การประเมินผลกระทบมาตรการการค้าด้านสุขอนามัยพืชของประเทศจีนต่อการส่งออกผลไม้ไทย ศศิวุฑฒิ์ วงษ์มณฑา

40 ทิศทางเดียวกันกับรายไดประชาชาติตอหัว (GDP per capita: gdppc) ของประเทศนําเขาหรือ Ej k = gdppcj β เนื่องจากการศึกษาครั้งนี้จํากัดเฉพาะการสงออกผลไมไปประเทศจีนเทานั้น รายไดจากการสงออก (Yi k)จะสัมพันธกับอุปทานรวมผลไมไทย (Qi k) หากการผลิตผลไมมีมากมูลคาการสงออกนาจะเพิ่มในทิศทาง เดียวกันหรือ Yi k = (Qi k) (Grant, Peterson, and Ramniceanu, 2015) ดังนั้น สมการพื้นฐานของ แบบจําลองแรงดึงดูดในระดับสินคา (ชนิดผลไม) เขียนแสดงได ดังนี้ ln�Vij k� = ln(αij k) + (1 − σk)�γ0 k + γ1 k ln�Distanceij k� + γ2 k ln�nspsij k�� +β ln�gdppcj� + φln(Qi k) − ln�Ω � − (1 − σk)ln(∏j k) (3-9) สมการ (3-9) ยังปรากฏตัวแปรดัชนีราคา Ω k และ ∏j k ซึ่งไมสามารถสังเกตไดโดยตรง ในทางปฏิบัติ นิยมใชปจจัยเฉพาะของแตละประเทศที่เปลี่ยนแปลงตามเวลา (Time-varying, country fixed effects) เปน ตัวแปรแสดงอุปสรรทางการคาโดยรวมเปรียบเทียบระหวางประเทศนําเขาที่สนใจกับประเทศอื่น ๆ งานวิจัย เชิงประจักษสวนใหญใชชุดตัวแปรดัมมี่เพื่อควบคุมประเทศคูคา ชนิดของสินคา ราคาสินคา และชวงเวลาเพื่อ ลดปญหา Omitted variable bias (Anderson and van Wincoop, 2003; Feenstra, 2003; Baldwin and Taglioni ;2006; Chen, Yang, and Findley, 2008) อยางไรก็ตาม การศึกษานี้จํากัดเฉพาะมูลคา สงออกผลไมไทยในประเทศจีนเทานั้น ผูวิจัยอาศัยแนวทางของ Grant, Peterson, and Ramniceanu (2015) โดยใชตัวแปรดัมมี่แทนชวงเวลาและกลุมของผลไม (แบงเปน ผลไมสด ผลไมแชแข็ง ผลไมแหง และ ผลไมแบบอื่น) เปนตัวแปรควบคุม กลาวโดยสรุป มูลคาการสงออกผลไมแตละชนิดขึ้นกับรสนิยมของผูบริโภค ระดับราคาและรายไดของ ประเทศนําเขา ในขณะที่รายไดของประเทศผูผลิตไมมีผลมากนักแตปริมาณการผลิตรวมนาจะเปนตัวแปรที่ สะทอนศักยภาพการสงออกไดดีกวา ตนทุนการคาเปนตัวแปรที่ทําใหเกิดความแตกตางระหวางราคาที่ผูบริโภค ในตางประเทศจายกับราคาที่แหลงผลิตขึ้นกับหลายปจจัย อาทิ ภาษีนําเขา กฎระเบียบการคา ระยะทาง ภาษาที่ใชสื่อสาร การมีพรมแดนติดกัน ขอตกลงทางการคาเสรี สําหรับตัวแปร SPS อาจทําใหตนทุนการคา เพิ่มขึ้นหรือลดลงก็ได 3.4 งานวิจัยที่เกี่ยวของ เนื้อหาสวนนี้เปนการตรวจสอบงานวิจัยเชิงประจักษเกี่ยวกับการศึกษาผลทางการคาจากมาตรการ สุขอนามัยและสุขอนามัยพืช (Sanitary and phytosanitary: SPS) สําหรับสินคาเกษตรโดยเฉพาะการศึกษา ที่ใชขอมูลของประเทศจีนเพื่อเปนแนวทางสําหรับการศึกษานี้ในการเลือกแหลงขอมูล การกําหนดตัวแปรที่ใช และวิธีการทางเศรษฐมิติ ขอตกลงเกี่ยวกับการคาสินคาเกษตร (Agreement on Agriculture) มีผลสืบเนื่องจากการเจรจา รอบอุรุกวัย (The Uruguay Round) ซึ่งเปนการเจรจารอบที่ 8 ของความตกลงทั่วไปวาดวยภาษีศุลกากรและ การคา (General Agreement on Tariffs and Trade: GATT) เริ่มมีผลบังคับใชตั้งแต 1 มกราคม 2538 การ

41 เจรจานําไปสูการลดภาษีนําเขา การอุดหนุนการผลิตในประเทศและการอุดหนุนการสงออกสินคาเกษตร อยางไรก็ดี ในทางปฏิบัติหลายประเทศยังมีการใชมาตรการการคาที่มิใชภาษี (Non-tariff barriers: NTBs) ดัง ปรากฏในรายงาน World Trade Report 2012 ขององคการการคาโลก (WTO) ที่ใหความสําคัญกับประเด็น การใชมาตรการ NTBs ในศตวรรษที่ 21 โดยเฉพาะมาตรการดานสุขอนามัยและสุขอนามัยพืช (Sanitary and phytosanitary: SPS) และอุปสรรคทางเทคนิคตอการคา (Technical barriers to trade: TBT) ซึ่งมีอิทธิพล ตอการคาระหวางประเทศมากขึ้นในบริบทที่ความสําคัญของการเก็บภาษีนําเขาลดลง มีการประเมินวา มากกวารอยละ 94 ของมูลคาการคาสินคาเกษตรไดรับผลกระทบจากมาตรการ SPS โดยเฉพาะประเทศกําลัง พัฒนาที่สวนใหญพึงพิงรายไดสงออกสินคาเกษตรในสัดสวนที่สูง จากการสํารวจตัวแทนผูสงออกจาก 30 ประเทศกําลังพัฒนาเกี่ยวกับผลของมาตรการที่มิใชภาษี (NTBs) มีขอคนพบที่นาสนใจวา มาตรการ SPS/TBT ของกลุมสหภาพยุโรปและญี่ปุนมีความเขมงวดและเปนอุปสรรคทางการคาที่สําคัญ อยางไรก็ดี มาตราเหลานี้ อาจมีสวนสนับสนุนการคาระหวางประเทศเพราะทําใหผูสงออกตื่นตัวพยายามพัฒนาคุณภาพสินคา รวมทั้ง การพัฒนาหวงโซการผลิตใหมีประสิทธิภาพมากขึ้น สอดคลองกับแบบแผนการบริโภคในปจจุบันที่ประชาชน ใหความสําคัญกับความปลอดภัยอาหารและการดูแลสุขภาพ การสรางมาตรฐานจึงเปรียบเหมือนตัวเชื่อมให เกิดความเชื่อมั่นกันระหวางผูผลิตและผูบริโภคตางประเทศ (Jaffee and Henson, 2004; Athukorala and Jayasuriya, 2003; Jongwanich, 2009) 3.4.1 งานวิจัยเชิงประจักษเกี่ยวกับผลกระทบจากมาตรการ SPS ตอการคาสินคาเกษตร ในแวดวงวิชาการ มีการศึกษาผลกระทบของมาตรการ SPS/TBT ตอแบบแผนการคาระหวาง ประเทศเพิ่มมากขึ้นโดยเฉพาะการคาสินคาเกษตรดังปรากฏในงานของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) Jaffee and Henson (2004) Moenius (2004) Anders and Caswell (2009) Chen, Yang, and Findley (2008) Disdier, Fontagne, and Mimouni (2008) Peterson et al. (2013) และ Grant, Peterson, and Ramniceanu (2015) การศึกษาผลทางการคาจากมาตรการดานสุขอนามัยและสุขอนามัยพืช (Sanitary and phytosanitary: SPS) และอุปสรรคทางเทคนิคตอการคา (Technical barriers to trade: TBT) โดยใชขอมูล พาแนลหลายประเทศปรากฏในงานของ Disdier, Fontagne, and Mimouni (2008) ที่ศึกษาเฉพาะสินคา เกษตร ตางจากการศึกษาของ Kang and Ramizo (2017) ซึ่งศึกษาทั้งสินคาเกษตรและอุตสาหกรรม เริ่มจาก การศึกษาของ Disdier, Fontagne, and Mimouni (2008) ใชขอมูลการคาสินคาเกษตรในป 2004 ครอบคลุม 154 ประเทศนําเขา 183 ประเทศสงออกและสินคา 690 ชนิด เพื่อศึกษาผลกระทบของมาตรการ SPS และ TBT ตอมูลคาการคา ตัวแปร SPS มี 3 ตัว ประกอบดวย (1) ตัวแปรดัมมี่แทนการมีมาตรการ SPS หรือ TBT ของประเทศนําเขาตามพิกัด HS 4 หลักแรก (2) ความถี่การใชมาตรการ SPS/TBT และ (3) อัตราภาษีนําเขา เทียบเทา (Ad valorem equivalent) จากมาตรการ SPS/TBT ผลการศึกษาสําคัญ พบวา โดยภาพรวม มาตรการ SPS/TBT ทําใหมูลคาการนําเขาสินคาเกษตรของกลุมประเทศ OECD ลดลง นอกจากนั้น ยังพบวา การนําเขาจากประเทศกําลังพัฒนาและดอยพัฒนาลดลงมากกวาเมื่อเทียบกับการนําเขาภายในกลุมประเทศ

42 OECD และที่นาสนใจ ผลกระทบจากมาตรการ SPS/TBT ทําใหมูลคาการนําเขาของกลุมสหภาพยุโรปลดลง มากกกวาเมื่อเทียบกับกลุมประเทศสมาชิก OECD สะทอนวามาตรการ SPS ของสหภาพยุโรปคอนขางเขมงวด ผลทางการคาของมาตรการ SPS/TBT สัมพันธกับระดับการพัฒนาของประเทศ ประเทศที่มีรายได สูงมีแนวโนมไดรับประโยชนมากกวาประเทศกําลังพัฒนา Kang and Ramizo (2017) ศึกษาผลทางการคา ของมาตรการ SPS/TBT โดยมาตรา SPS กําหนดขึ้นเพื่อปองกันสุขภาพคน พืช และสัตว ในขณะที่มาตรการ TBT เนนไปที่มาตรฐานคุณภาพและความปลอดภัย การกําหนดสมการและตัวแปรที่ใชใกลเคียงกับ Disdier, Fontagne, and Mimouni (2008) เปนการศึกษาภาพรวมโดยใชขอมูลระหวางป 2002-2004 ครอบคลุม 107 ประเทศนําเขา และ 154 ประเทศสงออก ทั้งสินคาเกษตรและนอกภาคเกษตร ผลการศึกษาสําคัญ พบวา มาตรการ SPS/TBT ชวยสงเสริมมูลคาการคาโดยรวม อยางไรก็ดี ผลทางบวกสวนใหญเปนของประเทศสงออก ที่มีรายไดสูงในขณะที่ประเทศกําลังพัฒนาไดประโยชนคอนขางจํากัด อาจกลาวไดวา มาตรการการคา SPS/TBT ชวยสงเสริมการคาภายในกลุมประเทศพัฒนาแลวมากกวาการคาระหวางประเทศพัฒนาแลวกับ ประเทศกําลังพัฒนา นอกจากนั้น ประเทศกําลังพัฒนาในเอเชียไดรับผลกระทบจากมาตรการ SPS มากกวา มาตรการ TBT การศึกษาเฉพาะมาตรการคา TBT ตอมูลคาการคาปรากฏในการศึกษาของ Moenius (2004) โดย ประยุกตแบบจําลองแรงดึงดูดเพื่ออธิบายการคาแบบทวิภาคีโดยใชขอมูลพาแนล 471 อุตสาหกรรมใน 12 ประเทศในกลุมสหภาพยุโรป ระหวางป 1985-1995 ผูวิจัยใชตัวแปรดัมมี่แสดงการกําหนดมาตรฐานสินคาใหมี คาเทากับหนึ่งหากสองประเทศคูคาใชหลักเกณฑเดียวกัน ผลการศึกษาสําคัญ พบวา หากประเทศคูคากําหนด มาตรฐานสินคาที่เปนไปในทิศทางเดียวกันจะชวยสงเสริมการคาระหวางกันเนื่องจากการกําหนดมาตรฐานชวย ลดตนทุนขอมูล (Information cost) แมวาผูสงออกจะมีตนทุนการปรับตัวเพิ่มขึ้นในการผลิตใหไดตาม มาตรฐานการสงออก อยางไรก็ดี เมื่อพิจารณาเฉพาะหมวดอาหาร พบวา มาตรการ TBT ทําใหมูลคาการคา ลดลง โดยการกําหนดมาตรฐานที่แตกตางกันของประเทศนําเขาทําใหมูลคาการคาลดลงมากกวาการใช มาตรฐานเดียวกัน การกําหนดตัวแปร SPS ในรูปแบบตัวแปรดัมมี่ปรากฏในงานของ Thuong (2018) ที่ตรวจสอบ ผลกระทบจากมาตรการ SPS ของประเทศคูคาสําคัญตอการสงออกขาวของเวียดนาม ผูวิจัยประยุกต แบบจําลองแรงดึงดูดโดยใชขอมูลสงออกระหวางป 2000-2015 ผลการศึกษา พบวา มาตรการ SPS ทําใหการ สงออกขาวของเวียดนามลดลงประมาณรอยละ 3-6 ที่ระดับนัยสําคัญอยางนอย 0.10 นอกจากนั้น ยังพบวา ผลกระทบจากมาตรการ SPS จะลดลงในกลุมประเทศนําเขาที่มีรายไดสูง งานวิจัยเชิงปริมาณที่ไดรับการอางอิงอยางแพรหลายในวงวิชาการคือ การศึกษาของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) โดยประยุกตแบบจําลองแรงดึงดูดเพื่อศึกษาผลการคาจากมาตรฐาน สุขอนามัยเกี่ยวกับปริมาณสารอะฟลาทอกซิน (Aflatoxin) ของสหภาพยุโรปตอการสงออกของประเทศกําลัง พัฒนาในแอฟริกา ขอมูลที่ใชศึกษาครอบคลุมป 1989-1998 ของ 15 ประเทศนําเขาในสหภาพยุโรปและ 9 ประเทศสงออกในแอฟริกา ผูวิจัยใชปริมาณสารตกคางสูงสุด (Maximum residue limit: MRL) เปนตัวแปร อธิบายและมูลคาการสงออกเปนตัวแปรตาม หากคาสัมประสิทธิ์เปนบวกและมีนัยสําคัญแสดงวา การผอน

