抵減TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口負(fù)效應(yīng)的途徑研究

董雅潔　王偉濤

(青海省金融工作辦公室，青海 西寧 810000； 甘肅銀行股份有限公司，甘肅 蘭州 730000)

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抵減TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口負(fù)效應(yīng)的途徑研究

董雅潔王偉濤

(青海省金融工作辦公室，青海 西寧 810000； 甘肅銀行股份有限公司，甘肅 蘭州 730000)

TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的影響很大。在Ju jiandong 與Kala Karishina模型的基礎(chǔ)上分析了TPP協(xié)定的原產(chǎn)地規(guī)則阻礙我國紡織品中間產(chǎn)品及最終產(chǎn)品出口的機(jī)理；然后利用引力模型分別測(cè)度了FTA原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品向單個(gè)成員的出口效應(yīng)、對(duì)TPP 11國整體的出口效應(yīng)及對(duì)紡織品中幾大類產(chǎn)品的出口效應(yīng)。三種效應(yīng)的計(jì)量結(jié)果表明：除學(xué)者們普遍認(rèn)同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方案外，與TPP成員逐一簽訂自貿(mào)協(xié)定是有效化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口不利影響的新途徑。

TPP； 原產(chǎn)地規(guī)則； 紡織品出口； FTA； 引力模型

0　引　言

紡織品是我國對(duì)跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定(Trans-Pacific Partnership Agreement，簡(jiǎn)稱TPP)成員國的重要出口產(chǎn)品，僅次于機(jī)電產(chǎn)品。TPP協(xié)定是為防止貿(mào)易偏轉(zhuǎn)，維護(hù)區(qū)域內(nèi)成員的利益，阻礙區(qū)域外產(chǎn)品對(duì)內(nèi)出口的快速增長(zhǎng)而針對(duì)紡織品設(shè)置的極為嚴(yán)格的原產(chǎn)地規(guī)則。TPP要求的本地含量標(biāo)準(zhǔn)(RVC)高達(dá)45%，刷新了東亞FTAs的40%的記錄，同時(shí)還不斷強(qiáng)調(diào)“從紗認(rèn)定”原則的使用，從而進(jìn)一步強(qiáng)化了TPP協(xié)定原產(chǎn)地規(guī)則的限制效力。

TPP協(xié)定中嚴(yán)格的原產(chǎn)地規(guī)則，無疑給外貿(mào)競(jìng)爭(zhēng)力下滑、頻繁遭受國外“雙反調(diào)查”、依賴外延型增長(zhǎng)并開始顯露出“巴格瓦蒂效應(yīng)”跡象的我國紡織品出口帶來較大的負(fù)面影響。其原因有兩個(gè)：一是 TPP協(xié)定消除了成員國間的關(guān)稅阻礙，因此在原產(chǎn)地規(guī)則作用下，成員國的需求發(fā)生偏轉(zhuǎn)，相互間的貿(mào)易聯(lián)系得以強(qiáng)化，從而使我國處于不利的競(jìng)爭(zhēng)地位，并且由此引發(fā)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)更使我國的紡織品出口直接受損。二是TPP協(xié)定允許成員方使用非關(guān)稅壁壘及其它貿(mào)易救濟(jì)措施，而原產(chǎn)地規(guī)則雖未被劃歸非關(guān)稅壁壘的范圍內(nèi)，但其所產(chǎn)生的效力卻與形式多樣的非關(guān)稅壁壘不相上下。且有些國家還常將環(huán)保條款、知識(shí)產(chǎn)權(quán)等規(guī)定與原產(chǎn)地規(guī)則結(jié)合使用，從而構(gòu)建了一個(gè)嚴(yán)密的貿(mào)易保護(hù)圈，層層圍堵，不僅使我國紡織品的出口嚴(yán)重受損，而且使我國的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)不斷下降。

