標準化對我國出口貿易的影響研究

陶忠元，任元濤

（江蘇大學 財經學院，江蘇 鎮江 212073）

一 、研究綜述

目前，國內外學者對國際貿易標準化研究主要有以下觀點：

1、標準化促進國際貿易［1］

DIN（2000）認為標準化有利于提高出口產品質量，增強產品競爭力。 Swann（2000）［2］認為標準的信息作用能夠促進貿易的發展，可降低交易成本。Ganslandt和 Markusen（2001）［3］指出質量標準不但有助于促進貿易的發展，而且能夠實現規模經濟。王道平等（2007）［4］認為標準的實施有助于企業共享基礎設施和技術信息，通過合作創新產生規模經濟效應。 凌艷平，萬欣（2009）［5］從進出口商品結構的角度，驗證了標準對我國進出口貿易的促進作用。

2、標準化阻礙國際貿易

Fischer and Serra（2000）［6］認為標準會限制企業進入目標市場，阻止其與目標市場競爭，形成貿易壁壘。他們還研究了標準對貿易保護的作用，其研究成果表明，即使政府制定的最小標準也具有貿易保護的性質。 Sanchez 和 Butler（2008）［7］通過用阿根廷制造業的數據進行分析，他們發現標準嚴格程度的上升會減少企業的出口。顧國達等（2007）［8］運用引力模型分析了標準對中日茶葉貿易的影響，結果表明，標準抑制了中日茶葉貿易的發展。

從現有的相關研究來看，標準化對我國出口貿易的實證研究相對較少。

二、實證分析

根據標準化對國際貿易影響的相關理論，本文通過構建包含國家標準增量（STA）、外商直接投資（FDI）、人民幣對美元匯率（REER）、研發投入（RD）和出口額（EX）等變量的計量經濟模型，再對變量進行ADF單位根檢驗、協整檢驗和誤差修正模型以及格蘭杰因果檢驗，分析了各因素對我國出口貿易的影響程度。樣本區間為1991—2012年。

1、單位根檢驗

在運用協整理論前需要檢驗被分析序列變量的平穩性，即單位根檢驗。（C,T,L）表示模型的檢驗形式，C代表常數項，T代表時間趨勢，L代表之后階數。在ADF單位根檢驗中，為了提高序列的平穩性， 我們分別對上述指標 （EX、STA、RD、REER和FDI）取對數，運用 Eviews6.0，得表 2。

由表2可知，在1%的顯著性水平下，序列LNEX、LNREER、LNFDI、LNSTA、LNRD 具 有 單 位根，說明這些序列是非平穩序列。而序列的一階差分序列在1%的顯著性水平下沒有單位根，是平穩序列，可以進行協整檢驗。

表1 1991—2012年影響我國出口貿易的各項指標

表2 ADF單位根檢驗結果

表3 ADF單位根檢驗

由表3可知，在5%的顯著性水平下，LNFDI、LNRD等存在協整關系，協整關系長期穩定對應公式：

說明我國提高研發投入經費、人民幣升值有利于促進我國出口貿易的發展。國家標準增量對我國出口額的影響系數為0.1578，即國家標準數量提高1%，我國出口貿易額可以提高0.1578%；外商直接投資對出口的影響系數為0.16233，即外商直接投資額增加1%，我國出口貿易額就能增加0.16233%；人民幣匯率對出口的影響系數為0.288763即人民幣升值1%，我國出口貿易額就提升0.288763%；研發投入對出口的影響系數為0.881809即研發投入提高1%，我國出口貿易額能夠提高0.881809%。

2、誤差修正模型

為了增強回歸模型的精度，把協整回歸（1）式中的誤差項看成是均衡誤差，誤差修正模型如下：

由（2）式可知 ut（-1）的系數為-0.404277，表明協整關系對出口額具有調節作用，其調節效應為-0.404277,出口額與各自變量在短期內存在偏離，表示滯后一期的非均衡誤差會從非均衡狀態以-0.404277的力度調整為均衡狀態。

由此可知，標準增量對我國出口總額的短期影響系數為 0.07539，即國家標準數量增加1%，我國出口貿易額增加了0.07539%。短期內外商直接投資額對我國出口總額的短期系數為0.088418，這表明短期內外商直接投資對當期出口總額產生正的影響。

