贸易政治经济学在中国的适用性检验：以技术性贸易壁垒为例，本文主要内容关键词为：适用性论文,政治经济学论文,为例论文,中国论文,贸易壁垒论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着GATT/WTO对关税和传统非关税壁垒的削减和限制，在“持续保护法则”下，进口国收入水平和消费者偏好的变化可能转化为对产品质量、安全、环保的更高要求，技术性贸易壁垒成为国际贸易政策的新议题。所谓技术性贸易壁垒，指的是一国政府或者非政府机构基于维护国家安全、人类和动植物安全和健康、环境保护、防止欺诈行为以及保证产品质量等方面的正当理由，而采取的强制性或者非强制性的限制产品进口的技术性措施。技术性贸易壁垒以其名义上的合理性、形式上的合法性、政策工具的多样性、保护效果的隐蔽性，已然成为世界各国所借助的新兴非关税壁垒之一。WTO成员向TBT和SPS委员会通报其技术法规与标准及卫生检疫措施的数量逐年增加，充分说明了这一点①。
全球化的“放大”效应扩大了技术性贸易壁垒等剩余壁垒在全球贸易体系中的重要性，使得看起来很小的技术规则的差异对生产造成不可估计的效应。随着技术法规和标准作为一国影响国际交换结果的工具其重要性不断增长，凸现了两个问题：一是技术性贸易壁垒的实施给贸易和经济带来怎样的影响？二是政府为何要实施技术性贸易壁垒，其决策过程如何？本文集中讨论第二个问题。作为非市场决策的公共政策，技术性贸易壁垒决策的政府行为动因和行为过程研究，对于今后技术性贸易壁垒的政策制定也有很重要的意义。正如Stigler(1975)所言，“直到我们理解了为什么政府会采纳这项政策，我们才有可能对如何改变这些政策提出有用的建议”。
二、文献回顾
在20世纪50和60年代，经济学家经常用公共利益理论解释政府在市场上的立法干预。政府作为公共利益的代表，其干预减轻市场失灵②，使市场趋向帕累托最优状态。该理论的两个基本假设是：第一，经济市场是极端脆弱的，无政府干预时的市场倾向于低效甚至无效运作；第二，政府法规是无成本的(Posner，1974)。有了这两个假设，很容易得出，政府对于市场干预的必要性，是政府对于公共需求的一种反应。当贸易自由化的利益可能被市场固有的缺陷所削弱，政府干预可以避免负效应，最大化贸易所得。可是，如果政府真的如公共利益理论所描述的那样，是一个外生的“慈祥的独裁者”，为了社会福利而选择“最优”政策并加以实施，那么现实世界中对技术性贸易壁垒的滥用将作何解释？为什么法规对社会造成的不理想的结果却经常是对法规制定具有影响力的集团所期望的？国际贸易品的数量、种类和技术特征要求标准的实施来保护消费者和环境免于消费外部性的影响。但是，Bhagwati(1996)和Anderson(1992)认为国际标准仅仅是达成目标的次优选择，以绿色贸易壁垒来说，最优的干预是直接给予补贴，而不是以一种会进一步产生贸易扭曲的方式来克服扭曲。那么非最优的标准何以成为政府“最优”政策选择？
“俘获”理论是对法规的传统分析的一种修正，即法规并非仅仅作为克服这样或那样的不合理分配导致的市场失灵的，认为法规的供给是以最大化其自身利益为目标的不同利益集团需求的一种反应(Posner，1974)。这种立法程序可能被对限制竞争有既定利益的本国生产者所“俘获”，技术性贸易壁垒政策的制定也不能幸免。法规并非能够完全克服市场失灵，甚至于法规产生的无效的资源分配比其治愈的更多。因此，政府立法应该更多的关注财富的分配及其效率(Peltzman，1976)。
Stigler(1971)的“法规的经济理论”是“俘获”理论的完善和发展。在某种意义上，Stigler奠定了生产者保护理论的基础。Stigler认识到了早期的消费者保护理论接近于将法规作为一种免费产品的缺陷。在消费者保护理论模型下，市场失灵产生了对法规的需求，但是并没有提及可以保证需求的有效机制。其实，对法规的需求并非自动生成，法规的供给也并非真正无成本。Stigler试图从供给需求的角度对法规做出分析，其基本假设是，既然政府的强制力量可以向特定个体或者集团提供利益，这种力量的表现，经济法规，可以看成是一种产品，其分配是由法规的供给和需求所决定的。