43 คลายมาตรการ SPS ทําใหมูลคาการคาเพิ่มขึ้นหรืออีกนัยหนึ่งสรุปไดวา การจํากัดมาตรฐานสารพิษตกคาง ปริมาณต่ําเปนตัวยับยั้งการคาระหวางประเทศ ผลการประมาณคาสัมประสิทธิ์ตัวแปร SPS เทากับ 1.05 สําหรับกลุมธัญพืช และ 0.43 สําหรับกลุมผัก ผลไมและถั่ว และทั้งสองคามีนัยสําคัญที่ระดับ 0.05 ผล การศึกษายังพบวา กลุมสินคาเกษตรที่ไดรับผลกระทบไดแก ธัญพืช ผลไมแหงและถั่ว การกําหนดปริมาณ สารอะฟลาทอกซินของสหภาพยุโรปมีความเขมงวดมากกวามาตรฐานขององคกรระหวางประเทศ FAO/WHO Codex Alimentarius Commission (CODEX) ทําใหการสงออกสินคาเกษตรของ 9 ประเทศลดลงถึงปละ 670 ลานเหรียญสหรัฐฯ อยางไรก็ตาม ยังไมมีการตรวจสอบปญหาเศรษฐมิติที่อาจเกิดขึ้นจากสมการหลัก โดย ภาพรวม ผลการศึกษาสนับสนุนสมมติฐานที่วาการกําหนดมาตรฐานเปนอุปสรรคตอการสงออกสินคาเกษตร ของประเทศกําลังพัฒนา มาตรฐานความเขมงวดที่แตกตางกันทําใหผูสงออกมีภาระคาใชจายมากขึ้นและมี แนวโนมที่มาตรการ SPS จะถูกใชเปนการกีดกันทางการคาที่มิใชภาษี งานวิจัยที่ตรวจสอบผลทางการคาจากมาตรการ SPS ตอการสงออกสินคาเกษตรของประเทศใน แอฟริกาใตเปนการศึกษาของ Gebrehiwet, Ngqangweni, and Kirsten (2007) การกําหนดปริมาณ สารอะฟลาทอกซินสูงสุดของ 5 ประเทศนําเขากลุม OECD ประกอบดวย เยอรมัน อิตาลี ไอรแลนด สวีเดน และสหรัฐอเมริกา โดยภาพรวม กลุมประเทศผูนําเขาจํากัดปริมาณสารอะฟาทอกซินสูงสุดใหต่ํากวามาตรฐาน ของ CODEX ผูวิจัยทําการประมาณคาแบบจําลองแรงดึงดูดโดยใชขอมูลพาแนลระหวางป 1995-1999 ผล การศึกษา พบวา คาความยืดหยุนของปริมาณสารอะฟลาทอกซินตอมูลคาการสงออกเทากับ 0.41 แสดงวา มาตรการ SPS ที่เขมงวด (จํากัดปริมาณสารเคมีในอาหารใหลดลง) จะทําใหการสงออกลดลงรอยละ 0.41 นอกจากนั้น ผูวิจัยนําผลการประมาณคาที่ไดมาจําลองสถานการณ (Simulation) วาการที่ประเทศนําเขามี มาตรการที่เขมงวดกวามาตรฐานกาปริมาณสารอะฟลาทอกซินของ CODEX สงผลใหการสงออกอาหารของ แอฟริกาใตลดลงเฉลี่ยปละ 69 ลานเหรียญสหรัฐฯ ผลการวิจัยสนับสนุนสมมติฐานที่วามาตรการ SPS เปน อุปสรรคตอการคาระหวางประเทศโดยเฉพาะประเทศกําลังพัฒนาที่รายไดสวนใหญพึงพิงการสงออกสินคา เกษตรเหมือนกับงานของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) งานวิจัยเชิงนโยบายที่ศึกษาผลจากมาตรการความปลอดภัยอาหารและกฎระเบียบการคาสมัยใหมตอ การสงออกของประเทศกําลังพัฒนา ไดแกงานของ Jaffee and Henson (2004) และ Athukorala and Jayasuriya (2003) เริ่มจาก Jaffee and Henson (2004) วิเคราะหผลกระทบจากการกําหนดมาตรฐาน สินคาระหวางประเทศตอการสงออกสินคาเกษตรของประเทศกําลังพัฒนาอาจเปนไดทั้งทางบวกและลบ ผล การศึกษา พบวา ความเขมงวดมาตรฐานความปลอดภัยอาหารของแตละประเทศมีแนวโนมเพิ่มขึ้นและทําให ตนทุนการผลิตและการจัดการของประเทศผูสงออกเพิ่มขึ้น การกําหนดมาตรฐานไมจําเปนตองสรางอุปสรรค ทางการคา (Standards as barriers) เสมอไป ในอีกดานหนึ่ง การกําหนดมาตรฐานชวยลดความไมสมมาตร ของขอมูล (Asymmetric information) ระหวางผูผลิตกับผูซื้อในตางประเทศ การผานมาตรฐานที่เขมงวด ของประเทศนําเขาเปนการสงสัญญาณวาสินคามีคุณภาพนาเชื่อถือทําใหเปนที่ตองการของผูบริโภค ตางประเทศสงผลใหมูลคาการคาขยายตัว (Standards as catalysts) สอดคลองกับงานของ Athukorala and Jayasuriya (2003) ที่ประเมินวาขอตกลงมาตรการ SPS และกลไกการยุติขอพิพาททางการคาของ

44 องคการการคาโลกจะมีบทบาทมากขึ้นในการคาสมัยใหมและมีแนวโนมที่มาตรการ SPS จะมีความชัดเจน นําไปสูการคาหมวดอาหารที่มากขึ้น อยางไรก็ตาม มาตรการ SPS ในปจจุบันยังเปนอุปสรรคตอประเทศกําลัง พัฒนาในการเขาถึงตลาดสงออกตางประเทศ ขอจํากัดสําคัญมาจากปญหาเงินทุนและเทคนิคการผลิตทําให ประเด็นดังกลาวถูกนํามาใชเปนมาตรการกีดกันการคาของประเทศพัฒนาแลว อยางไรก็ตาม ประเทศกําลัง พัฒนาสวนหนึ่งก็ประสบความสําเร็จจากการขยายตลาดในประเทศนําเขาที่กําหนดมาตรฐานความปลอดภัย อาหารอยางเขมงวด สินคาหลายรายการไดรับความนิยมจากผูบริโภคตางประเทศโดยเฉพาะสินคาเกรด คุณภาพ กลยุทธที่เหมาะสมของประเทศกําลังพัฒนาควรเนนที่การถอดบทเรียนจากประเทศที่ประสบ ความสําเร็จรวมทั้งการสรางเครือขายความรวมมือกันระดับนานาชาติ งานวิจัยเกี่ยวกับผลทางการคาจากมาตรการ SPS ของประเทศรายไดสูงอยางประเทศสหรัฐอเมริกา และกลุมสหภาพยุโรป ปรากฏในงานของ Arita, Mitchell, and Beckman (2015) Anders and Caswell (2009) และ Jongwanich (2009) เริ่มจาก Arita, Mitchell, and Beckman (2015) ประยุกตใชแบบจําลอง แรงดึงดูดเพื่อประเมินผลเชิงปริมาณของมาตรการ SPS/TBT บางอยางตอการคาสินคาเกษตรระหวาง สหรัฐอเมริกากับกลุมสหภาพยุโรป ผลการศึกษา พบวา มาตรการ SPS/TBT เปนรูปแบบการกีดกันการคา ระหวางประเทศและมีผลกระทบมากกวาการเก็บภาษีนําเขาโดยเฉพาะมาตรการของกลุมสหภาพยุโรป ผลกระทบที่เกิดขึ้นตอการสงออกของสหรัฐอเมริกาเทียบเทากับการเก็บภาษีถึงรอยละ 79-101 สําหรับสินคา ประเภทเนื้อสัตว และรอยละ 35-53 สําหรับผลไมและผัก ในทํานองเดียวกัน มาตรการ SPS ของสหรัฐอเมริกา ก็มีลักษณะกีดกันสินคาเกษตรจากกลุมสหภาพยุโรปเชนกันเทียบเทาการเก็บภาษีถึงรอยละ 45 สําหรับผักและ รอยละ 37 สําหรับผลไม ผลการประมาณคาของตัวแปรอธิบายอื่นสวนใหญสอดคลองกับการคาดการณตาม แบบจําลองแรงดึงดูด เชน ระยะทางทําใหมูลคาการสงออกลดลง การมีขอตกลงการคาเสรีทําใหมูลคาการคา เพิ่มขึ้น เปนตน ในขณะที่ Anders and Caswell (2009) ใชขอมูลพาแนลป 1990-2004 เพื่อศึกษาผลกระทบจาก การบังคับใชมาตรฐานการผลิตดานความปลอดภัยอาหารของประเทศสหรัฐอเมริกาเมื่อป 1997 ที่เรียกกันวา การวิเคราะหอันตรายและจุดวิกฤตที่ตองควบคุม (Hazard Analysis Critical Control Points: HACCP) ตอ การนําเขาอาหารทะเลจาก 33 ประเทศ ผูวิจัยประมาณคาแบบจําลองแรงดึงดูด ตัวแปรตามที่ใชคือมูลคาและ ปริมาณการนําเขาอาหารทะเลของสหรัฐฯ และใชตัวแปรดัมมี่แทนการบังคับใชระบบ HACCP เปนตัวแปร อธิบายโดยกําหนดใหมีคาเทากับหนึ่งสําหรับขอมูลป 1998-2004 และเทากับศูนยสําหรับปกอนหนานั้น โดย ตัวแปรอธิบายอื่น ๆ ประกอบดวย ขนาดเศรษฐกิจ ระยะทาง อัตราแลกเปลี่ยน ผลการวิเคราะหสมการถดถอย พบวา คาสัมประสิทธิ์ของตัวแปร HACCP สวนใหญมีคาเปนลบและมีนัยสําคัญทางสถิติ แสดงวา การกําหนด มาตรฐานสินคาทําใหการสงออกอาหารทะเลของประเทศตาง ๆ ไปยังสหรัฐอเมริกาลดลง เมื่อแบงการ วิเคราะหสมการถดถอยระหวางกลุมประเทศพัฒนาแลวกับประเทศกําลังพัฒนา พบวา การบังคับใชระบบ HACCP เปนอุปสรรคทางการคาสําหรับประเทศกําลังพัฒนาแตกลับเปนประโยชนตอประเทศพัฒนาแลว ทั้งนี้ อาจเปนเพราะประเทศพัฒนาแลวมีศักยภาพในการปรับปรุงวิธีการผลิตใหไดตามมาตรฐาน HACCP อยางไรก็ ดี เมื่อทําการวิเคราะหรายประเทศโดยไมคํานึงถึงระดับการพัฒนาทางเศรษฐกิจ พบวา โดยภาพรวม การ

45 บังคับใชมาตรฐาน HACCP เปนผลดีตอประเทศที่มีมูลคาการสงออกอาหารทะเลไปสหรัฐฯ สูง แตเปนอุปสรรค ตอประเทศที่มีมูลคาการสงออกต่ํา เชน ประเทศไทยเปนประเทศกําลังพัฒนาแตเปนผูสงออกอาหารทะเล อันดับสองในสหรัฐฯรองจากประเทศแคนาดา การบังคับใชมาตรฐาน HACCP กลับทําใหมูลคาการสงออก อาหารทะเลจากประเทศไทยไปสหรัฐฯ เพิ่มมากขึ้น เปนตน ผลการศึกษานี้สะทอนวาการกําหนดมาตรฐาน ความปลอดภัยอาหารทําใหประเทศคูคามีตนทุนเพิ่มขึ้นแตเนื่องจากประเทศที่กําหนดมาตรฐานเปนตลาดใหญ ผูสงออกจําเปนตองควบคุมการผลิตใหไดตามมาตรฐานดังกลาว โดยสรุป การศึกษาของ Anders and Caswell (2009) แสดงใหวาการกําหนดมาตรฐานสินคาสามารถเปนอุปสรรคทางการคา (Standard as barriers) หรือตัวสนับสนุนการคา (Standard as catalysts) ขึ้นกับระดับการพัฒนาเศรษฐกิจและสัดสวนการ สงออกของประเทศคูคา การศึกษาผลกระทบจากมาตรฐานความปลอดภัยอาหารของสหรัฐอเมริกาตอการสงออกอาหารแปร รูปจากประเทศกําลังพัฒนาของ Jongwanich (2009) พบวา มาตรการ SPS มีบทบาทมากขึ้นในการคาสินคา หมวดอาหาร การกําหนดมาตรฐานเขมงวดของประเทศพัฒนาแลวทําใหการสงออกอาหารของประเทศกําลัง พัฒนาลดลงคอนขางมาก การบังคับใชมาตรฐาน SPS บางรายการยังขาดความชัดเจนและมีความแตกตางกัน ในกลุมประเทศนําเขาทําใหเปนอุปสรรคทางการคา ผูวิจัยใชขอมูลพาแนลการสงออกอาหารแปรรูปของ 79 ประเทศกําลังพัฒนาที่สงออกไปยังตลาดสหรัฐอเมริการะหวางป 2000-2006 สมการการสงออกถูกประมาณ คาโดยแบบจําลอง Random effects ตัวแปรตามคือ มูลคาการสงออกแทจริงอาหารแปรรูป ตัวแปร SPS คือ สัดสวนมูลคาการสงออกตอจํานวนครั้งที่สินคาถูกกักกันที่สหรัฐอเมริกา หากสัดสวนดังกลาวมีคามากแสดงวา ความเขมงวดของมาตรการ SPS ของสหรัฐคอนขางต่ําการสงออกนาจะเพิ่มขึ้นหรือคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปร SPSจะมีคาบวกหรืออีกนัยหนึ่งคือจํานวนครั้งที่ถูกกักกันมากขึ้นทําใหการสงออกลดลงนั่นเอง ผลการศึกษา พบวา คาสัมประสิทธิ์ของตัวแปร SPS มีคาเปนบวกเทากับ0.5 และมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.05 สะทอนวา มาตรการ SPS ทําใหการสงออกอาหารแปรรูปของประเทศกําลังพัฒนาลดลง อยางไรก็ตาม นัยยะเชิงนโยบาย จากการศึกษานี้ใกลเคียงกับงานของ Jaffee and Henson (2004) ที่วา ประเทศกําลังพัฒนาไมควรมองวา มาตรการ SPS เปนการกีดกันทางการคา แตใหมองเปนโอกาสในการสรางความรวมมือของผูเกี่ยวของทั้งระบบ ไมวาจะเปนความชวยเหลือทางการเงิน การปรับปรุงเทคนิคการผลิต การควบคุมตนทุนใหมีประสิทธิภาพ เพื่อใหไดมาตรฐานของประเทศพัฒนาแลวทําใหมูลคาการคาในอนาคตเพิ่มขึ้น งานวิจัยที่ศึกษาเฉพาะการสงออกผลไมไดแก งานของ Melo et al. (2014) ใชขอมูลของประเทศ ชิลี Peterson et al. (2013) ศึกษาผลจากมาตรการ SPS ของสหรัฐอเมริกา และงานของ Grant, Peterson, and Ramniceanu (2015) ศึกษาผลจากมาตรการ SPS ของประเทศคูคาตอการสงออกของสหรัฐอเมริกา Melo et al. (2014) ศึกษาผลกระทบจากมาตรการ SPS ตอมูลคาการสงออกผลไมของประเทศชิลี ชิลีเปนกรณีศึกษาที่นาสนใจเพราะเปนประเทศสงออกผลไมเมดิเตอรเรเนียนรายใหญของโลกอยางองุน แอปเปล ลูกพลัม และบลูเบอรรีตลาดสงออกสําคัญคือสหรัฐอเมริกาและแคนาดา (รอยละ 85) แตมีแนวโนม ลดลง ประเทศในเอเชียมีสัดสวนไมมากนักแตมีการเติบโตอยางกาวกระโดดเพิ่มขึ้นรอยละ 254 ชวงป 2002- 2010 กลุมตัวอยางที่ใชศึกษาประกอบดวยผลไม 4 รายการ ไดแก องุน แอปเปล เชอรรี่ และกีวี ที่สงออกไป

46 15 ประเทศชวงป 2005-2009 ผูวิจัยกําหนดสมการที่ใชตามแบบจําลองแรงดึงดูด ผูวิจัยสรางตัวแปรแสดง ระดับความเขมงวดของมาตรการ SPS โดยใชแบบสํารวจกับตัวแทนผูสงออกใน 4 ดาน คือ (1) สุขอนามัยพืช (Phytosanitary) (2) ปริมาณสารพิษตกคางสูงสุด (MRL) (3) ระบบปฏิบัติการเกษตรที่ดี (GAP) และ (4) การ ควบคุมคุณภาพสินคา คาของตัวแปร SPS ถูกกําหนดใหมีคาตั้งแต 0 ถึง 7 โดยที่ 0 แสดงระดับความเขมงวด ต่ําสุด และ 7 แสดงระดับความเขมงวดสูงสุด ผลการศึกษาสําคัญ พบวา ความเขมงวดของมาตรการ SPS ทํา ใหการสงออกผลไมของชิลีลดลงโดยเฉพาะในประเทศพัฒนาแลว อยางไรก็ตาม เมื่อพิจารณาองคประกอบยอย ของมาตรการ SPS พบวา มาตรฐานสุขอนามัยพืชและการกําหนดปริมาณสารพิษตกคางสูงสุดทําใหมูลคาการ สงออกผลไมลดลงคอนขางมาก ในขณะที่มาตรการเกี่ยวกับระบบปฏิบัติการเกษตรที่ดี (GAP) กลับทําใหการ สงออกขยายตัว ดังนั้น ผลการศึกษาสวนหนึ่งสนับสนุนสมมติฐานที่วา การกําหนดมาตรฐานมีสวนกระตุนให มูลคาการสงออกผลไมเพิ่มขึ้น (Standards as catalyst) Peterson et al. (2013) สรางฐานขอมูลพาแนลเพื่อประเมินผลกระทบจากมาตรการดาน สุขอนามัยของประเทศสหรัฐอเมริกาตอการนําเขาผักและผลไมสดจากตางประเทศ คอรบคลุมสินคา 47 รายการจาก 89 ประเทศในชวงเวลา 1996-2008 ผูวิจัยสรางตัวแปรดัมมี่แสดงมาตรการ SPS สําหรับสินคาแต ละรายการจําแนกเปน 5 กลุม ไดแก (1) การใชสารรมควัน (Methyl bromide treatment) (2) การใชน้ํา (3) การใชความรอน (4) การใชความเย็น และ (5) การใชสารรมควันและความเย็น แบบจําลองแรงดึงดูดถูก ประมาณคาโดยการวิเคราะหสมการถดถอยแบบ Poisson เพื่อแกปญหาที่มูลคาการนําเขาของสินคาบาง รายการเปนศูนย ผลการศึกษา พบวา มาตรการ SPS ทําใหการนําเขาผักและผลไมสดจากตางประเทศลดลง อยางมีนัยสําคัญ อยางไรก็ตาม ยังพบวา ผลกระทบตอมูลคาการนําเขาจะลดลงหากประเทศสงออกมีปริมาณ สงออกสะสมมากขึ้นจนถึงระดับหนึ่ง ประเทศที่สงออกผักและผลไมไปสหรัฐอเมริกาในสัดสวนที่สูงสามารถ ปรับตัวตอกฎระเบียบใหมไดเปนอยางดีทําใหมาตรการ SPS เปนผลดีตอการสงออก ในขณะที่ Grant, Peterson, and Ramniceanu (2015) ประยุกตแบบจําลองของ Peterson et al. (2013) เพื่อศึกษา ผลกระทบจากมาตรการ SPS ของประเทศคูคาตอการสงออกผักและผลไมสดของสหรัฐอเมริกา กลุมตัวอยางที่ ใชประกอบดวย ประเทศคูคา 149 ประเทศ สินคาผักและผลไม 9 รายการครอบคลุมป1999-2009 ตัวแปร SPS ที่ใชเนนเฉพาะสุขอนามัยพืชเปนหลัก ผลการศึกษาใกลเคียงกับ Peterson et al. (2013) ที่พบวา มาตรการ SPS ทําใหการสงออกผักและผลไมสดของสหรัฐอเมริกาลดลงแตผลกระทบจะลดลงเมื่อปริมาณการ สงออกสะสมของสหรัฐฯในประเทศนั้นเพิ่มขึ้น กลาวโดยสรุป มาตรการการคาดานสุขอนามัยมีอิทธิพลกําหนดรูปแบบการคาระหวางประเทศ งานวิจัยเชิงประจักษมีทั้งการศึกษาภาพรวมการคาและการศึกษาเฉพาะรายสาขาการผลิต สินคาเกษตรเปน สาขาที่มีความออนไหวตอมาตรการ SPS คอนขางมาก ประเทศกําลังพัฒนามีแนวโนมไดรับผลกระทบจากการ ใชมาตรการ SPS เปนรูปแบบหนึ่งของการกีดกันการคา อยางไรก็ตาม มีหลักฐานทางวิชาการสวนหนึ่ง สนับสนุนสมมติฐานที่วา ความเขมงวดและความสอดคลองกันของมาตรการการคามีสวนสนับสนุนการคา ระหวางประเทศ ทักษะและประสบการณการสงออกที่เพิ่มขึ้นสามารถลดผลกระทบเชิงลบจากมาตรการ SPS ได

