起構(gòu)成了完整的技術(shù)性貿(mào)易壁壘體系。

　　基于線性回歸模型分析影響技術(shù)性貿(mào)易壁壘的因素

　　改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、快速發(fā)展，人民生活水平提高。2000年“九五”計(jì)劃完成后，在全國(guó)人口比1980年增加了3億左右的情況下，實(shí)現(xiàn)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比1980年翻兩番，基本消除貧困現(xiàn)象，人民的生活達(dá)到小康水平。1995到2004年間，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從58478.1億元增長(zhǎng)到136875.9億元，國(guó)家財(cái)政收入從6242.2億元增長(zhǎng)到26396.47億元。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)都有明顯下降。人民幣對(duì)美元匯率穩(wěn)中有降，進(jìn)出口貿(mào)易總額大幅增長(zhǎng)，從2808.6億美元增長(zhǎng)到11545.5億美元，貨幣供應(yīng)量從60750.5億元增長(zhǎng)到253207.7億元。這表明，我國(guó)在1995年到2004年間經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定，國(guó)力逐步增強(qiáng)。

　　本文利用線性回歸模型分析我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)TBT、SPS通報(bào)總數(shù)的影響。將1995年到2004年歷年的TBT、SPS通報(bào)總數(shù)作為因變量y，將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)家財(cái)政收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)、人民幣對(duì)美元匯價(jià)、進(jìn)出口貿(mào)易總額和貨幣供應(yīng)量這7項(xiàng)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分別作為自變量x，用Eviews軟件求解回歸系數(shù)，得到的結(jié)果在表1第一列。

　　(一)負(fù)相關(guān)因素

　　從表1可以看出TBT、SPS通報(bào)總數(shù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)家財(cái)政收入、進(jìn)出口貿(mào)易總額和貨幣供應(yīng)量呈正相關(guān)，與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)、人民幣兌美元年平均匯價(jià)呈負(fù)相關(guān)。技術(shù)性貿(mào)易壁壘的目的是限制進(jìn)口，因此技術(shù)性貿(mào)易壁壘通報(bào)數(shù)與出口量有密切關(guān)系，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)家財(cái)政收入、進(jìn)出口貿(mào)易額伴隨著出口量增大而增長(zhǎng)，因此它們和通報(bào)數(shù)呈正相關(guān)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)的降低有利于商品出口，因此它們與通報(bào)數(shù)呈負(fù)相關(guān)，人民幣兌美元年平均匯率升高，會(huì)使用外幣表示的國(guó)內(nèi)商品價(jià)格上升，不利于商品出口，因此它也與通報(bào)數(shù)呈負(fù)相關(guān)。

　　(二)正相關(guān)因素

　　在呈正相關(guān)的因素中，進(jìn)出口貿(mào)易總額的回歸系數(shù)最大，表明它的變化對(duì)TBT、SPS通報(bào)總數(shù)的影響最明顯，即我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額每增加1億美元，TBT、SPS的通報(bào)數(shù)約增加0.102155。負(fù)相關(guān)的因素中，人民幣兌美元年平均匯價(jià)的回歸系數(shù)的絕對(duì)值最大，這說(shuō)明人民幣兌美元匯率每下降1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)帶來(lái)通報(bào)總數(shù)增長(zhǎng)113.3212。

　　下面還需要考察每個(gè)因素的回歸系數(shù)是否有可能等于零，如果有可能等于零，說(shuō)明該因素和TBT、SPS通報(bào)總數(shù)沒(méi)有顯著的線性關(guān)系。在本模型中，樣本個(gè)數(shù)是10，回歸方程的自變量為1個(gè)，常數(shù)項(xiàng)為1個(gè)，因此自由度為10-1-1=8。查具有k個(gè)自由度的t分布的c值表，當(dāng)自由度為8，概率為95%時(shí)，c=2.31。表1第二列是由Eviews軟件計(jì)算出的，各因素的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。除商品零售價(jià)格指數(shù)之外，其他因素的回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值的絕對(duì)值都大于2.31，因此可以認(rèn)為在95%的置信水平下，這些因素的回歸系數(shù)不等于零，即這些因素與TBT和SPS通報(bào)總數(shù)有顯著的線性關(guān)系。表1第三列中的概率Prob顯示了在t分布中取得前一列的t統(tǒng)計(jì)量的概率。通常如果概率小于0.05即可認(rèn)為對(duì)應(yīng)回歸系數(shù)顯著不為零，即線性關(guān)系顯著。

