农产品贸易方面毕业论文提纲范文 与日本技术性贸易壁垒对其农产品贸易的影响有关学年毕业论文范文

日本技术性贸易壁垒对其农产品贸易的影响，该文是农产品贸易类有关学年毕业论文范文与技术性贸易壁垒和农产品贸易和日本方面论文怎么写.

赵春舒

（天津天狮学院天津301700）

摘 要：随着经济全球化的深入发展,各国已结成密切的经济贸易共同体.本文以日本农产品进出口为例,研究日本技术性贸易壁垒对农产品进口和其自身出口的影响.研究发现,首先,日本技术性贸易壁垒对其农产品进口短期内产生了不利影响,但是长期来看却可能产生有利影响；其次,就出口而言,技术性贸易壁垒短期内对出口有促进作用,长期来看却是阻碍作用；第三,技术性贸易壁垒主要影响的是日本与发展中国家之间的农产品贸易,对日本与发达国家之间的贸易没有显著影响.

关键词：日本；技术壁垒；农产品进出口；长期效应

DOI：1013856/jcn111097/s201810032

1引言

日本人均耕地水平较低,但是人口密集,对农产品的需求大多依靠进口.在开放的市场环境中,为了保护本国消费安全及国内生产行业免受国外产品冲击,日本对进口农产品设置了大量的技术性贸易壁垒.作为重要的战略资源,大量的农产品进口也使得日本成为农产品市场保护最多、农产品问题政治化倾向最严重的国家之一［1］.2006年肯定列表制度的实施,更是将高标准的技术性贸易壁垒推向了极致.较高的技术性贸易壁垒对农产品的进口和出口都产生了不可忽视的影响.

从理论上来看,进口国设置的技术壁垒会对进口产品带来直接的数量限制和效应.一方面,技术性壁垒是指各种类型的技术法规、准入标准,不符合要求的产品拒绝入境.这一强制性措施改变了正常的贸易流向,直接减少了进口产品的数量.另一方面,获得准许进口的产品必须满足一系列检测规定,对于出口企业而言这意味着认证费用、检测费用、原材料等生产成本的增加,导致出口上升,即效应.由此可见,技术壁垒对进口贸易有不利影响.但与此同时,技术性贸易壁垒也可能对贸易产生积极影响.技术性贸易壁垒的最终目的是保护消费者健康和产品安全.部分条件虽然较为苛刻,但是总体而言,技术性贸易壁垒的实施必然导致进口产品质量提升.

实证方面,20世纪90年代以来,随着技术性贸易壁垒在国际贸易中的大量涌现,技术性贸易壁垒的贸易效应也受到研究者的广泛关注.Disdier等使用涵盖154个进口国家和地区,以及183个出口国家和地区的农产品贸易截面数据,发现实施卫生与植物卫生措施（SPS）和技术性贸易措施（TBT）对贸易有不利影响［2］.Jongwanich使用1990—2006年的面板数据,发现美国的技术性贸易壁垒阻碍了进口［3］.鲍晓华和严晓杰使用中国农产品出口数据,发现进口国SPS通报数量的增加阻碍了中国农产品出口［4］.以上研究使用不同层面的数据,从不同角度证实了技术性贸易壁垒对进口贸易的阻碍作用.但是,也有学者得出不一致的结论.Artecona和Grundke使用美国农产品进口数据,发现美国设置的技术性贸易壁垒对拉美地区的出口没有显著作用,提出技术标准和规制不是影响农产品贸易的决定因素［5］.还有学者认为,进口国的技术性贸易壁垒短期来看对农产品出口起阻碍作用,但长期来看则是起促进作用［68］.

