选取中国与欧盟15国农产品贸易动态面板数据，构建扩展的贸易引力模型，运用系统GMM估计方法，实证分析了欧盟环境科学规制对中国农产品出口的溢出效应。结果显示：中国农产品出口贸易存在显著的路径依赖倾向，欧盟环境规制对中国农产品出口具有一定负向溢出效应;欧盟经济增长对中国农产品出口存在显著积极影响，但对中国经济增长以及贸易双方人口增长的影响十分有限。中国农产品国际竞争力的提升不能过于依赖经济粗放增长与人口红利，其根本出路在于转变农业生产方式、优化农产品结构、提高农产品环境附加值。
一、引言
自2001年加入WTO以来，中国迅速成长为农产品贸易大国，农产品进出口额由2001年的279.1亿美元增长到2014年的1928亿美元。但是，我国农产品对外贸易自2004年首次出现数额高达46.4 亿美元的逆差之后，贸易逆差逐步常态化且呈扩大趋势。客观地说，导致这一现象的直接原因在于近年来中国对主要贸易伙伴的农产品出口急剧下滑、进口大幅上升，如就欧盟而言，虽然总体上中国对欧盟农产品出口与对全球市场出口增长趋势一致，但对欧盟出口增速明显低于对全球市场出口增速，甚至出现负增长，其中一个不可忽视的重要原因在于欧盟不断强化环境规制。
一般而言，环境规制有狭义和广义之分，狭义环境规制主要包括标准、禁令、不可交易的许可证或配额、执照和责任规则等直接政策工具;广义环境规制还包括利用市场、创建市场、公众参与等间接政策工具(托马斯·思德纳，2005)。事实上，无论何种意义上的政府规制通常归因于公共利益的失衡或者利益集团的生成，其终极目标在于依法通过社会性与经济性政策工具克服社会财富分配不公以及微观经济无效率运行(张红凤、张细松，2013)。自20世纪中后期西方环境运动以来，环境规制作为主要社会性规制逐渐受到许多国家政府高度重视。同时，由于经济全球化与区域经济一体化浪潮交融发展，环境规制措施迅速扩展到国际货物贸易领域，特别是与消费者生命安全与身体健康休戚相关的农产品贸易首当其冲。
学术界关于环境规制的出口贸易效应研究主要集中于两个视域，一是某个经济体环境规制对其自身出口贸易产生的影响与作用，二是某个经济体所实行的环境政策工具对其贸易伙伴的出口贸易产生的溢出效应。自国际贸易与环境问题被纳入WTO谈判议题以来，第二个视域的研究日渐丰富。譬如，Otsuki(2001)实证研究显示欧盟黄曲霉素标准变动显著影响非洲国家坚果等农产品出口;Wilson John和Otsuki Tsunehiro(2004)发现OECD成员国严格的农药残留标准抑制了发展中国家香蕉出口;李昭华、蒋冰冰(2009，2010)研究认为欧盟环境规制政策工具对中国部分玩具和家电产品具有较强的绿色贸易壁垒效应。
近年来，伴随中国融入全球分工体系的程度逐步加深，发达国家环境规制对中国农产品出口贸易的外溢效应受到学术界的关注。特别是向来以环境规制著称的欧盟逐步发展成为我国第二大贸易伙伴、第三大农产品出口市场，其复杂、严格的环境规制政策工具正将对我国农产品出口产生越来越重要的影响与作用。本文选取2001—2010年①中国与欧盟15国农产品贸易数据，构建动态面板引力模型，通过系统GMM估计方法计量分析欧盟环境规制对中国农产品出口的溢出效应。进而就中国农产品出口合理应对欧盟环境规制提出思路与政策建议。
二、环境规制对贸易伙伴农产品出口的溢出效应机理
首先，环境规制对贸易伙伴农产品生产成本的影响。新贸易理论将环境要素同劳动力、资本、科学技术等一样视作重要生产要素，从而在国际传递机制作用下，一国环境规制强度的变化会影响贸易伙伴国或地区环境要素的影子价格变化。从某种程度上说，农产品属于典型的环境要素密集型产品。假定贸易伙伴政府不采取任何干预措施，如果欧盟环境规制强度加大，那么贸易伙伴的农产品生产企业势必通过环境成本内部化措施努力消除或减小环境负外部性，以维持既定的市场份额，但是，伴随环境要素影子价格的上升贸易伙伴农产品生产成本会上升，进而导致贸易伙伴农产品出口价格上升、农产品逆差加大。