这一假设将政府政策作为经济的一种内生变量。此后的政治经济理论偏重于研究经济个体和政府在产生内生政策过程中，社会经济和政治因素的相互作用。这样的贸易政治经济学的分析框架在对政策形成的评估中结合经济标准和政治约束力为一体，因而公认为较社会利益理论更能解释即使导致净国民福利降低的技术性贸易壁垒的保护主义动机。Thornsbury(1998)用一个政治经济模型很好地归纳了政府干预水平内生决定的过程。其中，政策选择是利益最大化的生产者、消费者和政府决策制定者的内生行为。当没有作用者能在市场力量及所有其他作用者的政治行为既定的条件下增进他们福利时，市场达到均衡状态。Thornsbury(1998)还利用计量技术就各类政治和经济因素对美国技术性贸易壁垒形成的影响进行了实证检验。
出于两种不同的政府行为目标假设，经济法规的两个主要理论分枝各有侧重地解释了技术性贸易壁垒的形成机制。事实上，无论是“仁慈”的政府还是“自利”的政府都是对政府行为目标的极端假定，在民主社会中，“民主”的政府往往兼顾个人利益和公共利益。一方面，出于自利的本性将追求个人利益的最大化，但同时受到民主制度的约束，从整个社会福利出发在最大程度上反映普通选民的意愿。即政府的贸易政策是在特殊利益集团和公众的夹缝中求得平衡。因此，当单纯的经济学原理无法解释贸易政策决策的政府行为，贸易政治经济学成为解释政府决策行为的一种主流理论，并且得到了实证上的广泛验证。但是，这种检验主要针对发达国家进行，因而贸易政策政治经济学对发展中国家的适用问题，尤其是对中国的适用与否是有待检验的重大课题。盛斌(2002)对中国对外贸易政策的政治经济分析填补了这一空白。但是其分析主要针对关税政策，进口许可证和配额这两种“核心非关税壁垒”和所有非关税壁垒整体。本文受其思路启发，建立了包括35个行业在内的一整套数据体系，通过计量模型来检验贸易政治经济学对中国技术性贸易壁垒决策的适用性，考察“国家利益”和“利益集团”的特征指标对技术性贸易壁垒形成的混合影响，并和关税形成进行对比分析。
三、回归模型的建立
(一)模型与分析思路
本文利用中国数据进行跨部门研究，主要考察不同行业获得的技术性贸易壁垒保护程度与其政治经济决定因素之间的关系。回归方程采用如下线性形式：TBT[，i]=a[，0]+
a[，j]PE[，i，j]+ε[，i]。其中因变量是技术性贸易壁垒频数③；PE[，i]为行业的政治经济指标；a[，0]是常数项；a[，j]是解释变量和被解释变量的相关系数；ε[，i]为误差项；i和j分别为行业个数和自变量个数。解释变量的选择，即表达政治经济因素的指标分为“国家利益”和“利益集团”特征指标，这些指标都是以前的研究证明为可能影响技术性贸易壁垒政策形成的解释变量④。“国家利益”特征指标中，和行业经济特征和效益相关的指标有行业全员劳动生产率、行业竞争力指数、影响力系数和感应度系数；和贸易政策相关的特征指标有关税税率、进口许可证和配额频数、进口登记与招标频数。“利益集团”特征指标有行业出口外销比、进口渗透度、资本密集度、行业增加值比重、行业劳动力比重、行业企业数比重和消费产出比。关于解释变量的含义、对因变量的预期符号和理论说明详见表1。
表1 对解释变量的说明及其对因变量影响的理论预测
解释变量含义 预期符号理论说明
该行业增加值与劳动力人数 反映了行业生产的比较优势，一般来说贸易保
劳动生产率 的比率
-
护是逆比较优势的保护，因此劳动生产率越低
保护程度也往往越高
比较优势差别越小、产品差异越大和内部贸易
竞争力指数 该行业净出口额与进出口贸 -
形式越显著的行业越容易实行自由贸易政策，
国 易总额的比率 因此一般认为竞争力指数高的行业往往所受的
家
保护程度比较低(盛斌2002)
利 该行业增加一个单位最终使 代表国民经济产业间的后项联系，反映了需求
益 影响力指数 用时，对国民经济各部门所 +
效应，因此其值越高，保护程度也期望越高
代 产生的生产需求波及程度
表 当国民经济各个部门均增加 代表国民经济产业间的前向联系，反映了供给
变 感应度系数 一个单位最终使用时，该行 -
效应，因此其值越高，期望的保护程度反而越
