技術性貿易壁壘對中國電子行業(yè)出口的影響研究
——基于中美貿易引力模型的實證分析

楊虹 張柯

（云南民族大學 經濟學院，云南昆明 650500）

一、問題的提出

隨著中國經濟實力與科技水平的不斷提升，中國電子產品出口貿易快速發(fā)展，其中技術產品出口已然成為中國出口貿易中不可或缺的重要組成部分。但與此同時，中國遭受到的技術性貿易壁壘沖擊也越來越多。統(tǒng)計數據顯示，自2001年中國加入世貿組織以來，在中國遭受的出口貿易壁壘中，約有80%來自技術性貿易壁壘，每年受其影響的出口額占到出口總額的25%左右；[1]2014年，在中國出口總額中有755多億美元的損失是由技術性貿易壁壘直接造成的。截至2016年，技術性貿易壁壘給中國出口貿易造成的直接經濟損失高達933億美元，新增成本247.5億美元，其中約有40%的中國出口企業(yè)都遭遇過技術性貿易壁壘沖擊與限制。[2][3]事實上，占比高達70%的世界貿易都受到了技術性貿易壁壘的影響。[4]

根據跨太平洋伙伴關系協(xié)定 （Trans-Pacific Partnership Agreement）最新信息，世界貿易規(guī)則將進一步以知識產權與環(huán)境保護、技術標準為主，這意味著中國未來的出口貿易會面臨更多技術性貿易壁壘。

二、文獻回顧與述評

發(fā)達國家學者最早開始了針對技術性貿易壁壘的研究，國內學者最早關注技術性貿易壁壘始于20世紀70年代。所謂技術性貿易壁壘（Technical Barriers to Trade,TBT）是指一種非關稅壁壘，屬于貿易限制法規(guī)中的一種類型。國內外學者對TBT的定義有一些差別，國外學者認為，TBT是指通過限制并且抬高技術門檻對國外產品在本國市場銷售作出的一系列法律法規(guī)；國內學者認為，TBT是指通過采取一些強制或者非強制性技術措施來保證產品質量并且使之成為其他國家進入本國市場的障礙性政策。

TBT常常是以技術手段名目出現的，已經成為當前國際貿易中最難發(fā)現、最難解決的貿易壁壘問題。因此，技術性貿易壁壘通常就是指由發(fā)達國家或者掌控先進技術國家制定出臺的、較高標準的技術性法規(guī)和技術性門檻，目的就是限制非發(fā)達國家或者技術落后國家的產品進入本國市場。名義上是為了維護本國安全、保護本國環(huán)境和本國企業(yè)產品，實質上是為了限制其他國家商品、FDI與服務進入，以實現保護本國市場的目的。因此，技術性貿易壁壘已經成為許多發(fā)達國家保護國內市場及經濟產業(yè)以及限制進出口貿易的重要手段。

關于技術性貿易壁壘對出口的影響研究，當前學術界聚焦的目光主要集中在機制、原因與效應等方面。Krugman（克魯格曼，1990）認為，進入有TBT的國家市場將會帶來不可彌補的沉沒成本，繼而影響企業(yè)的出口決策；[5]Moenius（莫紐斯，1999）在研究了TBT產生的歷史背景之后，發(fā)現各國之所以尋找新的貿易壁壘，直接原因就在于二戰(zhàn)之后世界貿易自由化不斷發(fā)展，傳統(tǒng)貿易壁壘受到了前所未有的沖擊，TBT 應運而生；[6]Markusen （馬庫斯，2001）指出，國家間的差異性直接導致了技術法規(guī)和標準的差異性，這會導致各個國家市場的固定成本不同，企業(yè)在作出出口決策時，會自發(fā)選擇那些進入壁壘較低的國家市場或者選擇不出口，最終影響到出口，進而直接影響到國際貿易流量變化。[7]高文書（2003）、王杰（2010）認為，TBT 產生的原因在于國與國之間的經濟差異及市場機制差異以及各國市場之間存在的信息不對稱，額外成本的因素占比并不大。[8][9]

