非关税措施对农产品贸易的影响：回顾与展望

2022-6-11 03:43:03

非关税措施对农产品贸易的影响：经验证据的回顾和荟萃分析阿比奥·加埃塔诺·桑特拉莫*，意大利福贾埃米利娅·拉莫那考大学（Emilia LamonacaUniversity of Foggia）摘要日益增长的政策利益和关于非关税措施（NTM）的生动学术辩论刺激了关于非关税措施如何影响农产品贸易的文献不断增长。实证文献提供了对比和异质的证据，一些研究支持“标准是催化剂”的观点，其他研究支持“标准是障碍”的解释。就非关税壁垒能够影响贸易的程度而言，了解普遍效应以及一种或另一种效应背后的动机是一个紧迫的问题。我们回顾了大量关于非关税措施对农产品贸易影响的实证证据，并进行了荟萃分析，以理清估计中异质性的潜在决定因素。我们的发现显示了出版过程和研究特定假设所起的作用。这些研究的一些特征与正显著性估计相关，其他特征与负显著性估计相关。总的来说，我们发现NTM的影响因NTM的类型、NTM的替代物和研究的详细程度而异。方法学问题和出版过程的影响不容忽视。关键词：非关税措施；贸易壁垒；贸易标准；Meta analysisJEL代码：F13、Q17、Q18*通讯作者：Fabio G.Santeramo，IATRC成员。电子邮件：fabio。santeramo@unifg.it.Please请注意，《农业经济学杂志》已接受本论文的修订版。建议引用：Santeramo，F.G.，Lamonaca E.《非关税措施对农产品贸易的影响：经验征税的回顾和荟萃分析》。农业经济学杂志。

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可人4

2022-6-11 03:43:07

第四，非关税措施对农产品贸易的影响：对经验证据的回顾和荟萃分析1。简介自世界贸易组织（WTO）的谈判以来，非关税措施（NTM）的水平一直很高，而且随着时间的推移，非关税措施的水平确实有所提高（Harvey，1994）。非关税措施是替代关税的政策措施，能够改变贸易流量（Arita等人，2017年）。非关税壁垒的日益广泛使用导致了ALES透明的贸易政策环境（Fernandes等人，2017年），这要求深入了解非关税壁垒是否以及如何影响贸易。顶级期刊上发表的大量论文证明了理解非关税壁垒对农业食品行业贸易影响的重要性（例如，胡克和卡斯韦尔，1999年；威尔逊和大冢，2004年；道森2006年；谢尔顿，2006年；奥尔伯和雷蒙迪，2008年；乔菲等人，2011年；贝克曼和阿里塔，2016年）。特别是，关于非关税壁垒贸易影响的研究数量在2000年后显著增加（截至2000年有14项研究可用，而截至2017年有140项研究发表），这一上升趋势与实施的非关税壁垒数量的上升趋势平行（从2000年通知的109万非关税壁垒增加到2017年的435万）。然而，关于这一问题的经验证据是异质的和有争议的：文献中估计的非关税壁垒贸易效应的大小和方向（积极和消极）并不明确。

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2022-6-11 03:43:10

一些问题值得关注，特别是我们提出以下问题：转基因作物对全球农产品贸易的普遍影响是什么？NTM是否会促进或阻碍贸易？哪些因素影响估计的异质性？Cipollina和Salvatici（2008）、Li和Beghin（2012）、Beghin等人（2015）和Salvatici等人（2017）对这些问题进行了部分调查。这些审查审查了特定类别的贸易管理或特定地理区域：Cipollina和Salvatici（2008）关注边境实施的贸易政策；Salvatici等人（2017年）深化了欧盟的贸易措施。此外，现有审查是定性分析，Li和Beghin（2012）除外，他们提出了元分析，以解释技术措施对农产品和制造业贸易的估计影响变化的原因。Li和Beghin（2012）分析了一组27篇理论上基于引力模型的论文，表明一些决定因素（例如特定农产品部门、排除多边阻力条款）与技术措施的贸易阻碍效应有关。然而，一些问题仍然没有得到充分的调查。例如，Li和Beghin（2012）没有深入研究reviewprocess（meta-analysis中的一个主要驱动因素）的影响、NTM类型和代理的影响以及研究进行时的聚合水平。我们回顾了非关税壁垒对全球农产品贸易影响的经验证据。我们进行了荟萃分析，以总结估计中异质性的潜在决定因素。

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能者818

2022-6-11 03:43:13

为了补充之前的研究，我们按照元分析的方法论论点（Stanley and Jarrell，1989；Stanley，2005；Stanley et al.，2008；Stanley and Doucouliagos，2012；Doucouliagos and Stanley，2013；Stanley et al.，2013），分析了一组更大、更近期的关于非关税壁垒贸易效应的实证研究。我们解释了估计的大小、方向、统计显著性和准确性如何取决于NTM的类型、用于NTM的代理、研究的详细程度、方法问题和发布过程。我们的分析补充了现有的关于非关税壁垒如何以及在哪个方向影响贸易的辩论。2、非关税措施的贸易效应2.1理论观点关税的定义是保护主义：它们通过排挤贸易破坏社会福利（Swinnen，2016）。非关税工具可能是贸易保护主义或竞争性工具：它们通过解决信息不对称和外部性等市场缺陷，意味着自身的再分配（Xiong和Beghin，2014）。从社会角度来看，虽然关税的最佳水平为零，但由于非关税工具的贸易和社会效应之间的复杂关系（Sheldon 2012），确定非关税工具的最佳水平具有挑战性（Swinnen and vandemortele，2011；Swinnen，2017）。对非关税文书的理解随着时间的推移发生了变化：“非关税壁垒”（NTB）一词强调其保护主义范围（例如。

