RCEP國家標準一致性對出口的影響
——以機電產品為例

周璐 顧興全

(中國計量大學經濟與管理學院 浙江杭州 310018)

在全球一體化過程中，《區域全面經濟伙伴關系》協定(RCEP)備受關注，自2022年1月1日起，RCEP正式施行，東盟6國和中國、日本、新西蘭、澳大利亞非東盟4國成為第一批推行的國家。作為一個全面互惠的區域伙伴關系協定，RCEP將給區域內貿易帶來哪些重要的變化成為值得探討的議題。

1 標準化對出口貿易的必要性

近年來，中國標準化建設取得重大進展，采用國際標準可以在一定程度上降低信息不對稱的負面作用，為各國消費者提供一致的質量信號[1]。但各國一系列的國家標準與國際標準可能并非一致，同種產品由于各國的標準不同而對進出口造成一定的阻礙作用[2]。各國要減輕貿易障礙，就需要在技術層面實現國家之間產品及其生產和檢測標準的統一[3]。與此同時，機電產品在我國出口貿易中的地位逐漸上升。根據聯合國商品貿易數據庫的統計，2021年我國機電產品對RCEP國家出口額同比增長24.2%，區域間貿易黏性持續增強。本文以機電產品為例，研究標準一致性的貿易效應，以期為中國更好地推進標準國際化建設提供現實依據和理論支持。

2 機電產品貿易與標準一致性測量

2.1 我國機電產品出口貿易現狀

從出口規模來看，近十年來，我國機電產品出口規模持續增長；截至2020年，我國機電產品出口RCEP成員國出口額達到3070.8億美元，相較2011年的出口額1828.2億美元，總體增長約67.9%；從出口增速來看，除了個別年份受國際局勢影響出現負增長外，整體保持較高增速，2011年增速最高為15.49%，之后增速逐年下降，直到2016年達到最低，負增長8.52%，如圖1所示。

圖1 2011—2020年中國對RCEP成員國機電產品出口額

通過以上分析可知，中國對RCEP伙伴國機電產品的出口貿易規模不斷擴大，機電產品逐漸成為中國出口大類產品，出口貿易地位不斷提高，中國與RCEP伙伴國之間的貿易往來將為國際市場經濟貿易發展提供強大的增長動力。

2.2 標準一致性程度的測量

結合已有研究，本文采用國際標準視為貿易雙方之間提高了標準一致性程度(DEGcjt)[4]，用機電產品第t年被ISO采用的國際標準數量n作為分子，用貿易出口國和進口國在第t年機電產品行業發行的標準數量之和作為分母，表示在第t年出口國和進口國之間的標準一致性程度[5]，具體表示如下：

其中，DEGcjt為中國第t年與j國之間的標準一致性程度；ntiso為第t年ISO發行的機電產品領域的國際標準數量；Ntic為第t年進口國家的機電產品領域標準發行數量；Ntec為第t年出口國家的機電產品領域標準發行數量。從國家標準目錄數據庫獲取數據，利用公式(1)，經計算得到RCEP伙伴國2011—2020年的標準一致性程度，如圖2所示。

圖2 RCEP伙伴國2011—2020年標準一致性程度

我國與發達國家的標準一致性程度發展極不平穩。技術方面，與發達國家之間不夠兼容，導致標準協調程度不高。政策方面，中日韓貿易協定一直處于發展階段[6]；我國與東盟之間的標準一致性程度不高，主要原因是東盟國家與國際標準接軌程度欠缺；我國標準化建設起步較晚，雖然取得了較為迅猛的發展，但在對標國際標準方面仍然有待加強。

3 實證檢驗

3.1 模型設定與數據來源

引力模型作為國際貿易學的經典模型，其對數據有著良好的解釋性和適應性。Tinbergen(1962)第一次提出該模型主要用于研究經濟體量和距離對貿易的影響[7]。由式(2)可知，TXij表示i國與j國之間的貿易量；GDPi和GDPj分別表示i國的貿易需求能力和j國的貿易供給能力；兩國之間的距離DISTij用來衡量貿易成本[8]，公式如下：

本文在已有研究的基礎上，對式(2)進行擴展。首先，采用國內生產總值(GDP)、匯率(EXR)、人口(POP)、距離(DIS)作為控制變量引入模型。其次，新增4個虛擬變量。最后，為減小異方差等現象，除了虛擬變量和標準一致性程度(百分數)之外，對其余變量均取對數處理，最終建立回歸模型如下：

其中，c代表中國；j代表進口國；t表示年份，各個變量的具體含義如表1所示。

表1 變量名稱和變量含義

中國對各國的機電產品貿易出口數據來自UN Comtrade數據庫，單位為百萬美元；核心解釋變量中，各國機電產品標準數量的數據從國家標準目錄數據庫獲得；各個國家的總人口數和GDP來自WDI數據庫，人口總數以百萬為基數，GDP數據以2010年不變的美元價格作為參照，單位為億美元；中國與各貿易伙伴國之間的接壤情況等數據均從CEPII獲得；各國是否定義為島國參照CIA世界概況。

