SPS措施與中國農產品貿易的相關性分析

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

關鍵詞:SPS措施;協整檢驗;誤差修正模型

中圖分類號:F304.3 文獻標識號: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措施發展成為發達國家最常使用的貿易保護措施之一，也吸引眾多學者從不同角度、采用不同方法研究其對貿易的影響機制、影響的衡量及影響效應等。國內對SPS措施的研究大多集中在SPS措施的內涵及特點，而對我國出口影響的實證研究起步較晚且較少，主要出現在SPS協議之后，尤其是加入WTO國內企業參與國際產品競爭遇到障礙后。學者大多從經濟理論層面分析SPS措施產生的效應，認為SPS措施給貿易帶來禁止效應、限制效應和扭轉效應[1，2]。

SPS措施對出口貿易，尤其是對發展中國家出口貿易造成短期負面影響，已是絕大多數學者得出的一致結論，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，近些年產品出口額持續增長，出口產品競爭力逐漸提高，引起部分發達國家陸續出臺相應的貿易保護措施，限制中國產品的進入。本文借助計量經濟學的方法，在建立數學模型的基礎上，通過實證探析SPS措施與我國農產品出口貿易之間的深層次關系。

1 SPS措施及其通報情況

SPS措施即衛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境安全而對上市商品設立的強制性法規、標準、檢驗和檢疫要求，這些標準要求可能對其它國家產品進入該國市場構成限制和障礙[3]。

根據《SPS協議》的規定，在制定或修改對國際貿易具有重大影響的技術性貿易措施時，應在WTO組織備案，并向其它成員國通報。WTO組織發布的數據顯示，SPS措施通報數每年呈增長趨勢，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發達成員國。通報內容集中在農藥殘留限量規定。如2008年美國涉及農殘問題的SPS通報數為166件，約占其總SPS通報數的63%。

近年來，伴隨我國農產品出口貿易的強勁發展，可能對我國農產品產生影響的SPS通報越來越多，從1995年的27件增加到2008年的648件，SPS措施導致的損失越來越嚴重，遭拒絕的產品批次越來越多，遭損失的企業比例在上升。國家質檢總局的調查結果顯示，SPS措施使我國農產品出口損失相當于當年出口額的20%，價值高達幾十億元。對我國出口影響較大的國家和地區是歐盟、美國、日本、俄羅斯和拉美國家，影響我國農產品、食品出口的SPS措施類型主要是食品中農、獸藥殘留要求、食品添加劑要求、重金屬等有害物質限量要求、細菌等衛生指標要求以及加工廠、倉庫注冊要求等。一系列苛刻的要求導致我國農產品食品屢遭拒絕，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措施對我國優勢農產品出口產生了重大影響。

2 實證研究

2.1 數據的選取及處理

本文以WTO成員國向WTO組織呈報的涉及農產品的且有可能對中國農產品貿易產生影響的SPS通報數為解釋變量(可能對中國農產品產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的國家，以及注明可能影響的國家為所有國家或貿易伙伴)，農產品貿易為被解釋變量，選用農產品出口額指標衡量農產品貿易。樣本數據選取季度數值，考慮農產品生產的季節性，農產品貿易數據均經季節調整后所得。農產品季度貿易數據來源于中國農業部發布的數據，而SPS通報數來源于WTO機構的相關網站(www.wto.org.)，農產品的分類標準均采用HS編碼。在進行計量分析時為了消除時間序列中的異方差，我們分別對數據進行對數化變換，冠以字母LN 表示經對數變換后得到的新數據;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 變量的平穩性檢驗

為了防止偽回歸現象的出現，在進行變量協整分析之前須判斷變量序列的平穩性。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性。模型采用Mackinnon臨界值，最優滯后階數由SIC準則確定。檢驗結果如表1所示。

兩個時間序列的檢驗統計值均大于臨界值，是非平穩序列;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整關系。

2.3 協整檢驗

本文采用EG 檢驗法來進行協整檢驗。運用Eviews 軟件進行OLS 回歸并計算非均衡誤差，得到協整回歸或靜態回歸[4]，然后對該式計算的殘差序列進行ADF檢驗，結果如表2所示。得到的ADF統計量為-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統計量小于臨界值，則殘差序列不存在單位根，即是平穩的。由檢驗結果可以得出，LNY和LNX之間是協整的，也就是說兩者之間存在長期的穩定的均衡關系。

2.4 因果關系分析

由以上的實證分析可得出，SPS措施與農產品出口額存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，即究竟是我國農產品出口額的持續增加導致國外SPS措施的增加，還是SPS措施的陸續發布影響我國農產品的出口貿易尚不明確，因此，需要對兩者進行Granger因果關系檢驗。

取4階滯后長度，Eviews軟件得出的檢驗結果如表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，而不拒絕“LNX不是LNY的格蘭杰原因”的假設。因此，從4階滯后的情況看，農產品出口額的增長是SPS措施通報增加的原因，但SPS措施的制定不是農產品出口額增加的原因。

2.5 誤差修正模型

由以上的協整關系檢驗可知LNY與LNX之間存在長期均衡關系，但由于現實經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系，誤差修正模型(ECM model)的構建正好可以解釋長期均衡與短期非均衡兩者之間的關系。構建的過程采用Engle-Granger兩步法，變量差分的滯后項長度由協整檢驗的殘差序列(記做ET)是否存在自相關來判斷。構建的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關于LNX的短期彈性為0.496，表明SPS措施的通報會引起農產品出口產生小幅的波動，波動的比值幅度約為0.5。

3 結論

采用計量經濟模型研究我國農產品貿易與SPS措施的關系，豐富了傳統的只從經濟理論層面的研究。通過以上分析，我們可以看出SPS措施對我國農產品貿易的影響。

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

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

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

參 考 文 獻:

[1] 沈忠泉，曹海濤.SPS協議對我國食品貿易的影響及對策[J].國際經貿探索，2002，2:56-59.

[2] 董銀果.SPS對我國禽肉出口影響的經濟學分析[J].國際商務-對外經濟貿易大學學報，2007，5:87-91.

[3] 劉璐洋.SPS措施對農產品貿易影響的研究[J].山東農業科學，2009，8:121-124.

[4] 李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京:高等教育出版社，2005.