1　相關(guān)文獻(xiàn)綜述

隨著我國自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略的實(shí)施，針對(duì)原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國出口產(chǎn)品的潛在負(fù)效應(yīng)的研究也逐漸增多。李廷、高斌[1]47-50；蔡宏波[2]25-31以中國香港、韓國、澳大利亞等與中國大陸地區(qū)的雙邊貿(mào)易為對(duì)象，測(cè)度了建立自由貿(mào)易區(qū)產(chǎn)生的貿(mào)易流量效應(yīng)，分析了貿(mào)易流量效應(yīng)對(duì)制定對(duì)外貿(mào)易戰(zhàn)略的參考意義；萬璐[3]59-73利用 GTAP模型討論了美國加入TPP的可能步驟，并分析了美國加入TPP對(duì)成員國和域外國家產(chǎn)生的影響；曾坤生、王玨[4]54-57在了解了中國紡織品向TPP成員國出口現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，分析了TPP對(duì)我國紡織品出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響；湯碧、林桂軍[5]16-20針對(duì)美國加入TPP給中國區(qū)域貿(mào)易的沖擊進(jìn)行了分析，提出中國應(yīng)關(guān)注TPP談判，推動(dòng)和東亞區(qū)域國家的經(jīng)濟(jì)合作，減少TPP沖擊負(fù)效應(yīng)等建議；彭支偉、張伯偉[6]83-95利用CGE模型對(duì)TPP和FTAAP對(duì)APEC成員造成的影響進(jìn)行評(píng)估，提出中國要在逐漸推進(jìn)雙邊自由貿(mào)易協(xié)定的同時(shí)，深化區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作，以減少TPP帶來的不利沖擊。

以上學(xué)者雖然從不同角度對(duì)于原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國出口產(chǎn)品的潛在負(fù)效應(yīng)進(jìn)行了研究，并利用相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行了測(cè)算，但這些僅僅是對(duì)產(chǎn)業(yè)自身調(diào)整的研究，而像利用簽署雙邊自由貿(mào)易協(xié)定(Free Trade Agreement，簡(jiǎn)稱FTA)這種方式來化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)紡織品出口帶來的不利影響的研究則相對(duì)較少，且對(duì)此進(jìn)行測(cè)算和論證的力度也明顯不足。

2　TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口影響的機(jī)理分析

本文在參閱以上學(xué)者的研究成果的基礎(chǔ)上，利用Ju jiandong與Kala Karishina模型[7]1-10，以自由貿(mào)易協(xié)定中的雙邊原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品向單個(gè)成員、對(duì)TPP 11國及紡織品具體細(xì)類產(chǎn)品的出口效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度，以此尋求TPP原產(chǎn)地規(guī)則給我國經(jīng)濟(jì)帶來不利影響的解決途徑。下面本文著重探討TPP 原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的影響機(jī)理。

2.1理論模型假設(shè)

(1)本文假設(shè)存在貿(mào)易聯(lián)系的甲、乙、丙三國中，甲、乙之間簽署了自貿(mào)協(xié)定，丙為區(qū)域外國家。在此，甲國生產(chǎn)A、B兩種產(chǎn)品，乙國生產(chǎn)A、C兩種產(chǎn)品，丙國生產(chǎn)B、C兩種產(chǎn)品。以上三種產(chǎn)品中，A、B為最終產(chǎn)品，而C為B產(chǎn)品的中間產(chǎn)品，A為計(jì)數(shù)商品。A、B兩種產(chǎn)品最終在三國中均有銷售，甲、乙二國相對(duì)于丙國則為小國。在此，無論是中間產(chǎn)品(C)還是最終產(chǎn)品(A、B)面臨的市場(chǎng)均為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，且生產(chǎn)的規(guī)模效益不變。

(2)本文假設(shè)甲、乙兩國的自貿(mào)協(xié)定生成以前，三國間的貿(mào)易方向?yàn)椋罕麌蚣?、乙出口B、C兩種產(chǎn)品，并進(jìn)口A、B兩種產(chǎn)品。而乙國對(duì)甲國出口C，進(jìn)口B。此時(shí)，全部商品的世界市場(chǎng)價(jià)格為1。假設(shè)自貿(mào)區(qū)成立前，甲、乙兩國對(duì)B產(chǎn)品的進(jìn)口關(guān)稅為TB甲、TB乙，對(duì)C的進(jìn)口關(guān)稅為TC甲、TC乙，TB乙>TB甲。則A、B、C三種產(chǎn)品最終的價(jià)格等于世界市場(chǎng)價(jià)格與關(guān)稅之和。但在自貿(mào)區(qū)成立后，甲、乙兩國間的產(chǎn)品交易關(guān)稅就變?yōu)?，同時(shí)，甲、乙兩國對(duì)外實(shí)施一致的原產(chǎn)地規(guī)則。