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大多数88

2022-6-11 03:43:16

“非关税措施”（NTM）取代了配额、出口限制），以强调其阻碍或促进贸易的潜在作用（Grant和Arita，2017）。根据UNCTAD（2012）提出的定义，非关税措施是除普通关税外的政策措施，可能对国际货物贸易、贸易数量和/或价格的变化产生经济影响。通过减少不对称信息（技术性贸易壁垒，TBT），降低消费风险，提高生态系统的可持续性（卫生与植物检疫标准，SPSs），以及影响竞争和进出口决策（非技术性NTM），NTM也可以起到纠正作用。附录A.1提供了与Li和Beghin（2012）的详细比较。在小型开放经济体中，决策者将NTM设定在国内市场生产并从国家贸易伙伴进口的产品类别上，以最大限度地提高国内福利：国内市场，NTM的最佳水平取决于消费者的边际效用收益和生产者的边际成本之间的权衡。对国内福利的影响受到贸易伙伴贸易战略的影响。例外情况是，国内生产的影响正好抵消了国内消费的影响（Swinnen，2016），NTMsare能够影响贸易。从消费者的角度来看，NTM在社会上是可取的，并提供更高的社会福利：通过减少不对称信息和/或外部性，NTM增强了消费者的信任，降低了交易成本，增加了消费者的需求（Xiong和Beghin，2014）。不断增长的需求和实施NTM的较高成本增加了均衡价格，从而增加了消费支出。

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大多数88

2022-6-11 03:43:18

NTM对消费者盈余的净影响取决于（正）效用收益与（负）消费支出影响的大小：消费者效用越高，就越愿意为受监管的产品支付更高的价格（Crivelli和Gr"oschl，2016；Swinnen，2016）。从生产者的角度来看，NTM意味着更高的合规成本，固定成本（例如，实践规范和设施的升级、证书的获取、市场要求的符合性）和可变成本（例如，由于海关的检查和测试程序而延长交货时间、拒绝某些货物、拒绝某些货物入境）（Xiong和Beghin，2014；Crivelli和Gr"oschl，2016），确定利润和供应的减少。供应减少增加了均衡价格和生产者收入。与实施成本（负）相比，对生产者利润的净影响取决于收入（正）收益的大小：实施成本越低，受监管产品的收益越高（Swinnen，2016）。对于出口商来说，在目的国实施NTM意味着更高的合规成本和更高的进口价格。如果NTM前后的进口价格差异大于（小于）NTM前后的国内价格差异，则国内生产商面临的实施成本更小（更大），获得的利润也比国外生产商更高（更低）。如果NTM减少（增加）国内进口，它将成为贸易壁垒（催化剂）（Swinnen，2017）。2.2实证视角关于非关税措施（NTM）和贸易的实证文献提供了多种证据。一些研究表明，非关税壁垒阻碍了贸易（例如。

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2022-6-11 03:43:21

Peterson等人，2013年；Dal Bianco等人，2016年），其他人则认为它们促进了贸易（如豆蔻，2011年），许多研究表明，转基因作物对贸易的影响是混合的（如Xiong和Beghin，2011年；Beckman和Arita，2016年）。这种异质性可能是由经验研究的特点所解释的，这些特点在设计和方法上有所不同。只有少数研究对非关税壁垒的贸易影响进行了总体评估：一个引人注目的案例是isHoeckman和Nicita（2011），他们认为非关税壁垒是农产品贸易的主要摩擦。不同的是，大多数实证研究都是局部的，侧重于NTM、产品或国家特定的案例研究。不同类型的NTM可能会导致不同的实证结果。不同的干预措施可能对贸易产生不同的影响（Schlueter等人，2009年）。此外，受调查的NTMs的聚集度越低，解决问题的政策含义就越明确（Li和Beghin，2012）。因此，在文献中，我们发现技术性贸易壁垒（TBT）往往是贸易的催化剂（例如，de Frahan和Vancauteren，2006），而卫生与植物检疫标准（SPSs）显示了混合证据（例如，Schlueter等人，2009；Jayasinghe等人，2010；Crivelli和Gr"oschl，2016）。分歧可能是由于SPS的特殊性造成的，这可能会产生“实质性的积极影响[…或]显著的消极影响。”（Schlueter等人，2009年，第1489页）。最大残留量（MRL）往往会成为贸易壁垒（如Otsuki et al.，2001 a，b；Chen et al.，2008；Ferro et al.，2015）。NTM的影响也可能是特定于行业和/或产品的。

