歐盟綠色貿易壁壘對我國家電出口影響的實(shí)證分析

［摘 要］歐盟在2004年取代美國，發(fā)展成為我國第一大家電出口市場(chǎng)。由于歐盟國家特別注重產(chǎn)品安全和環(huán)境保護，所以出臺的綠色法規和綠色標準較嚴，對中國家電出口歐盟造成壁壘效應。本文運用了引力模型和面板數據，分析了歐盟綠色貿易壁壘對我國家電產(chǎn)品出口數量的影響。 ［關(guān)鍵詞］綠色貿易壁壘；家電；歐盟

1 引 言 全球一體化的背景下，自由貿易已成為時(shí)代的潮流，然而貿易自由化帶來(lái)了許多經(jīng)濟的負外部性，其中尤為突出的一點(diǎn)便是對環(huán)境的破外。在環(huán)境保護和自由貿易的雙重壓力下，通過(guò)制定一系列復雜苛刻的環(huán)境保護制度和標準限制他國產(chǎn)品進(jìn)口的綠色貿易壁壘就成為了發(fā)達國家貿易保護的最新且有效手段。 歐盟在2004年取代美國，發(fā)展成為我國第一大家電出口市場(chǎng)。此后，我國對歐盟的家電出口持續強勁的增長(cháng)，年出口額占同期出口總額保持在23%以上。由于歐盟國家特別注重產(chǎn)品安全和環(huán)境保護，所以出臺的綠色技術(shù)法規和標準較嚴，對中國家電出口歐盟造成壁壘效應。 2 模型構建 引力模型是以進(jìn)出口雙方的貿易流量作為因變量的，同時(shí)本文分析的是歐盟綠色貿易壁壘對中國家電出口貿易的影響，因此本文采用引力模型較為合適。 本文構建的引力模型方程如下： 本文引入一個(gè)指數變量作為綠色貿易壁壘的代理變量，不僅表示了綠色貿易壁壘的強度，而且突出綠色貿易壁壘的動(dòng)態(tài)變化。本文定義的綠色貿易壁壘指數的取值范圍為0~1，假定每一項指令所占權重相同，均為0.2。1992年至今歐盟發(fā)布的與家電相關(guān)的指令共有五項，分別為CE標志指令、電磁兼容指令、低電壓電氣設備指令、關(guān)于報廢電子電氣設備的指令、關(guān)于限制在電子電氣設備中禁止使用某些有害物質(zhì)的指令。綠色貿易壁壘的指數變化依據歐盟這五項指令實(shí)施的年份，忽略每項指令具體實(shí)施的月份和日期。參見(jiàn)表1： 由于我國和歐盟成員國間的地理距離是一個(gè)定值，并不會(huì )隨著(zhù)時(shí)間的推移而有所變化，因此本文在引力模型的解釋變量中剔除了兩國間的距離。 綜上，本文為了更為客觀(guān)的通過(guò)實(shí)證分析來(lái)檢驗綠色貿易壁壘對我國家電產(chǎn)品出口的影響，在設計我國家電出口歐盟的引力模型的解釋變量時(shí)，不僅考慮到了傳統引力模型中出口貿易的影響因素，即貿易雙方人均GDP，而且著(zhù)重強調了綠色貿易壁壘因素，同時(shí)還考慮了能夠影響我國家電出口歐盟的其他因素，例如，家電產(chǎn)品出口到歐盟的關(guān)稅以及人民幣兌美元的匯率。 3 樣本選擇 本文研究的數據時(shí)期是1992—2009年，橫截面為中國家電產(chǎn)品出口歐盟的十個(gè)最主要目的地，分別為丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、意大利、荷蘭、葡萄牙、西班牙和英國。 在被解釋變量的設定中，本文選擇了微波爐、空調、電風(fēng)扇、電視機、電鍋及吸塵器作為實(shí)證研究的對象。在我國對歐盟的家電出口產(chǎn)品結構中，這六種家電均屬于主要的出口產(chǎn)品，且只受上述五種綠色貿易壁壘的影響。 