SPS措施與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的相關(guān)性分析

摘 要:以中國2002～2008年的數(shù)據(jù)為樣本，運用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗方法分析SPS措施與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額之間的關(guān)系。實證表明我國農(nóng)產(chǎn)品出口的增長是SPS措施增多的原因之一，但長期來看SPS措施對我國農(nóng)產(chǎn)品的出口有利。因此，既要采取積極措施妥善處理其帶來的負(fù)面影響，使產(chǎn)品可以盡量避免SPS措施的阻礙，也要看到其帶來的長遠(yuǎn)的正面效應(yīng)。

關(guān)鍵詞:SPS措施;協(xié)整檢驗;誤差修正模型

中圖分類號:F304.3 文獻標(biāo)識號:A 文章編號:1001-4942(2010)05-0113-03

1995年1月1日WTO機制正式啟動以來，SPS措施發(fā)展成為發(fā)達國家最常使用的貿(mào)易保護措施之一，也吸引眾多學(xué)者從不同角度、采用不同方法研究其對貿(mào)易的影響機制、影響的衡量及影響效應(yīng)等。國內(nèi)對SPS措施的研究大多集中在SPS措施的內(nèi)涵及特點，而對我國出口影響的實證研究起步較晚且較少，主要出現(xiàn)在SPS協(xié)議之后，尤其是加入WTO國內(nèi)企業(yè)參與國際產(chǎn)品競爭遇到障礙后。學(xué)者大多從經(jīng)濟理論層面分析SPS措施產(chǎn)生的效應(yīng)，認(rèn)為SPS措施給貿(mào)易帶來禁止效應(yīng)、限制效應(yīng)和扭轉(zhuǎn)效應(yīng)[1，2]。

SPS措施對出口貿(mào)易，尤其是對發(fā)展中國家出口貿(mào)易造成短期負(fù)面影響，已是絕大多數(shù)學(xué)者得出的一致結(jié)論，也是個不爭的事實，但SPS措施對出口的長期影響及其程度卻眾說紛紜。就中國而言，近些年產(chǎn)品出口額持續(xù)增長，出口產(chǎn)品競爭力逐漸提高，引起部分發(fā)達國家陸續(xù)出臺相應(yīng)的貿(mào)易保護措施，限制中國產(chǎn)品的進入。本文借助計量經(jīng)濟學(xué)的方法，在建立數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)上，通過實證探析SPS措施與我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易之間的深層次關(guān)系。

1 SPS措施及其通報情況

SPS措施即衛(wèi)生和動植物檢疫措施(Sanitary and phtosanitary，SPS)，指一國為保護消費者食品安全、動物和植物生命健康及環(huán)境安全而對上市商品設(shè)立的強制性法規(guī)、標(biāo)準(zhǔn)、檢驗和檢疫要求，這些標(biāo)準(zhǔn)要求可能對其它國家產(chǎn)品進入該國市場構(gòu)成限制和障礙[3]。

根據(jù)《SPS協(xié)議》的規(guī)定，在制定或修改對國際貿(mào)易具有重大影響的技術(shù)性貿(mào)易措施時，應(yīng)在WTO組織備案，并向其它成員國通報。WTO組織發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，SPS措施通報數(shù)每年呈增長趨勢，1995年的通報總量為198件，2008年猛增到1 266件，通報量排名前十位的多為美國、歐盟等WTO發(fā)達成員國。通報內(nèi)容集中在農(nóng)藥殘留限量規(guī)定。如2008年美國涉及農(nóng)殘問題的SPS通報數(shù)為166件，約占其總SPS通報數(shù)的63%。

近年來，伴隨我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的強勁發(fā)展，可能對我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)生影響的SPS通報越來越多，從1995年的27件增加到2008年的648件，SPS措施導(dǎo)致的損失越來越嚴(yán)重，遭拒絕的產(chǎn)品批次越來越多，遭損失的企業(yè)比例在上升。國家質(zhì)檢總局的調(diào)查結(jié)果顯示，SPS措施使我國農(nóng)產(chǎn)品出口損失相當(dāng)于當(dāng)年出口額的20%，價值高達幾十億元。對我國出口影響較大的國家和地區(qū)是歐盟、美國、日本、俄羅斯和拉美國家，影響我國農(nóng)產(chǎn)品、食品出口的SPS措施類型主要是食品中農(nóng)、獸藥殘留要求、食品添加劑要求、重金屬等有害物質(zhì)限量要求、細(xì)菌等衛(wèi)生指標(biāo)要求以及加工廠、倉庫注冊要求等。一系列苛刻的要求導(dǎo)致我國農(nóng)產(chǎn)品食品屢遭拒絕，2008年歐盟通報我國食品達536批次，比2007年增長了31.7%，日本扣留我國食品達327批次，韓國扣留我國食品達332批次，這充分表明SPS措施對我國優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生了重大影響。

2 實證研究

2.1 數(shù)據(jù)的選取及處理

本文以WTO成員國向WTO組織呈報的涉及農(nóng)產(chǎn)品的且有可能對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生影響的SPS通報數(shù)為解釋變量(可能對中國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)生影響指明確注明可能影響的國家為中國或包括中國在內(nèi)的國家，以及注明可能影響的國家為所有國家或貿(mào)易伙伴)，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為被解釋變量，選用農(nóng)產(chǎn)品出口額指標(biāo)衡量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。樣本數(shù)據(jù)選取季度數(shù)值，考慮農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的季節(jié)性，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)均經(jīng)季節(jié)調(diào)整后所得。農(nóng)產(chǎn)品季度貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)部發(fā)布的數(shù)據(jù)，而SPS通報數(shù)來源于WTO機構(gòu)的相關(guān)網(wǎng)站(www.wto.org.)，農(nóng)產(chǎn)品的分類標(biāo)準(zhǔn)均采用HS編碼。在進行計量分析時為了消除時間序列中的異方差，我們分別對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化變換，冠以字母LN 表示經(jīng)對數(shù)變換后得到的新數(shù)據(jù);在差分分析中，一階差分表示為DLNY，同理，對LNX進行差分處理記為DLNX。