其次，环境规制对贸易伙伴农业技术创新的影响。欧盟实施的环境规制政策工具不但影响贸易伙伴国或地区的农产品出口数量，还会在一定程度上间接激励贸易伙伴的农业技术创新。一方面，欧盟通过设定农产品环境标准提高了贸易伙伴国农产品进入其市场的门槛，这实质上是对贸易伙伴国农产品提出了技术性改进要求，此时贸易伙伴国企业会通过技术创新使出口农产品达到欧盟的环境标准;另一方面，环境规制的本质在于政府通过各种工具为环境要素定价，正如前文所述，欧盟环境规制通常会诱致贸易伙伴农产品生产成本上升，在出口价格不变的情况下，贸易伙伴国农产品贸易利得必然大幅减少，在利润驱动机制影响下，贸易伙伴国企业会不断实行农产品技术创新。因此，欧盟环境规制客观上有利于刺激贸易伙伴农业技术创新。
第三，环境规制对贸易伙伴农产品多样性的影响。全球生产网络的形成促使产业内贸易纵深发展与产业内贸易日渐盛行，同时各国消费者对产品多样性的偏好也在不断加强。尽管消费者对农产品的多样性偏好没有对工业品强烈，但伴随国际气候变化和环境污染的加剧，这一状况正在发生改变。从某种意义上说，欧盟环境规制措施实际上是向其贸易伙伴国相关企业发出了一种差异性需求信号——市场更青睐于环境友好型农产品。在短期内，贸易伙伴很难改变其农产品的本质特征与技术参数，但从长期看，在国际市场机制作用下，贸易伙伴国企业可能会主动调整环境要素供给比例以适应欧盟环境规制，从而出口符合欧盟环境标准、绿色、安全并且满足消费者多样化需求偏好的农产品。可见，欧盟环境规制会促使其贸易伙伴国凭借农产品多样性获取市场先行优势，并最终提高该国农产品贸易国家竞争优势。
三、变量、模型与方法
(一)变量选择
实证分析主要涉及中国对欧盟农产品出口贸易额、欧盟环境规制强度、中国国内生产总值、欧盟成员国国内生产总值、中国人口总量和欧盟成员国人口总量共6个基础指标，分别记为CA、ER、CG、EG、CP、EP。为了规避样本数据剧烈波动与异方差的不利影响，笔者对上述基础指标取对数，分别记为lnCA、lnER、lnCG、lnEG、lnCP、lnEP。其中，lnCA为被解释变量，表征中国对欧盟农产品出口贸易额的变动;lnER、lnCG、lnEG、lnCP、lnEP为解释变量， lnER表征欧盟环境规制强度的变动，lnCG、lnEG分别表征中国与欧盟成员国GDP的变动， lnCP、lnEP分别表征中国与欧盟成员国人口总量的变动。为了更好地检验模型的解释力与科学性，在计量分析之前，对各解释变量的一般经济含义及其系数符号进行了界定与预期(如表1)。
(二)数据来源及处理
首先，中国对欧盟农产品出口贸易额源自《中国海关统计年鉴》，中国GDP与人口总量源自《中国统计年鉴》，欧盟成员国GDP和人口总量源于《国际统计年鉴》和世界银行官方网站;其次，由于中国加入WTO以后才逐步融入国际多边农产品贸易体制，故所有样本数据区间均始于2001年;第三，考虑到2004年和2007年欧盟发生了两次成员东扩，为了保证数据的匹配性，面板数据的截面国家仅涵盖欧盟东扩前的15个成员国，即意大利、法国、比利时、英国、德国、荷兰、卢森堡、西班牙、葡萄牙、芬兰、丹麦、希腊、瑞典、奥地利和爱尔兰，不考虑两次东扩后增加的12个国家;第四，本文借鉴李晗华(2009)的纵向赋值法来度量欧盟环境规制强度，即以环境政策实施的年份为赋值时间点，并假定政策变更之前人们有一个理性的预期，再根据欧盟针对农产品的环境规制政策严格程度对欧盟农产品环境规制强度(ER)进行赋值(如表2)。
(三)模型与估计方法
1.动态面板数据模型设定。由于短期内农产品贸易渠道或贸易惯例不易改变，所以本期贸易额在一定程度上受上期贸易额影响，即农产品出口贸易额可能在时间上存在依赖性。如果不考虑这一因素，回归估计值可能有偏离或不一致，故在前文所述解释变量的基础上，再引入被解释变量的1阶滞后项作为解释变量以反映出口额的动态变化。鉴于此，结合前文解释变量系数符号预期及其经济含义，选取2001—2010年中国与欧盟15国农产品贸易数据，以引力模型的扩展形式为基础①，构建一个动态面板数据引力模型如下：
2.系统GMM估计。由于设定的模型中加入了被解释变量的1阶滞后项，有可能导致解释变量与随机扰动项相关，且模型具有横截面相依性。如果沿袭传统的静态面板数据固定效应或随机效应模型进行估计，必将产生参数估计的有偏性和非一致性。考虑到农产品出口规模通常具有连续性动态调整特征，故放宽了静态面板模型假设，采用动态面板模型对欧盟环境规制的溢出效应予以估计更为合理②。同时，本文考察的是欧盟环境规制对中国农产品出口的溢出效应，而欧盟作为当今世界上重要的区域一体化组织，在对中国农产品出口的环境规制问题上，欧盟内部各国采取统一的环境规制标准，因此本文在运用面板数据模型进行回归时不考虑个体(欧盟成员国)间的结构差异。