47 3.4.2 งานวิจัยที่ทําการศึกษาในประเทศจีน การศึกษาเชิงประจักษถึงผลกระทบของมาตรการ SPS ตอการคาของประเทศจีนปรากฏในงานของ Chen, Yang and Findley (2008) Wei, Huang, and Yang (2012) Wood et al. (2017) และ Gibson and Wang (2018) อยางไรก็ตาม เฉพาะผลการศึกษาของ Wood et al. (2017) และ Gibson and Wang (2018) ที่พบวา มาตรการ SPS มีสวนทําใหมูลคาการสงออกของประเทศจีนเพิ่มขึ้น หลังจากประเทศจีนเขาเปนสมาชิกองคการการคาโลก (WTO) เมื่อป 2544 การสงออกสินคาเกษตร ของจีนไดรับผลกระทบจากมาตรการการคาเกี่ยวกับความปลอดภัยอาหารของประเทศพัฒนาแลว Chen, Yang, and Findlay (2008) ทําการวิเคราะหสมการถดถอยเพื่อตรวจสอบผลกระทบจากการกําหนดมาตรฐาน ปริมาณสารพิษตกคางสูงสุด (Maximum residue limit: MRL) ของประเทศคูคาสําคัญ (อาทิ สหรัฐอเมริกา ญี่ปุน สหภาพยุโรป และประเทศอื่น ๆ รวมประเทศไทยดวย) ตอการสงออกผักและผลิตภัณฑจากสัตวน้ําของ จีน ผลการศึกษา พบวา การสงออกผัก (พิกัดศุลกากร HS 07) ประเมินจากปริมาณวัตถุมีพิษทางการเกษตร คลอรไพริฟอส (Chlorpyrifos) และผลิตภัณฑจากสัตวน้ํา (พิกัดศุลกากร HS 03) ประเมินจากปริมาณการใช ยาปฏิชีวนะออกซิเตตราไซคลีน (Oxytetracycline) ของประเทศจีนลดลงและผลกระทบที่เกิดขึ้นมีมูลคา ความเสียหายมากกวาการเก็บภาษีนําเขา ผูวิจัยประมาณคาสมการแรงดึงดูดโดยใชขอมูลชวงป 1992-2004 แบบจําลองเชิงประจักษที่ใชปรับจาก Anderson and van Wincoop (2003) โดยใชชุดตัวแปรดัมมี่แทน ประเทศนําเขาเพื่อควบคุมความแตกตางของอุปสรรคการคาของแตละประเทศ ผลการศึกษายังพบวา เมื่อ กําหนดปริมาณสารพิษตกคางสูงสุดลดลง (เขมงวดมากขึ้น) ทําใหการสงออกผักลดลงรอยละ 2.8 อยางมี นัยสําคัญ โดยผักโขมเปนสินคาที่ไดรับผลกระทบมากสุดลดลงถึงรอยละ 10 สอดคลองกับการสงออก ผลิตภัณฑจากสัตวน้ําที่ลดลงรอยละ 2.7 เชนกัน นอกจากนั้น เมื่อนําคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปร SPS มา ประมาณการเปลี่ยนแปลงมูลคาการสงออกของจีนโดยมีขอสมมติเพิ่มเติมวาประเทศนําเขาเปลี่ยนมาใชเกณฑ มาตรฐานของ CODEX พบวา มูลคาการสงออกของจีนจะเพิ่มขึ้นโดยเฉพาะในประเทศญี่ปุนและกลุมสหภาพ ยุโรป ผลการศึกษาสอดคลองกับงานของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) และ Gebrehiwet, Ngqangweni, and Kirsten (2007) ที่ประเด็นดานความปลอดภัยอาหารและสุขอนามัยทําใหการสงออก สินคาเกษตรของประเทศกําลังพัฒนาลดลง ผลวิจัยทั้งสามการศึกษาสนับสนุนสมมติฐานที่วาการกําหนด มาตรฐานเปนอุปสรรคตอการคา (Standards as barriers) อยางไรก็ตาม การศึกษาของ Gibson and Wang (2018) กลับพบวา มาตรการ SPS สงผลดีตอการ สงออกผักและผลไมของประเทศจีน ผูวิจัยประเมินผลกระทบของมาตรการ SPS ตอการสงออกผักและผลไม ของประเทศจีนและบทบาทการเปนตัวกลางการคา (Trade intermediaries) หลังจากประเทศจีนเปนสมาชิก องคการการคาโลก โดยใชขอมูลการคาระหวางป 2000-2006 ผูวิจัยพัฒนาแบบจําลองโดยมีขอสมมติสําคัญวา มาตรการ SPS อาจไมไดเปนอุปสรรคการคาแตสามารถเปนตัวกระตุนใหมีการคามากขึ้นจากการที่ผูผลิต พยายามพัฒนาคุณภาพสินคาสงออกทําใหเปนที่ตองการของตลาด ราคาสินคาสงออกที่เพิ่มขึ้นมาพรอมกับ คุณภาพและความปลอดภัยที่มากขึ้นเชนกัน โดยภาพรวม มาตรการ SPS ที่รายงานตอองคการการคาโลก (WTO) ของทุกประเทศสมาชิกเพิ่มขึ้นประมาณ 3 เทาตัวจาก 271 เปน 1,100 มาตรการในชวงที่ทําการศึกษา

48 ในจํานวนนี้เกือบครึ่งเปนมาตรการ SPS ของสาขาผักและผลไม การประมาณคาสมการแรงดึงดูดกําหนดใหตัว แปรตามคือมูลคาการสงออกผักและผลไมและใชจํานวนมาตรการ SPS ของประเทศคูคาเปนหนึ่งในตัวแปร อธิบาย ผลการศึกษาสําคัญ พบวา สัมประสิทธิ์ของจํานวนมาตรการ SPS มีคาบวกและมีนัยสําคัญทางสถิติ แสดงวามาตรการ SPS ชวยสนับสนุนการสงออกผักและผลไมของจีนแทนที่จะเปนอุปสรรคทางการคาตามที่ ปรากฏในงานของ Chen, Yang, and Findlay (2008) สวนหนึ่งเปนเพราะมาตรการ SPS ของประเทศคูคา ผลักดันใหประเทศจีนยกระดับคุณภาพสินคาสงออกใหไดมาตรฐานที่กําหนดซึ่งเปนการสงสัญญาณวาสินคามี คุณภาพทําใหความตองการผักและผลไมจากประเทศจีนเพิ่มขึ้นโดยลําดับ นอกจากนั้น หลังการเปนสมาชิก องคการการคาโลก (WTO) อุปสรรคทางการคาปรับลดลงเปนประโยชนตอการสงออกรวมของประเทศจีนทํา ใหเกิดการประหยัดตอขนาด (Economies of scale) รูปแบบการสงออกผักและผลไมจึงเปลี่ยนไป กลาวคือ เนนการสงออกสินคาโดยตรงมากขึ้นแทนที่จะเปนตัวกลางการคาเหมือนในอดีต การศึกษาผลกระทบจากมาตรการ SPS ตอการสงออกเฉพาะสินคาของประเทศจีนยังปรากฏในงาน ของ Wei, Huang, and Yang (2012) ในฐานะที่ประเทศจีนเปนผูผลิตและสงออกชารายใหญของโลก มาตรการ SPS ที่ควบคุมปริมาณสารพิษตกคางสูงสุด (MRL) ของประเทศคูคาสําคัญ 31 ประเทศโดยมีสัดสวน รวมมากกวารอยละ 90 ของการสงออกใบชาของจีน สงผลใหมูลคาการสงออกใบชาของจีนลดลงอยางมี นัยสําคัญ แมวาอัตราภาษีนําเขาใบชาจากประเทศจีนลดลงจากรอยละ 9 เหลือรอยละ 6 ระหวางป 1996- 2009 แตจํานวนมาตรการ SPS ที่บังคับใชกับใบชากลับเพิ่มขึ้นอยางเห็นไดชัดในชวงเวลาเดียวกัน สารกําจัด ศัตรูพืชที่พิจารณาประกอบดวย เอนโดซัลแฟน (Endosulfan) เฟนวาเลอเรต (Fenvalerate) และฟลูไซทริ เนต (Flucythrinate) การกําหนดตัวแปร SPS เหมือนกับงานของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) และ Chen, Yang, and Findlay (2008) นอกจากนั้น ผูวิจัยยังเพิ่มตัวแปรดัมมี่แทนประเทศและชวงเวลา แสดงการเปลี่ยนแปลงมาตรการ SPS ใน 4 ประเทศ คือ กลุมสหภาพยุโรป ญี่ปุน เกาหลีใต และศรีลังกา ผล การศึกษา พบวา การเก็บภาษีนําเขาและมาตรการจํากัดสารพิษตกคางทําใหการสงออกใบชาของจีนลดลง คอนขางมากยกเวนสารฟลูไซทริเนต (Flucythrinate) ที่ไมมีนัยสําคัญทางสถิติ สวนหนึ่งอาจเปนเพราะเกณฑ ของประเทศนําเขาสําหรับสารดังกลาวแทบไมแตกตางกันในชวงที่ทําการศึกษา ในขณะที่รายไดประชาชาติ ของประเทศนําเขามีความสัมพันธทางบวกกับการนําเขาใบชาจากประเทศจีน วิธีการประมาณคาที่ใชคือ Pooled OLS และ Fixed effects นัยยะเชิงนโยบายคือ มาตรฐานของประเทศนําเขามีความแตกตางกัน พอสมควรและยังมีแนวโนมเขมงวดมากขึ้น ดังนั้น ประเทศจีนและประเทศกําลังพัฒนาอื่นในฐานะผูสงออก สินคาเกษตรจําเปนตองปรับตัวในการยกระดับสินคาใหไดตามมาตรฐานความปลอดภัยอาหารของประเทศ พัฒนาแลว Wood et al. (2017) ศึกษาผลกระทบจากมาตรการ SPS ของประเทศจีนหลังการเปนสมาชิก องคการการคาโลก (WTO) ตอการสงออกสินคาเกษตรจากประเทศคูคาสําคัญ ไดแก นิวซีแลนด เกาหลีใต ญี่ปุน และสหรัฐเมริกา ขอมูลที่ใชเปนสถิติการคาของสินคาพิกัดศุลกากร HS01-24 ชวงป 2002-2014 ตัวแปร SPS ที่ใชคืออัตราสวนความครอบคลุม (Coverage ratio) ประเมินจากมูลคาการนําเขาที่ไดรับผลกระทบจาก มาตรการ SPS และดัชนีความถี่ (Frequency index) ประเมินจากจํานวนสินคาในหมวดยอยที่ไดรับ

49 ผลกระทบ หากคาสัมประสิทธิ์มีคาเปนลบ แสดงวา ความเขมงวดมาตรการ SPS สงผลใหการสงออกสินคา เกษตรของประเทศคูคามาจีนลดลง ในชวงที่ทําการศึกษาความเขมงวดของมาตรการ SPS ประเทศจีนเพิ่มขึ้น โดยลําดับและมีความเปนไปไดวาประเทศจีนอาจใชมาตรการ SPS เปนรูปแบบหนึ่งของการคุมครองทาง การคา ผูวิจัยประมาณคาแบบจําลองแรงดึงดูดโดยวิธี Pseudo Poisson Maximum Likelihood (PPML) เพื่อแกปญหาที่มูลคาการนําเขาสินคาบางรายการเทากับศูนย ผลการศึกษาสําคัญ พบวา ภาษีนําเขาสินคา เกษตรของประเทศจีนทําใหมูลคาการนําเขาลดลงอยางมีนัยสําคัญ ในขณะที่คาสัมประสิทธิ์ของตัวแปร SPS มี คาเปนลบตามที่คาดการณไวแตไมมีนัยสําคัญทางสถิติเมื่อใชขอมูลทั้ง 4 ประเทศ อยางไรก็ตาม การประเมิน การคาแบบทวิภาคีกลับพบวา มาตรการ SPS ของจีนทําใหการสงออกสินคาเกษตรจากเกาหลีใตเพิ่มขึ้นอยางมี นัยสําคัญแสดงถึงความเปนไปไดที่ความเขมงวดของมาตรการสุขอนามัยมีสวนสงเสริมการคาสินคาเกษตร 3.4.3 งานวิจัยเชิงประจักษในประเทศไทย งานวิจัยและเอกสารที่เกี่ยวของในประเด็นการสงออกผลไมไทยในตลาดจีนหรือประเทศในอาเซียน ปรากฏในการศึกษาของ ศูนยวิจัยเศรษฐศาสตรประยุกต มหาวิทยาลัยเกษตรศาสตร (2555) และศิรดา ศิริ เบญจพฤกษ (2561) สุเทพ นิ่มสายและคณะ (2555) นงนุช อังยุรีกุลและสายทิพย โสรัตน(2558) และอารยา สุนทรวิภาต และคณะ (2556) ศิรดา ศิริเบญจพฤกษ (2561) วิเคราะหโอกาสและความทาทายของสถานการณการสงออกทุเรียน ไทยไปประเทศจีน ความตองการจากประเทศจีนทําใหราคารับซื้อเพิ่มขึ้นเกษตรกรมีรายไดมากขึ้น การสงออก สวนใหญจะผานประเทศเวียดนามเพราะไดรับสิทธิประโยชนทางภาษี ภาษีมูลคาเพิ่มการสงออกผักและผลไม จากเวียดนามไปจีนอยูที่รอยละ 5 ในขณะที่การสงออกจากไทยไปจีนอยูที่รอยละ 13 ทําใหผูสงออกไทยลด ตนทุนการคาโดยการสงออกผานเวียดนาม อยางไรก็ตาม การเขามาของผูประกอบการจีนในธุรกิจคัดบรรจุ ผลไมไทยอาจทําใหโครงสรางการสงออกผลไมไดรับผลกระทบจากการแทรกแซงราคารับซื้อและการแยงสวน แบงรายไดกับธุรกิจสงออกของไทย ศูนยวิจัยเศรษฐศาสตรประยุกต มหาวิทยาลัยเกษตรศาสตร (2555) ศึกษาการขยายตลาดผลไมไทย ในประเทศจีนเมื่อเปดเขตการคาเสรีไทย-จีน ผลการศึกษา พบวา ชองทางการขนสงผลไมสวนใหญเปนทางบก เพราะมีตนทุนการขนสงต่ําสุด ผลไมสงออกตองผานการับรองจากกรมวิชาการเกษตรและตองมีใบรับรอง ปลอดศัตรูพืชตามหลักเกณฑของสํานักงาน AQSIQ ประเทศจีน ผลไมไทยเปนสินคาฟุมเฟอยสําหรับผูบริโภค ชาวจีนประเมินจากคาความยืดหยุนอุปสงคตอรายได ดังนั้น การที่เศรษฐกิจจีนเติบโตตอเนื่องจะทําใหการ สงออกผลไมจากไทยเพิ่มขึ้น อยางไรก็ดี ความตองการของผูบริโภคชาวจีนคอนขางออนไหวกับการ เปลี่ยนแปลงราคา กลาวคือ หากราคาเพิ่มขึ้นเล็กนอย ความตองการผลไมไทยจะลดลงไปมากและอาจเปน โอกาสใหสินคาคูแขงจากประเทศเพื่อนบานเขามาดึงสวนแบงในประเทศจีน ตลาดผลไมในประเทศจีนมีความ หลากหลายทั้งตลาดสินคาเกรดพรีเมี่ยมราคาสูงและตลาดผลไมสดคุณภาพปานกลางโดยแนวโนมตลาดผลไม คุณภาพยังมีโอกาสอีกมาก ในขณะที่ตลาดระดับกลางและลางมีการแขงขันสูงกับสินคาจากประเทศเพื่อนบาน