在現有的TBT對出口的影響效應研究文獻中，大多認為其存在正反兩方面影響。Cao&Johnson（曹和約翰遜，2001）通過相關研究確認了出口國標準的貿易促進效應；[10]趙春明、陳昊（2011）通過建立模型、運用博弈論進行相關研究，發(fā)現只要兩國技術差距不大，即使技術不占優(yōu)的國家設立技術壁壘也能給本國帶來福利及出口的增加；[11]侯俊軍（2009）的實證分析結果表明，國家標準每增加1%，其對商品結構的改變就有1.59%的優(yōu)化作用，長此以往會促進出口貿易增加；[12]Moenius(莫紐斯，1999)認為進口國異質標準雖然會降低貿易出口但同時也會促進進口；陳曉娟、穆月英（2015）通過構建中韓貿易模型，發(fā)現韓國對中國的技術貿易壁壘抑制了中國對韓國的農產品出口；[13]鮑曉華、朱達明（2015）通過研究出口國遭遇TBT的差異化情況后，發(fā)現國家應對TBT的努力與國內人均收入水平、技術水平、企業(yè)管理能力之間存在正向關系，長期來看TBT對一國出口貢獻可能為正。[14]

綜上，目前學術界關于TBT對出口影響機制的觀點基本達成了一致，認為TBT造成的額外成本增加會對出口產生影響，但針對出口的正負影響效應目前尚未形成一致結論。筆者認為，現有研究文獻可能忽略了TBT在時間長短作用下對出口的影響因素，且?guī)缀鯖]有考慮到TBT會隨著技術強度與出口的增加而出現“壁壘強度突變”的情況。

三、理論分析與推導

（一）技術性貿易壁壘產生的原因

1.傳統(tǒng)的貿易壁壘博弈分析：以關稅為例

傳統(tǒng)的貿易壁壘一般是在商品價格及數量上進行壁壘設置。以關稅為例，當實施關稅壁壘時，被實施國的商品價格會上漲，進而直接導致其出口貿易數量減少。以下將通過關稅壁壘博弈模型進行相關分析，以探究發(fā)達國家為什么會放棄傳統(tǒng)貿易壁壘而選擇TBT。

假設有A、B兩個國家開展進出口貿易，且兩國之間信息對稱、兩國在博弈之中均以成本最小化來進行博弈，于是便有以下4種情況：當A、B兩國均不征收關稅時，二者的貿易成本均為a；當A、B兩國均征收關稅時，二者的貿易成本均為b；當A國征收關稅、B國不采取報復行為而承擔其關稅時，二者的貿易成本分別為c、d；當B國征收關稅、A國不采取報復行為而承擔其關稅時，二者的貿易成本分別為d、c。根據各自的博弈成本可知，c>a>b>d，傳統(tǒng)的貿易壁壘博弈矩陣如表1所示。

表1 傳統(tǒng)的貿易壁壘博弈矩陣分析

由表1可知，A、B兩國經過完全信息對稱博弈之后，在理論上會得到（a、a）的最優(yōu)解，但現實中A、B兩國的最優(yōu)決策在（b、b）上，于是出現了“囚徒困境”。在傳統(tǒng)的關稅壁壘博弈中，由于產品價格上漲，生產商均可得到更多利益，但消費者利益會受到損害，特別是發(fā)達國家消費者往往比發(fā)展中國家消費者損失更多，于是發(fā)達國家會放棄更多的關稅壁壘，轉而選擇新型的壁壘模式，如技術性貿易壁壘。

2.非傳統(tǒng)的貿易壁壘博弈分析：以TBT為例

非傳統(tǒng)貿易壁壘一般是以技術為核心，通過限制進口來達到保護本國市場的目的，常見于發(fā)達國家。假設有A、B兩國開展進出口貿易，且以成本為基礎進行博弈，有如下4種博弈結果：若A、B均不設置 TBT，二者的貿易成本分別為 c1、c2；若 A、B均設置TBT，二者的貿易成本分別為：c1-c+e、c2-b+f，其中e與f分別表示A、B兩國進行報復設置TBT造成的對方國家成本增加值；若A設置TBT而B不設置，二者的貿易成本分別是c1-c、c2+d，其中c、d分別表示A因此而減少的成本，B因此而增加的成本；若A不設置TBT而B設置，二者的貿易成本分別是c1+a、c2-b，其中a、b分別表示A因此而增加的成本以及B因此而減少的成本；若A、B均不設置TBT，二者的貿易成本分別是c1、c2。根據各自的博弈成本，可建立非傳統(tǒng)貿易壁壘博弈矩陣如表2所示。