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2022-6-11 03:43:25

例如，非关税壁垒可能会阻碍海鲜产品（如Anders和Caswell 2009）、肉类（Wilson等人，2003）、水果和蔬菜、谷物和油籽（如Otsuki等人，2001a，b；Scheepers等人，2007；Drogueé和DeMaria 2012）的贸易。反之亦然，油脂贸易似乎不受跨境政策的影响（如Xiong和Beghin 2011）。此外，参与实证分析的国家可能会确定NTM的具体地理经济模式。在这方面，研究发达国家实施的非关税措施对发展中国家的影响的研究在文献中屡见不鲜，往往会对发展中国家的贸易表现产生负面影响（如Anders和Caswell，2009年；Disdier和Marette，2010年）。反之亦然，非关税壁垒可能对发达国家之间的贸易产生负面影响（如Yue和Beghin，2009）或正面影响（de Frahan和Vancauteren，2006）。不同的是，非关税壁垒往往会限制发展中国家之间的贸易（Melo等人，2014年）。异质性的其他来源可能与我们在文献中发现的各种方法和经验方法有关。例如，用于测量NTM的不同代理：一些方法包括库存测量（例如，虚拟或计数变量、频率指数、覆盖率、流行度得分）、价格差距计算和从价当量（AVE）估计（Gourdon，2014）。在文献中，如果NTMSA由AVE（如Olper和Raimondi，2008；Arita等人，2017）或频率指数和/或覆盖率（如Jongwanich，2009；Fernandes等人，2017）代表，则对贸易的影响往往是负面的。不同的是，如果NTM由虚拟变量或计数变量代理，则结果可能为正（例如。

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2022-6-11 03:43:28

豆蔻，2011年；Shepherd和Wilson，2013）或否定（如Peterson等人，2013；Dal Bianco等人，2016）。最后，不同类型的数据确实很重要。例如，Schlueter et al.（2009）和Beckman andArita（2016）都估计了SPSs对发达国家之间肉类贸易的影响：前者使用HS-4数字汇总的数据，并估计对贸易的积极影响；后者使用HS-6数字聚合的数据，并强调对贸易的负面影响。由于非关税壁垒贸易效应的巨大异质性，有必要对这些效应的潜在决定因素进行系统评估。3、元分析方法异质性是所有经济研究的特征（Havránek，2010）：非关税措施（NTM）贸易效应的实证文献也不例外。自Stanleyand Jarrell（1989）的开创性工作以来，经济元分析（MAs）旨在为这种异质性分配一种模式。MA是一种计量经济学方法，允许结合和总结不同但可比较的实证研究的证据，并解释不同研究结果的巨大差异（Stanley等人，2008）。这种分析技术可以检验相互竞争的理论并综合经验估计（Stanley和Doucouliagos，2012）。Doucouliagos和Stanley（2013）指出，理论竞争可能会影响已报告实证结果的分布，并恶化出版物的选择性。出版物选择是MA的一个主要关注点：它可能会使估计产生偏差，并在研究中产生异质性，从而破坏推论和政策含义的有效性（Stanley等人，2008年；Doucouliagos和Stanley，2013年）出版物选择偏差可能涉及学术界对特定结果方向的倾向（即。

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2022-6-11 03:43:31

负估计或正估计（I类偏差），或者如果统计显著性结果得到更有利的处理，则可能发生，因此更可能被公布（II类偏差）（Stanley，2005；Stanley和Doucouliagos，2014）。MA在经济学中越来越流行：例如，它被应用于需求价格弹性（B"ocker and Finger，2017）、卡路里收入弹性（Santeramo and Shabnam，2015）和食品安全（Xavier et al.，2014）。它还被用于调查国际贸易：Rose和Stanley（2005）和Havránek（2010）分析了货币联盟对贸易的影响；Disdier和Head（2008）研究了双边贸易距离效应变化的潜在原因；Cipollina和Salvatici（2010）调查了优惠贸易协议对集团内贸易的影响；Li和Beghin（2012）解释了技术承运人对贸易的估计贸易影响的变化。我们关注非关税壁垒对农业食品部门的贸易影响。3.1文献检索标准和选择过程在过去二十五年中，非关税措施（NTM）论文的趋势（理论，32%，经验，68%）呈指数增长（图1）。图1：。农产品部门非关税壁垒和通知非关税壁垒的贸易影响研究趋势。资料来源：《关于贸发会议的阐述》（2017年），《培训非关税措施：全球非关税措施数据库》。注：我们指的是顶级领域期刊（见附录A.1）。我们按照Stanley等人（2013）提供的指南系统地回顾了文献。我们在书目数据库中搜索研究：Scopus、Web of Science和JSTOR提供了从著名、高影响力研究期刊获取多学科信息的途径；RePEc、IATRC、AgEcon Search和Google Scholar允许我们覆盖灰色文献（即。

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2022-6-11 03:43:34

工作文件和会议记录）；特定同行评议期刊和论文的存储库与贸易问题的其他分析（如Disdier和Head，2008年；Cipollina和Salvatici，2010年；Li和Beghin，2012年）一致，包括工作论文和会议记录，以确定出版物选择。《声望》杂志可能是出版偏见的一个来源（Santeramo和Shabnam，2015）。为了避免重复计算，我们将与同行评审期刊上发布的修订版本不一致的工作论文和会议记录包括在内。我们考虑以下期刊：欧洲农业经济学评论、美国农业经济学杂志、农业经济学杂志、农业经济学、澳大利亚农业和资源经济学杂志、加拿大农业经济学杂志、应用经济学政策视角、世界银行经济评论、世界发展、，交叉引用追溯了进一步的工作。该搜索于2017年8月进行，仅限于1990年至2017年期间发表的研究。我们使用了“贸易”和“农产品贸易”等关键词，并结合其他术语：“非关税措施/非关税壁垒”、“贸易技术壁垒”、“卫生与植物检疫标准”、“最大残留水平”、“特定贸易问题”。我们确定了155项研究。随后，对每一篇论文都进行了深入审查，以便将分析局限于评估非关税金属贸易影响的论文：我们排除了理论研究和没有提供可比经验结果的论文。

