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技術(shù)性貿易壁壘的發(fā)展趨勢和影響因素
關(guān)稅作為國際貿易的政策工具和貿易保護的重要手段，曾在國際貿易史上占據重要地位。然而隨著(zhù)關(guān)貿總協(xié)定多邊貿易談判的進(jìn)行，關(guān)稅得到大幅度削減。多數發(fā)達國家的制成品關(guān)稅從1947年的40%，降低到20世紀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%，美國為4.9%。關(guān)稅已經(jīng)不能成為貿易保護的有效壁壘。
技術(shù)性貿易壁壘內涵
技術(shù)性貿易壁壘(Technical Barriers to Trade，簡(jiǎn)稱(chēng)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。很多國家利用TBT達到減少進(jìn)口，保護本國生產(chǎn)商利益的目的。
據統計，在20世紀70年代里，技術(shù)性貿易壁壘占非關(guān)稅壁壘的比例約為10%~30%。而進(jìn)入20世紀90年代后，技術(shù)性貿易壁壘的比重有了大幅度地提高，已經(jīng)達到了80%。技術(shù)性貿易壁壘對國際貿易的影響也越來(lái)越大，1999年受技術(shù)性貿易壁壘影響的商品出口額已經(jīng)占到世界商品出口貿易總額的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%。
我國加入世界貿易組織之后，進(jìn)出口貿易量年年遞增，在獲得巨大出超的同時(shí)，也遭受著(zhù)不可忽視的損失。根據商務(wù)部的調查，2002年，我國71%的出口企業(yè)遭受技術(shù)性貿易壁壘，39%的出口產(chǎn)品受到影響，造成損失170多億美元，占當年出口總額的5.2%。其中首當其沖的是農畜業(yè)，損失約90億美元，其次是輕工業(yè)和機電業(yè)，受損額分別是40億和20億美元，此外紡織、醫療、化工產(chǎn)業(yè)也受到影響。因此應加強對技術(shù)性貿易壁壘的研究，以便采取積極的措施應對技術(shù)性貿易壁壘。
技術(shù)性貿易壁壘的發(fā)展趨勢
(一)TBT和SPS通報數逐年增加且增長(cháng)迅速
一般認為，技術(shù)性貿易壁壘有狹義和廣義之分。狹義的技術(shù)性貿易壁壘指WTO《技術(shù)性貿易壁壘協(xié)議》規定的技術(shù)法規、標準和合格評定程序；廣義的技術(shù)性貿易壁壘還包括動(dòng)植物及其產(chǎn)品的檢驗和檢疫措施(SPS)、包裝標簽要求、綠色壁壘等。從1995年到2005年，TBT通報總量增長(cháng)了122%，SPS通報總量增長(cháng)333%，2005年底TBT和SPS通報總數達到1721件。其中發(fā)展中國家通報數增長(cháng)迅速，1999年發(fā)展中國家的通報數就超過(guò)了發(fā)達國家。雖然發(fā)展中國家的SPS通報數少于發(fā)達國家，但是增長(cháng)比較快。
(二)技術(shù)性貿易壁壘呈現出擴散效應
擴散效應可分為地區之間的擴散和產(chǎn)品行業(yè)之間的擴散。地區之間的擴散表現為指實(shí)施技術(shù)性貿易壁壘的國家越來(lái)越多，某一國宣布對某種產(chǎn)品實(shí)施禁令之后其他國家紛紛效仿。2006年我國產(chǎn)花生被歐盟通報，原因是黃曲霉素超標，之后日本也以黃曲霉素超標為由扣留我國產(chǎn)花生。產(chǎn)品行業(yè)之間的擴散表現為，技術(shù)性貿易壁壘從一種產(chǎn)品擴散到相關(guān)產(chǎn)品甚至擴散到其他行業(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，現在擴大到腈綸、棉和天然纖維素，幾乎囊括了所有紡織品和服裝。