量 业为此而提供的产出量 低
关税税率用行业所包含的4位数税号 -
一般认为随着关税的削减，非关税壁垒对其进
产品简单平均税率来代替
口保护作用起到替代效果
许可证、配 该行业受到某种非关税措施 当技术性贸易壁垒和其他非关税进口措施之间
额和登记招 限制的税目数占该行业税目+-
是替代关系，预期符号为负，若是互补关系，
标频数 总数的比率
则预期符号为正
该行业出口额相对该行业产 任何进口保护会由于相对价格关系而变成对出
出口外销比 值的比重 -
口贸易隐含征税的部分，因此出口外销比高的
行业一般反对贸易保护
进口渗透度 该行业进口额相对该行业附 +
一般认为进口渗透度高的行业较多受到进口冲
加值的比重
击，因此会要求更多的保护
利 资产密集度 该行业的人均总资产
-
一般认为资本密集度高的行业受保护程度较小
益 行业增加值 该行业增加值占工业总增加 反映了该行业对国民经济的贡献程度，其行业
集 比重值的比重 -
地位越重要，生产者越不能有效游说政府实施
团
高保护[*]
代 劳动力比重 该行业劳动力占工业总劳动 -
劳动力越多，行业的地位就相对重要，生产者
表 力的比率 就越难组织起来影响政府决策
变
根据政治支持模型，行业的企业数目众多表示
量 行业企业数 该行业所包含的企业数目占 该行业具有广泛而稳定的支持政府的力量，因
比重所有工业企业数目的比率 +-
而系数为正；相反，根据压力集团模型，厂商
数目庞大会引发“免费搭车”问题从而不利于获
得贸易保护，系数为负
该行业产品的最终使用中居 消费品比率高的行业预期保护率也高，这是由
消费产出比 民消费和政府消费之和占总 +
消费者保护、我国消费品进口原则和产业关联
产出的比率
等因素共同决定的
注：盛斌(2002)认为，高附加值行业是政府产业政策保护的对象，中国政府以保护促进高附加值产品生产和出口的产业政策，决定了工业增加值率应该和保护率正相关。但这不符合本文的回归结果。
(二)样本数据来源与方法
本文采用中国1998、2000和2001年3个年份的数据。因变量和所有的自变量均按照统一的行业分类标准分成35个行业进行测算。由于没有统一的数据来源，考虑到行业经济特征和效益指标数据的可获得性，本文的分类以《中国统计年鉴》1998年37个工业行业(CICC)为基础，剔除非贸易部门“自来水的生产和供应业”，将食品制造业与食品加工业合并为“食品制造与加工业”，总计35个工业行业。由于农业部门数据的缺乏，本文的行业范围不包括农业，尽管这是中国技术性贸易壁垒实施较为频繁的部门。所有的数据都按照这一行业分类标准进行重新整理和集结⑤。
行业增加值比重、全员劳动生产率、劳动力比重和企业数比重由相关年份《中国统计年鉴》直接获得。竞争力指数、出口外销比和资本密集度由统计数据间接计算得到。消费产出比根据《1997年中国投入产出表》124个部门基本流量表经过部门集结计算得到。作者重新构建了包含35个工业行业在内的中国1997年投入产出表⑥，并据此计算出影响力系数和感应度系数。技术性贸易壁垒频数、进口许可证和配额频数以及进口登记招标频数，是将海关协调制度(HS)下的4位数税号的产品归入35个产业部门然后进行计算的。竞争力指数和出口外销比中涉及的进口和出口金额也是按照同一标准重新集结成35个产业部门计算得出的。出口外销比中的出口额(千美元)和产值(亿元)之间按照各年度年末汇率进行了单位换算。
所有的回归分析采用普通最小二乘法(OLS)，并采用“后向法”对解释变量进行筛选，即从全方程回归开始，连续每次减少一个t统计值过低的变量，直到新方程中所有解释变量回归系数的t值都显著，或者大部分解释变量显著，继续剔除其他变量不能增强回归结果的有效性为止。除了进行分年度截面分析来考察行业间技术性贸易壁垒保护程度的差异，为了考察各解释变量对保护率影响的稳定性以及保护水平的时序变化，还采用了将3年的截面数据合并的计量技术进行回归测算，其结果将表明一段时期内中国技术性贸易壁垒的政治经济决定因素及其影响大小。因此，每年度回归模型的样本为35个(小样本)，合并数据检验时的样本为105个(大样本)。
四、回归结果及对技术性贸易壁垒决策过程的解释
