一引言
随着各国关税的逐步降低以及自由贸易区的兴起，以技术性贸易壁垒(Technical Barriers to Trade , TBT )①为代表的非关税壁垒已经成为各国贸易保护的主要政策。根据WTO统计，1995一2009年全球TBT和SPS的通报量整体呈上升趋势(见图1)。TBT已经覆盖了97②个HS 2位数产品中的95个类别，并且每个特定HS 2位数产品内部的TBT覆盖比率也在逐年提高。WTO曾担心如果进口国任意制定产品的技术法规和标准，该政策势必会成为贸易保护主义的借口。③即使并非出于贸易保护主义目的的技术法规和标准，也会对贸易产生限制效应。因为出口国企业必须调整出口产品的生产以满足进口国的要求，这种符合成本(compliance cost)的存在，可能会扭曲两国的正常贸易。此外，技术规范和产品标准因进口国而异，可能导致出口企业的成本再次增加，因此TBT成为各国企业出口的普遍障碍。事实上，TBT已经超越反倾销等贸易壁垒，成为中国小企业出口的第三大贸易障碍和大企业出口的第二大贸易障碍(国家质检总局，2012)。
目前，已经有较多文献利用各种不同的TBT指标考察了其对国别或者产业层面贸易量的影响，证实了进口国实施的TBT对贸易伙伴出口具有显著的贸易限制效应，尤其是在农产品领域(Chen,2004;Otsuki等，2001 a, b;鲍晓华，2010 ,2011)。部分研究发现，TBT对出口国的影响表现出一定程度上的差异性，通常情况下发展中国家出口相比发达国家出口会遭受更为严重的影响(Bao和Qiu, 2012 ; Bao和Chen , 2013 ; Disdier等，2008 ; Herzfeld等，2011; Li和Beghin, 2012;鲍晓华和朱达明，2014 )。这主要是由于发展中国家本身的科学技术水平、人力及物力均与发达国家存在着一定差距，因此他们不具备符合发达国家标准的能力。比如，发展中国家没有充足的能力利用公共资源为出口企业提供相应的支持和服务，包括建立检验、测定和检疫的实验室等。
值得注意的是，发展中国家在TBT构成的国际贸易两极体系中，不仅处于不利地位，而且其内部各出口国由于生产技术和资源条件等方面的差异，即使面对同一目标市场，也面临不同的符合成本，从而产生不同的贸易效应。Fontagn等(2005)与Disdier等(2008)的研究发现，进口国TBT对发展中国家出口总体上具有显著的负面影响，但是这一影响在不同的国家组之间存在差异。比如，这些技术法规对非洲、加勒比和太平洋地区国家出口的负面影响比拉美8国更严重，但是对亚洲和拉美其他国家出口则不显著。更进一步的研究表明，发达进口国实施的TBT政策对发展中国家出口的影响尤为明显。比如低收人发展中国家的小型出口企业在缺乏国内规模经济优势的情况下还必须承担符合进口标准的成本(Maskus等，2005);而那些有能力符合标准的国家和企业可能反而通过市场分割扩大了市场份额。Anders和Caswell ( 2007)对美国1997年海产品实施风险评估管理体系(HACCP)前后的贸易流量变动进行了分析，发现HACCP的实施对来自于33个最大供应商的总体海产品进口具有显著的负面影响。对国家的分类研究发现，该食品安全标准虽然促进了发达国家的贸易，但抑制了发展中国家贸易。
上述研究的局限之处在于均使用传统引力模型，假定在一定时期内贸易壁垒对所有出口国的限制系数固定不变，通常只能进行分组检验来体现不同国家组之间TBT影响的差异性，无法比较不同出口国之间的差异性，也无法反映出口国遭遇TBT的差异化效应在一定时期内的动态变化。本文对出口国遭受到的TBT差异化影响进行研究，主要贡献在于:第一，从出口国的视角，揭示了出口国如何通过提高生产技术水平和政府管理水平，有效应对进口国TBT的路径;④第二，建立适用于TBT贸易效应测度的非线性引力模型，并利用1995-2009年全球112个W'TO成员的TBT通报数量和双边贸易数据进行经验检验，不仅考察了TBT对出口国的差异化贸易效应，同时也识别了该差异化效应的根源;第三，对近年来出口国的贸易变动进行了结构性分解，揭示了TBT变动对贸易变动的动态影响。
