技術(shù)壁壘外文文獻翻譯--技術(shù)貿(mào)易壁壘對中國、日本、韓國以及美國之間貿(mào)易的影響

1、<p>　　1700單詞，8200英文字符，3080漢字</p><p>　　文獻出處：Yousefi, A., & Liu, M. (2013). The Impact of Technical Barriers to Trade: The Cases of Trade Between China, Japan, Korea, and the US. In Innovation in the

2、High-Tech Economy (pp. 23-34). Springer Berlin Heidelberg.</p><p>　　http://www.wenku1.com/news/A8905FD5E522C513.html</p><p><b>　　原文</b></p><p>　　The Impact of Technical

3、Barriers to Trade: The Cases of Trade Between China, Japan, Korea, and the US</p><p>　　Ayoub Yousefi</p><p>　　Introduction</p><p>　　The technical barrier to trade (TBT) is a relativ

4、ely new technique raised during the last decades, which has influenced the trade flow worldwide (Bao and Qiu ). It is one form of the non-tariff trade barriers (NTBs), which differs from the traditional ones that it main

5、ly includes standards and technical regulations. took it into an effect in the year of 1995. TBT varies from country to country in terms of the magnitude and product coverage. For example, it might come with the form of

6、safety and </p><p>　　This essay is inspired by the article “How do technical barriers to trade influence trade flows”. Instead of the general trade flows, this study collects data on one industry, which is m

7、anufacture and extends the scope of the years to 2011. At the same time, unlike the previous article chosen all members in WTO, China, Japan, Korea and US are chosen as the object countries, because they have strong conn

8、ections. China and US are the biggest trade partners of each other in terms of manufactured go</p><p>　　外文翻譯文獻Sources of Data and Summary Statistics</p><p>　　All the data between China and US st

9、arts from the year 1984 to the year 2011. For China and Japan, the time range of data is from year 1984 to 2011 as well. For the export from China to Korea, the data is valid from year 1992 to year 2011. Data of Korea ex

10、porting to China is valid from year 1989 to year 2011.</p><p>　　As the part of TBT notifications, they are collected from the TBT information system of WTO and added on to get the sub number for each year.&l

11、t;/p><p>　　As the control variable, real GDP (based on year of 2000 in US dollars) for China, Japan, and US are collected from the World Bank.</p><p>　　As mentioned above, the manufacturing trade f

12、low of China, Japan, Korea, and U.S. should be included. In that case, the data of the manufacturing trade flow were obtained from the WTO commodity trade statistics and database from the year 1984 to the year 2011 betwe

13、en Japan and China, as well as US and China. The trade value of manufacture from Korea to China is collected from 1989 to 2011 since there is no historical data before 1989. At the same time, the trade value from China e

14、xports to Korea</p><p>　　Fig. 1 The trade value from China export to Korea (1992–2010)</p><p>　　Table 1 The regression results of China exports to Korea</p><p>　　As is shown in Fig.

15、 , from 1992 to 2011, the export value from China to Korea is increasing constantly, especially sharply after year 2000. It does fallen a bit on 2009 possibly because of the global financial crisis, but the value goes up

16、 after that (Table ).</p><p>　　From the E-Views regression result showing above, the probability of log(1 +TBT_korea) is 0.0846, which means that it can be 90 % sure that the coefficient is significant, and

17、TBT of Korea can influence the trade flow from China export to Korea. However, it is not reasonable since the coefficient is a positive number. Generally, the TBT would not stimulate other countries’ export.</p>&

18、lt;p>　　Fig. 2 The trade value from Korea to China (1990–2010)</p><p>　　Table 2 The regression results of Korea exports to China</p><p>　　However, the influence is positive. There are two pote

19、ntial reasons for this. One is that the amount of observations is not big enough, and there might be a bias. The other possible reason is that Korea’s notifications can influence all of the partners that Korea has, and C

20、hina might did not export the goods that were influenced by these notifications during those years (Fig.2 ).</p><p>　　The trade value from Korea export to China also has a trend of going up, and also has a s