50 หวงโซอุปทานของผลไมไทยไดรับผลกระทบจากการขยายตัวของทุนตางชาติ มังคุดและทุเรียนเปน ผลไมที่ไดรับผลกระทบคอนขางมากเพราะการผลิตสวนใหญสงออกไปตางประเทศ (สุเทพ นิ่มสายและคณะ, 2555; นงนุช อังยุรีกุลและสายทิพย โสรัตน; 2558) และคาดการณวาในอนาคตอันใกล ทุนตางชาติจะสามารถ ควบคุมธุรกิจการสงออกผลไมไทยในระดับสูง ( อารยา สุนทรวิภาต และคณะ, 2556) ตลาดรับซื้อสวนใหญ เปนประเทศจีนและประเทศเพื่อนบานในอาเซียน ผลไมไทยอยางทุเรียนและมังคุดเปนสินคาที่มีศักยภาพการ สงออกสูง อยางไรก็ตาม ผลผลิตสวนใหญยังมีปญหาเรื่องคุณภาพและความปลอดภัยตามมาตรฐานสากล งานวิจัยสวนใหญเสนอแนะใหภาครัฐใหความสําคัญกับการวางระบบปฏิบัติการเกษตรที่ดี (GAPs) เพื่อเพิ่ม คุณภาพและพัฒนาระบบตรวจสอบยอนกลับในการสรางความมั่นใจใหกับผูบริโภคในตางประเทศ (อารยา สุนทรวิภาต และคณะ, 2556; อนันต มุงวัฒนา และคณะ, 2556) นงนุช อังยุรีกุลและสายทิพย โสรัตน (2558) ศึกษาโซอุปทานการผลิตลําไยและทุเรียนภายใตการ เปดการคาเสรีในกลุมประเทศอาเซียน พบวา ทุนตางชาติโดยเฉพาะจากประเทศจีนมีบทบาทในการรวบรวม และกระจายสินคาเพิ่มมากขึ้น ในขณะที่ยังไมมีระบบการควบคุมการทําธุรกิจของผูประกอบการตางชาติ นอกจากนั้น อุปสรรคระดับตนน้ํา คือ สินคาสวนใหญจะไมไดมาตรฐาน ผูผลิตสวนใหญยังไมเขารวมระบบการ ปฏิบัติทางเกษตรที่ดี (GAPs) ทําใหขายผลผลิตไมไดราคา ในขณะที่การศึกษาของสุเทพ นิ่มสายและคณะ (2555) เนนเฉพาะการนําเขาและสงออกผลไมใน 3 ประเทศ คือ ไทย พมา และลาว ผลไมเศรษฐกิจที่ ทําการศึกษาประกอบดวย ทุเรียน มังคุด เงาะ และกลวยไข ผลการศึกษา พบวา การแทรกแซงราคาของพอคา ตางชาติเปนหนึ่งในอุปสรรคสําคัญของการคาระหวางประเทศ งานของอนันต มุงวัฒนา และคณะ (2556) ศึกษาการเพิ่มศักยภาพการสงออกผลไมเศรษฐกิจของ ไทย ผลการศึกษาสําคัญ พบวา การผลิตยังมีปญหาคุณภาพไมสม่ําเสมอและขาดระบบการตรวจสอบยอนกลับ ผลผลิตมีความสูญเสียในหวงโซอุปทานมากกวารอยละ 30 สอดคลองกับผลการศึกษาของ อารยา สุนทรวิภาต และคณะ (2556) เกี่ยวกับการตลาดและความสามารถในการแขงขันผลไมไทยในประเทศกัมพูชาและเวียดนาม พบวา การสงออกผลไมไทยในประเทศเพื่อนบานยังมีศักยภาพการขยายตัว การที่รายไดครัวเรือนในประเทศคู คาปรับเพิ่มขึ้นจากการคาและลงทุนในกลุมอาเซียนทําใหมีความตองการผลไมคุณภาพจากไทยมากขึ้น นอกจากนั้น ยังพบวา ระบบตลาดผลไมไทยถูกแทรกแซงจากทุนตางชาติไดมากขึ้น การยกระดับคุณภาพสินคา เปนมาตรการที่ควรสงเสริมในการเพิ่มมูลคาผลผลิตและชวยสรางรายไดใหกับเกษตรกร จากการตรวจสอบขอมูลกับสื่อมวลชนและเวทีเสวนา พบวา การคาระหวางประเทศทําใหเกษตรกร มีรายไดมากขึ้นเพราะผลผลิตสวนใหญเปนเพื่อการสงออก การเขามาของทุนตางชาติสามารถลดปญหาราคา ตกต่ําไดในระยะสั้น อยางไรก็ดี จากขอเท็จจริงที่ปรากฏสะทอนถึงปญหาการควบคุมตลาดของผูประกอบการ ชาวจีนโดยเฉพาะในชวง 3-4 ปที่ผานมา เปนความสุมเสี่ยงตออุตสาหกรรมการสงออกผลไมไทยหลายชนิด เชน การสงออกทุเรียนออนไปประเทศจีนทําใหผลไมไทยขาดความนาเชื่อถือและใชเปนเหตุผลในการกดราคา รับซื้อจากเกษตรกร หรือ การหยุดรับซื้อผลไม 2-3 วัน สงผลใหราคาตลาดลดลงมาก ในขณะเดียวกัน จะมี ตัวแทนไปรับซื้อผลผลิตจากเกษตรกรแบบเหมาสวนในราคาต่ํา (นิศานาถ กังวาลวงศ(2560, มีนาคม 14); ประชาชาติธุรกิจ (2561, พฤษภาคม 21)) มาตรการแกปญหาที่ไดรับความสนใจในระดับจังหวัดและหนวยงาน

51 ดานนโยบายคือ การยกระดับมาตรฐานผลไมเศรษฐกิจหลักเพื่อสรางมูลคาเพิ่มและความปลอดภัยใหกับ ผูบริโภคใหเปนสินคาเกรดพรีเมี่ยมเพราะในปจจุบันประเทศเพื่อนบานอยางเวียดนามและอินโดนีเซียเปนคูแขง สําคัญโดยเนนการแขงขันดานราคาแตคุณภาพผลผลิตยังไมดีนัก (ประชาชาติธุรกิจ (2560, สิงหาคม 18); ประชาชาติธุรกิจ (2561, เมษายน 12)) การปลอมปนผลไมสงออกจากประเทศที่สามสรางผลกระทบตอธุรกิจการสงออกผลไมไทยในตลาด จีน กองพัฒนาระบบและรับรองมาตรฐานสินคาพืช กรมวิชาการเกษตร (2562) รายงานสถานการณการ ตรวจสอบยอนกลับสินคาผลไมของเวียดนามไปจีนถึงปญหาการสวมสิทธิผลไมไทยเปนผลไมเวียดนามกอน สงออกไปประเทศจีน โดยเฉพาะทุเรียน ลําไยและขนุนโดยไดรับสิทธิประโยชนทางภาษีของการคาชายแดน อยางไรก็ตาม สถานการณขางตนทําใหความเสี่ยงของการเกิดโรคศัตรูพืชเพิ่มมากขึ้นและหนวยงานภาครัฐที่ กํากับดูแลสุขอนามัยตองทํางานหนักขึ้น และมีความเปนไปไดที่ประเทศจีนในฐานะผูซื้อรายใหญอาจบังคับใช มาตรการสุขอนามัยที่มีความเขมงวดทําใหการสงออกผลไมไทยไปจีนอาจไมราบรื่นนัก กลาวโดยภาพรวม งานวิจัยในประเทศไทยสวนใหญเปนการศึกษาสถานการณการสงออกผลไมไทย ในตลาดประเทศจีนและอื่น ๆ ผลการศึกษาเปนไปในทิศทางเดียวกันวา การสรางมาตรฐานและการยกระดับ คุณภาพสินคาเปนเรื่องสําคัญและจีนยังเปนตลาดสงออกหลักของผลไมเขตรอนจากประเทศไทย อยางไรก็ดี การศึกษาเชิงปริมาณเพื่อประเมินผลทางการคาจากมาตรการ SPS ของประเทศจีนตอการสงออกผลไมไทยยัง มีอยูจํากัด การศึกษาวิจัยอยางเปนระบบในประเด็นดังกลาวจะเปนประโยชนเชิงวิชาการและการกําหนด นโยบายเพื่อสรางรายไดจากการสงออกผลไมรวมทั้งเปนขอมูลพื้นฐานใหกับหนวยงานภาครัฐใชประกอบการ เจรจาการคาสินคาเกษตร

53 บทที่ 4 วิธีการศึกษา เนื้อหาในบทนี้เปนการนําเสนอวิธีการศึกษาโดยแบงเปน 3 สวน สวนแรกกลาวถึงแบบจําลองเชิง ประจักษที่ใชในการศึกษาโดยมีพื้นฐานจากแบบจําลองแรงดึงดูดระดับสินคา รวมทั้งการคาดการณ เครื่องหมายของตัวแปรโดยอาศัยหลักทฤษฎีการคาระหวางประเทศและผลการวิจัยเชิงประจักษที่ผานมา สวน ที่สองอธิบายการกําหนดตัวแปรและแหลงขอมูลเพื่อนํามาสรางฐานขอมูลพาแนลที่ใชวิเคราะหผลเชิงปริมาณ จากมาตรการ SPS ของประเทศจีนตอการสงออกผลไมไทย กลุมตัวอยางประกอบดวยผลไม 17 ชนิด ในป 2543-2561 สวนสุดทายกลาวถึงวิธีการทางเศรษฐมิติที่ใช เริ่มจากการเลือกแบบจําลองประมาณคาที่ เหมาะสม วิธีการทดสอบลักษณะขอมูลพาแนล และการตรวจสอบปญหาทางเศรษฐมิติที่อาจเกิดขึ้นจากการ ประมาณคาสมการหลัก 4.1 แบบจําลองเชิงประจักษ การศึกษานี้จะประยุกตแบบจําลองแรงดึงดูดระดับสินคาของ Anderson and van Wincoop (2003) เพื่อตรวจสอบผลทางการคาจากมาตรการ SPS ของประเทศจีนตอการสงออกผลไมไทย ประเทศจีน เปนตลาดสงออกใหญที่สุด ดังนั้น การเปลี่ยนแปลงนโยบายการคาของจีนยอมสงผลกระทบตอธุรกิจการ สงออกผลไมไทยโดยเฉพาะเกษตรกรที่เปนผูผลิตตนน้ํา ยอนกลับไปที่สมการ (3-9) ที่เปนสมการพื้นฐานของ แบบจําลองแรงดึงดูดในระดับสินคา (ชนิดผลไม) ln�Vij k� = ln(αij k) + (1 − σk)�γ0 k + γ1 k ln�Distanceij k� + γ2 k ln�nspsij k�� +β ln�gdppcj� + φln(Qi k) − ln�Ωi k� − (1 − σk)ln(∏j k) (3-9) ผูวิจัยอาศัยแนวทางการกําหนดตัวแปรและการเขาถึงแหลงขอมูลจากการทบทวนงานวิจัยที่ เกี่ยวของ แบบจําลองแรงดึงดูดเชิงประจักษสําหรับประเมินผลกระทบจากมาตรการ SPS ของประทศจีนตอ การสงออกผลไมไทยอยูในรูปแบบลอการิทึม ตัวแปรตามคือมูลคาสงออกแทจริง ตัวแปรอธิบายสามารถ จําแนกได 3 กลุม คือ (1) ตัวแปรกําหนดอุปสงค ไดแก รายไดประเทศจีน ราคาผลไม อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง (2) ตัวแปรดานอุปทาน ไดแก อุปทานรวมผลไมไทย ตนทุนคาขนสง และ (3) ตัวแปรนโยบาย ไดแก จํานวน มาตรการ SPS รายสินคาและการจัดตั้งเขตการคาเสรีไทยกับจีน เมื่อตรวจสอบงานวิจัยที่เกี่ยวของในบทที่ผาน มา พบวา การศึกษาสวนใหญใชชุดของตัวแปรดัมมี่เพื่อควบคุมประเภทสินคา ประเทศสงออกและนําเขา และ ชวงเวลา เนื่องจากการศึกษาครั้งนี้จํากัดเฉพาะการสงออกผลไมไทยในตลาดประเทศจีนเทานั้น ดังนั้น ปจจัย เฉพาะที่ควบคุมจึงมีเฉพาะประเภทผลไม (αm) ไดแก ผลไมสด ผลไมแชแข็ง ผลไมแหง และผลไมอื่น โดยที่

54 m = 1, 2, 3, 4 และชวงเวลา (αt) เทานั้นเพื่อลดปญหา Omitted variable bias ที่อาจเกิดขึ้นจากการ ประมาณคา สมการเชิงประจักษที่ใชสามารถเขียนแสดงได ดังนี้ log(expkt) = αm + αt + β1 log(prod_THt) + β2 log(gdppct) + β3 log(pkt) + β4 log(fxt) + β5 log(p_oilt) + β6FTAt + β7 log�nspsk,t−1� + εkt (4-1) โดยที่ expkt มูลคาการสงออกผลไมชนิด k ในปที่ t k = 1, 2, 3, … , 17 prod_THt ปริมาณการผลิตผลไมของประเทศไทยในปที่ t gdppct ผลิตภัณฑมวลรวมแทจริงประเทศจีนตอหัวในปที่ t pkt ราคาเฉลี่ยตอกิโลกรัมของผลไมชนิด k ในปที่ t fxt อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง (บาทตอหยวน) ในปที่ t p_oilt ราคาเฉลี่ยน้ํามันดิบในตลาดโลก (เหรียญสหรัฐฯ ตอบารเรล) ในปที่ t nspsk,t−1 จํานวนมาตรการ SPS ของประเทศจีนที่รายงานตอองคการการคาโลกสําหรับ ผลไมชนิด k ในปที่ t − 1 FTAt ตัวแปรดัมมี่แทนเขตการคาเสรีระหวางไทยกับจีน เทากับ 1 ตั้งแตป 2548 เปน ตนมา และเทากับ 0 สําหรับชวงเวลากอนหนานั้น εkt คาความคลาดเคลื่อน (Error terms) สําหรับตัวแปรแสดงมาตรการ SPS ผูวิจัยกําหนดใหมีความลาชา 1 ชวงเวลา (nspsk,t−1) ดวย เหตุผลที่วาการตัดสินใจของผูสงออกไทยจะพิจารณามาตรการ SPS ที่ผานมาของตลาดสงออกแตละแหง หาก ประเทศนําเขาใดมีการบังคับใชมาตรการที่เขมงวด ผูสงออกอาจเลือกสงออกสินคาไปยังประเทศอื่นที่ใช มาตรการ SPS ผอนคลายกวา สําหรับการสงออกผลไมไทยที่ไมไดรับผลกระทบจากมาตรการ SPS มีเฉพาะป 2543 และ 2544 เปนชวงเวลากอนที่ประเทศจีนจะเริ่มบังคับใชมาตรการ SPS (เริ่มป2545) กับผลไมนําเขา จากตางประเทศ ผูวิจัยกําหนดใหคาลอการิทึมของมาตรการ SPS เทากับศูนยในลักษณะเดียวกันกับงานของ Arita, Mitchell, and Beckman (2015) ในทางทฤษฎีมาตรการ SPS อาจเปนรูปแบบหนึ่งของอุปสรรคทาง การคาระหวางประเทศในปจจุบันที่การเก็บภาษีศุลกากรมีความสําคัญนอยลง อยาไรก็ตาม มาตรการ SPS อาจมีสวนสรางมูลคาการคาเพราะเมื่อผูสงออกสามารถปรับปรุงสินคาใหไดตามมาตรฐานของประเทศนําเขา สินคาจะเปนที่ยอมรับของผูบริโภคตางประเทศโดยเฉพาะในประเทศนําเขารายไดสูงที่ผูบริโภคใหความสําคัญ กับความปลอดภัยอาหารอยางมาก อยางไรก็ดี ตัวแปรดานภูมิศาสตร เชน ระยะทาง การมีพรมแดนติดกัน ไม เปลี่ยนแปลงตามชวงเวลา ดังนั้น ผูวิจัยใชราคาน้ํามันดิบเฉลี่ยเปนตัวแปรควบคุมสําหรับตนทุนการคาระหวาง สองประเทศ ตัวแปรอธิบายอื่น ๆ ประกอบดวย รายไดประชาชาติของประเทศจีน อุปทานรวมการผลิตผลไม