二非线性引力模型的构建和数据说明
(一)非线性引力模型的设定
基于Anderson (1979)与Anderson和Van Wincoop ( 2003)垄断竞争以及局部均衡理论模型框架，本文假设一国消费者具有相同的CES效用函数，并且各国(地区)只生产一种产品，⑤世界有N个国家(地区)组成,j国的效用函数则可以表示为:
其中, 表示i国的消费偏好; 表示j国从i国进口的产品数量; 为替代弹性。与Anderson和Van Wincoop(2003)中的表达式(7)和(10)保持一致，本文同样假设两个价格指数:
那么i国出口到j国的贸易额可以表示为:⑤
其中，Xij为单边的贸易额;Yi和Yj表示i国和j国的总收人;为全世界总收人;Tij为i国与j国之间的贸易成本;Pij为i国产品在j国的销售价格;由于IIi和Pj是一个非线性函数，为了更为简化的表示贸易成本的函数，Jacks等(2008)对(4)式进行变换并消除价格指数，得到如下方程:
其中Xji、Xii、Xjj分别表示j国出口到i国的贸易额、i国国内贸易额以及I国国内贸易额;Tji、Tii、Tjj分别表示j国与i国之间的贸易成本、i国国内贸易成本j国国内贸易成本。(5)式表明可将贸易成本看做双边贸易量与两国国内贸易量比值的几何平均数，国内学者钱学锋和梁琦(2008)与方虹等(2010 )曾经运用该方程测算了中国与其他国家的贸易成本。但利用(5)式进行经验研究还存在一定限制条件，例如严格对称的贸易成本假设、双边相互之间都需要有贸易往来以及需要国内贸易数据。
在上述理论框架的基础上，本文的非线性引力模型与传统引力模型的差异在于贸易成本函数的设定上。过往多数文献假设双边贸易壁垒是对称的，并同时假设出口国所受影响也是相同的，例如Trefler(1993)与Harrigan (1993)就假设非关税壁垒对出口国的影响是不变的。然而在现实中，进口国贸易壁垒对出口国的影响有可能不同，并且这种差异化影响可能随时间发生变化。以TBT为例，出口国之间不同的应对能力会导致它们所受的影响存在一定差异，即使同一出口国在不同时间点上所受的影响也不尽相同。为此，本文设定了一个能同时反映时间(用t来表示)和空间差异的贸易成本函数:
其中，distij表示两国的距离， 表示两国之间不可观测的贸易壁垒。 表示j国对进口产品实施的TBT。通常情况下，进口国实施TBT的目标对象国面向所有的出口国，并不针对某个特定出口国，所以该变量只会随着时间及进口国的变化而变化。 是出口国i遭受进口国j的TBT限制效应，它会随出口国以及时间的变化而改变，这点不同于过往引力模型的设定。
为了获得一个能够被估算的TBT可变限制系数，本文借鉴Kee等(2009)的方法对进行了参数非线性化，⑦但又不完全与他们的方法相同。Kee等为了避免经验分析出现与预期相反的系数估计符号，即出现经济上解释无意义的情况，强制以负数形式出现。而本文则放宽了这一强制性假定，令:
其中，y反映了进口国TBT对所有出口国的共同影响效应;整个指数部分的表达式则反映了出口国i应对TBT的能力。 表示出口国的政府管理水平，用出口国i的政府在t年制定相应政策并执行的能力来表示;⑧ 反映了出口国的生产技术水平，用出口国i在t年25岁以上人口平均受教育的年份来表示。公式(7)所反映的经济意义在于:如果出口国具有较高的生产技术水平和政府管理水平，那么TBT政策对该出口国影响较小，反之则相反。把(7)式代人成本函数(6)式中，可以得到本文非线性的贸易成本函数:
再把(8)式代人(4)式，并加人时间因素，对两边取对数并进行整理，可得经验研究所需的计量模型:
其中， 。为了控制价格指数IIi和Pj，⑨本文分别用出口国固定效应(fi)和进口国固定效应(fj)进行控制，并同时加人时间固定效应(ft)。此外，计量方程中还加人其他引力变量作为控制变量，例如邻国关系(comlangij )、共同语言(colonyij )、殖民关系(colonyij)以及历史上是否属于同一国家组(smctryij)。