对技术性贸易壁垒保护水平的决定进行多元线性回归分析的结果见表2。方程1～3是基于截面数据的回归结果，方程4是合并数据后的回归结果。可以看出，分别有5个“国家利益”因素和5个“利益集团”因素对技术性贸易壁垒决策产生显著影响。
表2 中国技术性贸易壁垒保护水平的决定
方程1
方程2方程3
方程4
1998年 2000年
2001年 3年合并
常数项137.6394
142.8704 165.4073 158.8071
(3.263936)[***](3.137485)[***]
(3.422733)[***] (6.089525)[***]
劳动生产率-0.000203 -0.000184
-0.000171
(元/人.年) (-2.620181)[**]
(-1.855554)[*] (-3.086578)[***]
影响力系数 -126.089 -124.8575 -151.382-134.3827
(-2.904016)[***]
(-2.736273)[**]
(-3.217762)[***](-5.127561)[***]
感应度系数 -10.75187
(-1.768739)[*]
关税税率
1.312919 1.1934150.917957
(2.967170)[***] (2.030010)[*]
(3.266847)[***]
进口许可证和0.43971 0.314102
配额频数
(1.215981) (1.477028)
登记招标频数 0.525281 0.46166 0.68941 0.616799
(1.604338)(1.462715)
(2.064493)[**] (3.452992)[***]
出口外销比 -0.040676 -0.197857-0.026855
(％)(-2.016425)[*] (-1.195576) (-1.683313)[*]
进口渗透度
0.189847
0.091878 0.053315
0.083462
(％) (2.154182)[**](1.712929)[*] (1.076463) (2.575992)[**]
工业增加值比-5.768485
重 (-1.834011)[*]
劳动力比重
4.06071
(1.319231)
消费产出比
0.825502
(2.677554)[**]
时间变量 0.928279
(00=1) (0.132965)
时间变量 2.884049
(01=1) (0.409584)
样本数35 3535 105
调整后的R[2]0.230124
0.280154 0.276124 0.295773
D-W值 2.062207
1.530274 1.79668 2.015243
F检验值2.451852
3.205392 3.161562 5.367976
注：括号内为t统计值(双尾检验)；***表示符合1％的显著性水平，**表示符合5％的显著性水平，*表示符合10％的显著性水平。
从“国家利益”行业特征指标看，劳动生产率在回归方程2和3中对技术性贸易壁垒有显著的负向效应，符合理论预期，说明劳动生产率越低的行业得到的保护率越高。技术性贸易壁垒可以通过增加外国产品的进口成本抵消其竞争优势起到保护国内非优势产业部门的作用。影响力系数和技术性贸易壁垒显著负相关，和预期符号恰好相反。说明就技术性贸易壁垒政策而言，政府并未考虑对经济需求拉动力强的战略行业给予高保护来带动整个国民经济发展。3个独立年度的分析结果显示，感应度系数和行业受保护程度没有必然的联系。但方程4的回归结果为负，且具有统计上的显著性。总体看来，感应度系数对技术性贸易壁垒的影响符合预期。国家开始考虑到作为其他行业的投入品，中间产品保护会给下游产业造成负担，因而对感应度系数较大的部门给予较低保护。
从“国家利益”贸易政策特征指标看，关税税率在3个回归方程中都和技术性贸易壁垒显著正相关；进口登记与招标频数在2个方程中与技术性贸易壁垒显著正相关；进口许可证和配额频数和技术性贸易壁垒的相关系数为正，但不具显著性。这说明关税和技术性贸易壁垒是显著的互补关系；进口登记招标和技术性贸易壁垒也是显著的互补关系。也就是说中国对限制进口的行业采取了双重保护的贸易政策，这和其他国家情况有很大不同。比如Thonsbury(1998)的实证结果表明，关税税率和其他非关税壁垒的关税等价率，和美国遭遇可疑技术性贸易壁垒是负相关的。正如Abbott(1997)分析的那样，技术性贸易壁垒一般作为关税和其他非关税壁垒的替代措施。而中国的进口监管措施之间则恰恰呈现较强的互补特征。