55 ไทยซึ่งนาจะเปนตัวแปรที่แสดงถึงความสามารถในการสงออกของไทยไดดีกวาการใชรายไดประชาชาติของไทย ราคาผลไม อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง ตัวแปรดัมมี่แสดงการมีขอตกลงการคาเสรีระหวางไทยกับจีน การคาดการณเครื่องหมายสัมประสิทธิ์ของตัวแปรอธิบาย แบบจําลองทางทฤษฎีที่นําเสนอไปในบทที่ 3 สามารถนํามาการคาดการณเครื่องหมายและนัยสําคัญ ของตัวแปรอธิบายไดระดับหนึ่ง ภาวะเศรษฐกิจของประเทศนําเขาประมวลจากรายไดประชาชาติหรือจํานวน ประชากรนาจะเปนผลบวกตอประเทศสงออก ตัวแปรดานราคา ประกอบดวย ราคาสินคา อัตราแลกเปลี่ยน เงินตรา มีสวนในการอธิบายการคาระหวางประเทศ ในขณะที่ปจจัยที่เปนอุปสรรคทางการคาอยางตนทุนคา ขนสงนาจะทําใหมูลคาการสงออกลดลง จากการตรวจสอบงานวิจัยเชิงประจักษที่ผานมา ความสัมพันธของตัว แปรอธิบายกับมูลคาการคาสงออกมีรายละเอียด ดังนี้ 1.) คาสัมประสิทธิ์ของผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน (β1) จะมีคาบวกเนื่องจากเปนการ แสดงถึงกําลังซื้อของผูบริโภคชาวจีนตอผลไมจากประเทศไทย และที่นาสนใจคือ เมื่อสมการที่ใชอยูในรูปแบบ double-log คาสัมประสิทธิ์ที่ไดหมายถึงความยืดหยุนของรายจาย (Expenditure elasticity) ในทางทฤษฎี หากคาสัมประสิทธิ์ β1 มีคามากกวา 1 หมายถึงผลไมไทยจัดเปนสินคาหรูหรา (Luxury good) สะทอนวา การสงออกผลไมไทยมีแนวโนมขยายตัวมากกวาการเพิ่มขึ้นของรายไดประชาชาติของจีน ในทางกลับกันหาก คาสัมประสิทธิ์นอยกวา 1 หรือสินคาจําเปน (Necessity good) กลาวคือ การสงออกผลไมไทยในประเทศจีนมี การขยายตัวนอยกวาการเพิ่มขึ้นของรายได สมมติฐานของการศึกษาครั้งนี้คือผลไมไทยอาจเปนสินคาหรูหรา สําหรับผูบริโภคชาวจีน อยางไรก็ตาม หากคาสัมประสิทธิ์ β1 มีคาเปนลบ แสดงวาผลไมจากประเทศไทยเปน สินคาดอยในทัศนะของผูบริโภคชาวจีน ผูวิจัยคาดวามีความเปนไปไดนอยมาก 2.) คาสัมประสิทธิ์ของอุปทานการผลิตผลไมของประเทศไทย (β2) จะมีคาเปนบวกเนื่องจากหากป ใดประเทศไทยมีการปลูกผลไมจํานวนมากมีแนวโนมที่จะสงออกไปตางประเทศมากขึ้น จากการตรวจสอบ งานวิจัยเชิงประจักษสวนหนึ่ง (Chen, Yang, and Fiddlay, 2008; Grant, Peterson, and Ramniceanu, 2015; Thuong, 2018) นิยมใชอุปทานรวมของประเทศผูสงออกเปนตัวแปรอธิบายแทนที่จะใชรายได ประชาชาติเพราะเปนตัวแปรที่แสดงถึงศักยภาพการผลิตในระดับสินคาไดดีกวา 3.) คาสัมประสิทธิ์ของราคาผลไม (β3) จะมีคาเปนลบตามหลักอุปสงค กลาวคือ หากปจจัยอื่นๆ คงที่ เมื่อราคาสินคาเพิ่มขึ้นความตองการสินคาลดลง อยางไรก็ดี คาสัมประสิทธิ์ที่ไดยังแสดงถึงความยืดหยุน รายจายตอราคาสินคา 4.) คาสัมประสิทธิ์ของอัตราแลกเปลี่ยนแทจริงบาทตอหยวน (β4) หากอัตราแลกเปลี่ยนเพิ่มขึ้น คาเงินของประเทศจีนแข็งคาขึ้นเมื่อเทียบกับเงินบาท แสดงถึงอํานาจซื้อของผูบริโภคชาวจีนที่เพิ่มขึ้น ดังนั้น หากปจจัยอื่นไมเปลี่ยนแปลง การนําเขาผลไมจากไทยนาจะมีแนวโนมเพิ่มขึ้นเชนกัน คาสัมประสิทธิ์ β4 จะมี คาเปนบวก 5.) คาสัมประสิทธิ์ของราคาน้ํามันดิบเฉลี่ยในตลาดโลก (β5) จะมีคาเปนลบเพราะราคาน้ํามันที่ สูงขึ้นสะทอนถึงการเพิ่มขึ้นตนทุนคาขนสงระหวางประเทศ ปจจุบันชองทางการสงออกผลไมไทยไปประเทศ

56 จีนมีทั้งการขนสงทางบกและทางเรือ แตสวนใหญเปนการขนสงทางบกที่แตละครั้งมีปริมาณไมมากนักทําใหคา ขนสงกลายเปนตนทุนสําคัญของผูสงออกไทย อยางไรก็ดี คาสัมประสิทธิ์ราคาน้ํามันอาจมีคาเปนบวกได หาก ปริมาณการสงออกลดลงไมมากนักและผูสงออกสามารถผลักภาระตนทุนคาขนสงใหกับผูซื้อในตางประเทศ จากการตั้งราคาจําหนายสูงขึ้น 6.) คาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรดัมมี่แทนเขตการคาเสรีระหวางกลุมประเทศในอาเซียนกับจีน (β6) สืบเนื่องจากการจัดทําความตกลงเขตการคาเสรีอาเซียน-จีน เมื่อป 2547 เพื่อขยายโอกาสทางการคาและการ ลงทุนระหวางประเทศมากขึ้น ผักและผลไมจัดเปนสินคากลุมแรกที่ลดภาษีทันที (Early harvest) ระหวาง ประเทศไทยกับจีนตั้งแตป 2546 ในขณะที่ประเทศอื่นในอาเซียนจะทยอยปรับลดภาษีสําหรับผักและผลไมใน ป 2547 และยกเลิกการเก็บภาษีนําเขาภายในป 2549 อยางไรก็ดี เมื่อตรวจสอบขอมูลการเก็บภาษีนําเขาจาก ฐานขอมูล World Integrated Trade Solution (WITS) พบวา ประเทศจีนยังมีการเก็บภาษีนําเขาผลไมไทย จนถึงป 25476 ดังนั้น การกําหนดตัวแปรดัมมี่แทนเขตการคาเสรีนั้น ผูวิจัยกําหนดใหมีคาเทากับ 1 ตั้งแตป 2548 เปนตนมา และเทากับ 0 สําหรับปกอนหนานั้น รวมทั้งคาดการณวาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรนาจะมีคา เปนบวก 7.) คาสัมประสิทธิ์ของจํานวนมาตรการ SPS ของประเทศจีน (β7) เปนประเด็นหลักของการศึกษา ครั้งนี้ ผลการประมาณคาเชิงประจักษอาจมีเครื่องหมายเปนบวกหรือลบก็ได กลาวคือ หากประเทศจีนใช มาตรการ SPS เปนรูปแบบหนึ่งของการกีดกันทางการคาที่ไมใชภาษี(Non-tariff barriers: NTBs) สําหรับ สินคาเกษตร โดยกําหนดคามาตรฐานเกี่ยวกับความปลอดภัยอาหารหรือปริมาณสารพิษตกคาง (Maximum Residue Limits: MRL) ใหเขมงวดกวามาตรฐานระหวางประเทศ (CODEX) อันเกิดจากความรวมมือของ องคการอาหารและการเกษตร (Food and Agriculture Organization: FAO) และองคการอนามัยโลก (World Health Organization: WHO) ที่องคการการคาโลก (WTO) ยอมรับและแนะนําใหประเทศสมาชิกใช เปนแนวทางสําหรับการบังคับใชมาตรการสุขอนามัยและสุขอนามัยพืช (SPS) การกําหนดมาตรฐานที่สูงจะ เปนอุปสรรคการคาสําหรับประเทศที่ตองการสงออกสินคาเกษตรไปยังประเทศจีนเนื่องจากตองมีการปรับปรุง เทคโนโลยีและการตรวจสอบใหไดตามมาตรฐานทําใหมีตนทุนมากขึ้นและอาจพิจารณาเลือกสงออกไปยัง ประเทศอื่นแทน ในที่นี้ คาสัมประสิทธิ์ของมาตรการ SPS จะมีเครื่องหมายลบ ดังปรากฏในงานของ Otsuki, Wilson, and Sewadeh (2001) ที่ไดรับการอางอิงทางวิชาการอยางมากเกี่ยวกับผลทางการคาจากนโยบาย ความปลอดภัยอาหาร โดยทําการศึกษาผลกระทบจากการกําหนดมาตรฐานสารอะฟลาทอกซิน (Aflatoxin) ของกลุมประเทศยุโรปตอการสงออกธัญพืช ผลไมแหงและถั่วของ 9 ประเทศในแอฟริกา ที่ใชหลักเกณฑการ นําเขาที่เขมงวดกวามาตรฐาน Codex สามารถลดโอกาสการเสียชีวิตของผูบริโภคเพียงเล็กนอยประมาณ 1.4 คนจาก 1,000 ลานคนในแตละป แตทําใหมูลคาการสงออกของ 9 ประเทศลดลงรอยละ 64 หรือ 670 ลาน 6 อัตราภาษีเฉลี่ยสําหรับผลไมไทยอยูที่รอยละ 30.6 ในป 2543 และมีแนวโนมลดลงจนเหลือรอยละ 17.7 ในป 2547 กอนจะ ยกเลิกไปตามความตกลงเขตการคาเสรีระหวางไทยกับจีน

57 เหรียญสหรัฐฯตอปดังนั้น หากคาสัมประสิทธิ์ที่ไดมีคาเปนลบ แสดงวา ผลการศึกษาครั้งนี้สนับสนุนสมมติฐาน ที่วา Standards as barriers อยางไรก็ตาม การบังคับใชมาตรการ SPS สามารถสงเสริมการคาระหวางประเทศได หากการ กําหนดมาตรฐานอยูบนหลักวิทยาศาสตรที่เชื่อถือไดและมีความสอดคลองกับประเทศอื่น ในดานของผูซื้อจะมี ความมั่นใจสินคาเกษตรนําเขาจากตางประเทศเพราะผานการตรวจสอบและควบคุมความปลอดภัยอาหารจาก รัฐบาลแลวทําใหผูบริโภคมีแนวโนมเลือกซื้อสินคานําเขามากขึ้น ในทํานองเดียวกัน มาตรการที่ชัดเจนจะ กระตุนใหผูสงออกพยายามที่จะยกระดับคุณภาพสินคาตนใหไดมาตรฐานเพื่อใหสามารถสงออกไปยัง ตางประเทศไดมากขึ้น การผลิตสินคาอาจไดรับประโยชนจากการประหยัดตอขนาด (Economies of scale) จากตลาดที่ใหญขึ้นจากผูบริโภคทั้งในและตางประเทศ การลงทุนพัฒนาเทคโนโลยีและระบบตรวจสอบมีความ คุมคามากขึ้น ดังนั้น มูลคาการสงออกจะมีแนวโนมเพิ่มขึ้น คาสัมประสิทธิ์จะมีคาเปนบวก กรณีการสงออก ผลไมไทยไปประเทศจีนอาจมีความเปนไปไดในลักษณะนี้เพราะจากขอมูลเชิงลึกที่ไดจากการสัมภาษณตัวแทน ผูสงออก พบวา มาตรการ SPS ของประเทศจีนสําหรับผลไมไทยจะเนนที่การตรวจสอบทางกายภาพที่สามารถ สังเกตไดทันที เปนตนวาผลไมไมไดมาตรฐานเรื่องขนาด ความชื้น ปริมาณแปง (ใชจําแนกทุเรียนออนและแก) และการตรวจพบโรคศัตรูพืช ในขณะที่การตรวจสอบปริมาณสารพิษตกคางสูงสุด (MRLs) อาจเปนเพียงการ สุมตรวจเทานั้นเพราะตองนําไปตรวจสอบในหองปฏิบัติการวิทยาศาสตรและใชเวลาประมาณ 7-10 วันกวาจะ ทราบผล สืบเนื่องจากปริมาณสินคาเกษตรจํานวนมากที่ดานศุลกากรประเทศจีนในแตละวัน โอกาสการ ตรวจสอบคา MRLs จึงคอนขางนอย สวนหนึ่งมาจากการพัฒนาความรวมมือระดับทวิภาคีของหนวยงาน ภาครัฐทั้งสองประเทศ กลาวคือ ผลไมไทยกอนจะสงออกไปประเทศจีนไดรับการตรวจสอบคุณภาพจากตนทาง โดยกรมวิชาการเกษตรและมีการสรางระบบตรวจสอบยอนหลังเมื่อสินคาที่สงไปยังดานศุลกากรประเทศจีน และที่สําคัญ ผลไมสงออกของประเทศไทยสวนใหญประเทศจีนไมไดทําการผลิตเองอยางทุเรียน มังคุด ลําไย ดังนั้น ความเปนไปไดที่ประเทศจีนจะใชมาตรการ SPS ในการกีดกันการคาจึงคอนขางต่ําเมื่อเปรียบเทียบกับ ประเทศอื่นที่สงออกผลไมที่ประเทศจีนมีการผลิตในประเทศมาก เชน สม แอปเปล องุน ลูกแพร เปนตน ดังนั้น หากคาสัมประสิทธิ์ของการศึกษาเชิงประจักษนี้มีคาเปนบวก แสดงวา ผลการศึกษาสนับสนุนสมมติฐาน ที่วา Standards as catalysts อยางไรก็ดี การใชมูลคาการสงออกผลไมเปนตัวแปรตามในการประมาณคาสมการ (4-1) อาจไดรับ ผลกระทบจากความผันผวนราคาผลไมแตละป6 7 นอกจากนั้น ประเทศจีนเปนตลาดสงออกสําคัญประมาณรอย ละ 40 ของการสงออกผลไมไทยทั้งหมด ดังนั้น มีความเปนไปไดวาการซื้อของประเทศจีนมีอิทธิพลกําหนด ราคาผลไมสงออกของไทย และในปจจุบันผูประกอบการจีนเขามาทําธุรกิจการสงออกผลไมไทยมากขึ้นทําใหผู ซื้อมีอํานาจการกําหนดราคามากขึ้น ทั้งนี้ เพื่อขจัดผลของการเปลี่ยนแปลงราคาขึ้นลงออกไป การศึกษาครั้งนี้ จะประมาณคาแบบจําลองเพิ่มเติมโดยใชปริมาณการสงออกผลไมแตละชนิดเปนตัวแปรตามแสดงในสมการ 7ผูวิจัยขอขอบคุณผูทรงคุณวุฒิพิจารณาขอเสนอโครงการวิจัยนี้ที่ใหคําแนะนําในการตัดความผันผวนของราคาผลไมออกไป โดยทําการประมาณคาสมการอีกชุดหนึ่งที่ใชเฉพาะปริมาณการสงออกผลไมเปนตัวแปรตาม