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2022-6-11 03:43:37

最终样本包括62篇论文（47篇发表在同行评议期刊上，15篇来自灰色文献）、1362项观察结果（措施贸易效应的点估计，ETEM）和1213项估计的t统计数据（表1）。农业综合企业，发展经济学杂志，发展研究杂志，中国农业经济评论，德国农业经济学杂志。附录A.2提供了排除研究的列表。由于在一些论文中缺乏标准误差和t值，我们有149个t统计缺失值。附录A.3提供了样本中包含的每篇论文的描述性统计数据。3.2实证模型估计贸易措施效应（ETEM）的异质性可能取决于出版物选择和实证研究的特点。etem的t统计量(t) 根据估计的精度进行回归（即，估计标准误差的倒数，), 与研究特征相关的J回归分析（χ), 与潜在出版物选择相关的K回归方程（Ζ):t=α+ασ+βχσ+γΖ+ε（1）根据Stanley等人（2008），我们包括了两个变量（χ) 可能影响估计值，但与接受可能性以及变量不相关（Ζ) 这可能会影响接受出版的可能性，但不应为估计提供信息。常数项(α) 收集模型中未直接包含的出版物选择的潜在信息（Stanley和Jarrell，1989）。错误项(ε) 假设为独立且相同分布（i.i.d.）。我们通过稳健回归技术估计方程（1）中的模型，以缓解与异常值和影响数据点相关的潜在问题（Belsley et al.，1980）。

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能者818

2022-6-11 03:43:40

我们的样本中可能存在有影响力的数据点，因为我们使用了来自同一研究的多个估计值（可能是相关的）。稳健回归系数允许我们推断项目的大小。为了确定哪些驱动因素可以解释统计意义重大的ETEM的方向（正或负），我们使用了多项式Logit（MNL）模型：因变量为分类变量(Y)它允许我们将ETEM分类为负值（t统计量低于-1.96），不显著（t-统计-1.96和1.96），或阳性（t统计量高于1.96）：Y=-ift≤-.if-.<t<.ift≥.（2）通过替换（1）中的方程（2），我们导出了一个由两个方程组成的系统：我们使用估计的t统计量而不是ETEM来避免异方差问题（Stanley，2001）。与Li和Beghin（2012）不同，我们将负显著性ETEM分类为“-1”（而不是“1”），将非显著性ETEM分类为“0”（而不是“2”），将正显著性ETEM分类为“1”（而不是“3”）。自然对数Pr(Y=-)Pr(Y=)=α+ασ+βχσ+γΖ+ε自然对数Pr(Y=1)Pr(Y=)=α+ασ+βχσ+γΖ+ε（3）其中ln()() 和ln()() 分别为负显著（而非不显著）或正显著（而非不显著）ETEM概率的对数。采用Probit模型解释统计显著性的驱动因素，并使用Tobit模型深化估计的t-统计量的大小（etem的准确性）。

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2022-6-11 03:43:43

如果第i个ETEM具有统计显著性（t统计低于-1.96或高于1.96），否则为0：Y=ift≤-.ort≥.否则（4）托比特模型的因变量是一个连续变量，等于项的t统计量(t), 如果大于阈值（绝对值为1.96），否则为0：Y(.)=tift≤-.ift>-.和Y(.)=tift≥.ift<.（5）在托比特模型中，右删失和左删失的正系数都意味着更大的t统计量，因此，ETEM的准确度较低；反之亦然，对于负系数。根据Li和Beghin（2012），我们使用聚类误差结构的稳健估计来估计MNL、Probit和Tobit模型。我们假设簇之间的独立性（即论文），以及每个簇内观测值之间的依赖性（即同一篇论文的ETEM）。3.3协变量的描述我们的模型包括与研究特征相关的协变量（χ) 并发送至publicationselection（Ζ), 解释非关税措施（NTM）估计效果的异质性。与研究特征相关的一组协变量允许我们控制NTM的类型、NTM的代理和研究的详细程度。具体而言，特定虚拟变量是衡量措施类型（即技术性贸易壁垒、TBT、卫生与植物卫生标准、SPS、最大残留水平、MRL）的计数。进一步的假人被用来代表NTM的密集型和广泛型利润率：从价等价，或AVE，通过捕捉NTM的保护主义程度（即NTM对贸易的影响程度）来代表密集型利润率；虚拟变量和索引代理extensivemargins（例如。