从“利益集团”特征指标看，工业增加值比重仅仅方程1中和技术性贸易壁垒频数显著负相关，且和期望符号相同。当一个行业的增加值比重较高，其对整体经济的相对贡献增加，会引起保护率的降低。原因在于如果该行业是国民经济相对重要的部门，生产者就较难组织起来并有效影响政策决策(Olson，1985)。该指标的负系数也可以从国家利益的角度进行解释，Olarreaga和Soloaga(1997)认为行业的增加值较高意味着它相对于其他行业而言要购买更少的中间投入品，也就是说经济中的其他行业会更多的购买这个行业的产品作为中间投入品。因此为了避免对使用行业造成经济负担，政府不仅要考虑促进和保护高附加值行业的发展，还要综合考虑其对整个国民经济的影响，因此有可能对增加值率较高的行业给予较低的保护(盛斌，2002)。值得一提的是，尽管本文由于数据原因未将农业纳入分析的行业范围，国外的相关分析具有某种暗示意义。比如Thonsbury(1998)的回归分析显示，农业产值占总产值比重和技术性贸易壁垒有显著的负相关关系，证实了当农业部门对经济的贡献较大时，政府倾向于对农业征税(不保护)(Honma and Hayami,1986)。这一结论暗示了发展中国家不容易对农业实施技术性贸易壁垒，因为其农业占据GDP较大份额。
出口外销比和技术性贸易壁垒的关系如预期的那样呈反向关系，并具有一定的显著性。这说明具有出口竞争力的行业担心进口保护的成本会最终转嫁给出口者，损害其自身利益，因此当出口增长到本国生产者从政策干预中得到的更少而失去的更多的时候，保护水平下降。该指标的负系数某种程度上还说明了出口企业担心进口保护会导致外国政府的贸易报复。在这种以牙还牙的战略中，外国决策者会提高来自于某个出口国家产品的技术性贸易壁垒，其目的是为了该国在本国同类产品出口上实施了此类技术性贸易壁垒(Gawande,1995; Romano,1998)，或者延迟对市场准入的互惠减让，从而使出口行业失去国际市场份额。再加上这些行业本身具有较强的比较利益，无需高保护率的支持，因此出口外销比高的行业往往会反对政府的较多干预，更多提倡自由贸易(盛斌，2002)。
进口渗透度和技术性贸易壁垒显著正相关，符合理论预期。这是因为当行业进口相对于本国生产水平增长的时候，该行业较多受到进口冲击，因此需要更高的保护率。但是，相关系数呈现时序上减弱的趋势，不排除出现进口渗透度与技术性贸易壁垒负相关的可能。Grossman和Helpman(1994)的观点可以从某种程度上对此做出解释，当一个行业的产值相对于本国消费来说较小，进口渗透度就越大。这种情况下，如果本国价格和世界价格的差距由于本国实施壁垒而增长，消费者的损失就很大，超过了生产者从政府干预中获得的利益。因此，政府目标函数中给予消费者剩余相对于生产者剩余的权重就越大，故而行业得到的保护率就更小。相反，如果本国进口相对于本国产业附加值来说较小，即进口渗透度较小，生产者获利将超过潜在的消费者由于较低的进口竞争的得利。因此，进口渗透度小的行业的产业保护率有可能反而较高。
行业的消费产出比在回归方程1中和技术性贸易壁垒显著正相关，符合理论预期。首先，根据贸易政治经济学理论，消费者由于人数众多很难形成对进口保护的反对势力，因此政府技术性贸易壁垒政策制定必须考虑进口产品对消费者的影响，消费比率高的行业预期保护率也高。其次，对本国最终消费比例高的产业，制定较高的保护率，可以鼓励消费本国产品，这符合我国长期以来限制非必需消费品进口的原则和进口替代战略。再次，消费产出比从另一角度考察了中间使用品占总产出的比重。对最终消费比率低，即中间品使用比率高的行业的保护会降低对下游产业厂商的实际保护率，所以相关产出比低的行业其期望的保护率也较低(盛斌，2002)。