表2 非傳統(tǒng)的貿易壁壘博弈矩陣分析

由表2可知，A、B兩國設置TBT的概率分別是ε、δ，則有 A 國不設置 TBT 的期望成本為：C1=（1-ε）c1+ε （c1+a）；A 國設置 TBT 的期望成本為：C2=（1-ε）（c1-c）+ε（c1-c+e）；可得到 A 國的均衡為：C1=C2，即ε*=c/（e-a），即當 ε<ε*時，A 國不會設置 TBT。 同理，B 國不設置 TBT 的期望成本為：C1=（1-δ）c2+δ （c2+d）；B 國設置 TBT 的期望成本為：（1-δ）（c2-b）+δ（c2-b+f）；可得到 B 國的均衡為：C1=C2，即 δ*=b/（fd），即當 δ<δ*時，B 國不會設置 TBT。

綜上可知：（1）只要能夠得知 a～f的大小，就可以從理論上簡單判斷一國是否需要主動或被動地去設置TBT；（2）發(fā)達國家一般都具有技術上的優(yōu)勢，所以發(fā)達國家在對其他較為落后國家設置TBT時，并不會擔心對方國家進行TBT報復。因此，擁有先進技術的發(fā)達國家會更加主動地設置TBT。

（二）技術性貿易壁壘對出口的影響

比較優(yōu)勢理論認為，兩國之間進行貿易會相互出口具有比較優(yōu)勢的商品，進口具有比較劣勢的商品?；谶@一理論，筆者建立了一個2×2的比較優(yōu)勢模型，以證明TBT對出口貿易量的二重性。

首先，TBT的實施一定會造成成本增加，而成本增加必然會表現為出口商品價格上漲。據此，分4種情況來探討TBT的影響。

基本假設：設有A、B兩個國家，且均有商品1、商品 2，其價格分別為：PA1、PA2、PB1、PB2。

1.在A不對B的商品1實行TBT的條件下：

2.在A對B的商品1實行TBT的條件下：B國的商品1成本未超過一定數額

3.在A對B的商品1實行TBT的條件下：B國的商品1成本超過一定數額

4.在A國對B國的商品1實行TBT的條件下：B國開始進行創(chuàng)新但未跨越壁壘

5.在A國對B國的商品1實行TBT的條件下：B國開始進行創(chuàng)新跨越壁壘

四、實證分析

（一）計量模型的設定與數據說明

筆者借鑒相關理論構建貿易引力模型：兩國之間的貿易量大小與兩國的距離呈反比，與兩國的GDP呈正比。

其中，Yij表示兩國之間的貿易量，Xi、Xj、Dij、C0、ε0分別表示 i國的 GDP、j國的 GDP、i、j兩國的運輸距離、常數項以及隨機誤差項，且（i≠j）。

筆者主要研究美國TBT對中國電子行業(yè)出口貿易量的影響以及美國TBT與中國電子行業(yè)技術創(chuàng)新之間的因果關系。將i設定為中國，j設定為美國，將中國與美國的運輸距離看成定值，將Dij換成TBj，即表示美國對中國的技術貿易壁壘；由比較優(yōu)勢理論可知，技術創(chuàng)新會對跨越技術壁壘、擴大貿易量起到重要作用?；诖?，在原有貿易引力模型中引入Ti與ER兩個新變量，分別表示中國電子行業(yè)的技術創(chuàng)新與人民幣對美元的匯率；以Xi與Xj表示中國與美國的人均GDP，以反映居民購買力；通過數學推導，將原有的模型（1）變?yōu)槟Ｐ停?）：

在模型兩邊取對數，可得：

其中，Yi、Xi、Xj、TBj、Ti、ER、C0、ε0分別表示中國電子產品的出口量 (以美元為單位)、中國的人均GDP(以美元為單位)、美國的人均GDP、美國對中國電子產品的TBT、中國的技術創(chuàng)新、人民幣對美元的匯率、常數項以及隨機誤差項。

筆者并不能將模型（3）化為線性模型，原因如下：（1）將 Xi、Xj表示為中國的人均 GDP 與美國的人均GDP，如若取為雙對數模型，會造成估計參數為負，模型設定也會出現偏差；（2）如若取為雙對數模型，由于Xi經ER處理成與Xj一樣的單位，且技術Ti也會與 TBj、Xi相互影響， 解釋變 量 Xi、Xj、Ti、ER之間會出現多重共線性，不能滿足模型的基本假設。