3、格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

對國家標準數量、外商直接投資、研發投入、人民幣匯率在我國出口貿易中的4個變量是否可以構成引起我國出口貿易變化的原因還需進行格蘭杰因果檢驗。［9］

表4 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

由表4可以看出，在10%的顯著性水平下，拒絕了“LNSTA不是LNRD的格蘭杰原因”和“LNRD不是LNSTA的格蘭杰原因”的假設，說明研發投入和我國貿易出口也為因果關系，表明從長期看，提高研發投入可以促進我國出口貿易的發展。在5%的顯著性水平下，拒絕了“LNSTA不是LNEX的格蘭杰成因”和“LNEX不是LNSTA的格蘭杰成因”的假設，說明國家標準數量和我國貿易出口是互為因果關系，表明從長期看，我國每年新增的國家標準數量是我國出口發展的原因。

同時也拒絕了“LNREER不是LNEX的格蘭杰原因”的假設，說明人民幣匯率是引起我國出口貿易變化的原因。在1%的顯著性水平下，拒絕了“LNFDI不是LNEX的格蘭杰原因”的假設，說明外商投資影響著我國的出口貿易。

三、結論與對策

1、關系性質

LNEX、LNSTA、LNREEER、LNFDI和 LNRD 這五個序列之間有且僅有一個協整關系說明我國國家標準增量、人民幣匯率、外商直接投資額、研發投入與我國出口額之間存在著長期的均衡關系。我國國家標準增量、人民幣匯率、外商直接投資額、研發投入與我國出口額都存在著正向相關關系，我國標準化進程等4個變量的增加對我國出口有促進作用。

2、促進效果

長期內我國國家標準增量、人民幣匯率、外商直接投資額和研發投入對我國出口貿易的促進效果要高于短期內的效果，由此說明我國標準化進程的加快、利用外商投資的增加、人民幣升值和研發投入的增強對出口貿易的促進作用有時間滯后性。

3、滯后原因

造成短期內新增國家標準對出口貿易滯后性主要有以下原因：一是存在過渡期。出口企業還在實施舊標準，但是市場需求的產品要按照新的標準進行生產。所以，企業生產的產品就不能很好的適應市場需求的變化。這樣就會使得新標準的制定、實施過程和標準的采用之間存在著較長的滯后期。二是部分企業對新標準的意識敏感度較薄弱，不能在第一時間通過技術創新，改革產品生產技術來滿足新標準的需求。因此，新標準的頒布實施在短期內會對出口產生一定的抑制作用。

4、經費投入

我國應該借鑒發達國家基于政府對標準化工作的資金投入，收取咨詢服務費和會員費等籌措標準化專項資金。不斷完善標準化專項資金的運作與管理，加強我國國家標準制修訂經費的管理運作，開展各項經費的績效與跟蹤評估制度，使各項經費的使用效益達到最優。同時，政府還應該完善標準化建設經費投入機制，增加我國財政預算中標準化工作的投入比重，給予我國參與國際標準化活動、重要技術標準的研發和標準化信息化建設等項目重點資金支持。完善我國標準化經費投入的政策措施，建立我國標準化經費的多元化投入渠道。

［1］DIN.Deutsches Instiut furNormunge.V［M］.Berlin:DINGeschaftsbericht2000,2000,120-140.

［2］Swann G.M.P.The economics of standardization:Final Report for Standards and TechnicalRegulations Directorate of Department of Trade and Industry.Manchester:University of Manchester,2000.4-8.

［3］Ganlandt,M.and J.R.Markuen,Standards and Related Regulations in International Trade:a Modeling Approach ［N］.NBER Working Paper,Cambridge,MA:NBER,2001,46-83.

［4］王道平,方放,曾德明.產業技術標準與企業技術創新關系研究評述［J］.經濟學動態，2007,（12）:105-109.

［5］凌艷平,萬欣.我國標準化與進出口商品結構的實證研究［J］.求索,2009,（12）:35-37

［6］Fischer,Ronald and Pablo Serra,Standards and Protection［J］.Journal of International Economies 2000（52）377-400.

［7］SANCHEZ G,BUTLER A.Impact of technical barriers to trade on argentine exports and labor markets ［C］.CEDLAS,Working Papers,2008.

［8］顧國達.技術壁壘對國際貿易影響的實證分析［J］.國際貿易問題,2007,（6）.

［9］侯俊軍.標準化與中國對外貿易發展研究［D］.湖南大學,2009.