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2022-6-11 03:43:46

是否存在NTM）。我们还使用虚拟变量来确定研究的详细程度：虚拟控制实施NTM的国家（即报告者）和受NTM影响的国家（即合作伙伴）的地缘经济亲和力：我们将报告者和合作伙伴分为北方（发达经济体）和南方（发展中经济体和转型期经济体）国家，根据联合国分类法（2017年）。其他假人控制产品聚合水平（根据协调系统）和正在调查的特定产品类别。我们控制潜在的出版物选择：一些协变量与方法学问题有关，另一些与出版过程有关。特别是，我们控制采用固定效应来解释引力模型中的多边贸易阻力条款，以及零贸易流的处理。零贸易流问题是基于引力方程的研究中的一个常见问题；我们的样本包括几篇基于重力模型的论文（87%）。在出版过程中，我们考虑出版渠道的声誉，对于具有特定假人的greyliterature：一个假人控制在第一季度期刊上发表的论文（根据Scimago Journal和Country rank在主题领域“经济学和计量经济学”出版之日提供的排名），一个假人控制工作论文。此外，我们使用一个虚拟变量来控制同一作者发表的多篇文章的存在。表2列出了协变量。为了确保进口安全，各国经常固定MRL，作为SPS的替代品。

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2022-6-11 03:43:49

WTO磋商中未规定MRL的要求，但可将其纳入SPS A200，该标准规定了残留物的容许限度，并规定了食品和饲料中某些物质的限制使用（UNCTAD，2012）。基于这些考虑，我们将SPS和MRLsin分为不同的类别。协调商品描述和编码系统通常被称为协调系统（HS），是用于对交易产品进行分类的国际标准名称和代码系统。我们考虑四个聚合级别：HS-2数字，对应一章（例如09-咖啡、茶、伴侣和香料），HS-4数字，对应一个标题（例如0901-咖啡，无论是否烘焙或脱咖啡因；咖啡壳和皮；含有咖啡的咖啡替代品），HS-6数字，对应子标题（例如090121-咖啡，烘焙，未脱咖啡因），以及对应于子目确定关税的HS-8数字（例如09012100-与090121无区别）。3.3.1共线诊断我们的经验模型涉及几个二分法变量：可能出现潜在共线并混淆估计结果。为了测试共线性，我们使用方差膨胀指数（VIF）和条件数：它们分别不超过阈值10和15，以避免多重共线性问题（Belsley等人，1980）。作为初步分析，相关矩阵表明，“出版偏差”和“SPS”、“N-S”和“SPS”、“食品和食品”和“油籽”以及“饮料”和“肉类”的系数之间的相关性非常高（超过0.80）。诊断输出表明相同变量之间可能存在强共线。我们放弃了具有相对较高VIF的协变量：“Publicationbias”、“Oilseed”、“N-S”和“Beverage”。

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2022-6-11 03:43:52

没有问题协变量的共线诊断显示没有其他问题。结果与讨论4.1样本描述我们的样本反映了文献中也观察到的异质性。支持“标准作为障碍”观点的论文占多数（34篇），而对“标准作为催化剂”观点进行总结的论文数量有限（3篇）。有几篇论文（21篇）提出了混合证据。一些研究包含多个ETEM：为了保留重要信息，我们纳入了所有可用的证据（Jeppensen et al.，2002），而不是选择首选的估算方法，或综合估算（Card和Krueger，1995；Stanley，2001；Rose和Stanley，2005）。表2描述了措施的估计贸易影响（ETEM）：56%的ETEM（759点估计）为负值；44%（605点估计数）为非负（正或零）。大多数估计值（61%）具有统计学意义，其中508点估计值（37%）为负，325点估计值（24%）为正。（总）ETEM的平均值和中值分别为-0.30和-0.05（置信区间为-3.33至2.73）。表3：。措施估计贸易影响的描述性统计（ETEM）。ETEMs最小最大中值平均标准偏差。

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可人4

2022-6-11 03:43:55

C、 I.aObs。B总计-38.54054.140-0.048-0.3053.039[-3.334；2.734]100%非负（正或零）0.00054.1400.2801.0312.966[-1.935；3.997]44%负-0.001-38.540-0.456-1.372.653[-4.023；1.283]56%显著-38.54018.105-0.160-0.5983.151[-3.749；2.553]61%显著非负（正或0）0.00018.1050.5801.2632.296[-1.033；3.559]24%显著负-38.540-0.004-0.734-1.7893.047[-4.836；1.258]37%不显著-12.92054.1400.0040.1552.795[-2.640；2.950]39%注：在样本中，只有两个观察值等于零。置信区间（C.I.）介于平均值减去标准偏差（最小）和平均值加标准偏差（最大）之间。b根据观察总数计算的百分比（1364）。图2显示了总、正和负项的分布（箱线图）和核密度：有一半具有统计意义的ETEM（1364个观测值中的680个观测值）介于（具有统计意义的）负（MeNeg=-0.42）和（具有统计意义的）正（MePos=0.34）观测值的中值之间（图2，面板（i））。totalETEMs的分布是双峰的，有一个负峰（MoNeg=-0.21）和一个正峰（MoPos=0.02）。负ETEM和正ETEM几乎均匀分散（负标准差σNeg=2.65，正ETEMσPos=2.97接近）（图2，面板（ii））。图2中估计的分布和核密度是指介于10%和95%之间的子样本。图2：。按指示安排的措施的估计贸易影响（ETEM）。注：在面板（i）中，ETEM的分布是在10%和95%之间的具有统计意义的观察值。方框内的水平线为中值（Me）（即。