考慮到上述情況及筆者的研究目的，剔除會導致多重共線性的解釋變量，可得模型（4）、模型（5），以分別研究美國TBT對中國電子行業(yè)出口貿易量的影響以及美國TBT與中國電子行業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系。

根據數據的可得性，實證分析采用了2001年～2016年中國對美國電子產品出口的時間序列數據來考察美國TBT對中國電子行業(yè)出口貿易量的影響以及美國TBT與中國電子行業(yè)技術創(chuàng)新之間的因果關系。其中，中國電子產品對美國的出口總額數據來自聯合國貿易數據網站，中國人均GDP數據來自中國國家統(tǒng)計局網站，美國人均GDP數據來自世界銀行數據庫網站，中國電子行業(yè)遭遇美國TBT通報數數據來自中國技術壁壘資源網站，中國電子行業(yè)申請專利數數據來自《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》，具體數據選取及描述性統(tǒng)計見表3。

表3 各變量說明與描述性統(tǒng)計

（二）模型檢驗與估計

選取2001年～2016年時間序列數據，運用E-views8軟件對模型（4）、模型（5）進行實證分析。

1.對模型（4）的檢驗

由于采用的是時間序列數據，所以變量序列可能會具有非平穩(wěn)性導致偽回歸，故先對模型（4）的變量數據進行ADF單位根檢驗。結果顯示，各序列數據的ADF值在90%置信度水平下都比其臨界值大，原序列為非平穩(wěn)序列。再對原序列數據進行一階差分檢驗，可得：Yi在90%的置信度水平下比其臨界值小，TBj在95%的置信度水平下比其臨界值小，TBj2在90%的置信度水平下比其臨界值小，所以三者均為一階單整；而Xi、Xj一階差分后在90%的置信度水平下比其臨界值大，故需進行二階差分，二階差分后在99%的置信度水平下比其臨界值小，所以二者為二階單整（檢驗結果如表4所示）。

表4 模型（4）單位根檢驗結果

由于Xi、Xj為二階單整，故在模型中應予以剔除，但由于Xi、Xj對進出口具有非常重要的影響，且考慮到二者均為二階單整，其組合可能會降階，于是將其保留在原模型中，同時對模型（4）進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗結果表明，模型（4）的單位根ADF值在99%的置信度水平下比其臨界值小，表明模型（4）在長期內具有協(xié)整關系，可以進行長期分析（檢驗結果如表5所示）。

表5 模型（4）協(xié)整檢驗結果

對模型（4）進行平穩(wěn)性檢驗后，可得模型（4）在長期內平穩(wěn)，但還需進行序列相關檢驗、異方差檢驗、共線性檢驗、模型設定偏誤檢驗。對模型（4）進行DW檢驗可知，DW值處在不確定區(qū)間內；對模型（4）進行LM檢驗可知，LM值在99%的置信度水平下比其臨界值小，不存在序列相關性；對模型（4）進行異方差檢驗可知，異方差值在99%的置信度水平下比其臨界值小，不存在異方差；對模型（4）進行設定偏誤檢驗可知，設定偏誤值在99%的置信度水平下比臨界值小，模型設定不存在偏誤（檢驗結果如表6所示）。

表6 模型（4）DW、LM、異方差、共線性、模型設定偏誤檢驗結果

2.對模型（5）的檢驗

由于采用的是時間序列數據，所以變量序列可能會具有非平穩(wěn)性導致偽回歸，故先對模型（5）的變量數據進行ADF單位根檢驗。結果顯示，各序列數據的ADF值在90%置信度水平下都比其臨界值大，原序列為非平穩(wěn)序列。再對原序列數據進行一階差分檢驗，可得：Ti在99%的置信度水平下比其臨界值小，TBj、TBj2在95%的置信度水平下比其臨界值小，所以三者均為一階單整（檢驗結果如表7所示）。