Arellano 和Bond(1991)较早将Hansen(1982)开创的广义矩估计法引入到动态面板数据的研究③。但是，GMM通常会消除不随时间变化的变量，进而导致弱工具变量的出现。为了规避这一缺陷，Arellano和Bover(1995)基于差分之前的水平方程提出“水平GMM”(Level GMM)。后来，为了增加更多有效工具变量，Blundell和Bond(1998) 通过增加新的矩条件，将差分GMM和水平GMM进一步整合起来，称之为“系统GMM”(System GMM)，较差分GMM而言，系统GMM所使用的工具变量对模型的内生变量具有更好的预测性。大量经验研究表明，这一估计方法对于截面数大于时期数的动态短面板数据十分具有优势。Blundell、Bond和Windmeijer(2000)的蒙特卡罗模拟研究证实，系统GMM方法有助于大大提高估计的有效率和模型的解释力。由于本文研究个体限于欧盟15个成员国，而时间跨度仅为10年，具有截面大、时序短的数据特征，因而适合采用系统GMM方法予以估计。
另外，为了保证工具变量的合理性，我们对模型分别进行Sargan检验与AR(1)、AR(2)检验，前者旨在考察工具变量是否联合有效，其余两个重在检验差分方程的误差项是否存在一阶与二阶序列相关，系统GMM估计要求误差项不存在二阶序列相关，但允许存在一阶序列相关。
四、计量结果分析
基于上述估计方法，采用Stata(11版)软件对动态面板数据模型进行系统GMM估计，具体计量结果如表3所示。
五、结论性启示与建议
结合前文理论分析和实证研究结果，本文得出以下几点结论性启示：1.整体而言，在经济增长、人口增长、先期农产品贸易规模的共同作用下，欧盟环境规制等因素的变化能在一定程度上合理解释中国农产品出口的变动，欧盟所实施的各种环境规制政策工具对中国农产品出口产生了一定负向溢出效应。2.中国农产品出口贸易存在显著的路径依赖倾向，上一期出口规模变动对本期出口规模产生了一定惯性作用，这可能和中国农业结构升级较为滞后和结构调整存在刚性有关。3.欧盟经济增长对中国农产品出口存在显著积极影响，但中国经济增长以及贸易双方人口增长因素对中国农产品出口的影响十分有限，因此，从长期看，中国农产品国际竞争力的提升不能过于依赖经济粗放增长与人口红利，其根本出路在于转变农业生产方式、优化农产品结构、提高农产品环境附加值。
鉴于上述研究结论，笔者提出以下政策建议：1.目前，中国对欧盟农产品出口多以粗加工、低附加值产品为主，相当一部分农副产品因达不到欧盟市场准入条件而被欧盟拒之门外。因此，政府部门亟须深化农村经济体制改革，努力引导农村、农民转变农业生产方式，优化农产品出口结构。2.逐步完善我国农村、农业环境规制体系，通过市场性与非市场性政策工具保证农产品安全生产，切实完善农产品质量监督与检验检疫体系。大量经验和事实显示，我国农产品安全越来越受到国内外消费者的担忧，当务之急，我国只有全方位提升出口农产品环境附加值，欧盟环境规制乃至环境壁垒就不攻自破。3.实行差异性规制，科学管理农产品出口。对初级农产品生产者统一市场准入标准，逐步提高农产品环境竞争力;对农产品流通加工企业逐步试行环境认证制度，合理引导消费者选择绿色农产品;对农产品出口企业，应通过政策工具引导其努力培育国际绿色农产品品牌，提高中国农产品国际市场占有率。同时，充分发挥农产品行业协会的功能，促使企业深入掌握欧盟农产品需求趋势与环境规制工具，对于逐步消除或减轻欧盟环境规制的负向溢出效应也至关重要。
另外，由于欧盟成员加入的非同步性削弱了数据可得性与匹配性，从而本文研究对象仅涵盖欧盟东扩前的15个国家，可能在一定程度上会导致研究结论存在些许偏差;另外，本文实证分析主要考察了欧盟环境规制对中国农产品出口规模的影响，但关于环境规制对农产品出口结构等的影响也十分值得研究，笔者期望在后续的研究中予以进一步关注和探讨。
作者：许永明 李怀政 唐凌男 来源：对外经贸 2016年5期
