肖德云，朱祥芳，王恕立

(武汉理工大学经济学院，湖北 武汉 430070)

一、引 言

绿色贸易壁垒涉及到环境与贸易之间的复杂关系。在现阶段的研究中，学者们主要从国际贸易和可持续发展视角进行研究。(1)国际贸易视角。Daniel(1994)指出自由贸易创造了新的市场机遇，加快了经济活动，增加了财富，但自由贸易和经济增长将导致环境污染加剧［1］。Andersson(1998)认为，环境保护措施对近数十年来的自由贸易制度有负面影响，且它们会导致世界范围内商品流动的减少［2］。但Esty和Damien(1998)又提出某个国家如果出口在狭义上具有比较优势的产品，将会对环境造成负面影响，并带来本国国际贸易条件的恶化［3］。(2)可持续发展视角。Andersson(1998)认为贸易是环境问题的根源，应对使用破坏环境的技术生产的产品进行进口限制［2］。杨来科和张云(2012)指出环境规制差异加深专业化生产程度，发展中国家扩大生产污染产品，而发达国家扩大生产清洁产品［4］。

近年来，我国玩具出口频繁遭受各国绿色贸易壁垒的阻碍和重创，在绿色贸易壁垒逐步升温的背景下，我们通过查阅文献后发现关于绿色贸易壁垒对玩具影响的研究较少。李昭华和蒋冰冰(2009)采用引力模型得出欧盟玩具业对传统玩具的一揽子环境规制对我国玩具出口已构成绿色贸易壁垒［5］。这种分析方法具有一定的合理性，但它的区域性较强，没有从整个国际市场的角度进行研究。鉴于此，本文选取中国玩具出口的主要贸易伙伴国，并采取个体固定效应变截距模型来研究主要贸易伙伴国的绿色贸易壁垒对中国玩具出口的影响程度，其结论对于我国制定相关对策，以继续保持该行业的比较优势地位具有一定的政策意义。

二、中国玩具产品遭遇绿色贸易壁垒概况

(一)中国玩具出口情况

中国是世界上最大的玩具制造国和出口国，全球约有75%的玩具由中国制造。从中国玩具出口市场的分布情况来看，美国一直是中国玩具出口的主要国家之一，比重最高时达到54.77%，最低时的2010年也达到了38.29%。此外，中国玩具出口到欧洲国家的比例也较高，根据联合国COMTRADE数据库公布的数据显示，1996－2010年间中国玩具出口到德国、英国和荷兰的年均比例分别为4%、6%和2%。同时，日本也是中国玩具出口的主要国家之一，2010年以前每年约有5%的玩具出口到日本，2010年略有下降，比重约为4.15%。

(二)主要贸易伙伴国对中国玩具产品实施的绿色贸易壁垒

当前，玩具行业愈来愈注重安全与环保标准，欧盟、美国、日本等国相继出台新法规。中国长期以来饱受欧盟绿色贸易壁垒的限制，仅欧盟就有十几项专门针对有毒有害物质的技术规范。赵玉焕(2002)的研究结果表明，欧盟在2000年出台禁止销售3岁以下儿童使用的PVC塑料玩具的环境规制，直接导致了我国近4亿美元的玩具出口受到影响［6］。与欧盟相比，美、日两国对玩具在本国市场的准入条件相对较为宽松，但规制强度仍较高。2007年，美国大规模召回中国玩具共计2100万件，召回的主要原因在于产品违反了美国消费品安全法案和美国联邦法规自1978年开始对玩具执行的含铅总量低于0.06%(600ppm)的限量标准。日本随后也对相关法规和标准做了修改，自2006年以后日本玩具安全标准规定任何用于玩具主体或玩具部件的油漆涂层铅含量不得高于90ppm。现在，欧、美、日等发达国家启用的新标准已产生了连锁效应，其他国家和地区正纷纷效仿，有的甚至还制定了更为苛刻的标准。

三、绿色贸易壁垒对中国玩具出口影响的实证分析

(一)计量模型构建及变量定义

本文在变量选取上将借鉴李昭华、蒋冰冰(2009)和刘朋飞、李海燕(2010)的研究思路［5］［7］。此外，技术创新一直被认为是突破贸易壁垒的根本途径，而贸易壁垒能刺激国内各组织制定较为严格的产品标准和环境标准，从而引发企业技术创新。Porter和Van DerLinde(1995)从案例分析中观察到，一国国内环境标准越高，就越能激发国内企业技术创新，以此提高本国企业或行业的国际竞争力［8］。杜凯等(2009)的实证研究结果表明，以技术贸易壁垒和反倾销壁垒为代表的贸易壁垒激发了中国企业技术创新意愿［9］。为此，基于以上学者的研究，本文还将引入玩具行业的授权专利数作为衡量技术创新的指标，并结合创新动力模型，构建绿色贸易壁垒的直接抑制与间接创新驱动图(如图1所示)。从图1可以看到，一方面，绿色贸易壁垒增加了产品成本，直接对出口产生了不利影响;另一方面，绿色贸易壁垒可以反向激励国内技术创新，从而在长期内可能会促进出口。究竟绿色贸易壁垒的正效应与负效应孰大孰小，本文将对此做进一步研究。