21、mall decrease around the year of 2009. However, the absolute value is smaller than the one of China exporting to Korea. The regression table comes as</p><p>　　following (Table2 ).</p><p>　　The I

22、mpact of Technical Barriers to Trade: The Cases of Trade Between China. . .</p><p>　　Fig. 3 The trade value from China export to US (1984–2010)</p><p>　　From the results above, the probability o

23、f the key variable log (1+TBT_China) is 0.0903, which is smaller than 0.1. This number indicates that we can be 90 % sure that the TBT notification of China would influence the export value of Korea. Since the coefficien

24、t is ?0.277276, the TBT of China does have a negative effect on the Korea’s export. This result is reasonable. For the variable of the real GDP of Korea, the probability is 0.0164, and we can be 95 % sure that this varia

25、ble has positive in</p><p>　　The value is increasing slowly before the year of 2000, and goes up quickly after that. Although there is a tiny fall in the year of 2009 because of the financial crisis, the val

26、ue is increasing very fast in general (Table 3).</p><p>　　The probability log(1+TBT_US) is 0.0328 and the coefficient is 0.019259. This shows that there is a slightly positive effect of TBT instead of a nega

27、tive one in the example of exporting from China to US. This is not supposed to be happen. One of the reasonable explanations might be that the number of the variables is not big enough to give sufficient result, and anot

28、her explanation is that China has trade surplus during these years so that TBTs are not strong enough to influence the trade values</p><p>　　Table 3 The regression results of China exports to US</p>&

29、lt;p>　　Fig. 4 The trade value from US export to China (1984–2010)</p><p>　　The probability of the log(1+TBT_China) is 0.0349, which means it is 95 % sure</p><p>　　that the coefficient ?0.3827

30、40 is significant. Consequently, the TBT of China has a negative influence on the export of US. The positive economy index of China would stimulate the export from US to China, whereas the US GDP does not have a signific

31、ant influence. The adjusted R-squared 0.867589 is close to 1, which indicates good fitness of the model to the data (Fig. 4).</p><p>　　The Impact of Technical Barriers to Trade: The Cases of Trade Between Ch

32、ina. . .</p><p>　　Table 4 The regression results of US exports to China</p><p>　　Fig. 5 The trade value from China export to Japan (1984–2010)</p><p>　　The export value from China t

33、o Japan is increasing slowly before 2002, and is increasing sharply after then with a tiny fall in the year 2009 (Table 4).</p><p>　　The probability of the log(1+TBT_Japan) is 0.3209, which shows that the co

34、efficient is not significant. In other words, the TBT of Japan might does not have an influence on the export of China to Japan. A possible explanation is that these two countries are too close geographically and Japan n

35、eeds the manufacturing goods very much so that the notifications would not be a key factor of the change of the trade value (Fig.5 ).</p><p>　　Table 5 The regression results of China exports to Japan</p&g

36、t;<p>　　Fig. 6 The trade value from Japan export to China (1984–2010)</p><p>　　The value is very small before year 1991 and goes up lightly and fluctuates between the year 1992 and 2002. Then the valu

37、e goes up quickly except the fall on 2009 because of the financial crisis (Table 5).</p><p>　　The probability of the log (1+TBT_China) is 0.0926, which shows that the coefficient is significant. Therefore it

38、 is safe to say that the TBT of China has a negative influence on the export of Japan to China. This result is reasonable.</p><p>　　Table 6 The regression results of Japan exports to China</p><p&g

39、t;　　Policy Implications</p><p>　　As we can see from the example of US exporting to China, Japan exporting to China, along with Korea exporting to China, the Technical Barriers to Trade (TBT) has a negative i

40、nfluence on the exporting trade values. As a huge economy playing a crucial part in the bilateral trade of manufacture, China definitely should be care of the policies which it is implementing. There is opposite results

41、too as which have been showed above. The most possible reason for all of them is that the numbers of the v</p><p><b>　　譯文</b></p><p>　　技術(shù)貿(mào)易壁壘對中國、日本、韓國以及美國之間貿(mào)易的影響</p><p>

