［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。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(guī)和綠色標(biāo)準(zhǔn)較嚴(yán)，對中國家電出口歐盟造成壁壘效應(yīng)。本文運用了引力模型和面板數(shù)據(jù)，分析了歐盟綠色貿(mào)易壁壘對我國家電產(chǎn)品出口數(shù)量的影響。 ［關(guān)鍵詞］綠色貿(mào)易壁壘；家電；歐盟

1 引 言 全球一體化的背景下，自由貿(mào)易已成為時代的潮流，然而貿(mào)易自由化帶來了許多經(jīng)濟的負(fù)外部性，其中尤為突出的一點便是對環(huán)境的破外。在環(huán)境保護和自由貿(mào)易的雙重壓力下，通過制定一系列復(fù)雜苛刻的環(huán)境保護制度和標(biāo)準(zhǔn)限制他國產(chǎn)品進口的綠色貿(mào)易壁壘就成為了發(fā)達國家貿(mào)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。此后，我國對歐盟的家電出口持續(xù)強勁的增長，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(guī)和標(biāo)準(zhǔn)較嚴(yán)，對中國家電出口歐盟造成壁壘效應(yīng)。 2 模型構(gòu)建 引力模型是以進出口雙方的貿(mào)易流量作為因變量的，同時本文分析的是歐盟綠色貿(mào)易壁壘對中國家電出口貿(mào)易的影響，因此本文采用引力模型較為合適。 本文構(gòu)建的引力模型方程如下： 本文引入一個指數(shù)變量作為綠色貿(mào)易壁壘的代理變量，不僅表示了綠色貿(mào)易壁壘的強度，而且突出綠色貿(mào)易壁壘的動態(tài)變化。本文定義的綠色貿(mào)易壁壘指數(shù)的取值范圍為0~1，假定每一項指令所占權(quán)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(biāo)志指令、電磁兼容指令、低電壓電氣設(shè)備指令、關(guān)于報廢電子電氣設(shè)備的指令、關(guān)于限制在電子電氣設(shè)備中禁止使用某些有害物質(zhì)的指令。綠色貿(mào)易壁壘的指數(shù)變化依據(jù)歐盟這五項指令實施的年份，忽略每項指令具體實施的月份和日期。參見表1： 由于我國和歐盟成員國間的地理距離是一個定值，并不會隨著時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，本文為了更為客觀的通過實證分析來檢驗綠色貿(mào)易壁壘對我國家電產(chǎn)品出口的影響，在設(shè)計我國家電出口歐盟的引力模型的解釋變量時，不僅考慮到了傳統(tǒng)引力模型中出口貿(mào)易的影響因素，即貿(mào)易雙方人均GDP，而且著重強調(diào)了綠色貿(mào)易壁壘因素，同時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(shù)據(jù)時期是1992—2009年，橫截面為中國家電產(chǎn)品出口歐盟的十個最主要目的地，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(shè)定中，本文選擇了微波爐、空調(diào)、電風(fēng)扇、電視機、電鍋及吸塵器作為實證研究的對象。在我國對歐盟的家電出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)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(mào)易壁壘的影響。 4 面板數(shù)據(jù)模型的選擇 本文采用面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，因為面板數(shù)據(jù)包含的信息量大，降低了變量間共線性的可能性，增加估計的有效性。首先運用Eviews6對六種家電產(chǎn)品的方程進行固定效應(yīng)回歸，然后使用冗余固定效應(yīng)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(jié)果見表2： 再對六種家電進行隨機效應(yīng)回歸，使用Hausman檢驗來確定應(yīng)采用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型。六種家電的橫截面檢驗方差無效，導(dǎo)致Hausman統(tǒng)計量設(shè)定為零。因此無法根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果判斷應(yīng)采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。筆者認(rèn)為是1992—1993年我國家電為出口到歐盟部分成員國，導(dǎo)致相應(yīng)年份數(shù)據(jù)缺失，致使Hausman檢驗無效。通常固定效應(yīng)模型適用于小樣本母體，隨機效應(yīng)模型適用于大樣本母體，而本文的樣本母體為歐盟十個成員國屬于小樣本母體。因此本文選用固定效用模型來進行分析。 5 回歸結(jié)果分析 由于回歸結(jié)果表現(xiàn)出一定的多重共線性，D.W值普遍較低，通過添加AR項對模型進行修正，此外模型中非常不顯著的變量被剔除，修正模型的回歸結(jié)果見表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(diào)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(tǒng)計量均較大，對應(yīng)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。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。通過添加AR項，電鍋模型的D.W值為2.0779，十分接近于2，說明修正后的模型中不存在階自相關(guān)性。 以下對各個解釋變量的回歸結(jié)果進行分析。 首先，空調(diào)、電視機、電鍋和吸塵器模型中歐盟成員國人均GDP顯著為正，表明隨著歐盟成員國的經(jīng)濟水平的發(fā)展，人均收入的提高對進口我國空調(diào)、電視機、電鍋和吸塵器的需求也隨之上升，從而促進這四種家電產(chǎn)品的出口。微波爐和電扇的回歸結(jié)果中歐盟成員國人均GDP的回歸系數(shù)為負(fù)，但是數(shù)值較小且并不顯著。隨著歐盟經(jīng)濟的增長，消費者對不同種類的家電產(chǎn)品，尤其是對高端家電的需求有所增加，我國出口的空調(diào)、電視機、電鍋和吸塵器可供選擇的種類較多，且技術(shù)含量較高能滿足歐盟消費者對高端家電產(chǎn)品的需求；反觀微波爐和電扇產(chǎn)品多為低附加值產(chǎn)品，無法滿足消費者的需要，是造成以上差異的原因。 其次，我國人均GDP在空調(diào)模型中被剔除外，其余五種家電產(chǎn)品的PGDPjt回歸系數(shù)均顯著為正，說明我國人均GDP的增長，有效地提升了家電產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口能力，從而促進我國對歐盟的家電出口數(shù)量的增長。我國人均GDP每增加1%，微波爐的出口數(shù)量將增長7.4535%。顯然，隨著我國經(jīng)濟實力的增強對我國家電產(chǎn)品出口歐盟具有明顯的推動作用。

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