董丹丹 曹历娟

摘要：基于影响我国农产品出口的卫生与植物卫生措施（SPS）通报现状分析，使用2002—2017年我国农产品出口到33个主要贸易伙伴的面板数据，运用引力模型实证分析SPS对我国农产品和不同加工程度农产品（初级农产品和加工农产品）的影响。结果表明：SPS正式实施2年内对我国总体农产品出口产生贸易限制作用，之后影响变得不显著。SPS对我国初级农产品出口的影响与总体农产品趋势一致，但影响波动更大;SPS措施对我国加工农产品的出口在正式实施2年内产生微弱的贸易限制作用，之后转化为微弱的贸易促进作用。为了积极地应对SPS，我国应该鼓励产品多样化，对初级农产品进行深加工，提升农产品的附加值水平。

关键词：SPS措施;初级农产品;加工农产品;农产品出口

中图分类号：F323.7   文献标志码： A  文章编号：1002-1302（2019）12-0325-04

我国自加入WTO后，农产品的出口规模不断扩大，但农产品的出口增长速度趋于减缓，出口增长率从2003年的 18.79% 下降到2017年的3.48%。其中，初级农产品的出口增长速度相较于加工农产品整体上下降得更快，出口增长率从2003年的21.26%下降到2017年的1.81%，加工农产品出口的增长率从2003年的14.51%下降到2017年的 5.79%。探求我国农产品出口增长缓慢以及初级农产品出口增长率下降更快的原因是亟待解决的现实问题。

《卫生与植物卫生措施实施协定》（《SPS协定》）自乌拉圭回合后，以保护人类健康和安全为由对农产品贸易产生越来越重要的影响。据统计，影响我国农产品出口的SPS通报数从2002年的47件增长到2017年的1 175件，增加了近24倍，累计达到了6 543件。SPS对我国农产品出口存在重要的影响，且对初级农产品和加工农产品的出口产生的影响不同。

SPS作为保护人类和动植物安全的管制措施，主要颁布对进口产品的标准、检疫手段、科学评估程序以及相关包装的要求。SPS措施有可能在初期提高出口商的遵从成本成为贸易壁垒[1]，在后期有可能引起消费者偏好、增加消费者需求成为贸易催化剂[2-3]。SPS对农产品贸易最终的影响不能确定，取决于出口国农产品的供给和进口国需求的多少[4]。

初级农产品遵从SPS的成本往往比加工农产品高，且遵从周期一般比加工农产品长。初级农产品主要是以水产品、蔬菜、生禽为主的生鲜产品，在接受SPS的調查阶段，为了保证产品质量，运输和贮藏成本往往比加工农产品高。当初级农产品因为动物疾病、植物虫害、动物养殖中过量添加添加剂或者植物培养中过量使用农药化肥等原因被SPS拒绝后，则得从动植物生产的源头、生长的环节进行条件改善，需要付出极高的遵从成本，而自然疫病的发生导致企业付出再大的成本动植物也会被禁止出口[5]。与此同时，初级农产品的遵从周期会随着动植物的自然生长周期而延长。而加工农产品因为品质不达标、外包装不合格等原因遭到SPS的拒绝后，往往能够通过高温消毒等多一道工业程序减少风险和升级设备改进包装[6]。总体而言，初级农产品相较于加工农产品遵从SPS的难度大、成本高、周期长，又因为原始农产品利润单薄，所以SPS会迫使出口初级农产品的出口商比出口加工农产品的出口商更容易退出市场。

因为SPS对初级农产品和加工农产品的影响程度不同，所以分类研究SPS对不同加工程度农产品的影响很有必要，同时对理解我国农产品出口增速下降和初级农产品增速下降更快的原因有贡献。关于SPS对我国农产品出口的影响研究有很多，孙东升等发现欧盟MRLs标准的变化会引起我国茶叶贸易成本的增加，导致我国减少了对欧盟的茶叶出口[7]。武玉英等用存货清单法，研究发现欧盟SPS措施严重阻碍了我国水产品的出口[8]。董银果用孔雀石绿作为SPS措施的变量，发现SPS抑制了我国对美国、欧盟、日本鳗鱼的出口[9]。以往研究SPS对我国农产品出口影响的文献基本以初级农产品的具体品种为主，对我国加工农产品的出口影响不具备借鉴意义。