42、<b>　　阿尤布·尤瑟夫</b></p><p><b>　　引言</b></p><p>　　技術(shù)性貿(mào)易壁壘(TBT)是一種相對較新的技術(shù)，在過去的幾十年不斷被提高，致使它對全球的貿(mào)易往來有很大的影響 (包和邱2011)。它是非關(guān)稅貿(mào)易壁壘(NTBs)的一種形式，它與傳統(tǒng)的貿(mào)易壁壘不同，它主要內(nèi)容包括標(biāo)準(zhǔn)和技術(shù)規(guī)范。世界貿(mào)易組織(W

43、TO)在1995年把它稱為一種效應(yīng)。在不同的國家，技術(shù)性貿(mào)易壁壘TBT就規(guī)模上和產(chǎn)品覆蓋有所不同。例如，它可能有安全標(biāo)簽的形式。事實上，它也可以是一個促進貿(mào)易，但也可以是貿(mào)易保護的工具。此外，發(fā)展中國家和發(fā)達國家對這一措施有不同的反應(yīng)。這篇文章的目的就是在重力模型的幫助下，找出技術(shù)性貿(mào)易壁壘對這兩種類型國家在制造業(yè)貿(mào)易中的影響。</p><p>　　這篇文章的參考內(nèi)容來自文章“技術(shù)貿(mào)易壁壘如何影響貿(mào)易流動”。本研

44、究中的貿(mào)易流不是一般貿(mào)易流，本文收集制造行業(yè)，截止到2011年的相關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)。同時，與前一篇文章中選擇WTO所有成員國家作為研究對象不同，本文的研究選取的是中國、日本、韓國和美國作為研究對象，因為這幾個國家之間的貿(mào)易有很大的關(guān)聯(lián)度。其中，中國和美國是最大的貿(mào)易伙伴，就制造業(yè)產(chǎn)成品來說。另一個原因是，日本、韓國和中國地理位置上都很接近，并且都是重要的亞洲最發(fā)達的國家。分析技術(shù)性貿(mào)易壁壘和這些國家間貿(mào)易流動的影響，將會得出本文的研究結(jié)果:

45、關(guān)于技術(shù)性貿(mào)易壁壘TBT對發(fā)展中國家和發(fā)達國家貿(mào)易的影響。 </p><p><b>　　數(shù)據(jù)來源和匯總統(tǒng)計</b></p><p>　　所有的數(shù)據(jù)都來源于中國和美國的貿(mào)易數(shù)據(jù)，時間范圍從1984年到2011年。中國和日本的數(shù)據(jù)，時間范圍則同樣是從1984年到2011年。從中國出口到韓國，則是從1992年到1992年的有效數(shù)據(jù)。韓國出口到中國的有效的數(shù)據(jù)是從1989年

46、到2011年。</p><p>　　他們從WTO收集了TBT信息系統(tǒng)和每年的數(shù)量添加值，作為技術(shù)性貿(mào)易壁壘TBT的研究內(nèi)容的一部分。</p><p>　　作為控制變量，主要是中國、日本、以及美國的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(根據(jù)2000年，以美元為單位)，我們收集的數(shù)據(jù)資料來自于世界銀行。</p><p>　　正如上面提到的，應(yīng)該包括：中國、日本、韓國以及美國的制造業(yè)貿(mào)易流。

47、在這種情況下,制造業(yè)貿(mào)易的數(shù)據(jù)來自于WTO商品貿(mào)易統(tǒng)計和數(shù)據(jù)庫，范圍覆蓋從1984年到2011年，日本和中國之間,以及美國和中國之間的制造業(yè)貿(mào)易。韓國到中國的貿(mào)易數(shù)據(jù)收集從1989年到2011年，這主要是因為在1989年之前沒有歷史數(shù)據(jù)。與此同時，從中國出口到韓國的貿(mào)易有效數(shù)據(jù)是從1992年到2011年。</p><p>　　技術(shù)貿(mào)易壁壘的影響:中國出口到韓國貿(mào)易的情況。</p><p>

