化对我国出口贸易影响-

论文导读：
［内容摘要］在标准主导国际竞争的时代，标准化已成为影响国际贸易的重要变量。本文选取1991-2010年的样本数据，在利用单位根检验对变量平稳性考察的基础上，采用协整检验方法对我国国家标准增量、外商直接投资额、人民币汇率和我国出口贸易额等变量的长期均衡进行了分析并作了误差修正和Granger因果检验。结果表明，外商直接投资额和人民币汇率与我国出口贸易存在正相关，而我国国家标准增量在短期内对我国出口贸易具有抑制作用，在长期内则对我国出口贸易具有促进作用。
［关键词］标准化；出口贸易；协整检验；误差修正模型

一、相关研究综述

伴随着国际竞争中标准化的贸易效应日渐凸显，标准化影响国际贸易的研究也越来越受关注。“标准化促进贸易论”的观点主要包括：Swann（1996）对英国1985—1991年83个行业数据验算后认为，英国的国内标准可以同时促进进出口贸易，而采用国际标准对进出口贸易的影响微乎其微。［1］Moenius（1999）运用引力模型分析了1980—1995年间l2个国家471个行业的技术标准与双边贸易额之间的相关性，研究发现共享标准与贸易额有显著的正向关系，共享标准每增加l%，贸易额增长0.32%。［2］国内学者程鉴冰（2008）则通过对最低质量标准GB18401影响我国纺织品出口的研究，认为标准化行为对出口贸易具有显著的促进作用。［3］而“标准化阻碍贸易论”的主要观点包括：Fischer、Serra和Boom（1995）在Krugman的理论基础上引入双寡头模型，证明标准确实具有排挤国外厂商出口供给的作用。［4］Fischer和Serra（2000）的进一步研究表明，即便政府所制定的是最低标准且呈现非歧视，也会起到贸易保护的作用。［5］中国的学者郭力生（2002）、［6］李春田（2003）、［7］于欣丽（2008）［8］等通过对国际标准与国内标准影响贸易的比较研究，认为国际标准对贸易的促进作用大于国内标准。
从既有的相关成果来看，国外文献中大多运用不同阶段、不同范围的数据围绕标准与经济增长、标准与国际贸易开展实证研究，国内文献中也有不少针对标准的经济效应进行实证检验，但总体上偏重于标准对经济增长或对某一类产品贸易进行实证分析，对于标准化影响我国对外贸易整体的实证检验较为少见。

二、实证分析

基于影响贸易的相关理论研究和我国对外贸易实践，本文运用计量经济中的协整检验和格兰杰因果检验并进行误差修正，引入我国国家标准增量、外商直接投资额和人民币汇率等变量用于解释标准化影响我国出口贸易的性质和程度。其中，以EXI代表我国出口贸易总额，STD代表我国国家标准增量，FDI代表外商直接投资额，REER代表人民币对美元的汇率，作为两国货币的相对，样本区间为1991—2010年。
1．单位根检验。为了使模型的设定更合理或为避免异方差性，本文对上述变量进行对数处理，分别记为LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER。具体见下图（1-4）。
由图1、2、3、4可以看出，时间序列LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER显然是非平稳的。分别对其进行一阶差分。具体见图（5-8）。
在对变量进行协整分析之前，需要首先对变量进行平稳性检验，为确定非平稳序列是否是单整的，对序列的差分序列进行单位根检验（见表2）。
由表2可知，序列LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER的ADF统计值均大于1%的显著性水平下的临界值，接受存在单位根的原假设，说明序列是非平稳的。序列LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER经过一次差分后的序列ADF统计值均小于1%的显著性水平下的临界值，拒绝接受存在单位根的原假设，序列是平稳的。说明LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER是一阶单整序列，可以进一步检验变量之间的协整关系。
2.协整检验。所谓的协整是指两个或多个非平稳的变量序列，其某个线性组合后的序列呈平稳性，此时可称这些变量序列间存有协整关系。对于具有相同单整阶数的非平稳变量，检验是否存在协整关系一般采用Engle-Granger二步法检验，即首先用OLS对这些变量进行回归，然后检验这个回归方程的残差是否平稳。如果回归方程的残差是平稳的，则称这些变量是协整的。
LNEXI＝-3.280444+0.154867LNFDI+