2.2原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)域外國家中間產(chǎn)品出口的影響

圖1　原產(chǎn)地規(guī)則限制程度與產(chǎn)品成本的關(guān)系

由圖1可知，當(dāng)原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α小于α0時(shí)，原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度較低，甲國B產(chǎn)品的生產(chǎn)容易滿足原產(chǎn)地規(guī)則要求。甲國可以在乙國與丙國中選擇價(jià)格相對(duì)低廉的中間投入品C，因此，低限制程度的原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)FTA區(qū)域內(nèi)的中間投入品貿(mào)易影響較小，且甲國可以從中獲得較大的由貿(mào)易所創(chuàng)造的效應(yīng)。

當(dāng)原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α處于α0與α1之間時(shí)，原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度雖有所提升，但并未達(dá)到十分嚴(yán)格的程度。此時(shí)，實(shí)施原產(chǎn)地規(guī)則的生產(chǎn)成本低于未實(shí)施原產(chǎn)地規(guī)則的成本，因此，甲國會(huì)對(duì)從乙國及丙國進(jìn)口的中間投入品C的比例進(jìn)行調(diào)整，增加從乙國的進(jìn)口，降低從丙國的進(jìn)口，以滿足FTA中原產(chǎn)地規(guī)則的要求。在此過程中，甲國增加對(duì)FTA內(nèi)部成員的中間投入品需求，會(huì)推升中間投入品C的價(jià)格，導(dǎo)致制成品B的價(jià)格上漲。此外，受原產(chǎn)地規(guī)則限制，區(qū)域外廉價(jià)的B產(chǎn)品因難以進(jìn)入甲、乙FTA的市場(chǎng)之內(nèi)，導(dǎo)致甲、乙兩國的消費(fèi)者因被迫購買高價(jià)產(chǎn)品而面臨消費(fèi)者剩余減少、福利水平下降的困局。

當(dāng)原產(chǎn)地規(guī)則的限制程度α大于α1時(shí)，則原產(chǎn)地規(guī)則漸趨嚴(yán)格，此時(shí)甲國企業(yè)生產(chǎn)B產(chǎn)品時(shí)，從乙國進(jìn)口的中間投入品C的數(shù)量會(huì)進(jìn)一步增加，而丙國的C產(chǎn)品也將更加難以進(jìn)入。當(dāng)投入品C的價(jià)格隨需求增加而上漲并最終使制成品B的價(jià)格飛升時(shí)，F(xiàn)TA成員國消費(fèi)者的福利水平會(huì)嚴(yán)重受損。

2.3原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)域外國家最終產(chǎn)品出口的影響

原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)域外國家最終產(chǎn)品的出口主要是通過中間投入品實(shí)現(xiàn)的。因此，嚴(yán)格的原產(chǎn)地規(guī)則設(shè)定會(huì)對(duì)域外國家的產(chǎn)品出口造成以下影響：首先，由于本地產(chǎn)量不能滿足原產(chǎn)地規(guī)則要求的產(chǎn)品無法享受相關(guān)的稅收優(yōu)惠，因此，高額關(guān)稅的征收則會(huì)推升丙國生產(chǎn)的最終產(chǎn)品B的價(jià)格，使其失去與本地產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而阻礙丙國向FTA成員國的出口；其次，若丙國為滿足產(chǎn)品的本地產(chǎn)量要求，使用FTA成員乙國生產(chǎn)的中間投入品C，從而可能使消費(fèi)者需求增加而使產(chǎn)品C的價(jià)格上升，進(jìn)而會(huì)間接推高最終產(chǎn)品B的價(jià)格。在這種情況下，丙國的產(chǎn)品即便滿足了原產(chǎn)地規(guī)則要求，但由于丙國不是FTA成員，因而丙國也難以獲得相關(guān)優(yōu)惠措施，其出口的產(chǎn)品B在價(jià)格上仍然不具備競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，因而無法從根本上改變丙國出口受阻的困境。