58 (4-2) ผูวิจัยคาดการณวาเครื่องหมายและนัยสําคัญทางสถิติจะเปนไปในทิศทางเดียวกันกับผลการประมาณคา สมการที่ (4-1) log(qkt) = ηm + ηt + δ1 log(prod_THt) + δ2 log(gdppct) + δ3 log(pkt) + δ4 log(fxt) + δ5 log(p_oilt) + +δ6FTAt + δ7 log�nspsk,t−1� + ukt (4-2) เมื่อ qktคือปริมาณการสงออกผลไมชนิด k ในปที่ t 4.2 การกําหนดตัวแปรที่ใชและแหลงขอมูล ตัวแปรตามที่ใชในการประมาณคาแบบจําลองแรงดึงดูด คือ มูลคาการสงออกผลไมไทย (exp) 17 ชนิดจาก 4 ประเภท ตั้งแตป 2543-2561 (19 ป) ประกอบดวย 1.) ผลไมสด ไดแก ลําไย ทุเรียน มะมวง ลิ้นจี่ กลวย ผลไมจําพวกสม เงาะ มังคุด สับปะรด และผลไมสดอื่น ๆ ( 10 รายการ) 2.) ผลไมแชแข็ง ไดแก สับปะรด ทุเรียน ลําไย และผลไมแชแข็งอื่น ๆ (4 รายการ) 3.) ผลไมแหง ไดแก ลําไย และผลไมแหงอื่น ๆ (2 รายการ) 4.) ผลไมประเภทอื่น (1 รายการ) มูลคาการสงออกมีหนวยเปนลานเหรียญสหรัฐ ผูวิจัยไดปรับใหเปนมูลคาคงที่โดยใชราคาผลไมป 2553 หากผลไมชนิดใดไมมีขอมูลการสงออกในป 2553 ผูวิจัยจะใชขอมูลราคาของปใกลเคียงและปรับดวย ดัชนีราคาสินคาเกษตรใหเปนราคาป 2553 แทน นอกจากนั้น ผูวิจัยจะประมาณคาแบบจําลองอีกชุดหนึ่งโดยขจัดอิทธิพลของราคาออกไปเพื่อเปน การตรวจสอบความนาเชื่อถือของผลการศึกษา ตัวแปรตามที่ใช คือ ปริมาณการสงออกผลไม (q) ทั้ง 17 ชนิด หนวยเปนเมตริกตัน การกําหนดตัวแปรอยูในคาลอการิทึม หากผลไมรายการใดไมมีขอมูลการสงออก กําหนดใหคาลอการิทึมเทากับศูนย สถิติมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีนมาจากฐานขอมูล ของกระทรวงพาณิชยโดยความรวมมือจากกรมศุลกากร ตัวแปรอธิบายในแบบจําลอง ประกอบดวย 1.) อุปทานการผลิตผลไมของประเทศไทย (prod_TH) จากฐานขอมูลองคการอาหารและ การเกษตรแหงสหประชาชาติ (Food and Agricultural Organization of the United Nations: FAO) แสดงจํานวนการผลิตผลไมทุกชนิด หนวยเปนเมตริกตัน7 8 อยางไรก็ตาม ฐานขอมูลของ FAO มีขอมูลลาสุดป 8 อุปทานการผลิตในฐานขอมูลของ FAO มีรายละเอียดการผลิตของผลไมแตละชนิด อยางไรก็ดี การจําแนกผลไมมีความ แตกตางจากฐานขอมูลของกระทรวงพาณิชยทําใหไมสามารถไดขอมูลการผลิตผลไมไทยแตละชนิด เชน ฐานขอมูล FAO ได รวมมะมวง มังคุดและฝรั่งเปนประเภทเดียวกันทําใหไมสามารถแยกแยะปริมาณการผลิตผลไมแตละอยางออกจากกันได ดังนั้น ผูวิจัยจึงใชขอมูลการผลิตของผลไมทุกชนิดในการวิเคราะหแทน

59 2560 ดังนั้น ผูวิจัยใชสถิติดัชนีการผลิตสินคาเกษตรของสํานักงานเศรษฐกิจการเกษตรที่พบวา การผลิตผลไม ของไทยในป 2561 เพิ่มขึ้นรอยละ 7.04 จากป 2560 และใชอัตราการเพิ่มขึ้นนี้ปรับตัวเลขในฐานขอมูล FAO เพื่อใหไดอุปทานการผลิตผลไมไทยตั้งแตป 2543-2561 2.) ผลิตภัณฑมวลรวมประชาชาติแทจริงตอหัวของประเทศจีน (gdppc) มาจากฐานขอมูล World Development Indicators (WDI) ของธนาคารโลก หนวยเปนเหรียญสหรัฐฯ โดยใชราคาคงที่ป 2553 3.) ราคาสินคา (p) มาจากสถิติการสงออกของกระทรวงพาณิชยโดยนํามูลคาการสงออก ผลไมแตละชนิดหารดวยปริมาณการสงออกและปรับใหเปนราคาเฉลี่ยตอกิโลกรัม หนวยเปนเหรียญสหรัฐฯ 4.) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง (fx) มาจากฐานขอมูล World Development Indicators (WDI) ของธนาคารโลกโดยใชขอมูลของประเทศไทยและจีน หนวยเปนบาทตอหยวน หากอัตราแลกเปลี่ยน เพิ่มขึ้นแสดงวาคาเงินหยวนแข็งคาขึ้น อํานาจซื้อของผูบริโภคชาวจีนเพิ่มขึ้นอาจสงผลใหความตองการผลไม ไทยเพิ่มขึ้นตาม 5.) ราคาน้ํามันดิบ (p_oil) เปนราคาน้ํามันดิบเฉลี่ยตลอดทั้งปประเมินจากแหลงผลิต น้ํามันดิบสําคัญในตลาดโลก 3 แหง คือ Dubai Brent และ West Texas Intermediate (WTI) จากฐานขอมูล World Bank Commodity Price ของธนาคารโลก โดยใชราคาคงที่ป 2553 หนวยเปนเหรียญสหรัฐฯ ตอ บารเรล 6.) การจัดตั้งเขตการคาเสรี (FTA) เปนตัวแปรดัมมี่มีคาเทากับ 1 ตั้งแตป 2548 เปนตนมา และมีคาเทากับ 0 สําหรับปอื่น 7.) จํานวนมาตรการดานสุขอนามัยและสุขอนามัยพืช (nsps) เปนจํานวนมาตรการการคา SPS ของประเทศจีนที่รายงานตอองคการการคาโลก ตัวแปรที่ใชในการศึกษาครั้งนี้กําหนดใหมีความลาชา 1 ชวงเวลา ในทางปฏิบัติ ผูสงออกจะประเมินความเขมงวดของมาตรการของแตละประเทศ ฐานขอมูลที่ใชคือ ระบบการแจงเตือนมาตรการ SPS และ TBT (SPS and TBT notification alert system) หรือ ePing โดย รวบรวมสถิติมาตรการการคา SPS ของทุกประเทศที่เปนสมาชิกองคการการคาโลก (WTO) โดยเปนการพัฒนา ความรวมมือระหวางองคการสหประชาชาติและองคการการคาโลก8 9 ผูวิจัยสืบคนมาตรการ SPS ของประเทศ จีนที่บังคับใชกับสินคาหมวดผลไมหรือพิกัดศุลกากร HS 08 ในชวงเวลาตั้งแตป 2543-2561 (2000-2018) โดยภาพรวม พบวา หลังจากประเทศจีนเปนสมาชิกองคการการคาโลกเมื่อป 2544 และในป 2545 เปนปแรก ที่ประเทศจีนมีรายงานการใชมาตรการ SPS จนถึงสิ้นป 2561 มีทั้งหมด 26 มาตรการ ในจํานวนนี้ 16 มาตรการเริ่มบังคับใชตั้งแตป 2545 นอกจากนั้น ยังมีมาตรการที่เจาะจง 1 มาตรการคือ การควบคุมการ นําเขามังคุดสดจากประเทศอินโดนีเซียในป 2559 รายละเอียดของแตละมาตรการยังระบุวามีผลกับผลไม นําเขาชนิดใดบางและบางมาตรการเปนการควบคุมมาตรฐานผลไมทุกชนิด 9 ฐานขอมูล ePing เปนการรวบรวมสถิติมาตรการการคาดานสุขอนามัย (SPS) และมาตรการอุปสรรคทางเทคนิคตอการคา (Technical Barriers to Trade: TBT) ของประเทศสมาชิกและมีเอกสารแสดงรายละเอียดของแตละมาตรการการคา

60 การกําหนดตัวแปร SPS ผูวิจัยเริ่มจากการพิจารณารายละเอียดของแตละมาตรการวาสงผลกระทบ ตอประเภทผลไมไทยชนิดใดบางจาก 17 ชนิด และเมื่อเวลาผานไปหากประเทศจีนกําหนดมาตรการ SPS เพิ่มเติมสําหรับผลไมชนิดนั้น จํานวนมาตรการ SPS ก็จะเพิ่มขึ้น ตัวอยางเชน กรณีของผลไมจําพวกสมสด ใน ป 2545 ไดรับผลกระทบจาก 4 มาตรการ ป 2546 ไมมีการกําหนดมาตรการ SPS เพิ่มเติม และมีอีก 1 มาตรการเริ่มบังคับใชป 2547 ดังนั้น จํานวนมาตรการ SPS ของสมสดในป 2545 และ 2546 จะเทากันคือ 4 มาตรการ ในขณะที่ในป 2547 จะเพิ่มเปน 5 มาตรการ ผูวิจัยประยุกตหลักการเดียวกันนี้กับผลไมชนิดอื่น หลังจากนั้น ผูวิจัยนําขอมูลตัวแปรเหลานี้มาสรางเปนฐานขอมูลพาแนลระหวางป 2543-2561 เพื่อ ทําการวิเคราะหสมการถดถอยในการประเมินผลทางการคาจากมาตรการสุขอนามัยและสุขอนามัยพืชของ ประเทศจีนตอการสงออกผลไมไทย รวมทั้งตรวจสอบปจจัยกําหนดอื่น ๆ ที่สามารถอธิบายรูปแบบการสงออก ผลไมไทย เชน รายไดประเทศจีน ราคาผลไม อัตราแลกเปลี่ยน เปนตน ตารางที่ 4-1 สรุปคําอธิบายของตัว แปรที่ใชและแหลงขอมูล สมมติฐานหลักที่ตองการตรวจสอบในการศึกษานี้คือ (1) Standard as barriers มาตรการ SPS ของประเทศจีนเปนรูปแบบหนึ่งของมาตรการที่มิใชภาษีที่เปนอุปสรรคตอการสงออกผลไมไทย หรือไม มากนอยเพียงใด และ (2) Standards as catalysts มาตรการ SPS เปนการสรางมาตรฐานและความ ปลอดภัยจากการบริโภคเปนปจจัยสนับสนุนการสงออกผลไมไทยหรือไม มากนอยเพียงใด ตารางที่ 4-1 รายละเอียดของตัวแปรที่ใชและแหลงที่มา ตัวแปร คําอธิบาย หนวย แหลงที่มา exp มูลคาการสงออกผลไมไทยแตละชนิด ราคาคงที่ป 2553 ลานเหรียญสหรัฐฯ กระทรวงพาณิชย q ปริมาณการสงออกผลไมไทยแตละชนิด เมตริกตัน กระทรวงพาณิชย prod_TH อุปทานการผลิตผลไมของประเทศไทย เมตริกตัน FAO gdppc GDP แทจริงตอหัวของประเทศจีน ราคาคงที่ป 2553 เหรียญสหรัฐฯ WDI p ราคาผลไมไทยแตละชนิด เหรียญสหรัฐฯตอกิโลกรัม จากการคํานวณ fx อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง บาทตอหยวน WDI p_oil ราคาน้ํามันดิบเฉลี่ยในตลาดโลก ราคาคงที่ป 2553 เหรียญสหรัฐฯตอบารเรล World Bank FTA ตัวแปรดัมมี่เทากับ 1 ตั้งแตป 2548 และเทากับ 0 ในปอื่น ๆ - WITS nsps จํานวนมาตรการการคา SPS จํานวนมาตรการ ePing กลาวโดยสรุป สมการแรงดึงดูดเชิงประจักษคือ สมการที่ (4-1) และ (4-2) ตัวแปรตามของแตละ สมการคือ มูลคาการสงออกแทจริง (expkt) และสมการปริมาณการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีน (qkt) โดยใชตัวแปรอธิบายชุดเดียวกัน ประกอบดวย ผลิตภัณฑมวลรวมแทจริงตอหัวของประเทศจีน (gdppct) ราคาเฉลี่ยของผลไม (pkt) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง (fxt) ราคาเฉลี่ยน้ํามันดิบในตลาดโลก (p_oilt) จํานวน มาตรการ SPS ของประเทศจีนหมวดผลไม (nspsk,t−1)และตัวแปรดัมมี่แทนเขตการคาเสรีระหวางไทยกับจีน (FTAt)

61 4.3 ขั้นตอนการวิเคราะหทางเศรษฐมิติ การวิเคราะหสมการถดถอยสําหรับขอมูลพาแนลตองอาศัยทฤษฎีเศรษฐมิติเพื่อเลือกวิธีการ ประมาณคาที่เหมาะสมเพื่อใหผลการประมาณคามีความนาเชื่อถือและสามารถนําไปขยายผลระดับนโยบายได ขั้นตอนการศึกษาเชิงปริมาณสามารถแบงได 4 ขั้นตอน ดังนี้ ขั้นตอนที่ 1 การทดสอบความนิ่งของตัวแปรที่ใชในการศึกษา (Panel unit root test) โดยวิธีของ Levin, Lin, and Chu (2002) ขั้นตอนที่ 2 การเลือกแบบจําลองการประมาณคาที่เหมาะสมสําหรับขอมูลพาแนลที่ใช โดยการ เปรียบเทียบ 3 แบบจําลอง คือ Pooled OLS Fixed effects และ Random effects รวมนําเสนอแนว ทางการทดสอบทางสถิติที่ใชคัดเลือกแบบจําลอง ขั้นตอนที่ 3 การทดสอบวิธี Hausman (1978) เพื่อเปรียบเทียบความเหมาะสมระหวางแบบจําลอง Fixed effects และ Random effects ขั้นตอนที่ 4 การตรวจสอบปญหาทางเศรษฐมิติที่อาจเกิดขึ้นจากสมการเชิงประจักษ อาทิ ปญหา ความสัมพันธเชิงเสนระดับสูงระหวางตัวแปรอธิบาย (Multicollinearity) ความแปรปรวนของตัวคลาดเคลื่อน ไมคงที่ (Heteroscedasticity) ความสัมพันธขามเวลาของตัวคลาดเคลื่อน (Autocorrelation) ตลอดจน นําเสนอวิธีการแกปญหาเพื่อใหผลการประมาณคามีความนาเชื่อถือ 4.3.1 การทดสอบ Panel unit root เนื่องจากขอมูลพาแนลที่ใชครอบคลุมหลายชวงเวลา ดังนั้น กอนการวิเคราะหสมการถดถอยควรมี การทดสอบความนิ่งของขอมูล (Stationary) กอน ผูวิจัยประยุกตใชวิธีทดสอบของ Levin, Lin, and Chu (2002) หรือ LLC ในการตรวจสอบปญหา Unit root ของขอมูลพาแนลที่ใชในการศึกษา หากตัวแปรที่ใชมี ปญหา Unit root ก็จะใชวิธีการ Difference เพื่อใหขอมูลมีลักษณะนิ่งเพื่อหลีกเลี่ยงปญหาความสัมพันธลวง ระหวางตัวแปรตามและตัวแปรอธิบาย (Spurious regression) ที่อาจสงผลตอความนาเชื่อถือของผลการ ประมาณคา รูปแบบสมการที่ใชทดสอบสามารถเขียนเปนรูปทั่วไปได ดังนี้ ∆yit = ρyi,t−1 + ∑ θi,l Pi l=1 ∆yi,t−l + αmidmt + uit, m = 1,2,3 (4-3) โดยที่ yit คือ ตัวแปรที่ตองการทดสอบ yi,t−l คือ ตัวแปรลาชา dmt คือ เวกเตอรคาสัมประสิทธิ์ของแตละแบบจําลอง uit คือ คาความคลาดเคลื่อน (Error terms) เมื่อ m=1 เปนแบบจําลองที่ไมมีจุดตัดแกน (Intercept) และแนวโนม (Trend) d1t = ϕ เมื่อ m=2 เปน แบบจําลองที่มีจุดตัดแกน (Intercept)แตไมมีแนวโนม (Trend) d2t = {1} และ m=3 เปนแบบจําลองที่มี จุดตัดแกน (Intercept) และแนวโนม (Trend) d3t = {1,t}ดังนั้น เพื่อความงายในการวิเคราะห การทดสอบ จะใชเฉพาะแบบจําลองที่ 1 (m=1) รูปแบบสมการทดสอบเปลี่ยนแปลงเล็กนอยเปน

62 ∆yit = ρyi,t−1 + ∑ θi,l Pi l=1 ∆yi,t−l + uit (4-4) สมมติฐานวาง (Null hypothesis) ของการทดสอบคือ ตัวแปรเกิดปญหา Unit root หรือไมมีลักษณะนิ่ง (Non-stationary) นั่นคือ ρ = 0 H0:ตัวแปรทดสอบเกิดปญหา Unit root (ρ = 0) H1:ตัวแปรทดสอบไมเกิดปญหา Unit root (ρ < 0) คาสถิติทดสอบคือคาทีหากมีนัยสําคัญทางสถิติแสดงวาตัวแปรที่นํามาทดสอบมีลักษณะนิ่ง (Stationary) หรือไมมีปญหา Unit root ซึ่งสามารถนําไปวิเคราะหสมการถดถอยไดโดยไมจําเปนตองปรับ รูปแบบของตัวแปร วิธีทดสอบ LLC นิยมใชกับขอมูลพาแนลที่จํานวนขอมูลตัดขวางในแตละชวง (N) ควรมีคา ระหวาง 10 ถึง 250 ในขณะที่ขอมูลอนุกรมเวลา (T) ควรมีคาระหวาง 5 ถึง 250 4.3.2 แบบจําลองที่ใชกับขอมูลพาแนล รูปทั่วไปของสมการถดถอยขอมูลพาแนลสามารถเขียนแสดงได ดังนี้ yit = ′ + ′ + εit (4-5) กําหนดใหสมการมีตัวแปรอธิบาย k ตัวแปรไมรวมคาคงที่แทนดวยเวกเตอร และ ′ แสดง Individual effects ที่แตกตางกันของแตละชนิดผลไม โดยที่เวกเตอร เปนคาคงที่ εit คือ คาความคลาด เคลื่อนของประเภทผลไมในแตละชวงเวลา แบบจําลองที่ใชในการประมาณคาที่นิยมใชกัน คือ 1.) Pooled regression เปนการประมาณคาโดยวิธีกําลังสองนอยที่สุด (Ordinary Least Squares: OLS) และสมมติใหคาคงที่ไมมีความแตกตางตามกลุมของตัวแปร นั่นคือ yit = ′ + α + εit 2.) Fixed effects (FE) เปนการประมาณคาที่มีสมมติฐานวา เวกเตอร แสดงถึงคุณลักษณะที่ ไมปรากฏ (Unobserved) ของผลไมแตละชนิดโดยไมเปลี่ยนแปลงตามชวงเวลาและมีความสัมพันธกับ เวกเตอร หากแบบจําลอง Fixed effects เปนแบบจําลองที่ถูกตอง การประมาณคาแบบ Pooled OLS จะเกิดปญหา Omitted variable bias ผลการประมาณคาที่ไดขาดความนาเชื่อถือเพราะมีความเอนเอียง (Biased) และขาดคุณสมบัติคงเสนคงวา (Consistent) แมวาจะเพิ่มจํานวนกลุมตัวอยางที่ใชผลการประมาณ คาที่ไดจะไมเขาใกลคาพารามิเตอรที่แทจริง แบบจําลองที่ใชประมาณคาคือ yit = ′ + αi + εit โดยที่ αi แสดงคาที่เจาะจงของแตละประเภทผลไม 3.) Random effects (RE) เปนการประมาณคาบนสมมติฐานที่วาคุณลักษณะที่ไมปรากฏ (Unobserved) ของผลไมแตละชนิด αi ไมมีความสัมพันธกับตัวแปรอธิบายอื่น ๆ ที่แสดงในเวกเตอร Random effect สามารถแยกเปน 2 องคประกอบคือ สวนที่เปนคาคงที่ α และตัวแปรสุม ui แบบจําลองที่ใช