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2022-6-11 03:43:59

菜单=-0.42，MeTot=-0.16，MePos=0.34). 在小组（ii）中，ETEM的估计密度是在去除超过10%和95%的观察值后计算的。虚线是根据总观测值计算的中值（Me）（即MeTot=-0.05，MePos=0.28，MeNeg=-0.46）。几个变量似乎与非关税壁垒贸易效应的大小和方向相关（例如地理经济区域、非关税壁垒的类型）。图3显示了不同地理经济区域的ETEM不同。与分析南北贸易或南南贸易的论文（3篇论文，76点估计值）相比，研究南北贸易或南北贸易的论文（40篇论文，822点估计值）数量更多（图3，小组（i））。与考虑南南贸易（σS-S=0.68）的论文相比，考虑南北贸易（σN-N=3.19）或南北贸易（σN-S=4.17）的论文中ETEM的可变性更大。然而，南北贸易（男性-S=-0.10）的ETEM中值低于南北贸易（男性-N=-0.01）（图3，面板（ii））。（i）分配0。5 1 1.5密度（ii）内核密度估计图3。按地理经济区域安排的措施（ETEM）的估计贸易影响。注：地理经济区域如下：N-N代表“北-北”，N-S代表“北-南”，S-N代表“南-北”，S-S代表“南南”，前者是实施NTM的国家（记者），后者是受NTM影响的国家（合作伙伴）。根据联合国（2017）提出的国家分类，记者和合作伙伴分为北方（发达经济体）和南方（发展中经济体和转型经济体）。在小组（ii）中，ETEM的估计密度是在去除超过10%和95%的观测值后计算的。

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2022-6-11 03:44:01

虚线是根据总观察值计算的中值（Me）（即MeTot=-0.05，MeN-N=-0.01，MeN-S=-0.10，MeS-S=-0.09）。由于ETEM只有两个观测值，因此省略了S-S的核密度估计。ETEM也因测量类型而异（图4）。大多数论文侧重于保护人类健康的措施（17篇关于卫生和植物检疫标准的论文，SPSs，25篇关于最大残留水平的论文，MRLs：504点估计值），虽然一些研究（15篇论文，362点估计数）报告了非关税壁垒不涉及特定类别（如技术性贸易壁垒、TBT、SPSs、MRL或特定贸易问题、STC）的证据：这些案例（分组在“其他”标签下）在估计数方面表现出很大的异质性，从50多个到不到15个（图4，面板（i））。分析不同类型NTM的论文的ETEM变量相似（σTBT=3.51，σSPS=3.66，σOther=3.65），但MRL论文的ETEM变量较低（σMRL=2.20）。虽然与TBT和MRL相关的ETEM中值接近于零（MeTBT=0.01，MeMRL=0.02），但SPSs的中值为负（MESP=-0.11）（图4，面板（ii））-40-20 0 20 60 etems（i）分配0。5 1 1.5 2 2.5密度（ii）内核密度估计图4。按措施类型排列的措施的估计贸易影响（ETEM）。注：措施类型如下：TBT代表“技术性贸易壁垒”，SPS代表“卫生和植物卫生标准”，MRL代表“最大残留水平”，STC代表“特定贸易问题”，“其他”包括其他类别中未涉及的措施（如质量和数量控制措施、危害分析和关键控制点（HACCP）），私人标准、自愿标准）。

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2022-6-11 03:44:04

在小组（ii）中，ETEM的估计密度是在去除超过10%和95%的观测值后计算出来的。虚线是根据总观察值计算的中值（Me）（即MeTot=-0.05，MeTBT=0.01，MeSPS=-0.11，MeMRL=0.02，MeOther=-0.09）。由于ETEM只有24个观测值，因此省略了STC的核密度估计。4.2回归结果我们比较稳健回归、多项式Logit（MNL）、Probit和Tobit模型的结果。非关税措施（NTM）的类型在确定措施（ETEM）估计贸易效应的大小、方向和准确性方面起着重要作用。如果对技术性贸易壁垒（TBTs）或卫生与植物检疫标准（SPSs）进行深入研究，ETEM往往会更精确，如果显著，则更准确，并且显著负概率更低（表4，a、B、E和F列）。如果最大残留水平（MRL）是调查中的测量值，ETEM也会更大，并且更可能是显著的阳性，但准确性较低，（表4，-40-20 0 20 40 60 ETEMSTBT SPS MRL其他测量类型（i）分布0）。5 1 1.5 2密度-2-1.5-1-。5 0 .5 1 1.5 2测试BTSPSMRlother（ii）内核密度估计列A、C和F）。我们的研究结果扩展了Li和Beghin（2012）提供的证据：我们综合了TBT和SPS的影响，并显示了MRL对贸易的贡献。至于NTM使用的代理，无论代理是什么，ETEM往往都较低且重要（表4，A列和D列）。特别是，虚拟变量和频率指数/覆盖率更有可能提供显著的正ETEM（表4，B列）。研究的详细程度对ETEM的量级、重要性、精度和方向有不同的贡献。