(二)TBT指标的选择及其他数据说明
为了能够获得一个可以在多个国家之间进行比较并且在时间上有连续性的TBT指标，本文借鉴Bao和Qiu ( 2012)利用各国每年的TBT通报量来度量国家层面TBT的方法，并进行了两点扩展:一是本文采用广义上的TBT，即同时包含TBT和SPS通报;二是考虑到TBT作用的长期性，采用累计的TBT通报量。
本文选取1995一2009年全球112个国家作为回归样本，共计112x111 x15=186480个观测值。⑩各国之间的贸易数据来自于联合国Comtrade数据库，GDP数据则来自于世界银行全球发展指标(World Development Indicators, WDI)数据库，引力变量distij, contigij, comlangij, colonyij,smctryij数据来自于CEPII数据库。广义TBT累计通报量⑪根据WTO涉及的所有国家的产品TBT以及SPS通报文件整理而来。表示出口国政府政策执行能力的指标()以及代表出口国生产技术水平的指标()均来自世界银行WGI数据库。
三出口国遭遇TBT影响的整体分析
(一)基准回归结果
本文利用非线性最小二乘法，式(9)的回归结果与传统的引力模型回归结果基本一致。⑫表1第(1)列是不包含TBT变量的传统线性回归结果，第(2)一(6)列是包含TBT变量的非线性回归结果，除contigij外，其他变量的结果均与理论相符。contigij显著为负，这个结果同Bao和Qiu(2012)与Helpman等(2008 )的结论类似，说明邻国可能存在领土争端问题而阻碍了两国贸易。表1第(2)列为加人当期TBT后的非线性回归结果，除contigij的系数变得不显著以外，其余引力模型的变量回归结果均与第(1)列类似。进口国TBT对出口国贸易有明显的限制效应，其系数达到一0. 5左右。而决定出口国应对TBT能力的政府管理水平和生产技术水平系数分别为一0. 597和- 0. 419，两者都在1%水平上显著。这说明，随着出口国政府管理水平和生产技术水平的提高，出口国TBT应对能力将逐渐增强，而进口国TBT对出口国贸易的整体限制效应会显著降低。
贸易政策的影响通常具有时滞性，尤其是根据乌拉圭回合关于TBT的协议，WTO要求各成员国在TBT通报与政策法规实际生效之间预留一个合理的时间段，以接受各国对该政策的评论;⑬同时，确保涉及的出口企业有时间来调整生产。由于TBT的这种时滞性，式(9)的误差项可能存在序列相关问题。考虑到TBT可能存在的滞后效应以及同时检验TBT的影响是否在更长的时间中存在，我们分别对TBT进行滞后3个月、6个月、1年以及2年的检验，其结果见表1的第(3)一(6)列。⑭常规的引力变量基本上与第(1)列回归结果相同，比较第(3)一(6)列的TBT系数，发现系数。分别为一0. 490、一0. 475、一0. 466和一0. 398，这说明TBT的贸易限制效应在滞后3个月到2年的时间段中均存在，结果非常稳健。
(二)稳健性检验
1.考虑内生性。在基准回归中，为了防止可能出现的内生性问题，本文虽然采用了不同于Bao和Qiu(2012)所用的狭义TBT通报量，同时加人了各国SPS的通报量，但回归方程(9)中TBT变量的估计系数仍然可能有偏。这是由两方面原因造成的:一是遗漏变量，在样本国家中只有1/4的国家属于发达国家，但是累计通报数量却占总数的一半以上，与此相对应的是发达国家的进口额相对较大，而我们无法控制一些与一国TBT通报和进口存在正向关系的体制因素，所以可能会低估TBT限制效应;二是数据误差，可能存在个别国家虽然拥有TBT的政策但始终没有对WTO进行TBT通报的情形，通报数据误差的存在可能会导致被估算的系数趋向于0，从而会再次低估TBT的影响。为了同时纠正遗漏变量及数据误差所带来的问题，本文以5个最近国家的GDP加权平均TBT通报量作为某国TBT指标的工具变量。⑮这一工具变量的选择借鉴了Kee等(2009)的做法，其依据是:大部分邻近国家在历史、文化以及法律方面有相似之处，从而可能对同类产品制定相似的非关税政策。邻近国家的非关税政策可以在一定程度上解释给定国家的非关税政策，但又不会影响给定国家的进口，故邻近5国计算得出的加权平均TBT理论上可以成为给定国家TBT政策的一个合格的工具变量。我们根据两阶段最小二乘((2SLS)方法，首先以广义TBT为因变量对所有自变量以及工具变量进行回归得到拟合值，⑯然后以该拟合值替代(9)式中的TBT变量进行非线性回归，结果见表2。