表7 模型（5）單位根檢驗結果

由于模型（5）中的TBj為外生變量，且筆者僅研究其與Ti之間的具體變化關系，故還需對模型（5）進行序列相關檢驗、異方差檢驗、共線性檢驗及模型設定偏誤檢驗。對模型（5）進行DW檢驗可知，DW值處于無自相關區(qū)間內，不存在序列相關性；對模型（5）進行異方差檢驗可知，異方差值在99%的置信度水平下比其臨界值小，不存在異方差；對模型（5）進行設定偏誤檢驗可知，設定偏誤值在99%的置信度下小于臨界值，不存在設定偏誤（具體檢驗結果如表8所示）。

表8 模型（5）DW、LM、異方差、共線性檢驗結果

3.對模型（4）、模型（5）進行回歸

對模型（4）、模型（5）進行一系列檢驗后可知，模型（4）、模型（5）均通過了檢驗，不會造成偽回歸?，F對二者進行OLS估計，采用Eviews8軟件完成回歸估計操作（具體回歸結果如表9所示）。

表9 模型OLS回歸結果

（三）回歸結果分析與解釋

通過實證分析結果可知，模型（4）的擬合優(yōu)度為0.9989，說明模型擬合度較高；Xi的系數為正，與預期相符，說明中國的人均GDP對電子產品出口具有正向影響；Xj的系數為正，與預期相符，說明美國的人均GDP對中國電子產品出口具有正向影響；TBj的二次項系數為負，與預期相符，說明2001年～2016年美國的技術性貿易壁壘對中國電子產品出口并不是呈正“U”型影響，而是呈倒“U”型影響。換句話說，TBj對中國電子產品出口的影響是先增加后減少，這與現有研究結論相悖，但并不矛盾。主要原因在于，現有研究并沒有考慮到技術性貿易壁壘會出現突變的情況，僅僅考慮了技術性貿易壁壘、出口、技術創(chuàng)新三者的靜態(tài)特征，所以才會得出正“U”型影響的結論。具體解釋如圖1所示，其中縱坐標為中國的出口貿易量，橫坐標為技術性貿易壁壘強度，且技術性貿易強度隨著時間的推移而變大。

圖1 倒"U"型出口貿易圖

筆者認為，在中國電子產品出口貿易量中，存在著技術強度與TBT強度的最佳配比。當每個TBT強度下都有著與之相對應的最佳技術強度且達到最佳配比時，電子產品出口貿易量達到最大。如圖1中的 B、D、F 點。 其中 TBT中0、TBT中1、TBT中2為不同時期的技術強度，且TBT中0

首先，在TBT中0強度下，會存在一個與之相對應的最佳技術強度T0。隨著時間的推移，中國的電子產品出口會在T0達到最大貿易量B點；而當中國電子產品出口貿易量達到最大時，美國為了保護國內市場，會設置新的TBT中1，此時的技術貿易壁壘就會從TBT中0突變?yōu)門BT中1。由于在極短時間內，中國電子行業(yè)來不及立刻更新技術以應對新的TBT中1，這會導致電子產品貿易量按照原來的TBT中0規(guī)模而降至C點。在電子產品貿易量從B點降至C點的這段時間內，電子行業(yè)會快速學習新的技術來應對新的TBT中1強度，當電子產品貿易量降至C點時，電子行業(yè)的技術性強度會逐漸提升到能夠應對TBT中1的強度。于是，貿易量按照新的TBT中1曲線上升，隨著技術強度的不斷提升，貿易量會再次攀升至最大貿易量D點，對應在TBT中1下新的最優(yōu)技術強度T1。此時TBT中1又會發(fā)生突變，使得TBT中1變?yōu)門BT中2，并再次對中國電子產品出口貿易造成沖擊，貿易量再次降至E點，而電子行業(yè)會在貿易量從D點降至E點這段時間內學習新的技術，應對新的貿易壁壘TBT中2，并以新的技術強度按照TBT中2曲線再次進行貿易，貿易量再次攀升至最大貿易量F點，如此循環(huán)反復。

綜上，技術性貿易壁壘在極短時期內（靜態(tài)期）是呈正“U”型影響，如圖1中的TBT短0與TBT短1所示；在中期內在是呈倒“U”型影響（動態(tài)期），如圖1中的 TBT中0、TBT中1、TBT中2所示；在長期內則是呈正向影響（長動態(tài)期），如圖1中的TBT長所示。