48、　　圖1中國出口到韓國的貿(mào)易值，從1992年 – 2010年</p><p>　　表1中國出口到韓國貿(mào)易值回歸結(jié)果</p><p>　　正如圖1所顯示的，從1992年到2011年，從中國到韓國出口的貿(mào)易值不斷增加，特別是在2000年出現(xiàn)了大幅上漲。而在2009年，它確實有點下降，主要原因很可能是因為全球金融危機，但隨后，貿(mào)易值又出現(xiàn)了上升 (表1)。</p><p>

49、;　　從E-Views的回歸結(jié)果顯示，記錄(1 + TBT_韓國)的概率是0.0846，這意味著它可以90%的確保系數(shù)是顯著的，并且TBT會影響貿(mào)易流量從中國出口到韓國。然而，它是不合理的，因為系數(shù)是正數(shù)。一般來說，TBT不會刺激其他國家的出口貿(mào)易。</p><p>　　圖2韓國出口到中國的貿(mào)易值(1990年-2010年)</p><p>　　表2回歸結(jié)果 韓國對中國的出口貿(mào)易值</

50、p><p>　　然而，結(jié)果顯示，韓國的TBT通告有一個積極的影響。主要是有兩個潛在的原因：一是觀測的量不夠大，并可能存在偏見。其他可能的原因是韓國的TBT通告可以影響到韓國的所有貿(mào)易合作伙伴，由此可推測，中國可能在那些年沒有出口貨物到韓國，由于受到韓國TBT通知的影響 (圖2)。從韓國向中國的出口貿(mào)易值也有上升的趨勢，但在2009年，也有一個小的降幅。不過，不管怎樣，絕對值小于中國出口到韓國的貿(mào)易值?；貧w表見表2所示

51、：技術(shù)貿(mào)易壁壘的影響:中國、韓國之間的貿(mào)易。</p><p>　　圖3從中國出口到美國的貿(mào)易值(1984年- 2010年)</p><p>　　從上面的結(jié)果關(guān)鍵變量的概率記錄來看(1 + TBT_中國)為0.0903，小于0.1。這個數(shù)字表明，我們可以90%的確定TBT影響了中國對韓國的出口貿(mào)易值的影響。技術(shù)貿(mào)易壁壘TBT的系數(shù)是?0.277276，表明對中國出口到韓國的貿(mào)易值有負面影響。

52、這個結(jié)果是合理的，韓國實際的GDP的變量概率是0.0164，我們可以95%的確定這個變量對韓國的出口貿(mào)易值有積極的影響。然而，中國的GDP變量顯示，并沒有對韓國的出口值有重大影響，因為概率為0.5521大于0.1?？匆幌抡{(diào)整后的r平方：它是0.953275，表示該模型與數(shù)據(jù)的吻合程度很好(圖3)。</p><p>　　在2000年之前, 貿(mào)易值在慢慢的增加，隨后迅速上升。雖然在2009年有一個微小的下降，主要是受

53、到金融危機的影響，隨后貿(mào)易值增加的非?？?請見表3)。記錄(1 + TBT_美國US)的概率是0.0328，系數(shù)為0.019259。這表明中國出口到美國的貿(mào)易情況，TBT有一個略正面的影響，而不是負面的。這是不應(yīng)該發(fā)生的。一個合理的解釋可能是變量的數(shù)量不夠大，因此不能結(jié)果不是很準(zhǔn)確，而另一個解釋是，以為這些年的中國貿(mào)易順差，TBT技術(shù)貿(mào)易壁壘對中國出口到美國的貿(mào)易值影響不大。此外，中國在2001年加入世貿(mào)組織，好處就是中國制造的產(chǎn)品可以

54、出口到其最大的貿(mào)易伙伴美國 (圖4,表4)。</p><p>　　表3中國出口到美國的貿(mào)易回歸值結(jié)果</p><p>　　圖4美國出口到中國的貿(mào)易值(從1984年 – 2010年)</p><p>　　記錄(1 + TBT_中國)的概率是0.0349，這意味著它可以95%的確定系數(shù)?0.382740，表明技術(shù)貿(mào)易壁壘TBT的影響是顯著的。因此，中國的技術(shù)性貿(mào)易壁壘對