3.2 實證檢驗結果

3.2.1 描述性統計

在多元回歸分析之前，先對各變量的數據進行初步的處理和描述性分析，如表2所示。從對變量的描述分析來看，各個指標差異明顯，不存在相關性極高的情況。

表2 變量的描述性統計

3.2.2 實證結果

基于上述模型，本文利用Stata16.0進行回歸分析。從表3列(1)回歸結果來看，模型的擬合優度在0.97以上，表明模型整體解釋效果良好；綜合以上的數據參數分析，說明模型解釋力良好。為了防止內生性問題，本文借鑒Baier &Bergstrand(2007)[9]在探究貿易協定對貿易出口影響時的處理方式，采用雙向固定效應回歸。在固定效應回歸結果中，當兩國之間的標準一致性程度提高1%，出口國的出口提高0.473%，解釋力良好；通過雙向固定效應回歸結果可知，標準一致性程度對機電產品的出口額有顯著的正向促進作用，標準一致性程度每提高1%，中國向貿易伙伴國之間機電產品的出口額會提高0.492%。

表3 實證回歸結果

然而，隨著貿易壁壘的興起，標準作為非關稅壁壘成為貿易保護的一種形式。與其他RCEP伙伴國相比，東盟國家是率先與中國簽署貿易協定的，由于雙邊貿易協定時間進展和合作深度上存在差異，本文將對東盟國家和非東盟RCEP伙伴國的樣本進行分組回歸，具體結果如表3列(3)和列(4)所示。

由分組回歸結果可知，標準一致性程度在一定范圍內提高均會引起機電產品出口的增加。對于東盟國家來說，標準一致性程度每提高1%，出口額提高1.984%，呈現出較大的促進作用，原因是東盟國家多采用國際標準，標準一致性程度偏高。對于非東盟國家來說，標準一致性程度每上升1%，出口額提高0.394%。由于我國新興產業和高科技產業受到技術水平限制和國際市場的后入者劣勢的影響，出口成本更高。因此，標準一致性程度提高的促進作用對小國更加顯著。

3.2.3 穩健性檢驗

首先，選取標準存量作為替換解釋變量，加入回歸模型中。回歸結果如表4所示。標準存量的增加對貿易規模起正向作用，與上文結論保持一致。其次，本文擴大樣本范圍，以檢驗結果的普適性，將美國、英國、法國、德國的數據加入樣本進行分析。

表4 穩健性檢驗結果

將標準存量作為解釋變量的回歸結果中，如表4列(1)所示，標準存量增加1%，帶動中國對RCEP伙伴國出口增長0.463%，回歸結果顯著且模型解釋力良好；將非RCEP國家的數據加入模型中進行回歸的結果為：當標準一致性程度提高1%時，出口將提高0.352%。綜上，本文的實證分析結果是穩健可靠的。

4 結語

本文基于RCEP協定，運用固定效應模型對標準一致性程度的貿易效應展開研究，表明標準國際化的重要意義，并從三個層面提出相關建議。

4.1 以“發達帶動不發達”戰略路徑提高區域內的標準一致性程度

從獲益幅度來看，標準一致性程度的提高對東盟國家的促進作用高于非東盟國家。因此，對東盟國家應有針對性地推進區域內標準一致性建設工作，先促進條件相近的國家達成合作，率先提高標準一致性程度。其他國家不斷加強自身標準化建設，條件成熟之后可逐步提升貿易雙方標準一致性水平，以此戰略路徑不斷擴大標準一致性程度的覆蓋范圍。

4.2 促進國際標準化建設與區域經貿合作協調發展

實證研究發現，標準一致性程度對與自由貿易區深度合作伙伴之間的貿易促進作用更加突出，因此推進貿易協定發展是擴大貿易規模較為可靠的路徑。我國應抓住制造業發展機遇，推進區域合作談判的發展。此外，將標準一致性合作納入協議，擴大區域合作范圍。同時，對于中國標準建設來說，在發展本國建設的同時，對接國際標準極其必要。

4.3 多方面提高貿易雙方標準協調能力

進口國對本國產品標準的認可程度是衡量一個國家產品能否順利出口的重要指標。采用統一標準能夠促進標準互聯互通，進而促進貿易規模的擴大。但是標準一致性程度的促進效應并不絕對，各國之間復雜的合格評定程序在一定程度上依舊形成貿易障礙。因此，積極與其他國家和地區簽訂合格評定程序互認協議，進行多方面的合作是發展中國家標準化建設的重要方面。