在进行2SLS回归前，我们对回归中工具变量的有效性进行了检验，计算了第一阶段回归中3个统计量:shea's Partial  ;Anderson canon. corn. LM statistic(主要检验工具变量是否识别不足);Minimum eigenvalue statistic(主要检验工具变量的强弱性)。结果表明，所有工具变量的偏都介于0. 03一0. 045之间，识别不足以及弱工具变量检验都在1%的水平上显著拒绝了原假设，说明该工具变量是有效的。在第二阶段回归结果中，对比表1中TBT系数，我们发现不同时期TBT的限制效应显著提高，分别为-0. 610, -0. 602、一0. 591、一0. 575和一0. 582，这印证了普通非线性OLS低估了TBT的限制效应。同样对比表1和2的出口国政府管理水平和生产技术水平的系数，经过对TBT内生性处理后，两种应对TBT的因素作用依然非常明显，并且随时间的变化非常稳定，然而各期系数的绝对值出现了略微下降，这表明在2SLS情况下出口国应对TBT的能力相比普通非线性OLS有一定下降。所以在经过内生性处理后，TBT限制效应的提高以及出口国应对能力的下降导致整体TBT限制效应变大，很好地验证了TBT存在的内生性可能低估了它的贸易阻碍作用。
2.考虑贸易的收人弹性约束条件。为了更符合理论模型，我们限制贸易的收人弹性为1，⑰然后进行有约束的非线性最小二乘法和2SLS回归，结果如表3和4所示。
对比表1和2的两种非约束回归方法，TBT的整体效应依然为负，且依旧呈现出非约束回归的特点，即TBT的系数随滞后期的增加稳定为负并且有微弱递减趋势，同时生产技术水平和政府管理水平的提高有助于出口国降低TBT的贸易限制效应。
3.考虑其他贸易壁垒的影响。影响一国出口的因素除了TBT之外，还有其他贸易壁垒。如果不控制这些因素，可能会导致TBT估计系数出现偏误。例如，对于偏好贸易保护的国家来讲，TBT通报数量的增加往往伴随着更多其他非关税措施;然而对于提倡自由贸易的国家来讲，TBT的存在有可能意味其他非关税措施的减少。为检验其他贸易壁垒的存在是否会对TBT回归结果造成影响，本文在(9)式中加人了双边反倾销变量( )，该数据来自于世界银行的全球反倾销数据库(Global Anti-Dumping Database，GAD)。⑱
表5显示了控制反倾销措施后的基准回归结果，⑲与表1的结果相比，反倾销变量的加人对其他变量的结果没有显著影响。TBT依然对双边贸易具有限制作用，并且该效应在滞后3个月到2年的时间段中均显著存在。同时，一国政府管理水平和生产技术水平的提高能有效减少TBT对本国出口的影响。
四出口国遭遇TBT影响的差异化分析
TBT对不同出口国贸易影响的差异性主要体现在两个方面:同一年份不同出口国之间以及同一出口国不同年份之间。
首先，我们观察不同收人水平的出口国之间TBT贸易效应的差异。图2展示了2002 - 2009年出口国平均的(1一)与该国人均收人的关系。总体而言，出口国人均收人水平与TBT对该出口国的贸易阻碍作用呈反向关系。表6详细列示了2002 -2009年各年度根据非线性2SLS回归得出的TBT系数(1一)。根据世界银行人均收人水平的分组结果，TBT限制效应均值的绝对值从高到低依次为低收人国家(0. 315)、中低收人国家(0. 162 )、中高收人国家(0. 059、非DECD高收人国家(0. 026 )和OECD高收人国家(0. 012 )。这在某种程度上验证了我们之前的结论，即发达出口国普遍拥有较高的生产技术水平以及政府管理能力，相比发展中出口国而言，应对TBT的能力较强，所以TBT对发达出口国的贸易限制效应相对较小。中国作为中高收人国家，其TBT限制系数绝对值高于高收人国家(比如俄罗斯)，低于低收人和中低收人国家(比如印度)。在中高收人国家内部中国处于中等水平，其TBT限制系数绝对值高于中高收人国家的平均值，与巴西近似，但高于南非。