2计量模型构建

21样本选取和数据来源

本文旨在研究日本技术性贸易壁垒对农产品进口及其自身农产品出口的影响.首先,关于农产品范围的选择.使用《国际贸易标准分类》SITC编码和《协调商品名称和编码制度》HS编码进行农产品类别的划分与统计是最常见的方式.其中,SITC编码依据产品和产业特征对贸易产品进行划分,属于生产口径的统计；HS编码除考虑商品的原材料属性、用途和功能外,还按产品的加工程度进行划分,更倾向于贸易口径［910］.因此,本文使用HS编码前24章代表农产品.其次,关于贸易对象的选择.由于研究涉及进口和出口两个贸易流向,因此,贸易对象必须是与日本同时有进口和出口往来的国家和地区.根据表1给出的日本与其主要贸易伙伴国的贸易数据,美国、中国、泰国、澳大利亚、加拿大、韩国、法国和越南8个国家在与日本的贸易往来中进口与出口均占有较大比重.并且,这8个国家涵盖了日本农产品近60%的进口和53%的出口,具有较好的代表性.因此,本文以这8个国家为例,研究技术性贸易壁垒的贸易效应.第三,关于技术性贸易壁垒的选择.技术性贸易壁垒数据来源于WTO网站.在进口配额、反倾销、反补贴等众多非关税壁垒中,SPS和TBT是较为典型且占比较大的非关税壁垒.

22计量模型

本文研究日本技术性贸易壁垒对进出口贸易的影响,借鉴Jongwanich［3］、董银果［11］等人的相关文献,运用传统的引力模型,加入技术性贸易壁垒*变量进行分析.在引力模型中,因变量一般为进口额或出口额,自变量为经济总量、两国地理距离、人口、汇率、共同语言等变量.本文在设定引力模型时加入年份固定效应、目的国固定效应、目的国—时间双重固定效应以及产品种类固定效应,以此控制上述影响因素以及其他无法观测到的与目的国相关,或者随时间变化的因素对估计结果的影响.模型设定如下：

lntradeiht等于α1lnspsiht+1+

α2lntbtiht+1+FE+εiht

式中,i代表贸易伙伴国,h代表HS两位码层面的产品,t代表年份.trade代表贸易流量,分别用贸易总额、进口额和出口额代替；sps和tbt分别表示当年日本对从i国进口的产品h发起的SPS和TBT通报数量.FE表示上述一系列固定效应,ε为方程的残差项.

有关技术性贸易壁垒对进口产品影响的文献较多,根据已有文献的结论,技术性贸易壁垒的加强短期内会阻碍进口,因此预计SPS和TBT通报数量的估计系数为负.对于出口而言,日本设置的技术性贸易壁垒对其自身出口的影响效果尚未明确.一方面,可以假设,日本对进口产品规制的加强无疑会提高其出口产品质量.Dou等在研究中国的最高残留限量（MRL）规制水平对蔬菜出口的影响时,假设中国对出口产品实施的标准与对进口产品实施的标准一致,因而用针对进口产品的MRL规制水平衡量中国自身MRL规制水平对蔬菜出口的影响［12］.本文借鉴这一假设,认为日本对进口产品规制水平的加强无形中提升了其对自身产业链的规制,提高了自身出口产品品质,因而有利于贸易.但是,另一方面,日本加强进口规制这一行为实际上有损出口国利益,可能引发双边矛盾和贸易纠纷.若技术性贸易壁垒对他国贸易损害较大,则有可能引起他国的报复性措施,从而影响日本出口.因此,日本技术性贸易壁垒的加强对其出口贸易的影响是不确定的,有待实证检验.

3特征事实

31进出口贸易概况

日本经济较为依赖进出口贸易.2017年,日本农产品出口总额为63亿美元,进口总额为699亿美元,进口额是出口额的11倍,进出口贸易差额达到636亿美元.表1是2017年日本与其主要贸易国家和地区的贸易往来概况,表1中列出了与日本贸易往来最为密切的21个国家和地区.这些目的地涵盖的农产品出口额占当年日本农产品出口总额的912%,进口额占农产品进口总额的811%,是日本最主要的贸易国家和地区.从表1可以看出,日本最大的出口目的地是中国香港,2017年日本出口到中国香港的农产品占农产品总出口的25%.中国香港是中国最大的自由贸易港,由于奉行的是自由贸易的政策,对一般的进出口商品都免征关税,报关手续也较为简便.由于其自由贸易的性质,中国香港已成为很多转口贸易的中转地.