图1 绿色贸易壁垒的直接抑制与间接创新驱动

本文以我国对主要玩具贸易伙伴国的出口额(Z)为因变量，同时为了避免遗漏重要变量而造成有偏估计问题，除了进口国的绿色贸易壁垒变量(D1)外，本文还选取了以下重要解释变量:进口国i的国内生产总值(GDPit)、进口国货币兑换人民币的双边实际汇率(ERit)、我国玩具出口退税率(EDRt)、我国玩具产品生产率(PRt)、我国玩具产品授权专利数(Pt)、中国产品标准的出台(D2)。对于测量型变量，取对数不会改变其本来性质，同时还可以平缓数据的时间趋势，并降低或消除可能存在的异方差现象，因此对各测量型变量取对数，此时各变量系数的经济意义是弹性概念而非边际概念，这更能说明解释变量对因变量的相对变化影响。为此，本文构建的计量经济模型为:LnZit=β0+β1LnGDPit+β2LnERit+β3LnEDRt+β4LnPRt+β5LnPt+β6LnD1it+β7LnD2j+μt

其中，t代表时间，i代表中国的主要玩具伙伴国，即美国、日本、德国、英国、荷兰、印度。μt为随机扰动项，假定服从期望值为0的正态分布。D1和D2为虚拟变量，当进口国采取绿色贸易壁垒时，D1取1，否则取0;当中国产品标准出台时，D2取1，否则取0。根据本文的研究重点，我们主要关注D1的系数，如果系数为正，表明绿色贸易壁垒没有对我国玩具出口造成负面影响;如果为负，则说明绿色壁垒对我国玩具出口产生了阻碍作用。

表1 解释变量说明及系数符号预测

对双边实际汇率通过以下公式计算:ER=E·Pf/Pd。其中，E是用直接标价法表示的名义汇率，Pd是国内物价，Pf是外国物价。双边名义汇率数据来源于UNCTADstat数据库，并采取直接标价法，即以外国货币为基准货币，数值上升表示人民币贬值。

本文玩具产品生产率(PRt)采用全员劳动生产率，根据产品的价值量指标来计算平均每个从业人员在单位时间内的产品生产量，计算公式为全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数。具体的各个解释变量的含义及预期符号见表1所示。

(二)绿色贸易壁垒变量的数据说明① 全员劳动生产率根据国民经济行业分类标准划分，玩具归于文教、工美、体育和娱乐用品制造业(编号为245);专利数根据国际标准分类，玩具归于体育、游戏、娱乐活动。

2007年8、9月，许多美国玩具制造商大规模召回我国制造的玩具，使我国玩具产品在国际上的声誉遭受重创。为此，本文选定2006年及之前美国的D1为0，2007年及之后的D1为1。2003年2月，欧盟颁布了被学者们称之为“全球最严厉的环保令”的两项新指令——WEEE指令和ROHS指令，又称“双绿”指令，于2006年7月1日正式生效。该指令对产品回收的环保要求做了近乎苛刻的规定，使中国商品生产成本大幅提高，价格优势逐渐丧失殆尽。所以，本文选定2005年及之前德国、英国、荷兰的D1为0，2006年及之后的D1为1。日本玩具安全标准自2006年后规定任何用于玩具主体或玩具部件的油漆涂层铅含量不得高于90ppm，所以选定2005年及之前日本的D1为0，2006年及之后的D1为1。印度政府宣布自2009年2月1日起无理由地全面禁止原产地为中国的玩具入境，因此设定2008年及之前印度的D1为0，2009年及之后的D1为1。中国国家质量监督检验检疫总局令第101号—— 《儿童玩具召回管理规定》自2007年8月27日起施行，因此计量模型中的D2自2008年及之后的取值为1，2007年及之前为0。