我们再来观察同二出口国的TBT贸易效应随时间推移的变化情况。从长期看，出口国遭遇的TBT负效应有轻微减弱趋势。理论上TBT变化对于一国出口变动而言可能有正负两方面作用，这主要是由(9)式TBT变化项中的两个因素决定的:TBT限制系数的变化以及TBT通报数量的变化，前者是由出口国决定的而后者是由进口国决定的。通常情况下出口国遭遇的TBT通报数量具有递增的趋势，而TBT限制系数的变化方向却是不确定的。短期内，由于来不及调整生产工艺或者生产成本的提高，出口国的出口量将会减少。长期内，随着出口国人均收人水平的提高，出口国技术水平和政府管理水平的提升，出口国TBT应对能力也会不断增强。如果这能够抵减进口国TBT通报增加所带来的不利影响，TBT对出口增长的贡献可能为正。
为了清楚了解TBT变动对贸易变动的动态影响，本文借鉴Jacks等(2008)的差分方法对贸易流量的变化进行结构性分解，估算其中贸易壁垒以及产出变化的比重，并由此来确定TBT变化究竟是促进还是阻碍了贸易增长。⑳我们根据公式(4)，对出口贸易额、双边GDP以及进口国TBT取对数进行差分，差分所使用的年份分别为2002和2009年，前者为基期，后者为终期。 为了得到更为稳健的TBT变化，差分后计算所使用的TBT为2SLS中的第一阶段预测值，而回归系数则来自于表4约束的非线性2SLS中的当期回归系数。差分结束后可以得到公式(10)，其中Wij表示权重，其值等于2009年i国出口到J国的贸易额所占i国出口总额的份额。
公式(10)等号右边第一项反映的是出口国GDP变化的贡献情况;第二项为进口国GDP变化的贡献;第三项则反映了TBT变化的贡献;最后一项为其他因素的贡献情况。计算结果表明在99个国家中，TBT变化对出口增长具有负效应的国家有60个。另外39个国家中TBT变化对出口增长有正效应。按照TBT变化负面作用的影响进行排序，其中负面作用最明显的前20个国家中低收人和中低收人的国家有16个，这也验证了Essaji ( 2008 )的观点，说明21世纪初发展中国家出口虽然在不断增长，但大部分国家的出口遭遇到了TBT的严重阻碍。
表7列示了对不同收人类型国家组和“金砖”五国的出口变动进行结构性分解的结果。 第(1)列表示2002 - 2009年各国名义出口的增长率， 第(2)一(6)列依次表示出口国名义产出的变化率、进口国名义产出的变化率、其他影响出口因素的变化率、TBT变化率以及TBT变化贡献率。 图3显示了不同国家TBT变化与其人均收人水平的关系。如果比较表7中不同收人类型国家组中的TBT变化平均值，我们发现不同类型国家组中的TBT变化平均值对出口增长的贡献都是负的，其中低收人国家最明显达到了一3. 51 %，中高收人国家为一2. 78%，非DECD高收人国家为一2. 01 %，中
低收人国家为一0. 52% , OECD高收人国家为一0. 07。可见，总体而言TBT具有抑制贸易增长的效应，并且收人水平越高的国家组TBT变化均值的绝对值越低。唯一的例外是中低收人国家组，可能是由于这些国家尽管TBT应对能力较低，但是其生产技术水平和政府管理水平的提升速度相对较快所致。高收人国家TBT变化依然微弱为负，可能是由于这些国家虽然具有较高的生产技术和政府管理水平，但是在一定时间内增加幅度较小，TBT应对能力的提高不足以抵消TBT增加的影响所致。从图3可以更为清楚地看出，TBT变化项对发达国家出口的影响波动幅度较小且十分平稳，对人均收人水平相对较低的发展中国出口的影响波动幅度较大。而在发展中国家组内部，TBT也作用各异，有些国家TBT变化为正，有些国家则为负。在TBT的两级体系中，发展中出口国尤为值得关注。