1.020610LNSTD+0.529536LNREER+μt（1）

将上述OLS回归得到的残差序列命名为新序列μt，由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项、无趋势项的ADF检验（见表3）。
原序列的ADF检验值为-4.036829，小于显著性水平为1%的临界值-2.6968，不能接受存在单位根的零假设，说明误差项序列是平稳的。由此认为LNEXI、LNSTD、LNFDI、LNREER是一阶协整。（1）式即为它们的长期稳定均衡关系。
由（1）式可以看出，LNSTD、LNFDI、LNREER与LNEXI正相关，说明长期内我国国家标准增量、外商直接投资额和人民币汇率都对我国出口贸易具有促进作用，LNSTD对LNEXI的弹性为

1.020610，即研究生论文www.7ctime.com

我国国家标准数量增加1%，我国出口贸易额增加1.020610%。LNFDI对LNEXI的弹性为0.154867，即FDI增加1%，我国出口贸易额增加0.154867%。LNREER对LNEXI的弹性为0.529536，即FDI增加1%，我国出口贸易额增加0.529536%。
3.误差修正模型。LNEXI与LNSTD、LNFDI、LNREER之间存在协整，表明它们之间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡。为了弥补这一缺陷，并且把短期行为和长期行为联系起来考察，需对失衡部分做出纠正。在本文中，可将协整回归（1）式中的误差项μt 看作均衡误差，通过建立误差修正模型将标准的短期作用与长期变化联系起来。误差修正模型的结构如下：DLNEXI=0.173649+0.032137DLNEXI(-1论文导读：
)+0.007832DLNFDI(-1)-0.125921DLNSTD（-1）+0.189244DLNREER（-1）+0.082975μt（-1） （2）
(2)式中，D表示一阶差分，括号内的负数表示滞后阶数，μt（-1）表示误差修正项。
由（2）式中μt（-1）的系数为0.082975，表明协整关系对出口总额产生调节作用，其效应为0.082975，LNEXI与各自变量在短期内的偏离，即滞后一期的非均衡误差会以0.082975调整力度从非均衡向均衡调整。
由误差修正模型可以看出，我国国家标准增量对我国出口总额的短期半弹性为-0.125921，即国家标准数量增加1%，我国出口贸易额降低0.125921%，这表明国内新标准的实施会对当期出口总额产生负面影响，我国出口贸易可能会因为新标准的颁布实施而受到阻碍。外商直接投资额对我国出口总额的短期半弹性分别为0.007832，这表明短期内外商直接投资对当期源于：大学论文格式范文www.7ctime.com
出口总额产生正的影响，LNFDI对LNEXI的半弹性为0.007832，而长期内LNFDI对LNEXI的半弹性为0.154867，表明外商直接投资长期内对贸易的促进作用大于短期作用。人民币汇率对我国出口总额的短期半弹性分别为0.189244，即短期内REER增加1%，我国出口贸易额增加0.189244%。
4.Granger因果关系检验。协整检验结果仅仅诠释了变量之间是否存在长期均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。这就需要在此基础上，利用因果分析(Granger Causality Test)继续进行研究。Granger（1988）指出：如果变量之间是协整的，那么至少存在一个方向上的Granger原因；在非协整情况下，任何原因的推断将是无效的。
从表4可以看到，检验拒绝了“LNEXI不是LNSTD、LNFDI、LNREER的格兰杰原因”的零假设，而接受了“LNSTD、LNFDI、LNREER不是LNEXI的格兰杰原因”的零假设，因果检验结果表明，我国国家标准增量、外商直接投资和人民币汇率对我国出口贸易确实有影响。
5.结论与解释。本文通过对我国1991—2010年我国国家标准增量、外商直接投资额、人民币汇率和我国出口贸易额的分析，得出如下结论：外商直接投资额和人民币汇率对我国出口贸易具有促进作用，但长期促进作用要大于短期影响；国家标准数量的增加同样会在长期内促进我国出口贸易额的增加，但在短期内会对我国出口贸易产生负面效应，表现出当期新增国家标准在贸易促进作用方面的滞后性。
从实践角度看，由于政府相关部门在制定与实施标准的过程中会出现一个较长的过渡期，所以，当一项新的标准实施之后，国内企业还处于原有标准的施行阶段，而产品市场需求的形成则是基于新定标准规范，故而企业的产品生产不能及时适应市场变化，这就造成了新标准的实施与产品的实际“达标”之间产生了一段时间差（即滞后期）。与此同时，由于部分企业技术相对落后或意识、行动反应滞缓，不能够及时通过革新生产工艺、配方等来满足新标准的需求，因此，新标准的颁布实施会对当期出口产生一定的反制作用，影响了企业产品出口的惯性扩张。而当标准执行超过一定时期（譬如一年）后，企业会根据新的标准对产品生产作出调整，以适应新的市场需求，从而使达标产品供给逐渐增加，在一定程度上促进了我国出口贸易的增长。［9］