美国和中国是日本最大的两个贸易伙伴国.除去中国香港之外,日本出口最多的目的地分别是美国和中国,分别占农产品出口总额的1631%和1290%.进口方面,日本最大的进口来源国仍是美国和中国,分别占进口总额的2064%和1286%.进出口额都比较多的国家还有泰国、澳大利亚、加拿大、韩国、法国和越南.

表12017年日本主要贸易国家和地区进出口概况

单位：亿美元,%

〖XB,HT5”SS,J*2；Y2<(续)>〗

贸易对象

进口额

进口占比

排名

出口额

出口占比

排名

美国

14240

2064

1

911

1631

2

中国

8868

1286

2

721

1290

3

泰国

4228

613

3

253

452

6

澳大利亚

4118

597

4

131

234

8

加拿大

3936

571

5

083

149

10

巴西

2669

387

6

014

025

30

意大利

2528

366

7

021

038

24

韩国

2401

348

8

479

857

4

智利

1959

284

9

004

007

43

法国

1774

257

10

059

106

13

越南

1582

229

11

333

597

5

新西兰

1366

198

12

017

030

27

印度

1355

196

13

050

089

18

俄罗斯

1201

174

14

033

059

21

菲律宾

1158

168

15

061

110

12

马来西亚

955

138

18

066

118

11

荷兰

675

098

22

113

203

9

新加坡

461

067

28

226

404

7

英国

444

064

29

059

106

14

中国香港

043

006

61

1403

2511

1

阿拉伯联合酋长国

007

001

102

057

102

15

数据来源：UN Comtrade数据库.

32技术性贸易壁垒设置概况

由于技术性贸易壁垒更为隐蔽,设置也更为灵活,因此日本对于技术性贸易壁垒的使用更为积极.日本的技术性贸易壁垒主要包括技术法规和标准、产品质量认证和合格评定程序、商品检疫和检验规定、绿色技术壁垒等.其中,以保护人类以及动植物的生命和健康为主旨的SPS和TBT措施是最为常见的两种.SPS主要是针对食品安全、动物与植物卫生相关的检验检疫措施；而TBT覆盖的范围更广泛,包括技术法规、标准等一系列技术规制.图1为2008—2017年日本技术性贸易壁垒设置概况,用日本针对贸易伙伴国家和地区发起的SPS和TBT通报数量表示.从图1可以看出,技术性贸易壁垒呈现出波浪形变动趋势.2008年国际金融危机之后,日本对伙伴国家和地区发起的SPS和TBT通报数量明显增加,经过短暂几年的周期后又下降,近年又呈现上升趋势.从这一变化趋势可以看出,技术性贸易壁垒的设置会受到其他因素的干扰.日本技术性贸易壁垒的加强,如果损害了伙伴国家和地区的利益,则伙伴国家和地区也会采取相对应的措施反击,例如,以同样的手段阻碍日本产品的出

图1日本技术性贸易壁垒设置概况

口,从而迫使日本不会无限制地采用技术性贸易壁

垒干预贸易.由此可知,日本对进口产品设置的技术性贸易壁垒除了影响进口外,还可能会影响自身出口,具体影响效果如何有待实证检验.

4实证结果

本文构建了2008—2017年日本农产品进出口贸易的平衡面板数据,以SPS和TBT通报数量为例,估计日本的技术性贸易壁垒对进口产品及其自身出口的影响.表2给出了基本的回归结果.第（1）列是技术性贸易壁垒对进出口总额的影响.结果表明,SPS措施和TBT措施均对进口产生不利影响,这一结论与预期一致.从回归系数的检验来看,SPS的系数在给定α为001的显著性水平下与零有明显差异,通过检验；而TBT的系数通过005显著性水平的检验,两者均较为显著.从经济意义上分析,日本向WTO提交的SPS通报数量每提高1%,出口额将下降0042%；TBT通报数量每增加1%,出口额将下降0024%.针对进口的回归结果得到了同样的结论,而技术性贸易壁垒对其自身出口则有显著促进作用.通过SPS和TBT通报量估计系数的比较可以发现,SPS措施对进口的阻碍作用更强,作用效果也更为明显.这一差异化结果可能与SPS和TBT自身的性质不同有关.SPS措施是为了更明确有关食品安全和动植物健康安全而设立的措施,涉及的技术检测更为复杂,是更为隐蔽也较难被克服的贸易壁垒,因而对进口的阻碍作用更大；而TBT措施则是针对技术法规、标准和合格评定程序而制定的一系列措施,较为公开和透明化,容易被执行,因而虽然短期内对进口有负面影响,但是阻碍作用更小.