通過實證結果分析，模型 （5）的擬合優(yōu)度為0.983，說明模型擬合程度較高。模型（5）中，常數項C并未通過檢驗，這并不是說模型設定有誤，而是表明影響Ti變化的還有更為顯著的變量，筆者僅研究了TBj對其的影響，所以模型（5）依舊具有較好的解釋能力。此外，TBj的二次項為正，說明TBj對Ti呈正“U”型影響，表明TBj對Ti的影響是先下降后上升的，這是由“相對創(chuàng)新數目”減少導致的：當美國對中國電子產品出口實施TBT時，會導致中國電子出口產品回流，進而增加額外成本，此時中國電子行業(yè)如果想要繼續(xù)開展貿易，就必須實施技術創(chuàng)新以降低成本，但技術創(chuàng)新還會導致企業(yè)成本增加，當回流成本與技術創(chuàng)新成本之和過大時，許多中小型企業(yè)會因此而放棄繼續(xù)生產相關出口產品，甚至退出市場，從而減少整個行業(yè)的“相對創(chuàng)新數目”Ti，致使貿易量下降。如果此時一旦有大型企業(yè)繼續(xù)創(chuàng)新并跨越了壁壘，會引致整個行業(yè)的效仿，并使得創(chuàng)新成本逐漸下降，整個行業(yè)開始復蘇，“相對創(chuàng)新數目”Ti又會開始增加。由圖1可以得出，在B點的TBT中0這個強度下，技術性貿易壁壘發(fā)生突變，增強到TBT中1強度，于是“相對創(chuàng)新數目”減少，導致貿易量從B點降至C點。在此期間，企業(yè)突破壁壘，于是貿易量從C點攀升至D點，在TBT中1這個強度下，隨著技術強度的增加，“相對技術創(chuàng)新”數目也會增加，在達到最大T1技術強度時，貿易量達到最大，之后技術性貿易壁壘會由此發(fā)生突變，從TBT中1變?yōu)門BT中2，并使得TBj對Ti的影響呈現正“U”型變化。

五、結論及政策建議

（一）結論

首先，理論分析結果表明：在兩國博弈模型中，當兩國在貿易中使用傳統(tǒng)關稅壁壘時，往往會出現“囚徒困境”現象；發(fā)達國家對國外價格低廉商品更具依賴性，如果雙方實行關稅壁壘，會使得發(fā)達國家的出口利益損失更多，因此發(fā)達國家會放棄關稅壁壘而選擇技術性貿易壁壘。同時，在比較優(yōu)勢理論下，若兩國均不實施TBT，則兩國會按照產品的比較優(yōu)勢開展貿易；但當兩國開始實施TBT時，會導致出口貿易量先下降后上升，呈正“U”型影響，其理論拐點為 C=（PA1PB2-PA2PB1）/PA2。

其次，實證分析結果還表明：美國的技術貿易壁壘對中國電子行業(yè)技術創(chuàng)新呈正“U”型影響，美國技術貿易壁壘對中國電子行業(yè)出口貿易量呈倒“U”型影響。這是因為技術性貿易壁壘、技術創(chuàng)新強度與電子產品出口之間并不是一種靜態(tài)關系，而是一種動態(tài)關系，且技術性貿易強度會隨著這種動態(tài)關系的演進而發(fā)生“強度突變”。

（二）政策建議

1.政府的應對措施

中國遭遇技術性貿易壁壘的原因在很大程度上是由于信息不對稱導致的，因此政府有必要在TBT信息收集上投入更多資金，加強TBT信息分析，及時在行業(yè)內予以通報；政府應建立健全技術法律法規(guī)和行業(yè)標準，指導企業(yè)更好地開展技術創(chuàng)新活動，以更大勇氣跨越TBT；努力保護中國企業(yè)的切身利益，對TBT下的中小企業(yè)進行必要補貼，降低其技術創(chuàng)新投入成本。

2.行業(yè)的應對措施

加強行業(yè)協(xié)會力量，引導企業(yè)開展良性競爭，通過互利合作，實現共贏；行業(yè)協(xié)會要積極配合政府，踐行相關法律法規(guī)，提升信息化水平，建立有效的行業(yè)預警機制，加強企業(yè)合作與交流。

3.企業(yè)的應對措施

加大企業(yè)技術性貿易壁壘知識學習與培訓力度，尤其是管理層要提高對TBT的認知；加強技術革新與創(chuàng)新，培育具有自主核心競爭力的產品，實現壁壘跨越；積極開拓市場，培育多元化市場。