(三)计量结果分析

表2 计量模型的回归结果

以1996－2010年间6个国家的面板数据为样本，运用Eviews6.0计量软件对设定的模型进行回归(见表2所示)。Hausman检验的卡方值为27.43(P值为0.0003)，说明采用固定效应模型是合理的。此外，dum_id2-dum_id6为个体(国家)虚拟变量，用以控制不随时间变化的个体效应，t值表明各虚拟变量均高度显著，说明采用个体固定效应模型是必要的。作为对比，首先对模型进行混合最小二乘法(Pooled OLS)回归，结果见表2的第1列。各解释变量的t值显示，只有GDP和ER通过了1%的显著性水平检验，说明回归结果不理想。表2的第2列是包括个体(国家)效应的回归结果，t值表明除PR和P外，GDP、ER、EDR、D1、D2各变量均高度显著。通过诊断发现，PR与P的相关系数高达0.9406，说明两者高度相关，存在严重的多重共线性。因此，第3列和第4列分别剔除了生产率和专利授权量指标，但检验结果均不显著。第5列为与第3列相对应的采用自助法(bootstrap)得到的稳健性t值。第6列为与第4列相对应的采用自助法得到的稳健性t值。最终检验结果均显示生产率和专利授权数对玩具出口额没有显著影响，主要原因在于玩具属于低附加值产品，技术创新活动在玩具产业并不活跃，从而导致生产率变动对玩具出口的影响并不明显。第2－6列显示绿色贸易壁垒和中国产品标准对玩具出口额的影响一直很显著，说明模型结果稳健。

进口国GDP和玩具出口退税率的系数符号为正，说明进口国国内需求上升以及中国出口退税率提高均对我国玩具产品出口产生了促进作用。绿色贸易壁垒虚拟变量D1的系数符号为负，说明进口国实施绿色贸易壁垒产生的负效应大于绿色贸易壁垒激发技术创新带来的正效应。双边汇率变量ER的系数符号与我们的预期不一致，说明外币与人民币双边汇率上升(人民币贬值)并没有出现通常理论上预测的出口促进效应。究其原因，一方面，在玩具产品的国际交易中，汇率并不是一个特别敏感的解释变量;另一方面，在出口增加的同时，人民币实际汇率越高，国外对我国实施的绿色贸易壁垒会更严格，从而最终导致出口减少。D2的系数符号为负，说明国内产品标准的提升使得生产成本增加，其产生的负效应大于技术创新带来的正效应，从而导致部分出口商退出国外市场，玩具出口量减少。

四、结论与建议

本文采用1996－2010年间中国与主要玩具贸易伙伴国的面板数据，运用个体固定效应变截距模型研究了绿色贸易壁垒对中国玩具产品出口的具体影响，实证结果表明主要贸易伙伴国的绿色贸易壁垒对我国玩具出口产生了显著的负向影响。同时，进口国GDP、中国国内产品标准的出台等因素也显著影响了我国玩具产品的出口。因此，为了保持我国玩具产品的比较优势地位，我们必须合理利用WTO等多边及双边贸易规则，最大限度地减少各国之间的贸易摩擦。基于以上研究结论，本文提出如下对策建议:

(1)面对美国、日本及欧盟等不断提高的质量及环保认证标准，我国企业应提升玩具产品的科技水平，进行科技创新，研发出高附加值且符合安全和环保要求的产品，最终打造出一批拥有自主知识产权的国际品牌，占领价值链的高端。(2)我国有关部门应建立专门应对绿色贸易壁垒的咨询机构和数据库，在广泛收集各国技术标准和技术法规的情况下，及时帮助和引导中国企业有效规避绿色贸易壁垒。(3)我国在加强宏观调控的同时，应参考国际标准，不断完善本国玩具产品的行业标准，规范玩具行业产品质量，提高整个产业的标准化水平，快速建立起一套既促进企业发展又符合市场发展要求的标准体系。

［1］ Daniel C．Esty．Greening the GATT:Trade，Environment and the Future［M］．Washington D．C．，1994．

［2］ ［美］托马斯·安德森等著，黄晶等译．环境与贸易——生态、经济、体制和政策［M］．北京:清华大学出版社，1998．

［3］ Esty D．and Damien G．Environmental Protection and International Competitiveness:A Conceptual Framework ［J］．Journal of World Trade，1998，(6):6－46．

［4］ 杨来科，张云．基于环境要素的“污染天堂假说”理论和实证研究［J］．商业经济与管理，2012，(4):90－96．

［5］ 李昭华，蒋冰冰．欧盟玩具业环境规制对我国玩具出口的绿色壁垒效应［J］．经济学季刊，2009，(3):14－28．

［6］ 赵玉焕．贸易与环境——WTO新一轮谈判的新议题［M］．北京:对外经济贸易大学出版社，2002．

［7］ 刘朋飞，李海燕．技术壁垒对我国蜂蜜出口影响的实证分析［J］．国际贸易问题，2010，(11):99－104．

［8］ Porter and Van DerLinde．Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship ［J］．Journal of Economic Perspectives，1995，(4):97 －118．

［9］ 杜凯，蔡银寅，周勤．技术壁垒与技术创新激励——贸易壁垒制度安排的国别差异［J］．世界经济研究，2009，(11):57－63．