2.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

為了防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，在進行變量協(xié)整分析之前須判斷變量序列的平穩(wěn)性。我們采用ADF模型(Augmented Dicky-Fuller)對序列進行單位根檢驗以判斷其平穩(wěn)性。模型采用Mackinnon臨界值，最優(yōu)滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定。檢驗結(jié)果如表1所示。

兩個時間序列的檢驗統(tǒng)計值均大于臨界值，是非平穩(wěn)序列;LNX的一階差分序列在1%的顯著性水平下大于臨界值，為非平穩(wěn)時間序列;而兩個序列的二階差分在任何顯著性水平下均小于臨界值。所以LNY 和LNX 都是一階單整Ⅰ(2) 序列，都通過單位根檢驗，可以進一步檢驗它們之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

2.3 協(xié)整檢驗

本文采用EG 檢驗法來進行協(xié)整檢驗。運用Eviews 軟件進行OLS 回歸并計算非均衡誤差，得到協(xié)整回歸或靜態(tài)回歸[4]，然后對該式計算的殘差序列進行ADF檢驗，結(jié)果如表2所示。得到的ADF統(tǒng)計量為-2.599722，檢驗形式為(N，N，4)， 顯著性水平5%的臨界值為-1.958088，可見，在5%顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量小于臨界值，則殘差序列不存在單位根，即是平穩(wěn)的。由檢驗結(jié)果可以得出，LNY和LNX之間是協(xié)整的，也就是說兩者之間存在長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.4 因果關(guān)系分析

由以上的實證分析可得出，SPS措施與農(nóng)產(chǎn)品出口額存在長期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，即究竟是我國農(nóng)產(chǎn)品出口額的持續(xù)增加導(dǎo)致國外SPS措施的增加，還是SPS措施的陸續(xù)發(fā)布影響我國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易尚不明確，因此，需要對兩者進行Granger因果關(guān)系檢驗。

取4階滯后長度，Eviews軟件得出的檢驗結(jié)果如表3。由相伴概率可知，在5%顯著性水平下，拒絕“LNY不是LNX的格蘭杰原因”假設(shè)，而不拒絕“LNX不是LNY的格蘭杰原因”的假設(shè)。因此，從4階滯后的情況看，農(nóng)產(chǎn)品出口額的增長是SPS措施通報增加的原因，但SPS措施的制定不是農(nóng)產(chǎn)品出口額增加的原因。

2.5 誤差修正模型

由以上的協(xié)整關(guān)系檢驗可知LNY與LNX之間存在長期均衡關(guān)系，但由于現(xiàn)實經(jīng)濟生活中變量之間很少處于均衡點上，我們實際觀測到的只是變量之間短期的或非均衡的關(guān)系，誤差修正模型(ECM model)的構(gòu)建正好可以解釋長期均衡與短期非均衡兩者之間的關(guān)系。構(gòu)建的過程采用Engle-Granger兩步法，變量差分的滯后項長度由協(xié)整檢驗的殘差序列(記做ET)是否存在自相關(guān)來判斷。構(gòu)建的ECM模型如下: DLNY=0.496DLNX+0.540DLNX-1+0.053DLNX-2+1.127ET

(22.12) (20.01)(3.41)(74.206)

R2=0.9763 DW=1.37

從誤差修正模型看出，LNY關(guān)于LNX的短期彈性為0.496，表明SPS措施的通報會引起農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生小幅的波動，波動的比值幅度約為0.5。

3 結(jié)論

采用計量經(jīng)濟模型研究我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與SPS措施的關(guān)系，豐富了傳統(tǒng)的只從經(jīng)濟理論層面的研究。通過以上分析，我們可以看出SPS措施對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。

3.1 從長期來看，SPS措施的制定對我國產(chǎn)品的影響是積極的，可以促進出口企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量，提升出口競爭力，從而產(chǎn)品出口額增加。因此，SPS措施對我國農(nóng)產(chǎn)品的出口長期有利。

3.2 在因果關(guān)系檢驗中，SPS措施的制定不是我國農(nóng)產(chǎn)品出口增加的原因，但我國農(nóng)產(chǎn)品出口的增長是SPS措施發(fā)布逐漸增多的原因，這進一步論證了貿(mào)易保護理論在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易方面的適用性。

總的說來，我們在產(chǎn)品出口遭遇其它國家各種各樣隱蔽的貿(mào)易保護手段時，既要積極面對其帶來的負(fù)面影響，采取積極措施妥善處理，使產(chǎn)品可以盡量避免SPS措施的阻礙，也要看到其帶來的長遠(yuǎn)的正面效應(yīng)，促進我國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易發(fā)展，開拓更大的貿(mào)易市場。

參 考 文 獻:

[1] 沈忠泉，曹海濤.SPS協(xié)議對我國食品貿(mào)易的影響及對策[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2002，2:56-59.

[2] 董銀果.SPS對我國禽肉出口影響的經(jīng)濟學(xué)分析[J].國際商務(wù)-對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2007，5:87-91.

[3] 劉璐洋.SPS措施對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響的研究[J].山東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009，8:121-124.

[4] 李子奈，潘文卿.計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京:高等教育出版社，2005.