方程4中两个时间虚拟变量和技术性贸易壁垒的相关系数都为正，但不具显著性。可以观察到相关系数的t值有所增大，某种程度上说明技术性贸易壁垒的使用呈现时序上增强的趋势。4个回归方程都在1％的显著性水平上通过了F检验，因此可以拒绝因变量和所有自变量之间偶尔无关的假设。并且鉴于方程1～3中所使用的样本为独立年度的截面数据，方程4的DW值为2.015，模型应当不存在序列相关问题。方程1～4的方差膨胀因子VIF均值都在1～2之间，因此可以排除解释变量之间存在多重共线性的可能。回归方程1～4的结论显示，技术性贸易壁垒的实施受文中所列示的解释变量的影响度较小，但是还是可以发现一些显著的政治经济影响因素。总体上看，劳动生产率较低、感应度系数较低、出口外销比较低、进口渗透度较高、工业增加值比重较低和消费产出比较高的行业获得更高的技术性贸易壁垒保护，并且技术性贸易壁垒和关税以及其他非关税进口措施之间是互补的关系。
五、对关税决策的检验及与技术性贸易壁垒决策过程的比较
为了验证本文所选择的解释变量在贸易政策政治经济学检验中的有效性和合理性，同时为了将技术性贸易壁垒政策决策的影响因素和关税决策过程进行比较，现将回归方程中的因变量更换为关税税率，技术性贸易壁垒作为一个解释变量，其余变量保持不变，同样用“后向法”进行回归分析。关税政策检验的结果见表3，分别有5个“国家利益”因素和7个“利益集团”因素对关税税率产生显著影响。
表3 中国关税保护水平的决定
方程1
方程2方程3方程4
1998年 2000年2001年 3年合并
常数项
4.67297-4.523905 6.077033 2.274656
(1.522114) (-1.655086)
(2.302313)[**]
(1.556111)
劳动生产率
0.000127
6.58E-05 4.30E-05 6.77E-05
(元/人.年) (3.265757)[***](4.248875)[***](2.429943)[**]
(5.676587)[***]
竞争力指数7.335359
8.990879 9.279933 7.492983
(3.331335)[***](5.034088)[***](4.458089)[***] (6.646209)[***]
技术性贸易 0.046577
壁垒频数
(1.698258)[*]
进口许可证0.181641 0.2033 0.1884440.142832
和配额频数 (1.915768)[*] (2.732268)[**] (3.570817)[***] (3.760291)[***]
登记招标频0.151088 0.092592
0.1984080.127655
数 (2.137028)[**] (1.762832)[*] (2.788338)[***] (3.787556)[***]
出口外销比
-0.006371 -0.045736 -0.006255
(％) (-1.299958)
(-2.011112)[*] (-1.849407)[**]
进口渗透度0.041717 0.027854
0.0367080.032936
(％) (2.134017)[**] (2.680272)[**] (3.603791)[***] (4.503082)[***]
资本密集度
-0.344567 0.170061 -0.149801
(-2.781493)[***]
(2.108878)[**] (-2.334371)[**]
工业增加值 -1.727614 -1.378696
比重(-2.727634)[**]
(-3.887239)[***]
劳动力比重 -1.453287
(-2.933353)[***]
行业厂商数
1.117375
1.977525
1.8421791.791209
比重 (2.432186)[**] (3.937277)[***] (3.992623)[***](5.763263)[***]
消费产出比
0.385830.282633
0.2678610.346222
(5.608387)[***](5.331865)[***] (5.073834)[***](10.12106)[***]