比较中国与其他“金砖”国家的TBT变化对出口增长的影响，我们发现中国和巴西的TBT变化对各自的出口增长起到了正向作用，分别为5. 27%和3. 34%。而印度、南非和俄罗斯则相反，TBT变化起到了负向作用，分别为一2. 78%、一2. 21%和-1.巧%。这说明从2001年加人WTO开始到2009年，中国出口额增加虽然大部分的因素需要归结于本国产出的增加以及全球经济的增长，但是TBT变化对出口增长也具有一定贡献，即(10)式中TBT项成为中国出口增长的一个动力因素。这是因为，虽然中国相比其他出口大国而言应对TBT的能力较弱((1一)绝对值较大)，但是在2002 - 2009年中国生产技术水平和政府管理水平得到了大幅度的提升((1一)绝对值在逐年减小)，最后抵消了进口国TBT增加所带来的不利影响。
五结论
当前双边贸易成本的测算主要基于对称的双边贸易壁垒以及固定的贸易壁垒系数的假设，而在现实中双边贸易往来中非关税壁垒往往是非对称的，同时非关税壁垒的限制效应也在不断变化。本文通过非线性的引力模型放宽了传统的假设，利用出口国拥有不同的生产技术水平和政府管理能力，检验了TBT对出口国存在的差异性限制效应。总体来讲，随着出口国人均收人水平的提高，出口国遭遇TBT的贸易限制效应将会降低。这是由于他们拥有较高的TBT应对能力，可以显著降低TBT的贸易限制效应。如果出口国生产技术水平和政府管理能力的提高，能够抵减进口国TBT通报增加所带来的不利影响，TBT对出口增长的贡献可能为正。本文计算了2002 - 2009年TBT变化对99个国家出口增长的贡献，发现其对60个国家具有负向作用，其中负向作用较明显的国家大部分来自发展中国家，而其余国家则具有正向作用。此外，对于TBT变化对出口增长影响的波动幅度而言，发展中国家明显要大于发达国家。
本文的结论对于中国如何应对TBT具有重要的政策启示。中国是世界第一出口大国，频繁遭遇外国TBT变化政策影响，由于中国TBT应对能力远远落后于高收人出口大国，TBT对中国出口整体而言具有显著抑制作用，且贸易限制程度高于高收人出口国家。不过人世以后随着中国生产技术水平和政府管理能力的大幅度提升，中国出口遭遇TBT的限制效应正逐渐降低。长期看，中国TBT应对能力的提高抵消了TBT增长对中国出口带来的不利影响，使得2002 - 2009年TBT变化对中国的出口增长带来了约5%的贡献。这意味着，中国需要继续提高出口企业的生产技术水平以及政府管理水平，提升应对TBT变化的能力，才能尽可能降低进口国多样化的TBT可能给中国出口带来的限制效应。此外，中国出口企业需要寻求新兴海外市场，特别是增加对发展中国家的出口，因为发展中国家大多数尚未实施严格的TBT政策，这也有助于降低TBT政策对中国出口的不利影响。
注释:
①本文TBT主要是指广义TBT,包含动植物卫生检疫( Sanitary and Phytoeanitary，简称为SPS)。
②HS77和HS98暂时没有被应用。
③http：//www. wto.。州english/tratop_e/tbt e/tbt e. htm。
④Essaji (2008)的研究也提及出口国标准的符合能力，并通过技能资源和政府管理能力的交互项进行检验。但是，其研究重点是从生产专业化模式的角度考察技术法规对贸易模式的影响，样本采用了1999年美国农业、矿业和制造业来自于%个出口国、涉及HS6位数税号4019种产品的双边进口数据，结果发现一个具有更高标准符合能力的国家将专业化生产那些法规密度较高的产品。
⑤类似才国伟和钱金保(2010)的假定。
⑥表达式(4)与Anderson和Van Wincoop(2003)的表达式(9)保持一致，详细的推导过程参考原文。
⑦进行非线性的处理还基于另外一种考虑，即TBT只随进口国及时间的变化而变化，变异程度较小，会引起自由度不够导致的估计偏误。