本研究为了全面探讨SPS对我国农产品出口的影响，将农产品按照加工程度的不同，分为初级农产品和加工农产品。实证研究SPS对我国总体农产品和不同加工程度农产品的影响，一是为了更好地理解我国总体农产品增速下降和初级农产品增速下降更快的原因;二是通过SPS对不同加工程度农产品影响的理论解释和实证分析，对现有研究做有益的补充;三是为我国农产品出口提出优化的建议。

1 影响我国农产品出口的SPS通报现状

我国作为传统农业大国，农产品出口势必会受到SPS的影响。据统计，影响我国农产品贸易的SPS通报数从2002的47件逐渐增加到2008年的108件，在2009年出现激增，到2017年已达到1 175件，相较于2002年增加了将近24倍，累计达到了6 543件。与此同时，我国农产品出口额的增长率从2003年的18.79%下降到2017年的3.48%，并在2009年农产品出口的增长率跌到了负值。总体来看，影响我国农产品的SPS通报数与我国农产品的增长率呈现相反的趋势（图1）。

影响我国农产品的SPS措施涉及范围日益广泛，主要集中在低加工程度农产品。一方面，在SPS措施覆盖的产品范围内，加工程度较低的农产品仍是该政策所影响的重点。据统计，2009—2017年，近80%对农产品的WTO/SPS通报涉及活动物、动物产品以及植物产品，而涉及加工程度较高的食品的通报只有17%左右。可见，初级农产品是SPS使用的高发区。另一方面，SPS措施影响的农产品与环节越发广泛。从涉及产品角度看，目前全球农产品贸易领域运用SPS措施的范围已经覆盖粮食、水果、蔬菜、水产品、禽产品、茶叶等很多的农产品。如果从涉及环节角度来看，SPS措施涉及农产品很多的过程，涉及产品的生产过程，而且还延伸到研究、开发、加工、运输、销售、消费及产品处置等整个生命周期。

影响我国农产品出口的SPS措施的发起国越来越多，且采用的标准日渐严格，措施更加具有针对性。发达国家因技术差异成为SPS标准的主要发起国，但近几年发展中国家也日益成为影响我国农产品出口的SPS措施的发起国。2009年以后，作为发展中国家的秘鲁和巴西成为世界上常规以及紧急SPS通报数量最多的2个国家，美国、日本、菲律宾紧随其后。而且SPS的检測项目越来越多，检测要求越来越高。尽管《SPS协定》中明确规定了非歧视的国民待遇和最惠国待遇，但各成员国运用SPS措施时往往具有很强的针对性。以日本实施的《肯定列表制度》为例，我国是日本最大的农产品输入国，该制度很多检测项目均针对我国出口的农产品和食品，且检验项目逐渐增加。

总体来看，我国农产品出口遭受的SPS措施通报数量大、发起国家多、采用标准严格、涉及农产品范围广，对我国农产品的出口有十分重要的影响。

2 模型、变量及数据

通过影响我国农产品出口的SPS通报现状分析可以看出，SPS对我国农产品的出口存在很大的影响。所以本研究结合SPS对农产品出口影响的长短期效应，通过构建模型，以SPS通报数作为代理变量，实证检验SPS对我国农产品出口的影响。

2.1 模型设定

式中：i为进口我国农产品的国家;t为年份;k为农产品的章数。Exportikt表示时期t我国第k章农产品对国家i的出口额;GDPt是我国年份t的农产品经济规模;GDPit是贸易国家i年份t的农产品规模;Disti是我国与贸易国i的地理距离。PTAit为在时期t特惠贸易协定。如果我国和贸易伙伴i签订了特惠贸易协定，则该值为1，否则为0。SPSist，t-1是进口国家滞后1期的SPS通报数;SPSist，t-2、SPSist，t-3以此类推。本研究没有采取SPS当期的通报数作为变量，是因为当期的SPS可能会有内生性（即如果该国在当年过多进口冲击到国内产业或者危害到本国的食品安全，则会实施更多的SPS措施保护本国的农业），且SPS通报后必须要经过3—6个月的过渡期才能实施，所以本研究认为SPS在通报后的第2年才正式实施，所以引入SPS滞后1期的通报数作为主要核心变量，又由于SPS具有长短期效应，所以引入SPS滞后几期的通报数作为变量。β0为常数项，Uikt为随机误差项。