63 ประมาณคาคือ yit = ′ + α + ui + εit วิธีการประมาณคา RE เปนรูปแบบหนึ่งของ Generalized Least Squares (GLS) อยางไรก็ตาม สิ่งที่ตองระวังคือ หากแบบจําลอง Fixed effects เปนแบบจําลองที่ ถูกตองแตเรากําหนดใหเปน Random effects คาสัมประสิทธิ์ที่ไดจะไมมีคุณสมบัติคงเสนคงวา ผูวิจัยเริ่มจากการประมาณคาแบบจําลอง Fixed effects หลังจากนั้นทําการทดสอบนัยสําคัญทาง สถิติโดยรวมของคาคงที่ของแตละประเภทผลไมโดยการทดสอบ F-test หากคาสัมประสิทธิ์ทั้งหมดไมแตกตาง จากศูนยอยางมีนัยสําคัญแสดงวาการใช Pooled regression มีความเหมาะสม อยางไรก็ดี หากคาสัมประสิทธิ์ ของคาคงที่ไมเทากับศูนยแสดงวา Fixed effects มีความเหมาะสมมากกวา Pooled OLS H0:Pooled regression เหมาะสมกวา Fixed effects (α1 = α2 = ⋯ = α17 = 0) H1:Fixed effects เหมาะสมกวา Pooled regression (αi อยางนอย 1 ตัวไมเทากับศูนย) หลังจากนั้น ผูวิจัยประมาณคาแบบจําลอง Random effects และทําการทดสอบวิธี Lagrange Multiplier (LM) ตามวิธีการของ Breusch and Pagan (1980) สมมติฐานหลักคือ Var(ui) = 0 กลาวคือ คาสัมประสิทธิ์ไมมีความแตกตางตามชนิดผลไม หากผลการทดสอบปฏิเสธสมมติฐานขางตนแสดงวา Random effects มีความเหมาะสมมากกวา Pooled OLS H0:Pooled regression เหมาะสมกวา Random effects (Var(ui) = 0) H1:Random effects เหมาะสมกวา Pool regression (Var(ui) ≠ 0) 4.3.3 การเปรียบเทียบแบบจําลอง Fixed effects กับ Random effects การตัดสินวาแบบจําลอง FE หรือ RE มีความเหมาะสมกวากันเปนการทดสอบเชิงประจักษขึ้นกับ ขอมูลจริงที่ใช การศึกษาครั้งนี้ประยุกตวิธีการทดสอบ Hausman (1978) สมมติฐานหลักคือ สวนที่เปนตัว แปรสุมของ Random effects (ui) ไมมีความสัมพันธกับตัวแปรอธิบายในเวกเตอร หรืออีกนัยหนึ่งคือ แบบจําลอง RE มีความเหมาะสมกวา FE ในทางกลับกัน หากคาสถิติทดสอบปฏิเสธสมมติฐานหลักแสดงวา แบบจําลอง FE มีความเหมาะสมกวา RE H0:Random effects เหมาะสมกวา Fixed effects (Cov�ui, � = 0) H1:Fixed effects เหมาะสมกวา Random effects (Cov�ui, � ≠ 0) คาสถิติทดสอบไคสแควรคํานวณไดจาก (� − �)′ �V �(�� − V �(�)](� − �) โดยที่ � และ � คือเวกเตอรสัมประสิทธิ์จากแบบจําลอง Fixed effects และ Random effects ในขณะที่ V �(�) และ V �(�) คือ เมทริกซ Variance-Covariance ของตัวประมาณคาในแบบจําลอง Fixed effects และ Random effects องศาอิสระ (Degrees of freedom) เทากับจํานวนตัวแปรอธิบาย (ไมรวมคาคงที่)

64 4.3.4 การตรวจสอบปญหาที่อาจเกิดขึ้นจากการประมาณคา ปญหาความสัมพันธเชิงเสนระดับสูงระหวางตัวแปรอธิบาย (Multicollinearity) เมื่อตัวแปรอธิบาย ในแบบจําลองมีความสัมพันธเชิงเสนระดับสูงสงผลใหคาคลาดเคลื่อนมาตรฐาน (Standard error) ของตัว ประมาณคามีคาสูง เมื่อทําการทดสอบทางสถิติมีแนวโนมจะสรุปวาคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรไมมีนัยสําคัญ ดังนั้น กอนการวิเคราะหสมการถดถอย ผูวิจัยจะคํานวณคา Variance Inflation factor (VIF) ของตัวแปร อธิบายทุกตัวที่ใช หากตัวแปรใดมีคามากกวา 10 แสดงวา เกิดปญหา Multicollinearity กลาวคือ ความ แปรปรวนของตัวแปรอธิบายอื่น ๆ รวมกันสามารถอธิบายความแปรปรวนของตัวแปรนั้นไดมากกวารอยละ 90 ขึ้นไป ดังนั้น หากปรากฏวาตัวแปรอธิบายใดเกิดปญหา Multicollinearity ผูวิจัยอาจพิจารณาตัดตัวแปรนั้น ออกจากสมการหรือปรับเปลี่ยนใหอยูในรูปแบบผลตางที่หนึ่ง (First difference) ปญหาความแปรปรวนของตัวคลาดเคลื่อนไมคงที่ (Heteroscedasticity) เนื่องจากขอมูลพาแนล ประกอบดวยสวนที่เปนขอมูลตัดขวางและอนุกรมเวลา ดังนั้น มีความเปนไปไดสูงวาขอมูลตัดขวางของแตละ พาแนลมีความแปรปรวนแตกตางกัน (Heteroscedasticity across panel) เมทริกซ Variance-Covariance ของตัวคลาดเคลื่อนมีความแตกตางกันสําหรับผลไมทั้ง 17 ชนิด สามารถเขียนแสดงไดดังนี้ Ω = ⎣ ⎢ ⎢ ⎡ σ1 2I 0 … 0 0 σ2 2I ⋯ 0 ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ 0 0 ⋯ σ17 2 I⎦ ⎥ ⎥ ⎤ การตรวจสอบปญหา Heteroscedasticity เริ่มจากการประมาณคา 2 แบบจําลองโดยวิธี Generalized Least Squares (GLS) โดยแบบจําลองที่ 1 สมมติใหความแปรปรวนไมคงที่ และแบบจําลองที่ 2 สมมติใหความแปรปรวนคงที่ หลังจากนั้นทําการทดสอบวิธี Likelihood ratio (LR test) โดยใชคา LogLikelihood จากแบบจําลองทั้งสอง ตัวประมาณคาสัมประสิทธิ์และ Variance-Covariance สามารถคํานวณ ไดจาก �GLS = (X′ Ω�−1X)−1X′ Ω�−1y Var � ��GLS� = (X′ Ω�−1X)−1 สมมติฐานหลักคือความแปรปรวนของแตละพาแนล (ชนิดผลไม) มีคาเทากัน (σ1 2 = σ2 2 = ⋯ = σ17 2 ) กลาวคือ แบบจําลองที่ใชไมเกิดปญหา Heteroscedasticity H0: ไมเกิดปญหา Heteroscedasticity (σ1 2 = σ2 2 = ⋯ = σ17 2 ) H1: เกิดปญหา Heteroscedasticity (σi 2อยางนอย 1 คูมีคาแตกตางกัน) ภายใตสมมติฐานหลัก คาสถิติมีการแจกแจงแบบไคสแควรที่องศาอิสระเทากับจํานวนพาแนลลบ หนึ่ง (=16) หากผลการทดสอบปฏิเสธสมมติฐานขางตนผูวิจัยแกปญหาการประมาณคาโดยการใชคา Robust

65 clustered standard errors ที่ตัวคลาดเคลื่อนที่มีความเปนอิสระระหวางประเภทผลไมแตอนุญาตใหตัว คลาดเคลื่อนของผลไมประเภทเดียวกันแตตางชวงเวลามีความสัมพันธกันได ในทางทฤษฎี เปนการสมมติใหตัว คลาดเคลื่อนเปนอิสระแตไมจําเปนตองมีการแจกแจงที่เหมือนกัน (Independent and non-identically distributed: i.n.i.d) ซึ่งเปนขอสมมติที่ผอนคลายกวาการคํานวณคา Standard errors ทั่วไปที่สมมติใหตัว คาดเคลื่อนตองมีคุณสมบัติ Independent and identically distributed หรือ i.i.d ดังนั้น หากปรากฏปญหา Heteroscedasticity การศึกษานี้จะใชRobust clustered standard errors ในการทดสอบสมมติฐานและ แปรผลคาสัมประสิทธิ์จากสมการถดถอยเพื่อหลีกเลี่ยงปญหาความแปรปรวนของตัวคลาดเคลื่อนไมคงที่ ในทางทฤษฎีตัวประมาณคาที่ไดจะมีคุณสมบัติคงเสนคงวา (Consistency) และคา Standard errors จะมี ความเที่ยงตรงมากขึ้น ปญหาความสัมพันธขามเวลาของตัวคลาดเคลื่อน (Autocorrelation) เกิดจากตัวคลาดเคลื่อนของ สมการมีความสัมพันธกันระหวางชวงเวลาถึงแมวาปญหา Autocorrelation ตัวประมาณคาที่ไดยังคงมี คุณสมบัติไมเอนเอียง (Unbiased) และคงเสนคงวา (Consistent) แตความแปรปรวนของตัวประมาณคาจะ ไมไดมีคาต่ําสุดสงผลใหตัวความคลาดเคลื่อนอาจไมใกลเคียงการแจกแจงแบบปกติซึ่งเปนขอสมมติหลักของ การทดสอบสมมติฐานตาง ๆ ไมวาจะเปนการทดสอบที เอฟ หรือไคสแควร สงผลใหการทดสอบคาสัมประสิทธิ์ ของตัวแปรตาง ๆ และนัยสําคัญโดยรวมของสมการขาดความนาเชื่อถือ เนื่องจากการศึกษานี้ใชจํานวน มาตรการ SPS ที่มีความลาชา 1 ชวงเวลาเปนตัวแปรอธิบายและขอมูลพาแนลที่ใชครอบคลุมหลายชวงเวลา ดังนั้น มีความเปนไปไดวาตัวคลาดเคลื่อนอาจมีความสัมพันธขามเวลากัน เมทริกซ Variance-Covariance ของตัวคลาดเคลื่อนมีความแตกตางกันสําหรับผลไมทั้ง 17 ชนิด สามารถเขียนแสดงไดดังนี้ Ω = ⎣ ⎢ ⎢ ⎢ ⎡ σ1 2I σ1,2 2 I … σ1,2 2 I σ2,1 2 I σ2 2I ⋯ σ2,17 2 I ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ σ17,1 2 I σ17,2 2 I ⋯ σ17 2 I ⎦ ⎥ ⎥ ⎥ ⎤ การศึกษานี้ประยุกตวิธีการตรวจสอบปญหา Autocorrelation ลําดับที่ 1 กับขอมูลพาแนลตาม แนวทางของ Wooldridge (2002, pp. 282-283) พิจารณาแบบจําลองเชิงเสนสําหรับขอมูลพาแนล ดังนี้ yit = α + itβ1 + iβ2 + μi + εit (4-6) โดยที่ yit คือตัวแปรตาม it คือเวกเตอรของตัวแปรอธิบายที่สัมพันธกับชวงเวลา (1x K1) i คือ เวกเตอร ของตัวแปรอธิบายที่ไมเปลี่ยนแปลงตามชวงเวลา (1x K2) μiคือ Individual effects ของแตละพาแนล และ εit คือ ตัวคลาดเคลื่อน เมื่อเขียนสมการ (4-6) ในรูปของผลตางที่หนึ่ง (First difference) จะไดวา yit − yit−1 = (it − it−1)β1 + εit − εit−1 (4-7)

66 Δyit = Δitβ1 + Δεit Δyit = Δitβ1 + eit ในทางทฤษฎี หากสมการขางตนไมเกิดปญหา Autocorrelation หรือ E[εitεis] = 0 สําหรับทุก คาเมื่อ s ≠ t จะตองไดวา Corr(Δεit, Δεit−1) = −0.5 9 10 Wooldridge (2002) เริ่มจากการหาสมการ ถดถอยของสมการในรูปของผลตางที่หนึ่งเพื่อใหไดคา Residuals (e�it) หลังจากนั้นหาสมการถดถอย e�it บน e�it−1 หากคาสัมประสิทธิ์ของ e�it−1 มีคาเทากับ -0.5 แสดงวาไมเกิดปญหา Autocorrelation แตถาคา สัมประสิทธิ์ของ e�it−1 แตกตางจาก -0.5 อยางมีนัยสําคัญ แสดงวาสมการเกิดปญหา Autocorrelation สมการถดถอยที่ประมาณคาคือ e�it = ρe�it−1 + wit (4-8) โดยที่ wit เปนตัวคลาดเคลื่อนมีคาเฉลี่ยเทากับศูนย ความแปรปรวนคงที่ และไมมีความสัมพันธขามเวลา H0: ไมเกิดปญหา Autocorrelation (ρ = −0.5) H1: เกิดปญหา Autocorrelation (ρ ≠ −0.5) หากผลการทดสอบปฏิเสธสมมติฐานดังกลาว เทคนิคการประมาณคาที่เหมาะสมคือ วิธี Generalized Least Squares (GLS) ที่แกปญหา AR(1) เพื่อใหคาคลาดเคลื่อนมาตรฐานของสัมประสิทธิ์มีคุณสมบัติคงเสน คงวา (Consistent) 10สมมติใหตัวคลาดเคลื่อน (εit) มีความแปรปรวนคงที่เทากับ σ2 และไมเกิดปญหา Autocorrelation E[εitεis] = 0,t ≠ s Var(εit − εit−1) = Var(εit) + Var(εit) = σ2 + σ2 = 2σ2 ดังนั้น Corr. (Δεit, Δεit−1) = E[(εit−εit−1)(εit−1−εit−2)] �Var(εit−εit−1) �Var(εit−1−εit−2) = E(εitεit−1)−E(εitεit−2)−E�εit−1 2 �+E(εitεit−2) √2σ2 √2σ2 = 0−0−σ2+0 2σ2 = − 1 2