时间变量 -1.633046
(00=1) (-1.203065)
时间变量 -4.294923
(01=1)(-3.156164)[***]
样本数35 35 35 105
调整后的R[2] 0.804373
0.872495
0.851522
0.822495
D-W值 2.180588
2.366654
2.429544
2.023236
F检验值16.53332
24.26556
20.49909
44.80892
注：括号内为t统计值(双尾检验)；***表示符合1％的显著性水平，**表示符合5％的显著性水平，*表示符合10％的显著性水平。
从“国家利益”行业特征指标看，和技术性贸易壁垒形成不同之处在于，劳动生产率和关税税率正相关，说明中国政府主要利用关税措施来扶植和重点发展劳动生产率高的幼稚工业或新兴工业。另一个补充说明指标是竞争力指数，和关税税率显著正相关，且在1％的水平上显著。中国竞争力强的行业关税税率反而高，这表明政府对具有比较优势的行业实行高关税保护以限制其进口，并依靠出口鼓励措施来维持在世界市场上的竞争力。这种顺比较优势的保护体制是中国区别于其他国家的一个独特之处(盛斌2002)。
从“国家利益”贸易政策特征指标看，总的看来，进口许可证和配额频数与关税税率显著正相关，且呈现时序上的增强趋势。进口登记招标频数与关税税率显著正相关，并且显著性水平比技术性贸易壁垒的相关指标更高。在回归方程2中，关税和技术性贸易壁垒显著正相关。总的看来，关税的形成和技术性贸易壁垒形成十分相似，和其他进口措施之间呈互补而非替代的关系。
从“利益集团”特征指标看，显著影响技术性贸易壁垒的出口外销比、进口渗透度和消费产出比也如理论预期那样显著影响关税税率，且总体上看影响关税的这些解释变量的显著性水平要高于技术性贸易壁垒的相关指标。工业增加值比重和关税税率显著负相关，证明了生产者较难组织起来并有效影响相对重要的国民经济部门政策决策的政治经济理论。行业劳动力比重指标的负系数补充说明了这一点。关税形成中还增加了两个显著的影响因素，其一，行业厂商数比重和关税税率呈显著的正向关系，符合“政治支持模型”假说，说明厂商众多的行业生产者力量强大，增加与中央讨价还价的筹码，可以更有效地对政府施加要求保护的政治压力。其二，资本密集度在方程1、3中的回归结果和关税保护率显著负相关，符合理论预期，说明国家对劳动密集产品的进口给予更严格的限制。
方程4中两个时间虚拟变量和关税税率的相关系数都为负，呈现时序上增强的趋势，并且2001年的时间变量在1％的水平上显著，这就从统计上验证了中国的关税保护率在逐年降低的事实。4个回归方程都在1％的显著性水平上通过了F临界值检验，因此可以拒绝因变量和所有自变量之间偶尔无关的假设。方程1～3中所使用的样本为独立年度的截面数据，合并3年数据的方程4的DW值为2.023，说明模型应当不存在序列相关问题。方程1～4的方差膨胀因子VIF均值都在1～3之间，所以解释变量之间不存在多重共线性。所有方程调整后的拟合优度都在0.8以上，较好地解释了关税政策决策的主要影响因素，同时也证明了本文利用所列示的解释变量检验贸易政策政治经济学的合理性。
六、结论和政策含义
新政治经济学解释了一个简单的法则，即政策的供给是对竞争性利益集团需求的一种反应。各种利益集团力量关系的作用类似于消费者选择理论，他们改变了政府的效用函数，供给和需求转化为对立法行为的一种约束。在这样一种政治经济学分析框架下，市场干预/政策决定是供给和需求均衡的内生结果，干预的供给和需求分别来自于生产者和消费者利益集团和政府更具自身偏好的利益最大化行为。政策法规作用于市场，当其他个体行为和市场力量既定时，没有任何一个经济个体的情况获得改善，市场达到最终均衡。贸易的政治经济学分析就是将新政治经济学(公共选择理论)纳入贸易政策的分析范畴。特定的贸易政策不可能公平地满足和实现所有需求者的利益，这取决于利益集团和政府在讨价还价谈判中的可支配力量的大小。本文在一般适用的贸易政治经济学理论框架的基础上，以技术性贸易壁垒为例就其在中国的适用进行检验。正如Brooks、Cameron和Carter(1998)所说，实证模型的目的并非单纯为了检验政治经济理论，而是识别可观察到的立法决策背后的普遍因素，和量化导致这些政策措施的经济和政治关系。