3　化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口負(fù)面影響途徑的實(shí)證檢驗(yàn)

雖然我國學(xué)者普遍青睞通過產(chǎn)業(yè)調(diào)整降低TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國的影響，但產(chǎn)業(yè)調(diào)整是一個(gè)長(zhǎng)期的過程。以品牌建設(shè)為例，每一個(gè)得到廣泛認(rèn)知的品牌都經(jīng)歷了幾十年甚至上百年的發(fā)展，因此，新建品牌對(duì)出口的促進(jìn)作用并不明顯。此外，產(chǎn)業(yè)調(diào)整對(duì)技術(shù)及工人素質(zhì)的要求很高，由此便會(huì)引發(fā)新的就業(yè)及人力供給問題，進(jìn)而又會(huì)影響產(chǎn)業(yè)調(diào)整的效果。而現(xiàn)階段我國雖未直接參與TPP談判，但卻與其成員國中的越南、馬來西亞、新西蘭、新加坡、秘魯、文萊及智利簽署了雙邊自貿(mào)協(xié)定。那么，我國如何利用這些FTA中的原產(chǎn)地規(guī)則來維護(hù)我國利益，促進(jìn)我國的紡織品出口呢？基于此，本文提出了化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則不利影響的一個(gè)思路：即因?yàn)橹苯蛹尤隩PP存在巨大障礙，那么，我國可以通過與TPP成員逐一簽署雙邊FTA，并利用其原產(chǎn)地規(guī)則效應(yīng)，抵減TPP原產(chǎn)地規(guī)則的影響。

為了驗(yàn)證這一思路的可行性及效果，本文以2002—2014年中國大陸對(duì)TPP中11個(gè)成員國(美國、越南、加拿大、馬來西亞、文萊、智利、新西蘭、新加坡、澳大利亞、墨西哥、秘魯)的紡織品出口情況來構(gòu)建面板數(shù)據(jù)引力模型，并利用引力模型分別對(duì)我國與TPP 7國間存在雙邊FTA的原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口到單個(gè)國家的效應(yīng)、出口7國的總效應(yīng)及紡織品中不同種類(如原料類、日用和工用紡織品以及服裝與配件)的出口效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度。

3.1實(shí)證模型、方法和數(shù)據(jù)說明

20世紀(jì)60年代，Tinbergen將物理學(xué)上的引力模型引入了國際貿(mào)易問題的研究中，由此開創(chuàng)了此類研究的先河。此后，Linnemann[8]300-350及后繼的研究者不斷擴(kuò)充引力模型的變量，從而使研究更加深入細(xì)致。當(dāng)前采用引力模型進(jìn)行的研究大多為 “多國模式”，即測(cè)度n個(gè)國家中兩兩之間的貿(mào)易。因本文的重點(diǎn)在于測(cè)度TPP建立后其原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的影響，因此，本文選擇“單國引力模型”進(jìn)行實(shí)證研究。單國引力模型的一般形式為：

(1)

本文將(1)式進(jìn)行對(duì)數(shù)化后變?yōu)?2)式：

ln(Fij)=β0+β1ln(GDPi)+β2ln(GDPj)+β3ln(Distij)+μij

(2)

本文在(2)式的基礎(chǔ)上構(gòu)建的引力模型為：

lnEXPORTijt=α0+β1lnGDPit+β2lnGDPjt+β3lnpcGDPit+β4lnpcGDPjt+β5lnpcGDPdiffijt+β6lnDISTANCEij+β7RoOijt+εijt

(3)