(三)技術(shù)性貿易壁壘逐漸發(fā)展成完善的體系
技術(shù)性貿易壁壘涉及范圍從初級產(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)、包裝運輸、銷(xiāo)售和消費的整個(gè)生命周期，還擴展到金融、服務(wù)貿易、知識產(chǎn)權和環(huán)境保護等領(lǐng)域在每個(gè)領(lǐng)域都有國際的、國家的和地區的法令、規定、要求、指南、準則和程序，一起構成了完整的技術(shù)性貿易壁壘體系。
基于線(xiàn)性回歸模型分析影響技術(shù)性貿易壁壘的因素
改革開(kāi)放以來(lái)，我國經(jīng)濟持續、穩定、快速發(fā)展，人民生活水平提高。2000年“九五”計劃完成后，在全國人口比1980年增加了3億左右的情況下，實(shí)現人均國內生產(chǎn)總值比1980年翻兩番，基本消除貧困現象，人民的生活達到小康水平。1995到2004年間，我國國內生產(chǎn)總值從58478.1億元增長(cháng)到136875.9億元，國家財政收入從6242.2億元增長(cháng)到26396.47億元。居民消費價(jià)格指數和商品零售價(jià)格指數都有明顯下降。人民幣對美元匯率穩中有降，進(jìn)出口貿易總額大幅增長(cháng)，從2808.6億美元增長(cháng)到11545.5億美元，貨幣供應量從60750.5億元增長(cháng)到253207.7億元。這表明，我國在1995年到2004年間經(jīng)濟發(fā)展穩定，國力逐步增強。
本文利用線(xiàn)性回歸模型分析我國宏觀(guān)經(jīng)濟指標對TBT、SPS通報總數的影響。將1995年到2004年歷年的TBT、SPS通報總數作為因變量y，將國內生產(chǎn)總值、國家財政收入、居民消費價(jià)格指數、商品零售價(jià)格指數、人民幣對美元匯價(jià)、進(jìn)出口貿易總額和貨幣供應量這7項我國宏觀(guān)經(jīng)濟指標分別作為自變量x，用Eviews軟件求解回歸系數，得到的結果在表1第一列。
(一)負相關(guān)因素
從表1可以看出TBT、SPS通報總數與國內生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿易總額和貨幣供應量呈正相關(guān)，與居民消費價(jià)格指數、商品零售價(jià)格指數、人民幣兌美元年平均匯價(jià)呈負相關(guān)。技術(shù)性貿易壁壘的目的是限制進(jìn)口，因此技術(shù)性貿易壁壘通報數與出口量有密切關(guān)系，國內生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿易額伴隨著(zhù)出口量增大而增長(cháng)，因此它們和通報數呈正相關(guān)。居民消費價(jià)格指數、商品零售價(jià)格指數的降低有利于商品出口，因此它們與通報數呈負相關(guān)，人民幣兌美元年平均匯率升高，會(huì )使用外幣表示的國內商品價(jià)格上升，不利于商品出口，因此它也與通報數呈負相關(guān)。
(二)正相關(guān)因素
在呈正相關(guān)的因素中，進(jìn)出口貿易總額的回歸系數最大，表明它的變化對TBT、SPS通報總數的影響最明顯，即我國進(jìn)出口貿易總額每增加1億美元，TBT、SPS的通報數約增加0.102155。負相關(guān)的因素中，人民幣兌美元年平均匯價(jià)的回歸系數的絕對值最大，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)通報總數增長(cháng)113.3212。
