日本非关税壁垒与中国农业出口产品质量升级.docx

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日本非关税壁垒与中国农业出口产品质量升级

1引言

随着贸易自由化和全球经济一体化的发展，各个国家进口关税均大幅下降。

关税壁垒已不再是各国贸易壁垒的主要形式，贸易保护措施逐渐转向更为隐蔽的非关税壁垒。

尤其是农产品这一涉及国民经济基础和国家基本安全的领域，各国或多或少地均会采取一定措施，对进口农产品的质量和安全性进行限制。

作为传统的农产品出口大国，中国受到的非关税壁垒的阻碍也较多。

日本是中国农产品出口的重要目的地之一，对日本的出口在中国农产品出口总额中占比接近10%，是不可或缺的重要出口市场。

依靠经济以及技术方面的优势，20世纪90年代之后，日本针对中国农产品发起的贸易保护措施多达数10种，包括技术性贸易壁垒（TechnicalBarrierstoTrade，TBT）、实施卫生与植物卫生（SanitaryandPhytosanitary，SPS）措施、反倾销措施（Antidumping）、反补贴措施（Countervailing）、进口数量限制（QuantitativeRestrictions）、特殊保障措施（SpecialSafeguards）、国家专控的进出口贸易（StateTradingEnterprises）、关税配额（Tariff-ratequotas）等。

其中占比最大的是TBT和SPS措施，两者比重达到近90%，对中国农产品出口造成极大影响。

有关非关税壁垒与农产品出口关系的分析由来已久。

总体而言，结论偏向阻碍作用。

非关税壁垒复杂多变又具有隐蔽性和灵活性，降低了中国农产品在国际市场上的竞争力，提高了企业出口成本，也不利于中国与其他国家贸易关系的发展（李淑贞和靳云丽，2006；宇方成，2007；吴敏钰和杭瑶，2010；燕彬和杨海生，2013；张琦，2014）。

但是，李强（2014）也提出，非关税壁垒能够促进国内产业优化升级，长期来看有利于中国农业的发展。

综合上述文献资料可以发现，对于非关税壁垒的研究大多是关于其对出口是否有影响，缺乏更深入的研究。

事实上，中国正处于经济转型阶段，作为拉动经济增长的三驾马车之一，出口也面临着结构上的调整，出口产品升级的需求越来越迫切。

在这种背景下，出口产品质量的变化日益得到关注。

在中国出口额逐年攀升的情况下，中国出口产品质量是否得到了显著提升呢？

哪些因素与出口产品质量的升级有关呢？

孙林等（2014）对中国出口产品的绝对质量和相对质量进行计算之后发现，与德国、日本等经济体相比，中国出口产品质量明显上升了；殷德生（2011）、卢鑫（2013）、施炳展（2013）均得出了类似结论。

影响出口产品质量升级的因素也得到广泛关注。

李坤望和王有鑫（2013）对外商直接投资（FDI）的研究发现，FDI也能显著提升中国出口产品质量；汪建新（2014）研究了贸易自由化对不同行业出口产品质量的影响，发现只有在本身具有一定技术水平的行业，放开准入门槛才会有效促进产品质量升级；彭冬冬等（2016）研究了环境规制对于企业出口产品质量的影响，发现目前中国环境规制的加强不利于出口产品质量升级；王明益（2016）研究了要素价格扭曲对出口产品质量升级的影响发现，长期来看，劳动力价格扭曲和中间品价格扭曲都有利于出口产品质量升级；谢建国和章素珍（2017）研究了美国反倾销措施与中国出口产品质量的关系，发现反倾销调查对中国出口产品质量产生了不利影响。

综上分析，本文利用1992—2014年日本对中国实施的非关税贸易壁垒数据，研究非关税壁垒对中国出口农产品质量升级的影响，弥补非关税壁垒与出口农产品质量的研究空白。

作为重要的贸易伙伴国，日本的非关税壁垒对中国农产品出口产生了巨大影响，对这一问题的研究，无论对于理论发展还是政策实践均有重要意义。

2非关税壁垒与中日农产品贸易

日本科技水平较为发达，但由于国土面积狭小，自然资源紧缺的问题也比较突出。

作为邻近国家，中日两国贸易往来颇多，农产品贸易更是中日贸易关系的重要组成部分。

作为中国重要的出口目的国，日本市场的农产品进口占中国农产品出口总量的10%。

①这6类产品分别为：

HS2代码为3的鱼、甲壳动物，软体动物及其他水生无脊椎动物；为7的食用蔬菜、根及块茎；为8的食用水果及坚果，柑橘属水果或甜瓜的果皮；为10的谷物；为16的肉、鱼、甲壳动物，软体动物及其他水生无脊椎动物的制品；为20的蔬菜、水果、坚果或植物其他部分的制品。