结论表明，可以通过“国家利益”和“利益集团”特征指标来解释中国技术性贸易壁垒保护政策形成的政治经济原因。中国技术性贸易壁垒保护政策的决定是个复杂的问题，技术性贸易壁垒保护水平的决定是政府最大化其目标函数——国家利益的结果，政府倾向于保护那些劳动生产率较低的行业和非中间产品行业。这一最大化的目标还受到“利益集团”的边际影响，政府在反对进口保护(出口外销比高)和需求保护(进口渗透度高、消费产出比高)的行业之间做出权衡，生产者游说力量的高低(工业增加值比重)也是影响政府决策的因素。实际验证中，同一组解释变量对关税和技术性贸易壁垒的解释效力和显著性存在明显差异。本文所列示的变量能够充分解释关税的决策过程，并且影响关税的显著性解释变量具有时序上的稳定性，而这些解释变量对于技术性贸易壁垒的解释效力却低得多，且各年度影响技术性贸易壁垒的显著性解释变量具有易变性。说明中国技术性贸易壁垒的决策过程相比关税而言，具有一定的任意和隐蔽性。
国外对于技术性贸易壁垒决策过程的实证研究结果和本文的结论对中国应对和应用技术性贸易壁垒政策具有重要的启示意义。一方面，要认识到西方发达国家的政治理性可能导致经济非理性，其对华实施的技术性贸易壁垒存在被特殊利益集团俘获的可能性，从而对我国经济贸易造成不必要的损害。因此，有必要甄别技术性贸易壁垒的双重性质，对基于经济利益保护的技术性贸易壁垒政策进行国际监管，利用双边贸易磋商和WTO规则策略应对这种保护主义性质的外生壁垒，保护本国市场和产业⑦。另一方面，由于技术性贸易壁垒并非能够完全克服市场失灵，因此不恰当决策导致的无效资源分配可能比其治愈的更多。因此，我国贸易保护体系的建立应该更多关注财富的分配及其效率，不能仅仅考虑进口竞争性行业的利益，要权衡消费者、进口竞争行业及其相关联的上下游产业的多方面利益⑧。技术性贸易壁垒政策的灵活应用，可以在不违反国际规则的前提下，根据中国国内经济贸易发展战略做出调整，同时兼顾国内多元化的利益结构。使得贸易保护政策不仅仅政出有据，还要行之有效。
注释：
①根据WTO统计数据，1995年成员国技术性贸易壁垒(包括TBT/SPS措施)的年通报量仅为587件，1997年增至1144件，此后3年基本保持这个数量，2001年起继续大幅增长，2003年所有成员国通报数量达1957件，9年合计10517件。
②和技术性贸易壁垒相关的市场失灵的主要形式有：不完全竞争、公共产品提供不足、负外部性和不对称信息。
③频数比率是量化非关税壁垒的一种方法，指某个进口国的关税税则号产品受到某个特定非关税壁垒或者几种非关税壁垒影响的比例。
④本文中沿用盛斌(2002)“国家利益”和“利益集团”的提法，具体指标的选择和划分并不受其限制。盛斌(2002)未对解释变量的多重共线性问题进行检验，本文克服了这一指标选择和计量方法的缺陷。最初考虑的解释变量有22个，但是描述性统计分析显示，有些变量之间的相关系数非常高，比如行业的贸易顺差和出口外销比、行业增加值率和增加值比重、行业产值比重和增加值比重、行业资产和人均资产、利税总额和增加值比重、行业销售收入比重和增加值比重、总资产贡献率和劳动生产率的相关系数都在0.9以上，为了避免统计上的多重共线性问题，剔除相似意义的指标。进口许可证频数和进口配额频数的相关系数也在0.7左右，将两者合并为进口许可证和配额频数。因此回归方程中涉及的所有解释变量(不包括年度合并数据时增设的时间虚拟变量)总计14个。后文中方差膨胀因子的取值也证明了本文的解释变量之间不存在多重共线性。
⑤集结的标准参考盛斌(2002)，是由联合国统计处提供的国际工业标准分类(ISIC)和协调制度(HS)之间的转换表得到的，具体转换标准可向作者索取。
⑥作者集结的1997年35个行业的投入产出表(基本流量表和直接消耗系数表)可向作者索取。
⑦关于技术性贸易壁垒双重性质的甄别机制，详见鲍晓华(2005)。
⑧这种分析思路不局限于技术性贸易壁垒政策，任何一种贸易政策都是利益再分配的工具，比如反倾销政策等，详见朱钟棣、鲍晓华(2004)。