4 面板數據模型的選擇 本文采用面板數據結構，因為面板數據包含的信息量大，降低了變量間共線(xiàn)性的可能性，增加估計的有效性。首先運用Eviews6對六種家電產(chǎn)品的方程進(jìn)行固定效應回歸，然后使用冗余固定效應似然比檢驗是采用混合估計模型還是采用變截距模型。檢驗結果見(jiàn)表2： 再對六種家電進(jìn)行隨機效應回歸，使用Hausman檢驗來(lái)確定應采用固定效應還是隨機效應的面板數據模型。六種家電的橫截面檢驗方差無(wú)效，導致Hausman統計量設定為零。因此無(wú)法根據Hausman檢驗結果判斷應采用固定效應模型還是隨機效應模型。筆者認為是1992—1993年我國家電為出口到歐盟部分成員國，導致相應年份數據缺失，致使Hausman檢驗無(wú)效。通常固定效應模型適用于小樣本母體，隨機效應模型適用于大樣本母體，而本文的樣本母體為歐盟十個(gè)成員國屬于小樣本母體。因此本文選用固定效用模型來(lái)進(jìn)行分析。 5 回歸結果分析 由于回歸結果表現出一定的多重共線(xiàn)性，D.W值普遍較低，通過(guò)添加AR項對模型進(jìn)行修正，此外模型中非常不顯著(zhù)的變量被剔除，修正模型的回歸結果見(jiàn)表3： 表3顯示修正后的引力模型整體運行良好，六種家電產(chǎn)品的引力模型的總體擬合優(yōu)度較好。電鍋和吸塵器的擬合優(yōu)度R2和調整后的擬合優(yōu)度達到了0.95以上。六種家電產(chǎn)品的F值統計量均較大，對應的P值均為0，均顯示了修正后的引力模型的回歸關(guān)系很顯著(zhù)。修正后的模型D.W值較之前有所上升，表示模型中的一階自相關(guān)性有所降低。通過(guò)添加AR項，電鍋模型的D.W值為2.0779，十分接近于2，說(shuō)明修正后的模型中不存在階自相關(guān)性。 以下對各個(gè)解釋變量的回歸結果進(jìn)行分析。 首先，空調、電視機、電鍋和吸塵器模型中歐盟成員國人均GDP顯著(zhù)為正，表明隨著(zhù)歐盟成員國的經(jīng)濟水平的發(fā)展，人均收入的提高對進(jìn)口我國空調、電視機、電鍋和吸塵器的需求也隨之上升，從而促進(jìn)這四種家電產(chǎn)品的出口。微波爐和電扇的回歸結果中歐盟成員國人均GDP的回歸系數為負，但是數值較小且并不顯著(zhù)。隨著(zhù)歐盟經(jīng)濟的增長(cháng)，消費者對不同種類(lèi)的家電產(chǎn)品，尤其是對高端家電的需求有所增加，我國出口的空調、電視機、電鍋和吸塵器可供選擇的種類(lèi)較多，且技術(shù)含量較高能滿(mǎn)足歐盟消費者對高端家電產(chǎn)品的需求；反觀(guān)微波爐和電扇產(chǎn)品多為低附加值產(chǎn)品，無(wú)法滿(mǎn)足消費者的需要，是造成以上差異的原因。 其次，我國人均GDP在空調模型中被剔除外，其余五種家電產(chǎn)品的PGDPjt回歸系數均顯著(zhù)為正，說(shuō)明我國人均GDP的增長(cháng)，有效地提升了家電產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口能力，從而促進(jìn)我國對歐盟的家電出口數量的增長(cháng)。我國人均GDP每增加1%，微波爐的出口數量將增長(cháng)7.4535%。顯然，隨著(zhù)我國經(jīng)濟實(shí)力的增強對我國家電產(chǎn)品出口歐盟具有明顯的推動(dòng)作用。

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