2.2 变量说明与数据来源

以扩展的引力模型式（2）作为最终的计量方程，本研究使用2002—2017年我国同33个贸易伙伴（日本、巴西、美国、菲律宾、印度、韩国、俄罗斯联邦、加拿大、沙特阿拉伯王国、智利、巴林王国、哥斯达黎加、摩洛哥、澳大利亚、土耳其、越南、新西兰、哥伦比亚、印度尼西亚、多米尼加共和国、墨西哥、乌克兰、泰国、马达加斯加、吉尔吉斯共和国、秘鲁、阿根廷、萨尔瓦多、埃及、尼泊尔、阿曼、南非、阿拉伯联合酋长国）的面板数据，定量分析国外SPS措施对我国农产品出口的影响。选取研究对象的条件是：这些经济体一方面是我国的重要贸易伙伴，另一方面这些经济体在研究时期内至少通报了1件影响我国农产品出口的SPS。同时满足以上2个方面，并在各项数据可得的情况下，最终筛选33个经济体作为研究对象。

Exportikt为式（2）中的被解释变量，代表2国的贸易流量，表示我国在年份t出口到国家i的第k章农产品的贸易额，数据来自联合国贸易数据库（United Nations Comtrade）。

CGDPt是我国年份t的农业增加值，代表我国在年份t的农产品经济规模，该数值越大，说明我国的农产品生产值越大，出口能力越强，预期的符号应为正。GDPit是我国出口的贸易国家i年份t的农业增加值，该数值越大，一方面说明该国农业生产能力强，实现自给自足，从而减少进口，另一方面说明该国经济规模大，增加对产品的需求，预期符号不能确定。CGDPt和GDPit数据来源于世界银行统计数据库。

Disti是我国与贸易国i的地理距离。距离在一定程度上决定了贸易成本，所以预期的符号为负号。PTAit为在时期t我国与国家i的特惠贸易协定的虚拟变量。如果我国和贸易伙伴i签特惠贸易协定，则能享受最惠国待遇，减少税收有利于农产品的出口，预期的符号为正。Developed为虚拟变量，是发达国家为1，否则为0。国家发达，一方面说明该国对农产品的潜在需求大，另一方面反映该国因为技术差异实施的SPS严厉，阻碍他国农产品的出口，所以变量符号不能确定。地理距离数据及虚拟变量数据采自世界贸易数据库（CEPII）。

SPS代表各类农产品及食品动植物检验检疫措施（SPS）通报数，采集自世界贸易组织动植物检验检疫措施通报数据库，并参照我国WTO动植物检验检疫措施通报咨询网相关数据。SPS措施导致农产品贸易额的变化取决于出口国农产品的供给和进口国农产品的需求。所以SPS的符号不能确定。

3 SPS对我国农产品出口影响的回归结果

3.1 SPS对我国总体农产品出口的回归

本研究对式（2）采用混合回归和固定效应回归，并进行F检验，对随机效应和混合回归进行LM检验，对随机效应和固定效应进行过度识别检验。因为Hausman检验必须要在同方差的情况下才能实现，而随机效应与固定效应相比，随机效应多了一个“个体异质性与解释变量不相关”的约束条件，所以用Xtoverid命令进行检验[12]。对总体农产品的数据进行回归检验后，发现固定效应优于随机效应和混合回归。因为固定效应会使Developed和lnDist不随时间变化的变量省略掉，所以本研究利用固定效应后得到的残差对被省略的变量进行普通最小二乘法回归，将回归方程得到的系数后补到固定效应的结果当中。具体的回归结果见表2。

从变量的回归系数和显著性可以看出，SPS在滞后1期（即SPS正式实施的第1年，因为通报后必须经过3～6个月的时间才能正式实施）的回归系数是-0.037，且在0.01水平上显著，说明SPS通报正式实施的第1年对我国农产品贸易限制作用为3.7%。SPS滞后2期的回归系数为-0.029，在0.01水平上显著，说明SPS通报正式实施的第2年对我国农产品贸易限制作用为2.9%。SPS在滞后3期的回归系数为-0.006，但是不显著。SPS正式实施后对我国农产品出口的贸易限制作用逐渐变小，到第3年后变得微弱，说明我国在SPS通报正式实施3年后，才能突破SPS的壁垒影响，且不能将初期的贸易限制效用转化为最后需求的贸易促进作用。