⑧Essaji ( 2008 )使用政府效率(government e$'ectivenesa)作为政府管理水平的代理变量，根据世界银行全球治理指标(Worldwide Governance Indicators, WGI)数据库对于政府效率的解释，该指标主要代表了一国政府提供公共以及公民服务的能力。为了更为准确地体现政府在TBT方面的应对能力，本文采用WGI数据库的规章制度水平(regulatory quality)作为衡量政府应对TBT的作用，该变量更多的体现了政府制定以及实施政策来促进企业发展的能力。
⑨由于价格指数是关于贸易壁垒的函数，如果忽略会导致内生性问题。Anderson和Van Wincaop(2004)认为用国家和地区的固定效应替代价格指数，仍然可以获得无偏估计。
⑩由于部分年份和国家的数据缺失，实际回归的regulatoryi和spoolingi观测值并不是186 480个，实际观测值见回归结果表。
⑪本文使用各国对WTO的TBT和SPS累计通报量作为度量广义TBT的指标，其特点是单边的，即只包含通报国(进口国)信息，而不包含出口国信息。在后面经验分析中，当某国某年的累计通报量为。时，采取加1再取其对数。
⑫当贸易值为。时加1取对数，具体参见Boisao和Ferrantino (1997 )的研究。
⑬详情见http://www. wto. org/english/docs-e/legal-e/17-tbt_e.htm。
⑭WTO网站中，每个TBT的通报文件显示的通报时间精确到某日，当对某个通报进行3个月或者6个月的滞后处理时，我们首先把通报月份加上3或者6，如果大于12则算下一年的通报，如果小于12仍算当年通报。
⑮根据审稿人的建议，我们还采用了经济发展水平相似的5个国家的TBT均值作为工具变量，即选取人均GDP的年均值与样本国最接近的5个国家TBT累计通报数量的加权平均值。采用新工具变量之后的回归结果没有明显变化，大部分方程都通过了工具变量的有效性检验。限于篇幅未报告，有兴趣的读者可向作者索取。
⑯Kee等(2009)的非线性工具变量方法，所针对的内生变量是虚拟变量。
⑰理论上推导出的引力模型的收人弹性为1。
⑱该数据库由世界银行Chad P. Bown建立并维护，数据下载网址为:http：//econ.worldbank. org/ttbd/gad/。此外，本文所采用的数据截止到2015年上半年。
⑲根据匿名审稿人的建议，我们控制了反倾销措施来观察TBT的影响。加人反倾销的2SIS回归结果、约束条件下的基准回归结果、约束条件下的2SIS回归结果与表2-4的结果相似。限于篇幅，正文中未报告。
⑳Jack:等(2008)所采用的方法虽然能够分解出整个贸易成本的变化，但是存在两点局限性:一是样本要求极其严格，必须保证双向贸易;二是假设贸易成本是对称的。
考虑到个别国家1995 -2001年政府管理水平和技术水平指标存在缺失情况，为了保证每个国家的数据在时间上的连续性，该部分选取了样本中99个国家作为研究对象，时间跨度为2002一2009年。
限于篇幅，99个出口国贸易变动的结构性分解结果未列在正文中，有需要的读者可向作者索取。 本文贸易数据和GDP都是名义值，这是严格基于Anderson和Neary(2003)模型的推导，贸易量主要由4种因素来决定:支出、收人、贸易壁垒以及多边阻力。贸易量名义上的变化实际上包含了两种信息:实际贸易量变化以及通货膨胀的变化，后者的变化主要由支出、收人和多边阻力中的通货膨胀信息来决定，而贸易壁垒能够影响的是剔除了通货膨胀的实际贸易量的变化。
虽然本文估测出了两国距离系数代表的双边运输成本，但由于引力模型假设该系数不随时间的变化而变化，同样距离也不随时间的变化而发生变化，所以无法单独分离出运输成本，尽管现实世界运箱费率是随着时间的推移变化的。由于GDP在时间上存在变化因而不存在卜冰间题.TBT不但随着时间的变化而变化并且系数也在变化。
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