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2022-6-11 03:44:07

在经济发展水平相似的国家（N-N）深化对非关税壁垒的研究，往往会报告与零显著不同且更准确的非关税壁垒（表4，D、E和F列）。我们的研究结果扩展了Li和Beghin（2012，第507页）提供的研究结果，他们观察到“当NTM是一项SPS政策，监管农产品从发展中出口商向发达进口商的出口时，观察到贸易阻碍效应的可能性大幅增加”。如果数据以HS-2位或HS-4位进行聚合，则ETEM更大（表4，A列）：特别是，分解程度越高，出现显著ETEM的概率越高，如果出现显著负值，则ETEM的准确性越低（表4，D列和E列）。就特定产品类别而言，谷物的ETEM值往往更高（表4，A列），肉类的ETEM值显著（阴性或阳性），但乳制品的ETEM值不显著（表4，B、C和D列），脂肪和油的ETEM值显著阳性（表4，F列），则更准确。根据Li和Beghin（2012），我们表明技术措施不太可能对加工食品（如乳制品、脂肪和油）起到贸易促进作用，同时我们还发现这并不总是正确的（如肉类）。包括国家对固定效应的研究提供了较低且显著的ETEM（负或正），概率较高（表4，a、B、C和D列）。同样，Li和Beghin（2012）指出，技术措施的贸易效应受多边贸易阻力条款使用的影响。

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可人4

2022-6-11 03:44:10

ETEM在具有时间固定效应的研究中也较低（表4，A列），但显著正相关，概率较低，在这些情况下，在具有产品固定效应的研究中准确度较低（表4，C列和F列）。根据之前的知识，我们表明，控制时间和产品特定（或部门/行业特定）的固定效应会影响ETEM的大小、方向和准确性。如果一项研究考虑到零贸易流量的处理，ETEM往往较低，负ETEM的可能性与零增长显著不同（表4，a列和B列）。类似地，Li和Beghin（2012年，第507页）认为，“当零贸易被处理时，t值在负值中分布更广”。从出版过程来看，如果在顶级期刊（Q1）或工作论文系列（表4，A列和C列）上发表的研究中提供ETEM，则ETEM较低且不太可能具有积极意义。特别是，如果显著为正，ETEM在Q1发布时的准确度较低（表4，F列）。此外，如果一项研究是由有经验的学者共同撰写的，则ETEM较低，并且与零（正或负）显著不同，概率较高（表4，a、B、C和D列）。同样，Havránek（2010，第254页）认为，作者有助于解释估计的方向和大小。我们的分析深入了几个问题：许多变量有助于解释ETEM的异质性。估计值的大小受某些因素（非关税壁垒类型、产品总量）的支持，但受其他决定因素的限制（非关税壁垒的代理、“谷物”、“国家对价”、“时间f.e.”、“零贸易”、出版过程）。

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nandehutu2022

2022-6-11 03:44:13

一些因素会降低出现重大估计值（“乳制品”）的可能性，而其他因素则会加剧这种可能性（NTM的代理、“作者”、“国家对f.e.”、“N-N”、“HS-4位”、“肉类”）。此外，一些变量提高了（NTM代理）、“作者”、“国家对f.e.”、“零贸易”、“肉类”）和其他变量阻碍了（“SPS”、“TBT”）估计贸易阻碍效应的可能性。同样，估计贸易促进效应的可能性可能会因特定变量而增强（“作者”、“国家对f.e.”、“MRL”、“AVE”、“肉类”）或受限（“Q1”、“WP”、“产品f.e.”）。此外，显著负性估计的准确性随NTM类型的增加而增加，随“HS-4位数”的增加而降低；反之亦然，某些变量（‘SPS’、‘MRL’、‘N-N’、‘F&O’）有利于显著正估计的准确性，而其他变量（‘产品F.e.、‘Q1’）则不利于显著正估计的准确性。表5综合了我们的经验模型的证据。表5：。关于措施的估计贸易影响（ETEM）的调查结果摘要。协变量数量显著性负显著性正显著性负显著性正显著性负显著性正显著性负显著性正显著性负显著性正显著性正显著性负显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著性正显著n.s.n.s.DummyvariableLower更有可能出现。s、 n.s.n.s.指数越低越有可能n.s.n.s.n.s.n.s.详细程度研究n-n.s.越有可能n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.HS-4数字越大可能n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.越不准确n.s.肉类n.s.越有可能n.s.n.s.乳制品n.s.不太可能n.s.n.s.谷物n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.低.s.n.s。

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2022-6-11 03:44:16

n、 s.n.s.n.s.F&O n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.更准确的方法论问题国家对F.e.更低的可能性更大的可能性更大的可能性n.s.n.s.时间F.e.更低的n.s.n.s.n.s.n.s.n.s.产品F。e、 n.s.n.s.n.s.不含礼来n.s.不含准确度ZeroTradeLowern。s、更像是林恩。s、 n.s.n.s.PublicationprocessQ1 Lower n.s.n.s.不太可能n.s.不太准确WP Lower n.s.n.s.不太可能n.s.n.s.作者更低更可能更可能更可能n.s.n.s.注：n.s.代表“不显著”。结论和政策含义非关税措施（NTM）的快速增长引发了一场有趣的学术辩论。区分非关税壁垒的经济和政治是学者和决策者面临的一个挑战：理论表明，非关税壁垒既可能刺激贸易，也可能阻碍贸易（Swinnen，2017）。因此，在文献中，存在两种相反的观点：“标准是障碍”与“标准是催化剂”，经验证据相当不一致。为了描述估计的异质性，我们定性和定量地回顾了非关税措施对全球农产品贸易影响的实证文献。我们用以下几个控制因素解释了研究结果的差异：NTM的类型、用于NTM的代理、研究的详细程度、方法学问题和出版过程。我们以Liand Beghin（2012）中提供的现有证据为基础，提供了更多详细信息，重点关注农业食品部门。我们发现，措施的估计贸易效应（ETEM）被NTM类型高估，但被NTM代理低估。