虽然贸易自由化的进程已不可阻挡，但是，随着中日关系的变化以及双边贸易摩擦的产生，中日贸易仍然受到一系列非关税壁垒的阻碍，中日农产品贸易量也不断波动变化。

以中国向日本出口的主要6类农产品为例（HS2位码分别为3、7、8、10、16和20）①。

图1中给出了非关税壁垒与农产品出口额变化的趋势图，图中趋势线表示出口额的变化，柱状图表示非关税壁垒的数量。

从图中可以看出，非关税壁垒管制较多的产品，如HS2位码为7、8和10的产品，出口额整体处于较低水平；而非关税壁垒阻碍不多的产品3、16和20出口额则相对较高，涨幅也更大。

非关税壁垒对出口的阻碍作用从出口额变化曲线的波动也可以看出。

如产品16和20，每一次出现非关税壁垒限制之后，产品出口额都会明显降低。

3模型设定和数据处理

3.1实证回归模型设定

谢建国和章素珍（2017）研究了反倾销措施与中国出口产品质量升级的关系，研究内容与本文较为接近。

参考其计量模型，本文实证方程设定如下：

lnqualityit=α+β1lnqualityit-1+β2lnntmit+β3lngdppct+β4lnert+β5politicst+εit

式中，i表示HS4位码产品，t表示年份；α代表常数项，εit是模型的残差。

quality为标准化后的产品质量，是本文的核心被解释变量；控制变量中加入了质量的滞后项，控制了前年的产品质量对当年出口产品质量的影响，由于产品质量的连续性，上一年的产品质量与当年相差一般不大，预期该变量系数为正。

ntm表示非关税壁垒，是本文关注的主要解释变量。

在实证分析中，首先用非关税壁垒的总量衡量整体的非关税壁垒水平，研究日本非关税壁垒对中国出口产品质量升级的影响；随后，将不同种类的非关税壁垒加以区分，比较不同非关税壁垒对出口产品质量的影响是否存在差别。

事实上，非关税壁垒一方面形成了事实上的贸易阻碍，对出口额产生不利影响；但是另一方面，非关税壁垒并非传统意义上的贸易壁垒，而是通过一系列较高的准入要求对进口产品加以限制，因此，其对出口产品质量可能具有一定的提升作用，预期非关税壁垒的估计系数为正。

gdppc表示人均GDP，本文同时控制了中国的人均GDP（gdppc_chn）和日本的人均GDP（gdppc_jpn）。

中国人均GDP衡量了中国经济的整体发展水平，当人均GDP上升时，经济得到发展，对研发和创新的投入也可能增加，因此对产品质量会有正向影响，预期该变量系数为正；日本人均GDP反映了日本的国民收入水平，发达国家对于高品质的产品会有较大的需求，因此日本人均GDP的上升也可能会由需求导向间接导致中国出口产品质量的上升，预期该变量系数为正。

er表示人民币与日元的汇率，用间接标价法表示，即一单位人民币可以兑换多少单位的日元，因此汇率值的上升即表示人民币的升值。

人民币汇率也是会影响产品质量的因素，许家云等（2015）研究表明，人民币升值有利于企业出口产品质量的提升。

人民币汇率的上升会使得中国企业在出口产品市场上的竞争力相对降低，因此，生产率较高的企业会通过提高产品质量来提高产品竞争力。

因此，预期该系数为正。

此外，中日双方政治关系友好也是会影响贸易量以及非关税壁垒的关键因素。

中日政治关系友好，则政府对贸易的阻碍较小，贸易量上升；相反，政治关系紧张时，贸易极有可能成为政治制裁的工具，人为设置贸易阻碍，对中日农产品贸易产生不利影响，但却会导致产品质量的上升。

中日政治关系指数衡量的是友好指数，指数越大则表示两国关系越好，因此预期该变量系数为负。

3.2变量设置

3.2.1非关税壁垒

日本对中国农产品出口设置的非关税壁垒较多，大致有8种类型，分别是技术性贸易壁垒（TBT）、实施卫生与植物卫生措施（SPS措施）、反倾销措施、反补贴措施、进口数量限制、特殊保障措施、国家专控的进出口贸易、关税配额。

其中，SPS措施占比将近50%，TBT占比接近40%，其他措施中出现次数相对较多的是进口数量限制和特殊保障措施。

各种类型的非关税壁垒占比见图2。

在实证分析中，根据非关税壁垒的性质，将8种非关税壁垒分为5种类型，分别是实施卫生与植物卫生措施（SPS），技术性贸易壁垒（TBT），进口数量限制（QR），关税配额（TQ），贸易救济措施（ACS，包括反倾销措施、反补贴措施和特殊保障措施），国家专控的贸易出现次数较少，暂时不做考虑。

