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技術性貿易壁壘的發展趨勢和影響因素
關稅作為國際貿易的政策工具和貿易保護的重要手段，曾在國際貿易史上占據重要地位。然而隨著關貿總協定多邊貿易談判的進行，關稅得到大幅度削減。多數發達國家的制成品關稅從1947年的40%，降低到20世紀70年代初的6%~8%左右。東京回合更是使關稅進一步降低，歐盟平均為6%，日本為5.4%，美國為4.9%。關稅已經不能成為貿易保護的有效壁壘。
技術性貿易壁壘內涵
技術性貿易壁壘(Technical Barriers to Trade，簡稱TBT)是非關稅壁壘的一種，在關稅不斷削減、關稅壁壘的作用越來越小的背景下，其發揮的作用越來越大。很多國家利用TBT達到減少進口，保護本國生產商利益的目的。
據統計，在20世紀70年代里，技術性貿易壁壘占非關稅壁壘的比例約為10%~30%。而進入20世紀90年代后，技術性貿易壁壘的比重有了大幅度地提高，已經達到了80%。技術性貿易壁壘對國際貿易的影響也越來越大，1999年受技術性貿易壁壘影響的商品出口額已經占到世界商品出口貿易總額的25%，受其影響而減少的商品出口額占全世界出口總額的3.7%~6.25%。
我國加入世界貿易組織之后，進出口貿易量年年遞增，在獲得巨大出超的同時，也遭受著不可忽視的損失。根據商務部的調查，2002年，我國71%的出口企業遭受技術性貿易壁壘，39%的出口產品受到影響，造成損失170多億美元，占當年出口總額的5.2%。其中首當其沖的是農畜業，損失約90億美元，其次是輕工業和機電業，受損額分別是40億和20億美元，此外紡織、醫療、化工產業也受到影響。因此應加強對技術性貿易壁壘的研究，以便采取積極的措施應對技術性貿易壁壘。
技術性貿易壁壘的發展趨勢
(一)TBT和SPS通報數逐年增加且增長迅速
一般認為，技術性貿易壁壘有狹義和廣義之分。狹義的技術性貿易壁壘指WTO《技術性貿易壁壘協議》規定的技術法規、標準和合格評定程序；廣義的技術性貿易壁壘還包括動植物及其產品的檢驗和檢疫措施(SPS)、包裝標簽要求、綠色壁壘等。從1995年到2005年，TBT通報總量增長了122%，SPS通報總量增長333%，2005年底TBT和SPS通報總數達到1721件。其中發展中國家通報數增長迅速，1999年發展中國家的通報數就超過了發達國家。雖然發展中國家的SPS通報數少于發達國家，但是增長比較快。
(二)技術性貿易壁壘呈現出擴散效應
擴散效應可分為地區之間的擴散和產品行業之間的擴散。地區之間的擴散表現為指實施技術性貿易壁壘的國家越來越多，某一國宣布對某種產品實施禁令之后其他國家紛紛效仿。2006年我國產花生被歐盟通報，原因是黃曲霉素超標，之后日本也以黃曲霉素超標為由扣留我國產花生。產品行業之間的擴散表現為，技術性貿易壁壘從一種產品擴散到相關產品甚至擴散到其他行業。歐盟的生態紡織品服裝指令原只有幾種紡織品和服裝，現在擴大到腈綸、棉和天然纖維素，幾乎囊括了所有紡織品和服裝。
(三)技術性貿易壁壘逐漸發展成完善的體系
技術性貿易壁壘涉及范圍從初級產品、中間產品到工業制成品，同時也覆蓋產品的加工生產、包裝運輸、銷售和消費的整個生命周期，還擴展到金融、服務貿易、知識產權和環境保護等領域在每個領域都有國際的、國家的和地區的法令、規定、要求、指南、準則和程序，一起構成了完整的技術性貿易壁壘體系。
基于線性回歸模型分析影響技術性貿易壁壘的因素
改革開放以來，我國經濟持續、穩定、快速發展，人民生活水平提高。2000年“九五”計劃完成后，在全國人口比1980年增加了3億左右的情況下，實現人均國內生產總值比1980年翻兩番，基本消除貧困現象，人民的生活達到小康水平。1995到2004年間，我國國內生產總值從58478.1億元增長到136875.9億元，國家財政收入從6242.2億元增長到26396.47億元。居民消費價格指數和商品零售價格指數都有明顯下降。人民幣對美元匯率穩中有降，進出口貿易總額大幅增長，從2808.6億美元增長到11545.5億美元，貨幣供應量從60750.5億元增長到253207.7億元。這表明，我國在1995年到2004年間經濟發展穩定，國力逐步增強。
本文利用線性回歸模型分析我國宏觀經濟指標對TBT、SPS通報總數的影響。將1995年到2004年歷年的TBT、SPS通報總數作為因變量y，將國內生產總值、國家財政收入、居民消費價格指數、商品零售價格指數、人民幣對美元匯價、進出口貿易總額和貨幣供應量這7項我國宏觀經濟指標分別作為自變量x，用Eviews軟件求解回歸系數，得到的結果在表1第一列。