表2基本回归结果

〖XB,HT5”SS,J*2；Y2<(续)>〗

变量

(1)

(2)

(3)

贸易总额

进口

出口

lnsps

-0042 0***

-0041 4***

0947**

(0014 1)

(0015 5)

(0440)

lntbt

-0024 8**

-0026 2**

-0188

(0012 4)

(00133)

(0293)

常数项

2805***

2784***

1006***

(0042 6)

(0051 5)

(1347)

固定效应

有

有

有

样本量

1 920

1 920

1 920

R方

0436

0416

0548

注：括号内为稳健标准误,*、**和***分别表示系数在10%、5%和1%的水平上统计显著.表3至表5同.

SPS和TBT通报数量的多寡与一国的经济技术发展程度有关,一般而言发达国家技术水平较高,对进口产品的规制较容易形成对其他国家的技术性贸易壁垒.尤其是与经济水平存在差距的国家之间的贸易,更容易受到技术性贸易壁垒的影响.SPS和TBT的通报数量越多,表明对国内市场的保护程度越高,越有利于本国农产品出口到国际市场,尤其是与本国发展程度相当或者经济水平较低的市场.同时,一国的保护水平越高,越容易阻碍保护程度较低的国家的出口.为检验贸易伙伴国的发达程度对估计结果可能带来的影响,本文将样本国家分为两类：一类是发达国家组,包括美国、澳大利亚、加拿大、韩国和法国5个国家；另一类是发展中国家组,包括中国、泰国和越南3个国家,回归结果见表3.估计系数证实了上述结论,发展中国家组的SPS和TBT变量的系数符号与基本回归结果一致,而发达国家组的SPS和TBT估计系数不显著（表3）.可见,技术性贸易壁垒主要阻碍了来自发展中国家的进口产品,促进了向发展中国家的出口,但是对日本与发达国家之间的贸易没有显著影响.

表3贸易伙伴国发达程度对估计结果的影响

〖XB,HT5”SS,J*2；Y2<(续)>〗

变量

发展中国家

发达国家

进口

出口

进口

出口

lnsps

-0061 7***

0084 9***

-0008 78

0111

(0005 08)

(0016 4)

(0023 2)

(0126)

lntbt

-0102**

0773

-0000 626

-0041 8

(0049 2)

(0621)

(0018 0)

(0086 0)

常数项

2677***

2428***

2806***

2348***

(0048 5)

(0131)

(0052 5)

(0137)

固定效应

有

有

有

有

样本量

720

720

1 200

1 200

R方

0814

0646

0464

0562

考虑到SPS和TBT通报数量对农产品出口的长期影响,在基本回归的基础上加入滞后项.同时把短期影响和长期影响纳入模型,得到进口、出口方程的回归结果,如表4和表5所示.当期通报量的回归系数始终与预期一致,SPS通报数的增加短期内会阻碍进口,并且阻碍作用较为显著.加入滞后项后,滞后一期和滞后二期的SPS通报量的估计系数为正,在10%的统计水平上显著；TBT通报量的滞后项不显著；滞后三期时,SPS和TBT通报量的估计系数均不显著.可见,SPS和TBT对进口产品的作用效果主要集中在短期.如果当期日本技术性贸易壁垒的增加对伙伴国出口的负面影响较大,给贸易伙伴国带来较大损失,则贸易伙伴国必将更关注双边贸易,采取有效的应对方案,一段时间后可能会促进伙伴国的出口；如果当期日本的技术性贸易壁垒对伙伴国出口的负面效果不明显,则长期来看对贸易伙伴国出口的提升作用较弱,甚至没有显著影响.这可能是导致SPS和TBT措施对进口贸易长期作用效果明显不同的主要原因.