　　(三)可決系數(shù)R2

　　接下來(lái)考察可決系數(shù)R2。R2是由自變量的線性回歸等式解釋因變量的觀測(cè)值在總變化中的比例。R2是位于0到1之間的數(shù)，一般R2的數(shù)值越接近1，回歸模型擬合得越好。表1第四列是通過(guò)Eviews軟件計(jì)算出的TBT、SPS通報(bào)總數(shù)與我國(guó)7項(xiàng)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的可決系數(shù)R2�？梢钥吹匠�了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)之外，其余5項(xiàng)指標(biāo)的可決系數(shù)R2都較高，其中R2最高的是貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，分別達(dá)到了0.8848和0.8758。但是R2高并不一定表明兩個(gè)變量之間有較強(qiáng)的因果關(guān)系。

　　因素之間的樣本相關(guān)系數(shù)及多元線性回歸模型的討論

　　在有多個(gè)自變量的多元線性回歸中，任何兩個(gè)自變量之間不能有較高的相關(guān)性，因?yàn)檫@樣會(huì)造成多重共線，導(dǎo)致其中一個(gè)或多個(gè)自變量回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值不能通過(guò)檢驗(yàn)。多重共線問(wèn)題通�？梢杂上�除一個(gè)或多個(gè)自變量來(lái)解決。

　　用Eviews軟件計(jì)算7項(xiàng)指標(biāo)之間的兩兩樣本相關(guān)系數(shù)，結(jié)果國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)家財(cái)政收入、進(jìn)出口貿(mào)易總額、貨幣供應(yīng)量這4項(xiàng)指標(biāo)之間的兩兩樣本相關(guān)系數(shù)很高，達(dá)到96%。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)這2項(xiàng)指標(biāo)的樣本相關(guān)系數(shù)更高，達(dá)到99%。人民幣兌美元的年平均匯價(jià)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到94%。在目前考慮的7項(xiàng)指標(biāo)中，上述樣本相關(guān)系數(shù)較高的幾個(gè)指標(biāo)不能同時(shí)列入一個(gè)多元線性回歸模型中。

　　另外，在線性回歸分析中有自變量個(gè)數(shù)k和觀測(cè)數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)n的一般規(guī)則，即n>5 (k+2)。本模型由于觀測(cè)數(shù)據(jù)只有10組，因此自變量個(gè)數(shù)不宜超過(guò)1個(gè)，不宜建立多元回歸模型。

　　結(jié)論

　　本文通過(guò)線性回歸模型定量描述我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)和TBT、SPS通報(bào)總數(shù)之間的關(guān)系。TBT、SPS通報(bào)總數(shù)與各因素分別建立一元線性回歸模型后，除商品零售價(jià)格指數(shù)的回歸系數(shù)之外，其他因素的回歸系數(shù)都通過(guò)了t檢驗(yàn)，即自變量的回歸系數(shù)在95%的置信水平下不等于零，線性關(guān)系顯著。

　　TBT、SPS通報(bào)總數(shù)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，國(guó)家財(cái)政收入，人民幣兌美元年平均匯價(jià)，進(jìn)出口貿(mào)易總額，貨幣供應(yīng)量等這些因素有較高的可決系數(shù)R2，其中和貨幣供應(yīng)量的可決系數(shù)最高，說(shuō)明模型和觀測(cè)數(shù)據(jù)擬合的最好；與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)的可決系數(shù)不高，說(shuō)明兩者線性關(guān)系不明顯。由于各因素間的樣本相關(guān)系數(shù)較高和觀測(cè)數(shù)據(jù)有限，不適合建立多元線性回歸模型。

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