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nandehutu2022

2022-6-11 03:44:19

最大残留水平（MRL）和从价当量（AVE）倾向于支持贸易，而卫生与植物卫生标准（SPS）和技术性贸易壁垒（TBT）限制贸易并不总是正确的。详细程度也很重要：例如，分析发达国家之间的贸易或使用分类数据有利于作出重大估计。ETEM的大小、重要性和准确性也可能是特定于产品的。最后但并非最不重要的一点是，稳健的方法论方法和经验丰富的作者提供的证据，与观察到具有统计显著性的ETEM的可能性较高相关，尽管ETEM被低估了。建议对具体方法问题进行控制（例如，纳入多边阻力条款、零贸易流量的处理）。我们的结果强调，ETEM的大小、方向、统计意义和准确性都是特定于病例的。这与Livingston等人（2008年）的观点一致，他们认为，在评估非关税措施时，经济学家试图比较与疾病或虫害爆发潜在相关的贸易利益和管理、生产、市场和资源成本，并在个案基础上找出差异。因此，非关税壁垒的贸易效应可能取决于特定的国家、产品和标准：概括起来是不可行的。

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2022-6-11 03:44:22

一种合理的解释是，贸易效应的可变性可能反映了各国食品安全法规和标准的差异、各国消费者偏好的差异、生产安全食品的能力（或有限能力）以及为降低风险技术付费的意愿（Buzby和Mitchell，2006；Jongwanich，2009）。目前的分析有助于区分阻碍贸易政策措施效果的“原因”和“混杂因素”，其目的是支持应用经济学家和决策者了解非关税壁垒如何影响贸易流。学术界应考虑使用合适的NTM代理和控制特定方法问题的重要性，以便提供尽可能可靠的估计值。决策者应仔细评估引入新的非关税壁垒或修改现有非关税壁垒对某些部门或某些国家之间贸易的特殊影响和后果。参考Sanders，S.和Caswell，J.A.“作为障碍的标准与作为催化剂的标准：评估HACCP实施对美国海产品进口的影响”，《美国农业经济学杂志》，第91卷（2），（2009）第310-321页。Arita，S.、Beckman，J.和Mitchell，L.“减少美欧农业食品贸易的跨大西洋壁垒：可能的收益是什么？”，《粮食政策》，第68卷，（2017）第233-247页。Baldwin，R.和Taglioni，D.《假人重力和重力方程假人》，第12516号工作文件（国家经济研究局，2006年）。Beckman，J.和Arita，S.《部分贸易自由化下卫生与植物检疫措施与关税配额之间相互作用的建模》，《美国农业经济学杂志》，第99卷（4），（2016）第1078-1095页。Beghin，J.C.、Maertens，M.和Swinnen，J。

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nandehutu2022

2022-6-11 03:44:25

“贸易和全球价值链中的非关税措施和标准”，《资源经济学年鉴》，第7卷（1），（2015）第425-450页。Belsley，D.A.、Kuh，E.和Welsch，R.E。。回归诊断。纽约：Wiley（1980）。B"ocker，T.G.和Finger，R.《农药需求弹性的荟萃分析》，《农业经济学杂志》，第68卷（2），（2017）第518-533页。Card，D.和Krueger，A.B.《时间序列最低工资研究：荟萃分析》，《美国经济评论》，第85卷（2），（1995）第238-243页。小豆蔻，P.《优惠贸易协议对每月向欧盟出口水果的影响》，《欧洲农业经济评论》，第38卷（4），（2011）第553-586页。Chen，C.，Yang，J.和Findlay，C.“衡量食品安全标准对中国农业出口的影响”，《世界经济评论》，第144卷（1），（2008）第83-106页。Chevassus Lozza，E.、Latouche，K.、Majkovic，D.和Unguru，M.“欧盟15国边界对中欧和东欧国家农产品出口的重要性：关税和非关税措施在预验收期的作用”，粮食政策，第33卷（6），（2008）第595-606页。Cioffi，A.、Santeramo，F.G.和Vitale，C.D.《欧盟水果和蔬菜进入价格计划的价格稳定效应》，《农业经济学》，第42（3）卷，（2011）第405-418页。Cipollina，M.和Salvatici，L.“测量保护：不可能完成的任务”，《经济调查杂志》，第22卷（3），（2008）第577-616页。Cipollina，M.和Salvatici，L.《引力模型中的互惠贸易协定：元分析》，《国际经济学评论》，第18卷（1），（2010）第63-80页。Crivelli，P.和Gr"oschl，J.《卫生与植物检疫措施对市场准入和贸易流动的影响》，《世界经济》，第39卷（3），（2016）第444-473页。Dal Bianco，A.、Boatto，V.L.、Caracciolo，F.和Santeramo，F.G。

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