(3)式中：EXPORTijt表示中國在t年向j國的出口額，并根據(jù)HS2002編碼對(duì)紡織品服裝類產(chǎn)品分類，紡織品出口額數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(UNcomtrade)。GDPit表示中國在t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；GDPjt表示j國在t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPit表示中國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPjt表示j國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；pcGDPdiffijt，表示中國和j國在t年的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值差額。*數(shù)據(jù)來源：來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫；DISTANCEij表示i、j兩國間的距離，一般被認(rèn)為是兩國間貿(mào)易的阻滯因子。本文按照一般做法，采用兩國首都間的距離衡量?jī)蓢Q(mào)易活動(dòng)的運(yùn)輸成本。*數(shù)據(jù)來源：利用網(wǎng)站http://www.geobytes.com/default.htm中的距離計(jì)算器測(cè)算得出；RoOijt為虛擬變量，代表自貿(mào)協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則，它是促進(jìn)出口貿(mào)易量的重要“壓力源”。雙邊簽署的FTA存在原產(chǎn)地規(guī)則，賦值為 1，反之為0。*數(shù)據(jù)來源：根據(jù)各經(jīng)濟(jì)體向世界貿(mào)易組織秘書處通報(bào)注冊(cè)情況獲得。εij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免偽回歸問題的出現(xiàn)，本文在測(cè)度各種效應(yīng)之前，先對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行驗(yàn)證，具體采用Levin-Lin-Chu(LLC)、Im-Pesaran-Skin(IPS)、Fisher-ADF、Fisher-PP 等方法，分別在相同根情形下和不同根情形下對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于樣本總體回歸模型在水平狀態(tài)下除變量lnpcGDPjt在10%的置信度下滿足平穩(wěn)性檢驗(yàn)外，其余變量均不平穩(wěn)，因此，本文在取一階差分后繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)，由此得到以下結(jié)果，詳見表1所示。

表1　面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為p值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

3.3實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.1RoO對(duì)我國紡織品出口流量的檢驗(yàn)

本文以方程(3)為基礎(chǔ)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型的SUR加權(quán)GLS方法進(jìn)行回歸擬合，分別測(cè)度我國與上述7國間FTA原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的影響。由于本文的研究重點(diǎn)僅限于我國紡織品的出口，因此暫未考慮RoO對(duì)TPP協(xié)議中其他國家之間紡織品出口的影響。此外，由于樣本對(duì)象模型為面板數(shù)據(jù)模型，雖然可以通過截距變化反映截面成員的個(gè)體差異，但變化后的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)或經(jīng)濟(jì)條件會(huì)導(dǎo)致相關(guān)參數(shù)隨截面?zhèn)€體的變化而變化，從而使研究結(jié)果與目標(biāo)相悖，因此本文將主要考察7個(gè)雙邊自由貿(mào)易區(qū)協(xié)議對(duì)各自貿(mào)易量的真實(shí)影響，同時(shí)對(duì)變量RoOijt的系數(shù)進(jìn)行橫向比較，以分析其差異所在。具體模型如下：

yit=αi+xit′βi+uit(i=1,2,…,N; t=1,2,…,T)

(4)

(4)式中，yit為因變量，xit=(x1,it,x2,it,…,xk,it)′為k*1維解釋變量，N為截面成員個(gè)數(shù)，T為每個(gè)截面成員觀測(cè)時(shí)期總數(shù)；參數(shù)αi為模型的常數(shù)項(xiàng)，βi為對(duì)應(yīng)于解釋變量向量xit的系數(shù)向量。由此得到以下結(jié)果，詳見表2所示。

表2　固定效應(yīng)系數(shù)模型回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為p值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

由表2可知，R2=0.994 4，加權(quán)修正R2=0.993 1，D.W=0.859 3，加權(quán)D.W=2.061 0，由此可見，采用固定效應(yīng)系數(shù)模型回歸結(jié)果轉(zhuǎn)好。中國同7個(gè)樣本對(duì)象的紡織品出口，RoO系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，除與新加坡的RoO系數(shù)為負(fù)外，其余系數(shù)均為正值。