55、美國出口到中國的貿(mào)易值有一個負面的影響，影響了美國對中國的出口貿(mào)易值。中國的積極經(jīng)濟指數(shù)將會刺激美國對中國的出口貿(mào)易，而美國的國民生產(chǎn)總值GDP沒有受到顯著的影響。調(diào)整后的r平方為0.867589，接近1，這表明，該模型與數(shù)據(jù)的吻合程度很好 (圖5)。</p><p>　　技術(shù)貿(mào)易壁壘的影響:中國之間的貿(mào)易。</p><p>　　表4美國對中國的出口貿(mào)易值的回歸結(jié)果</p>

56、<p>　　圖5 從中國出口到日本的貿(mào)易值 (1984 - 2010)</p><p>　　從中國出口到日本的貿(mào)易值在2002年之前增加的很緩慢，然后急劇的增加，接著有一個微小的下降在2009年(表5)。日志記錄(1 + TBT_日本)的概率為0.3209，這表明TBT的影響并不是很重要。換句話說，日本的技術(shù)貿(mào)易壁壘TBT可能并不會影響中國對日本的出口貿(mào)易值。一個可能的解釋是，這兩個國家地理位置接近，日

57、本非常需要中國生產(chǎn)的商品，所以導(dǎo)致了中國對日本的出口貿(mào)易值沒有受到日本的技術(shù)貿(mào)易壁壘影響的一個關(guān)鍵因素(圖6)。</p><p>　　表5中國對日本出口貿(mào)易值的回歸結(jié)果</p><p>　　圖6 日本對中國的出口貿(mào)易值(1984 - 2010)</p><p>　　在1991年之前，日本出口到中國的貿(mào)易值非常小，而在1992年到2002年之間出現(xiàn)了波動，貿(mào)易值上升的

58、很快，同樣除了在2009年由于金融危機而出現(xiàn)了暫時的回落(表6)。日志記錄(1 + TBT_中國)的概率為0.0926，這表明系數(shù)是顯著的。因此可以肯定地說，中國的技術(shù)性貿(mào)易壁壘對日本的出口有一個負面的影響。這個結(jié)果是合理的。</p><p>　　表6日本對中國的出口貿(mào)易值回歸結(jié)果</p><p><b>　　政策影響</b></p><p>

59、　　我們可以看到美國對中國的出口，日本對中國的出口，以及韓國對中國的出口案例，技術(shù)性貿(mào)易壁壘(TBT)都對這些國家的出口貿(mào)易有負面的影響。中國作為當(dāng)今世界上的一個巨大的經(jīng)濟體，在制造業(yè)雙邊貿(mào)易中起著至關(guān)重要作用，中國當(dāng)然應(yīng)該關(guān)心它正在實施的政策。通過前文的分析，顯示出相反的結(jié)果。最可能的原因都是因為所選取的變量的數(shù)量不夠大，所以可能影響到了貿(mào)易值的回歸結(jié)果。此外，行業(yè)和國家都是特別挑選的，可能這也是一個原因中國與其他三個國家之間的制造業(yè)

60、雙邊貿(mào)易交易是非常重要并且是很特殊的，所以制造業(yè)不能代表其他行業(yè)。盡管我們了看到相反的案例，但是相反的結(jié)果之間的模型和數(shù)據(jù)也不是很完美的匹配，這意味著我們應(yīng)該更多關(guān)注那些進口國設(shè)置的技術(shù)貿(mào)易壁壘TBT對其貿(mào)易合作伙伴的負面影響。本文選取的這些國家貿(mào)易的時間范圍并不長，但也能夠在在某種程度上預(yù)測技術(shù)貿(mào)易壁壘TBT對貿(mào)易的長期影響結(jié)果。因此，非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，應(yīng)該盡可能的減少，主要是為了避免對出口貿(mào)易產(chǎn)生更多消極的以及其他潛在的不良影響。當(dāng)然