3.2.2中国出口产品质量

产品质量是本文的被解释变量，测算产品质量的方法众多，目前尚无统一的、得到广泛认可的方法。

较为常见的思路有两种，一是使用单位产品价值或对单位产品价值进行简单的加权平均，用来衡量出口产品价值。

其基本假设是，产品质量越高，则价格也越高，因此单位产品价格可以衡量产品质量。

代表性的使用该方法的文献有李坤望和王有鑫（2013）、汪建新（2014）。

另一种是通过事后推理法，根据消费者的需求函数，反向推导出产品的质量。

其基本逻辑是，产品质量越高，那么在同价位的产品中销量必然也最高，因此，在剔除价格因素之后，同种产品的不同出口量水平就可以表示产品质量水平。

在上述两种测算产品质量的方法中，单位产品价值除了包含产品质量之外还包括了产品成本等其他因素，因此不能很好地衡量出口产品质量。

近年来，越来越多的学者采用事后推理法来推算出口产品质量，较典型的有Khandelwal（2010）、施炳展（2013）。

综上分析，本文选择事后推理法来计算出口产品质量。

根据Hallak和Sivadasan（2008），将消费者的需求函数设定为：

式中，i表示产品，t表示年份，q表示出口数量，P为出口价格；σ为不同产品种类的替代弹性，λ即为产品的质量因素；E表示名义支出，P表示价格指数。

对上式两边取自然对数并加以整理，即可得到如下计量模型：

lnqit=χt-σlnpit+εit

式中，χt表示控制年份层面的固定效应，εit为模型残差。

由于本文仅需计算中国出口到日本的产品，故无需考虑目的国维度。

对上式进行回归可以得到残差的估计值，进而可以根据如下公式计算得到产品质量：

3.2.3数据来源

本文使用的数据是1992—2014年中国出口到日本的农产品贸易面板数据。

由于非关税壁垒是HS4位码层面的数据，因此，农产品贸易数据也加总到HS4位码层面。

文中，日本的非关税壁垒数据来自于WTO数据库；中国出口到日本的农产品数据来自于联合国贸易统计数据库；中日两国的人均GDP数据和汇率来自于WDI数据库；中日政治关系指数来自于清华大学国际关系研究院编纂的“中外关系数据库”。

4回归结果与分析

为检验日本非关税壁垒对中国农产品出口质量升级的影响，首先用非关税壁垒的总量作为解释变量代入模型进行回归分析。

由于包含被解释变量的滞后项，直接使用OLS方法进行估计会产生严重的内生性问题。

因此，本文采用动态系统GMM的方法进行回归，回归结果见表1。

第

（1）列是不添加任何控制变量的回归结果，可以看出，质量的滞后项的估计系数为正，这与理论预期一致，可见上期的产品质量确实会对本期的产品质量产生显著正向影响，上期质量提升则本期质量也将随之提升；非关税壁垒的估计系数为正，且这一结论在1%的统计水平上显著。

由系数大小可知，非关税壁垒增加1个单位，会促使产品质量提升0.4个百分点。

第

（2）列中加入了汇率、人均GDP和两国政治关系一系列控制变量，使得回归结果更为真实。

由各变量的系数可知，前一期的产品质量与非关税壁垒的估计系数仍然显著为正，该结论与预期结果相同，也与李坤望和王有鑫（2013）、张杰（2015）的现有研究结论一致，体现了前期的产品质量对当期产品质量的显著影响。

控制变量中，汇率的系数为正，与预期相符，也与许家云等（2015）的结论一致，说明人民币的升值会促使中国企业提升出口产品质量，这可能是为了提升出口产品的国际竞争力以应对人民币的升值。

中国人均GDP的估计系数不显著，说明中国人均收入的提高并未促进出口产品质量提升，未来应更加重视产品质量的提高，扩大创新和研发资金投入。

日本人均GDP的估计系数显著为正，说明随着日本国民收入水平的上升，从中国进口产品的质量也提高了。

发达国家是中国农产品出口的重要市场，对于日本这样的发达国家而言，更重视的是产品的质量。

因此，为应对发达国家市场对高品质产品的需求，中国应努力提升出口产品质量。

中日两国政治关系的估计系数为负，这与理论预期一致，两国政治关系紧张时日本对中国的贸易管制较多，贸易摩擦加大，质量较低不符合日本进口条件的产品必然锐减，客观上导致了中国出口产品质量的提升。

在前两列的基础上，第（3）列考虑了非关税壁垒的滞后性。

谢建国和章素珍（2017）考虑了反倾销措施实施1年、2年和3年之后，对中国出口到美国的产品质量的影响，并得出显著的结论。

可见，不仅是上一期的质量会影响本期的出口产品质量，上一期的非关税壁垒也会促使企业提升自身产品标准，从而影响产品质量，因此有必要加入非关税壁垒的滞后项加以考量。

从第（3）列的系数可以看出，回归结果与前两列没有太大区别。

前一期的产品质量依然与当期产品质量显著正相关。

非关税壁垒的估计系数与第

（1）列较为接近，可见非关税壁垒确实有利于中国农产品出口质量的升级。

上一期的非关税壁垒对本期的产品质量也有显著的促进作用。