具體地，中國對(duì)越南出口貿(mào)易受雙邊FTA影響最顯著，系數(shù)達(dá)到1.920 7。這表明中越FTA的原產(chǎn)地規(guī)則，能夠有效保護(hù)我國對(duì)越南的紡織品出口利益，從而在一定程度上弱化了TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的負(fù)效應(yīng)。中國同馬來西亞、智利、文萊、秘魯、新西蘭的雙邊FTA 也分別在一定程度上促進(jìn)了雙邊貿(mào)易，這與兩地在地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程中所扮演的重要角色密不可分。新加坡同中國貿(mào)易引力模型的RoO虛擬變量系數(shù)為負(fù)，表明FTA的原產(chǎn)地規(guī)則在一定程度上阻礙了雙方貿(mào)易的增長(zhǎng)，這一結(jié)果與模型的預(yù)測(cè)不符。其原因是新加坡的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)較為特殊，同時(shí)，新加坡是全球簽署FTA較多的國家之一，因而，F(xiàn)TA中的原產(chǎn)地規(guī)則相互交織，極可能對(duì)我國紡織品的出口形成阻礙。此外，在中國與新加坡方程擬合中，同期相關(guān)或不同時(shí)期個(gè)體隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)等現(xiàn)象也可能對(duì)計(jì)算結(jié)果產(chǎn)生一定的影響。

3.3.2總體樣本的回歸結(jié)果分析

引力模型最常用的估計(jì)方法為固定效應(yīng)模型回歸(FE)和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸(RE)兩種。為了檢驗(yàn)計(jì)量結(jié)果對(duì)解釋變量選擇的敏感性，本文對(duì)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)分別進(jìn)行了回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)Hausman未通過顯著性檢驗(yàn)，因此不能采用固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，而應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。模型Ⅰ以中國對(duì)樣本國家的紡織品出口額為被解釋變量，根據(jù)(3)式進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)回歸。模型Ⅰ′是剔除模型Ⅰ中不顯著變量后的隨機(jī)效應(yīng)回歸模型?？傮w樣本模型Ⅰ和模型Ⅰ′的回歸結(jié)果詳見表3所示。

由表3可知，樣本總體回歸結(jié)果中除出口國的GDP、人均GDP以及距離不顯著外，其他指標(biāo)均顯著。

模型Ⅰ中，lnGDPit、lnGDPjt的系數(shù)均為正值，但前者不顯著。GDPi為出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，反映了出口國潛在的供給能力；GDPj為進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，反映了進(jìn)口國的潛在需求能力，此二者被認(rèn)為與貿(mào)易量呈正相關(guān)。我國作為紡織品出口大國，紡織品原料和制成品生產(chǎn)總量較大，出口的GDP越高，則其需求能力也就越大，而模型中回歸系數(shù)表明經(jīng)濟(jì)總量對(duì)貿(mào)易的推動(dòng)作用十分明顯。

表3　總體樣本的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

通過對(duì)lnpcGDPit、lnpcGDPjt的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其系數(shù)均為負(fù)，同時(shí)變量lnpcGDPit未能通過顯著性檢驗(yàn)，而lnpcGDPjt通過顯著性檢驗(yàn)，表明我國紡織品出口會(huì)受進(jìn)口國人均GDP的影響，但從系數(shù)上看，這一影響的方向?yàn)樨?fù)。其原因可能是：我國龐大的人口總量攤薄了紡織品的出口總額，從而表現(xiàn)出高出口額、低人均GDP的特點(diǎn)，使回歸結(jié)果呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。另外pcGDPdiffijt的系數(shù)為0.547，且在5%的置信度下滿足顯著性要求，表明兩國經(jīng)濟(jì)水平的差異會(huì)促進(jìn)兩國貿(mào)易的發(fā)展。對(duì)DISTANCEij的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其系數(shù)為負(fù)，并未通過顯著性檢驗(yàn)，由此說明距離對(duì)雙邊貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生阻滯作用。而虛擬變量RoOijt的系數(shù)為1.025，且顯著性較高。較之pcGDPi的系數(shù)為0.122 5，原產(chǎn)地規(guī)則系數(shù)為1.025，表明TPP協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則設(shè)定會(huì)產(chǎn)生較大的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，這說明我國與TPP成員國中7個(gè)國家間的雙邊FTA原產(chǎn)地規(guī)則能為我國紡織品的出口帶來較高的正效應(yīng)，這在一定程度上也能夠化解TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國的不利影響。