(一)負相關因素
從表1可以看出TBT、SPS通報總數與國內生產總值、國家財政收入、進出口貿易總額和貨幣供應量呈正相關，與居民消費價格指數、商品零售價格指數、人民幣兌美元年平均匯價呈負相關。技術性貿易壁壘的目的是限制進口，因此技術性貿易壁壘通報數與出口量有密切關系，國內生產總值、國家財政收入、進出口貿易額伴隨著出口量增大而增長，因此它們和通報數呈正相關。居民消費價格指數、商品零售價格指數的降低有利于商品出口，因此它們與通報數呈負相關，人民幣兌美元年平均匯率升高，會使用外幣表示的國內商品價格上升，不利于商品出口，因此它也與通報數呈負相關。
(二)正相關因素
在呈正相關的因素中，進出口貿易總額的回歸系數最大，表明它的變化對TBT、SPS通報總數的影響最明顯，即我國進出口貿易總額每增加1億美元，TBT、SPS的通報數約增加0.102155。負相關的因素中，人民幣兌美元年平均匯價的回歸系數的絕對值最大，這說明人民幣兌美元匯率每下降1個百分點，會帶來通報總數增長113.3212。
下面還需要考察每個因素的回歸系數是否有可能等于零，如果有可能等于零，說明該因素和TBT、SPS通報總數沒有顯著的線性關系。在本模型中，樣本個數是10，回歸方程的自變量為1個，常數項為1個，因此自由度為10-1-1=8。查具有k個自由度的t分布的c值表，當自由度為8，概率為95%時，c=2.31。表1第二列是由Eviews軟件計算出的，各因素的回歸系數的t統計值。除商品零售價格指數之外，其他因素的回歸系數的t統計值的絕對值都大于2.31，因此可以認為在95%的置信水平下，這些因素的回歸系數不等于零，即這些因素與TBT和SPS通報總數有顯著的線性關系。表1第三列中的概率Prob顯示了在t分布中取得前一列的t統計量的概率。通常如果概率小于0.05即可認為對應回歸系數顯著不為零，即線性關系顯著。
(三)可決系數R2
接下來考察可決系數R2。R2是由自變量的線性回歸等式解釋因變量的觀測值在總變化中的比例。R2是位于0到1之間的數，一般R2的數值越接近1，回歸模型擬合得越好。表1第四列是通過Eviews軟件計算出的TBT、SPS通報總數與我國7項宏觀經濟指標的可決系數R2。可以看到除了居民消費價格指數和商品零售價格指數之外，其余5項指標的可決系數R2都較高，其中R2最高的是貨幣供應量和國內生產總值，分別達到了0.8848和0.8758。但是R2高并不一定表明兩個變量之間有較強的因果關系。
因素之間的樣本相關系數及多元線性回歸模型的討論
在有多個自變量的多元線性回歸中，任何兩個自變量之間不能有較高的相關性，因為這樣會造成多重共線，導致其中一個或多個自變量回歸系數的t統計值不能通過檢驗。多重共線問題通常可以由消除一個或多個自變量來解決。
用Eviews軟件計算7項指標之間的兩兩樣本相關系數，結果國內生產總值、國家財政收入、進出口貿易總額、貨幣供應量這4項指標之間的兩兩樣本相關系數很高，達到96%。居民消費價格指數和商品零售價格指數這2項指標的樣本相關系數更高，達到99%。人民幣兌美元的年平均匯價和居民消費價格指數之間的相關系數也達到94%。在目前考慮的7項指標中，上述樣本相關系數較高的幾個指標不能同時列入一個多元線性回歸模型中。
另外，在線性回歸分析中有自變量個數k和觀測數據個數n的一般規則，即n>5 (k+2)。本模型由于觀測數據只有10組，因此自變量個數不宜超過1個，不宜建立多元回歸模型。
結論
本文通過線性回歸模型定量描述我國宏觀經濟發展指標和TBT、SPS通報總數之間的關系。TBT、SPS通報總數與各因素分別建立一元線性回歸模型后，除商品零售價格指數的回歸系數之外，其他因素的回歸系數都通過了t檢驗，即自變量的回歸系數在95%的置信水平下不等于零，線性關系顯著。
TBT、SPS通報總數與國內生產總值，國家財政收入，人民幣兌美元年平均匯價，進出口貿易總額，貨幣供應量等這些因素有較高的可決系數R2，其中和貨幣供應量的可決系數最高，說明模型和觀測數據擬合的最好；與居民消費價格指數和商品零售價格指數的可決系數不高，說明兩者線性關系不明顯。由于各因素間的樣本相關系數較高和觀測數據有限，不適合建立多元線性回歸模型。
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