表4技术性贸易壁垒对进口的长期影响

〖XB,HT5”SS,J*2；Y2<(续)>〗

变量

(1)

(2)

(3)

(4)

lntrade

lntrade

lntrade

lntrade

lnsps

-0041 4***

-0076 4***

-0132***

-0161***

(0015 5)

(0023 3)

(0039 4)

(0048 6)

lntbt

-0026 2**

-0047 0**

-0070 5**

0074 9

(0013 3)

(0022 3)

(0035 8)

(0048 0)

l1lnsps

0032 3*

0030 5*

0023 4*

(0016 8)

(0018 1)

(0014 1)

l1lntbt

-0018 3

-0018 1

-0001 59

(0016 1)

(0017 0)

(0014 7)

l2lnsps

0055 6*

0048 3

(0028 5)

(0031 9)

l2lntbt

-0032 7

-0028 5

(0025 6)

(0027 7)

l3lnsps

0045 2

(0028 0)

l3lntbt

-0023 6

(0030 0)

常数项

2784***

2607***

2970***

2914***

(0051 5)

(0197)

(0298)

(0081 1)

固定效应

有

有

有

有

样本量

1 920

1 728

1 536

1 344

R方

0416

0409

0400

0394

从表5可以看出,在只加入当期变量时,SPS的估计系数显著为正,表明短期内SPS通报数量的提高有助于提升日本的出口；但是加入滞后变量后,一期滞后的SPS和TBT通报量的估计系数显著为负,滞后二期和滞后三期的通报数量不显著.可见,日本设置技术性贸易壁垒,当年虽然会由于间接提高了对自身产品质量的要求而促进出口,但是第二年却极容易遭受其他国家的贸易保护壁垒,影响出口.总体而言,技术性贸易壁垒对出口的作用效果也主要集中在短期,长期影响不显著.在国际贸易规则瞬息万变且日益复杂化、多样化的今天,单一技术性贸易壁垒的作用效果极易被其他贸易政策稀释,导致其长期效应不明显.

表5技术性贸易壁垒对出口的长期影响

〖XB,HT5”SS,J*2；Y2<(续)>〗

变量

(1)

(2)

(3)

(4)

lntrade

lntrade

lntrade

lntrade

lnsps

0947**

2739***

2885***

3055**

(0440)

(0656)

(0949)

(1309)

lntbt

-0188

1082**

-1014

-0688

(0293)

(0441)

(0623)

(0853)

l1lnsps

-1247***

-1615***

-1190**

(0427)

(0462)

(0535)

l1lntbt

-0574**

-0780**

0457

(0289)

(0307)

(0350)

l2lnsps

-0320

-0410

(0463)

(0519)

l2lntbt

0139

0092 6

(0323)

(0358)

l3lnsps

-0767

(0484)

l3lntbt

-0032 6

(0339)

常数项

1006***

9764***

8786***

8417***

(1347)

(1315)

(1669)

(1948)

固定效应

有

有

有

有

样本量

1 920

1 728

1 536

1 344

R方

0548

0708

0724

0718

5结论

本文使用2008—2017年日本农产品进出口数据,实证研究了日本技术性贸易壁垒对其农产品进出口的影响.研究结论：①进口方面,日本SPS和TBT通报数量的增加阻碍了农产品的进口,并且SPS措施的进口阻碍作用更强；此外,主要阻碍的是向发展中国家的农产品进口,对向发达国家农产品进口的影响较小.②出口方面,SPS对出口有促进作用,并且主要增加的是向发展中国家的出口,对向发达国家出口的影响不明显.③SPS和TBT规制的作用效果主要集中在短期,长期效应不明显.SPS措施短期来看阻碍了进口,促进了出口；但是滞后一期后发现,通报量的增加反而会阻碍日本自身农产品的出口,而有利于进口.

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（责任编辑肖时花殷华）

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参考文献：

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