3.3.3樣本分類回歸結(jié)果分析

依照聯(lián)合國產(chǎn)品HS2002分類標(biāo)準(zhǔn)，紡織品具體分為三類：即紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件。紡織品原料類產(chǎn)品出口越多，越說明出口國處于較低的發(fā)展階段，反之，紡織品中的制成品出口越多，越表明該國的發(fā)展階段高。但由于分類后各類產(chǎn)品的份額以及相關(guān)的貿(mào)易情況都有所變化，而這些變化在總體模型中并不能清楚地解釋，因此，本文下面分別就紡織品的三種類型進(jìn)行回歸分析，以期更全面地測(cè)度RoO對(duì)不同類型紡織品出口的影響。

下面以模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ分別代表紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件，以模型Ⅱ′、模型Ⅲ′、模型Ⅳ′分別代表剔除不顯著變量后紡織品原料類、日用和工用紡織品、服裝及附件三類商品出口的回歸模型。由回歸過程可知，此三類紡織品回歸模型的Hausman檢驗(yàn)p值分別為0.966、0.101 7、0.498 8，均拒絕固定效應(yīng)回歸，因而再采用隨機(jī)效應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行回歸。由此得到模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ和剔除不顯著變量后模型Ⅱ′、模型Ⅲ′、模型Ⅳ′的回歸結(jié)果，詳見表4所示。

由表4可以看出以下幾點(diǎn)：

(1)除人均GDP差異不顯著外，其余指標(biāo)的回歸結(jié)果均比較顯著。在模型Ⅱ及模型Ⅲ中，lnGDPi的系數(shù)分別為57.044、47.518，并都在10%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，表明紡織品原料、日用和工用紡織品的出口與出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模及供給能力呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)，lnGDPj的系數(shù)也為正值，且在1%的水平下顯著相關(guān)，表明進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力與需求能力呈正相關(guān)關(guān)系。

(2)進(jìn)口國的人均GDP對(duì)我國三類紡織品出口貿(mào)易作用明顯。模型Ⅱ、模型Ⅲ、模型Ⅳ中l(wèi)npcGDPi、lnpcGDPj的系數(shù)均為負(fù)，且在模型Ⅱ、模型Ⅲ中通過顯著性檢驗(yàn)，說明進(jìn)口國的人均GDP對(duì)我國三類紡織品出口貿(mào)易作用明顯，但系數(shù)為負(fù)，表明我國現(xiàn)階段出口產(chǎn)品中的低端產(chǎn)品所占比重較大，因此，當(dāng)進(jìn)口國人均收入提高時(shí)便會(huì)降低對(duì)我國此類產(chǎn)品的需求。

(3)收入水平的不同會(huì)影響國家間的貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)。模型Ⅱ、模型Ⅲ系數(shù)為負(fù)，未通過顯著性檢驗(yàn)。從pcGDPdiffijt的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，模型Ⅱ、模型Ⅲ系數(shù)均為負(fù)，未通過顯著性檢驗(yàn)，但模型Ⅳ表現(xiàn)尚佳，且在1%的水平下通過顯著性檢驗(yàn)，說明系數(shù)的預(yù)期方向和理論相符，即：收入水平的不同會(huì)影響國家間的貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)。

(4)我國與別國距離阻礙紡織品的雙邊貿(mào)易。因DISTANCE的系數(shù)均為負(fù)，且通過顯著性檢驗(yàn)，表明距離在三類紡織品雙邊貿(mào)易中起了阻滯作用。模型Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ中的系數(shù)絕對(duì)值逐漸減小，表明在紡織品出口中較為低端的紡織品原料類受距離這一阻滯因素的影響大于日用和工用紡織品，而日用和工用紡織品受此影響的程度又大于服裝及附件。