下面還需要考察每個(gè)因素的回歸系數是否有可能等于零，如果有可能等于零，說(shuō)明該因素和TBT、SPS通報總數沒(méi)有顯著(zhù)的線(xiàn)性關(guān)系。在本模型中，樣本個(gè)數是10，回歸方程的自變量為1個(gè)，常數項為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軟件計算出的，各因素的回歸系數的t統計值。除商品零售價(jià)格指數之外，其他因素的回歸系數的t統計值的絕對值都大于2.31，因此可以認為在95%的置信水平下，這些因素的回歸系數不等于零，即這些因素與TBT和SPS通報總數有顯著(zhù)的線(xiàn)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統計量的概率。通常如果概率小于0.05即可認為對應回歸系數顯著(zhù)不為零，即線(xiàn)性關(guān)系顯著(zhù)。
(三)可決系數R2
接下來(lái)考察可決系數R2。R2是由自變量的線(xiàn)性回歸等式解釋因變量的觀(guān)測值在總變化中的比例。R2是位于0到1之間的數，一般R2的數值越接近1，回歸模型擬合得越好。表1第四列是通過(guò)Eviews軟件計算出的TBT、SPS通報總數與我國7項宏觀(guān)經(jīng)濟指標的可決系數R2�？梢钥吹匠司用裣M價(jià)格指數和商品零售價(jià)格指數之外，其余5項指標的可決系數R2都較高，其中R2最高的是貨幣供應量和國內生產(chǎn)總值，分別達到了0.8848和0.8758。但是R2高并不一定表明兩個(gè)變量之間有較強的因果關(guān)系。
因素之間的樣本相關(guān)系數及多元線(xiàn)性回歸模型的討論
在有多個(gè)自變量的多元線(xiàn)性回歸中，任何兩個(gè)自變量之間不能有較高的相關(guān)性，因為這樣會(huì )造成多重共線(xiàn)，導致其中一個(gè)或多個(gè)自變量回歸系數的t統計值不能通過(guò)檢驗。多重共線(xiàn)問(wèn)題通�？梢杂上粋�(gè)或多個(gè)自變量來(lái)解決。
用Eviews軟件計算7項指標之間的兩兩樣本相關(guān)系數，結果國內生產(chǎn)總值、國家財政收入、進(jìn)出口貿易總額、貨幣供應量這4項指標之間的兩兩樣本相關(guān)系數很高，達到96%。居民消費價(jià)格指數和商品零售價(jià)格指數這2項指標的樣本相關(guān)系數更高，達到99%。人民幣兌美元的年平均匯價(jià)和居民消費價(jià)格指數之間的相關(guān)系數也達到94%。在目前考慮的7項指標中，上述樣本相關(guān)系數較高的幾個(gè)指標不能同時(shí)列入一個(gè)多元線(xiàn)性回歸模型中。
另外，在線(xiàn)性回歸分析中有自變量個(gè)數k和觀(guān)測數據個(gè)數n的一般規則，即n>5 (k+2)。本模型由于觀(guān)測數據只有10組，因此自變量個(gè)數不宜超過(guò)1個(gè)，不宜建立多元回歸模型。
結論
本文通過(guò)線(xiàn)性回歸模型定量描述我國宏觀(guān)經(jīng)濟發(fā)展指標和TBT、SPS通報總數之間的關(guān)系。TBT、SPS通報總數與各因素分別建立一元線(xiàn)性回歸模型后，除商品零售價(jià)格指數的回歸系數之外，其他因素的回歸系數都通過(guò)了t檢驗，即自變量的回歸系數在95%的置信水平下不等于零，線(xiàn)性關(guān)系顯著(zhù)。
TBT、SPS通報總數與國內生產(chǎn)總值，國家財政收入，人民幣兌美元年平均匯價(jià)，進(jìn)出口貿易總額，貨幣供應量等這些因素有較高的可決系數R2，其中和貨幣供應量的可決系數最高，說(shuō)明模型和觀(guān)測數據擬合的最好；與居民消費價(jià)格指數和商品零售價(jià)格指數的可決系數不高，說(shuō)明兩者線(xiàn)性關(guān)系不明顯。由于各因素間的樣本相關(guān)系數較高和觀(guān)測數據有限，不適合建立多元線(xiàn)性回歸模型。
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