三、助力我国出口贸易可持续增长的标准化建议

前文分析结论表明，标准化进程的前行将有利于我国出口贸易的可持续发展，我国应顺应当今国际竞争焦点的新变化，紧随国际标准化组织机构和主要发达国家的标准化行动，加大推进力度，扩大标准化领域，提高标准化要求，以进一步增进我国对外贸易发展的后劲，并着力于我国标准竞争力的提升。
1．加大标准化专项资金投入。借鉴德、法、美、日等国基于政府投入、会员费用和咨询服务费用的标准化专项资金筹措机制，拓宽标准化资金来源渠道。进一步提高我国财政预算中标准化专项资金的比重，依托国内现有的技术质量监管、标准化研究与管理以及行业协会协调平台，积极推广标准化会员制度和标准服务收入提成制度等，广泛积聚标准化专用资金，并建立健全标准化专项资金的运作管理规范，确保专款专用，特别是重点加强研究、咨询、认证等标准化基础平台的建设。同时，企业作为标准化战略实施的基本行动单元，应通过税收优惠、信贷优先等措施引导和激励企业进一步加强标准化建设资金的投入。
2．增强企业的标准研发制定能力。技术专利化、专利标准化、标准全球化已成为当今国际竞争的主要特征，国内企业应在充分了解国内外标准制定及其动态变化的基础上，认真研究标准的制定规则。同时，基于“产、学、研”的结合和标准战略联盟方式，积极推进企业自主研发和国内外企业协作创新，建立配套的标准化研究机制，及时将创新成果及专利等核心技术转化为标准，并借助国内外标准化信息发布、交流咨询、申请与推荐等服务平台以及国内外标准化机构的合作机制加以宣传推广，争取为国际标准化组织机构吸收采纳。
3．积极推进标准的认证认可。标准的认证认可既是推进标准化建设的重要环节，也是标准化工作成效的主要体现。为此，应加强对认证认可工作自身标准化的研究和相关专业人员的培育，建立健全标准认证认可的国内约束机制和工作程序规范。在国际认证认可方面，应进一步深化与ISO相关专业技术委员会（TC）、主要国家标准认证认可机构之间的合作，广泛建立相互认证认可机制，提高国际标准认证认可工作的效率。☆
主要参考文献：
［1］Swann G M, P Temple, M Shurmer. Standards and Trade Performance: The British Experience.Economic Journal, 1996,(106).源于：论文的基本格式www.7ctime.com