(5)原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國向TPP 7個(gè)成員國的出口效應(yīng)為正。由虛擬變量RoO在三個(gè)模型中的系數(shù)可以看出，虛擬變量RoO的顯著性較高。具體而言，這些協(xié)定中的原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)紡織品原料出口的影響為0.486，對(duì)日用及工用紡織品出口的影響為0.437，對(duì)服裝及配件為0.545，表明原產(chǎn)地規(guī)則的設(shè)定保護(hù)了我國對(duì)TPP國家的出口利益，且處于產(chǎn)業(yè)鏈兩頭的紡織品原料與服裝從中受益較多。

表4　樣本分類回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值，***，**，*分別表示在1%、5%、10%的置信水平下顯著。

4　結(jié)　語

當(dāng)前，由于我國尚未加入TPP談判，無法在TPP協(xié)定內(nèi)消除原產(chǎn)地規(guī)則所帶來的不利影響。但在TPP協(xié)定之外，我國通過“全面實(shí)施自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略”，且與TPP中7個(gè)成員國簽署的雙邊FTA原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的正效應(yīng)比較顯著，表明此種方式能夠在一定程度上降低TPP原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織品出口的不利影響。未來當(dāng)我國完成與TPP剩余4個(gè)成員國(美國、加拿大、澳大利亞、墨西哥)的雙邊FTA建設(shè)時(shí)，這種抵減效果將會(huì)更加明顯。但需要指出的是，我國要完成雙邊FTA的簽署過程可能比較漫長(zhǎng)與艱難，其間需要考慮與必須克服的障礙也會(huì)很多，因而要達(dá)成與上述四國雙邊FTA協(xié)議的簽訂也并非易事，因此，我國要抵減原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)我國紡織出口負(fù)效應(yīng)的影響還有漫長(zhǎng)的路要走。

[1]李廷，高斌.原產(chǎn)地規(guī)則對(duì)紡織品貿(mào)易影響的實(shí)證分析[J].華東師范大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2008(2).

[2]蔡洪波.我國自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易流量效應(yīng)：基于面板數(shù)據(jù)的引力模型分析[J].國際貿(mào)易問題,2010(1).

[3]萬璐.美國TPP戰(zhàn)略的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究：基于GTAP模擬的分析[J].當(dāng)代亞太，2011(4).

[4]曾坤生,王玨.中國對(duì)TPP參與國紡織服裝貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力分析[J].對(duì)外經(jīng)貿(mào)實(shí)務(wù)，2012(10).

[5]湯碧,林桂軍.跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定對(duì)中國戰(zhàn)略的影響與中國的對(duì)策[J].社會(huì)科學(xué)研究,2012(6).

[6]彭支偉,張伯偉.TPP和亞太自由貿(mào)易區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及中國的對(duì)策[J].國際貿(mào)易問題,2013(4).

[7]Ju Jiandong Krishna,Kala Krisnna.Market access and welfare effects of free trade areas without rules of origin[R].Cambridge Massachusetts:NBER WorkingPaper.2004.

[8]Linnemann Hans.An econometric study of international trade flows [M].North Holland:North Holland Publishing Company,1966.

(責(zé)任編輯王栓芹)

Studies on the Way to Reduce the Negative Impact of TPP Origin Rule on China's Fabric Export

DONGYajie,WANGWeitao

(FinancialWorkOfficeofQinghaiProvince,Xining,Qinghai,810000,China;BankofGansuCO.,Ltd,Lanzhou.Gansu,730000,China)

The Origin rule in TPP has great effect on China's fabric export.Based on the models of Ju jiandong and Kala Krishina(2004),the paper firstly analyzed the negative effect of the Origin Rule in TPP on China's fabric export;then used the panel-date Gravity Model to measure the impact of Rule of Origin in TPP on China's export to single country,the impact on China's export to the total TPP countries,as well as the impact on the export of several particular fabric goods.According to the results of empirical test,It is suggested that signing a free trade agreement with each member of TPP is a new way to lower the negative effect of the origin rule in TPP on China's fabric export.

TPP;origin rule/ rule of origin;fabric export;FTA;Gravity Model

2016-05-20

董雅潔，女，陜西華縣人，青海省金融工作辦公室經(jīng)濟(jì)師，碩士，研究方向：國際貿(mào)易、世界經(jīng)濟(jì)。

F744

A

1008-5645(2016)05-0017-08