67 บทที่ 5 ผลการศึกษา การนําเสนอผลกาวิจัยในบทนี้แบงเปน 4 สวน สวนแรกนําเสนอสถิติพรรณนาของขอมูลกลุม ตัวอยาง สถิติการสงออกผลไมไทยไปยังประเทศจีนระดับภาพรวมและระดับสินคา และรายละเอียดมาตรการ SPS ของประเทศจีนที่บังคับใชกับผลไมนําเขา สวนที่สองรายงานผลการศึกษาเชิงปริมาณ เริ่มจากการทดสอบ ลักษณะขอมูล การเลือกแบบจําลองประมาณคา การแกปญหาทางเศรษฐมิติที่เกิดขึ้น และการอภิปรายผลการ ประมาณคา สวนที่สามเปนการตรวจสอบความนาเชื่อถือของผลการศึกษาเชิงปริมาณโดยเฉพาะผลทางการคา จากตัวแปร SPS ตอการสงออกผลไมไทย และสวนสุดทายนําเสนอผลการศึกษาเชิงคุณภาพที่ไดจากการ สัมภาษณตัวแทนผูสงออกไทย 5.1 สถิติพรรณนาของขอมูลกลุมตัวอยาง สมการเชิงประจักษที่ใชในการประเมินผลเชิงปริมาณของมาตรการการคา SPS ของประเทศจีนตอ การสงออกผลไมไทยมี 2 สมการคือ สมการมูลคาการสงออกแทจริงและปริมาณการสงออก ตารางที่ 5-1 แสดงสถิติพรรณนาของตัวแปรที่ใชมูลคาสงออกแทจริงเฉลี่ยของผลไมไทยเทากับ 10.8 ลานเหรียญสหรัฐฯ และปริมาณสงออกเฉลี่ยชนิดละ 20,125.5 เมตริกตันหรือประมาณ 342,142 ตันตอป อุปทานรวมของผลไม ไทยเทากับ 11,035 พันเมตริกตัน และผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีนเทากับ 4,366 เหรียญสหรัฐฯ ในชวงเวลาที่ทําการศึกษา 2543-2561 และที่นาสนใจ พบวา จํานวนมาตรการ SPS ของประเทศจีนที่บังคับใช กับผลไมไทยมีคาเฉลี่ยอยูที่ 6.2 มาตรการ อยางไรก็ตาม จํานวนมาตรการ SPS มีความแตกตางกันตาม ประเภทผลไม มาตรการที่บังคับใชกับกลุมผลไมสดมากกวาของผลไมประเภทอื่นแสดงในตารางที่ 5-2 คาเฉลี่ย ของผลไมสดอยูที่ 6.6 มาตรการในขณะที่คาเฉลี่ยของผลไมแบบอื่นอยูระหวาง 5.3-5.9 มาตรการ นอกจากนั้น ยังพบวาคาสวนเบี่ยงเบนมาตรฐาน (S.D.) ของกลุมผลไมสดยังสูงกวาผลไมประเภทอื่นคอนขางมากประมาณ รอยละ 29 ดังนั้น อาจกลาวไดวาการสงออกผลไมสดของประเทศไทยมีแนวโนมออนไหวตอมาตรการ SPS ของประเทศจีนมากกวาผลไมประเภทอื่น

68 ตารางที่ 5-1 สถิติพรรณนาของตัวแปรที่ใช ตัวแปร คําอธิบาย Mean S.D. ตัวแปรตาม exp มูลคาสงออกผลไมราคาคงที่ป 2553 (ลานเหรียญสหรัฐฯ) 10.82 21.95 q ปริมาณการสงออกผลไม (เมตริกตัน) 20,125.5 39,804.2 ตัวแปรอธิบาย prod_TH อุปทานการผลิตผลไมของประเทศไทย (พันเมตริกตัน) 11,035.0 573.4 gdppc GDP แทจริงตอหัวของประเทศจีน ราคาคงที่ป 2553 (เหรียญสหรัฐฯ) 4,365.7 1,913.9 p ราคาสงออกผลไมไทย (เหรียญสหรัฐฯ ตอกิโลกรัม) 1.17 2.45 nsps จํานวนมาตรการการคา SPS ของประเทศจีน 6.24 3.31 fx อัตราแลกเปลี่ยนแทจริงระหวางไทยกับจีน (บาทตอหยวน) 4.98 0.25 p_oil ราคาน้ํามันดิบเฉลี่ยในตลาดโลก (เหรียญสหรัฐฯ ตอบารเรล) 64.23 22.21 FTA ตัวแปรดัมมี่แทนเขตการคาเสรีไทย-จีน เทากับ 1 ตั้งแตป 2548 0.68 0.47 ตารางที่ 5-2 จํานวนมาตรการ SPS จําแนกตามประเภทผลไม ประเภทผลไม Mean S.D. ผลไมสด 6.579 3.599 ผลไมแชแข็ง 5.908 2.857 ผลไมแหง 5.737 2.882 ผลไมประเภทอื่น 5.263 2.446 การสงออกผลไมไทยไปประเทศจีนมีการขยายตัวอยางตอเนื่องในชวงเวลาที่ทําการศึกษา (2543- 2561) โดยเฉพาะผลไมสดแสดงในรูปที่ 5-1 มูลคาการสงออกราคาปจจุบันเพิ่มขึ้นจาก 22.5 ลานเหรียญ สหรัฐฯ ในป 2543 เปน 1,002.6 ลานเหรียญสหรัฐฯในป 2561 เพิ่มมากกวา 43 เทา ผลไมสดมีสัดสวนการ สงออกมากสุด คาเฉลี่ยป 2543-2561 อยูที่ประมาณรอยละ 61 รองลงมาเปนผลไมแหง (รอยละ 35) และ ผลไมแชแข็ง (รอยละ 3) ตามลําดับ โดยสัดสวนการสงออกผลไมสดมีแนวโนมเพิ่มขึ้น ในป 2560-2561 สัดสวนการสงออกผลไมสดเพิ่มเปนรอยละ 72 และที่นาสนใจ พบวา มูลคาการสงออกผลไมเพิ่มขึ้นอยางมาก ถึงรอยละ 97 ระหวางป 2545-2546 หลังจากที่ประเทศจีนจีนเขาเปนสมาชิกองคการการคาโลก (WTO) เมื่อ ป 2544 โดยมีการทยอยปรับลดภาษีนําเขาและอุปสรรคทางการคาอื่น ๆ ลง การที่ประเทศจีนเปนตลาด สงออกสําคัญเมื่อความตองการผลไมของผูบริโภคชาวจีนเพิ่มมากขึ้นทําใหราคาเฉลี่ยผลไมไทยเพิ่มขึ้นถึง 5.2 เทาระหวางป 2543-2561 เมื่อพิจารณาเฉพาะปริมาณการสงออกผลไมก็มีการขยายตัวแบบกาวกระโดด เชนกันโดยเพิ่มขึ้นจาก 34.7 พันเมตริกตันเปน 710.7 พันเมตริกตันหรือเพิ่มขึ้นกวา 20 เทา แสดงในรูปที่ 5-2

69 รูปที่ 5-1 มูลคาการสงออกไปประเทศจีนจําแนกตามประเภทผลไม ป 2543-2561 หนวย: ลานเหรียญสหรัฐฯ รูปที่ 5-2 ปริมาณการสงออกไปประเทศจีนจําแนกตามประเภทผลไม ป 2543-2561 แมวาการสงออกผลไมไทยมีการขยายตัวอยางตอเนื่องแตการสงออกสวนใหญกระจุกตัวเฉพาะผลไม บางชนิดเทานั้น รูปที่ 5-3 และ 5-4 แสดงมูลคาสงออกแทจริงของผลไมโดยใชราคาคงที่ป 2553 และปริมาณ การสงออกในรูปลอการิทึม โดยภาพรวม มูลคาการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีนเกือบทุกชนิดมีแนวโนม เพิ่มขึ้น โดยเฉพาะทุเรียนสดและมังคุดสดมีการขยายตัวคอนขางมาก ในขณะที่สมสด เงาะสด สับปะรดแชแข็ง และลําไยแชแข็งมีแนวโนมลดลง สับปะรดเปนผลไมที่มีราคาปรับลดลงมากและมีความผันผวนสูงเนื่องจาก 0 200 400 600 800 1000 1200 2543 2546 2549 2552 2555 2558 2561 ผลไมสด ผลไมแชแข็ง ผลไมแหง อื่นๆ 0 100 200 300 400 500 600 700 800 2543 2546 2549 2552 2555 2558 2561 พันเมตริกตัน ผลไมสด ผลไมแชแข็ง ผลไมแหง อื่นๆ

70 มูลคาการสงออกคอนขางคงที่ทั้งที่ปริมาณการสงออกเพิ่มขึ้น แมวาลําไยจัดผลไมยอดนิยมในตลาดจีนแต พบวา การสงออกสวนใหญเปนผลสดและอบแหงแตลําไยแชแข็งมีสัดสวนนอยมาก รูปที่ 5-3 มูลคาสงออกผลไมไทย 17 ชนิด ป 2543-2561 หมายเหตุ: 1. ลําไยสด 2. ทุเรียนสด 3. มะมวงสด 4. ลิ้นจี่สด 5. กลวยสด 6. สมสด 7. เงาะสด 8. มังคุดสด 9. สับปะรดสด 10. ผลไมสดอื่น ๆ 11. สับปะรดแชแข็ง 12. ทุเรียนแชแข็ง 13. ลําไยแชแข็ง 14. ผลไมแชแข็งอื่น ๆ 15. ลําไยแหง 16. ผลไมแหงอื่น ๆ และ 17. ผลไมประเภทอื่น รูปที่ 5-4 ปริมาณการสงออกผลไมไทย 17 ชนิด ป 2543-2561 หมายเหตุ: 1. ลําไยสด 2. ทุเรียนสด 3. มะมวงสด 4. ลิ้นจี่สด 5. กลวยสด 6. สมสด 7. เงาะสด 8. มังคุดสด 9. สับปะรดสด 10. ผลไมสดอื่น ๆ 11. สับปะรดแชแข็ง 12. ทุเรียนแชแข็ง 13. ลําไยแชแข็ง 14. ผลไมแชแข็งอื่น ๆ 15. ลําไยแหง 16. ผลไมแหงอื่น ๆ และ 17. ผลไมประเภทอื่น -10 -5 0 5 -10 -5 0 5 -10 -5 0 5 -10 -5 0 5 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 log(exp) year Graphs by fruitid 0 5 10 15 0 5 10 15 0 5 10 15 0 5 10 15 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 log (q) year Graphs by fruitid

71 มาตรการการคา SPS ของประเทศจีน สําหรับสินคาพิกัดศุลกากร HS 08 ผลไมและลูกนัตที่บริโภค ไดแสดงในตารางที่ 5-3 รวมทั้งสิ้น 27 มาตรการ ในจํานวนนี้มี 26 มาตรการบังคับใชกับผลไมนําเขาจากทุก ประเทศ และมี 1 มาตรการที่เจาะจงเฉพาะการนําเขามังคุดสดจากประเทศอินโดนีเซียเนื่องจากเมื่อป 2556 ทางการจีนตรวจพบศัตรูพืชและการใชสารแคดเมียมในปริมาณที่สูงกวาเกณฑมาตรฐาน ผูวิจัยใชขอมูลเฉพาะ มาตรการ SPS ที่บังคับใชกับทุกประเทศ 26 มาตรการในการกําหนดตัวแปร SPS สําหรับผลไมไทยทั้ง 17 ชนิด จากการตรวจสอบรายละเอียดของแตละมาตรการ SPS พบวา สวนหนึ่งเปนการบังคับใชแบบภาพรวม สําหรับสินคาอาหารทุกหมวดและมีมาตรการที่เจาะจงสําหรับผลไมบางชนิดประเทศที่มีแนวโนมไดรับ ผลกระทบมากสุดคือ สหรัฐอเมริกา โดยเฉพาะสม องุน เชอรรี่ และแอปเปลซึ่งสวนใหญเปนผลไมที่ประเทศ จีนมีการผลิตมาก ในขณะที่ประเทศไทยอาจไดรับผลกระทบจากมาตรการ SPS สําหรับทุเรียน มะมวง สม กลวย และผลไมแหง เปนที่นาสังเกตวามี 16 มาตรการถูกกําหนดขึ้นเมื่อป 2545 หรือหนึ่งปหลังจากการเขา เปนสมาชิกองคการการคาโลก (WTO) มาตรการ SPS สวนใหญใหความสําคัญกับประเด็นสุขอนามัยพืชและ สัตว เมื่อพิจารณารายละเอียดมาตรการ SPS ของประเทศจีนเห็นไดวา ตั้งแตป 2547 เปนตนมา มาตรการ SPS ของประเทศจีนมีความเขมงวดมากขึ้นโดยขยายการครอบคลุมประเด็นศัตรูพืช วัตถุเจือปนอาหาร สุขภาพคน และปริมาณสารเคมีตกคาง

7 ตารางที่ 5-3 มาตรการการคา SPS ของประ ลําดับ รายการสินคา ประเด็นคว 1. มะมวงและทุเรียน ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 2. ผลไมและผัก แมลงในผลไม ศัตรูพืช สุขอน 3. แอปเปล ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 4. องุนสด ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 5. กลวย สุขอนามัยพืช 6. เชอรรี่ สุขอนามัยพืช 7. กลวย สุขอนามัยพืช 8. องุน ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 9. องุนสด ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 10. เชอรรี่ สุขอนามัยพืช 11. กลวย สุขอนามัยพืช 12. สม สุขอนามัยพืช 13. แอปเปล ศัตรูพืช สุขอนามัยพืช 14. กลวย สุขอนามัยพืช 15. อาหารทุกชนิด สุขอนามัยพืชและสัตว 16. ผลไมทุกชนิด สุขอนามัยพืช 17. มะพราว ถั่ว และอื่น ๆ วัตถุเจือปนอาหาร ความปลอ 18. ผลไมแหง แบคทีเรีย วัตถุเจือปนอาหา 19. ผลไมสด ความปลอดภัยอาหาร สุขภา 20. เนื้อสัตว นม ตนไมและพืช ผัก ผลไม กากและเศษจาก ความปลอดภัยอาหาร สุขภา

2 เทศจีนที่เกี่ยวกับการนําเขาผลไมตางประเทศ วามปลอดภัยและสุขอนามัย ประเทศที่มีแนวโนม วันที่เริ่มบังคับใช ไทย 3 เมษายน 2545 นามัยพืช 5 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 5 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 18 เมษายน 2545 ปานามา 18 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 18 เมษายน 2545 คอสตาริกา 18 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 18 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 18 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 18 เมษายน 2545 เอกวาดอร 18 เมษายน 2545 สหรัฐอเมริกา 19 เมษายน 2545 ฝรั่งเศส 19 เมษายน2545 โคลอมเบีย 19 เมษายน2545 19 เมษายน. 2545 19 เมษายน 2545 อดภัยอาหาร สุขภาพคน การติดฉลาก 21 เมษายน 2547 าร ความปลอดภัยอาหาร สุขภาพคน การติด 21 เมษายน. 2547 พคน การติดฉลาก สุขอนามัยพืช 6 สิงหาคม 2547 พคน ศัตรูพืช 17 มกราคม 2549

7 ลําดับ รายการสินคา ประเด็นคว 21. อาหารทุกชนิดและบรรจุภัณฑ วัตถุเจือปนที่ใชในอาหารและ 22. ผลไมแหงและอาหารบางรายการ การควบคุมปริมาณการใชสา 23. ผลไมจําพวกถั่วและเมล็ด ความปลอดภัยอาหาร สุขภา 24. เนื้อสัตว ผัก ผลไม และธัญพืช ความปลอดภัยอาหาร 25. ผักและผลไมสด ความปลอดภัยอาหาร 26. มังคุดสด ระงับการนําเขาเนื่องจากตรว 27. ลูกนัตสดหรือแหง ขาวโพด เมล็ดขาวโพด อาหารสัตว การควบคุมการใชสารอะฟล ที่มา: ฐานขอมูลมาตรการการคาดานสุขอนามัยและสุขอนามัยพืชขององคการการคาโลก http://s

3 วามปลอดภัยและสุขอนามัย ประเทศที่มีแนวโนม วันที่เริ่มบังคับใช ะวัดุที่ใชบรรจุ 1 เมษายน2551 รซัลเฟอรไดออกไซด(Sulfur dioxide)ความ 1 กันยายน 2544 พคน 4 มิถุนายน 2555 13 กันยายน 2560 16 มีนาคม 2561 วจพบปริมาณสารแคดเมียมเกินกวามาตรฐาน อินโดนีเซีย 16 มีนาคม 2561 ลาทอกซิน (Aflatoxins) และสารพิษจากเชื้อ 27 ตุลาคม 2559 spsims.wto.org สืบคนเมื่อวันที่ 14 มกราคม 2562

74 รูปที่ 5-5 จําแนกมาตรการ SPS ทั้ง 26 รายการที่สงผลกระทบตอผลไมไทยทั้ง 17 ชนิด พบวา มี แนวโนมเพิ่มขึ้นโดยเฉพาะกลวยสดและผลไมสดอื่น ๆ นอกจากนั้น จํานวนมาตรการ SPS ที่กําหนดไมมีความ แตกตางมากนักระหวางชนิดของผลไม ดังนั้น ผูสงออกไทยอาจไดรับผลกระทบจากมาตรการทั่วไปที่ไมได เจาะจงชนิดผลไมทําใหมีตนทุนการผลิตและการควบคุมคุณภาพผลไมระหวางการขนสงเพิ่มขึ้น รวมทั้งอาจ เปนไปไดที่ผูสงออกไทยจะพิจารณาตลาดสงออกอื่นนอกจากประเทศจีน รูปที่ 5-5 มาตรการ SPS ที่สงผลกระทบตอการสงออกผลไมไทย 17 ชนิด ป 2543-2561 หมายเหตุ: 1. ลําไยสด 2. ทุเรียนสด 3. มะมวงสด 4. ลิ้นจี่สด 5. กลวยสด 6. สมสด 7. เงาะสด 8. มังคุดสด 9. สับปะรดสด 10. ผลไมสดอื่น ๆ 11. สับปะรดแชแข็ง 12. ทุเรียนแชแข็ง 13. ลําไยแชแข็ง 14. ผลไมแชแข็งอื่น ๆ 15. ลําไยแหง 16. ผลไมแหงอื่น ๆ และ 17. ผลไมประเภทอื่น ยอนกลับมาที่คําถามวิจัยหลักของการศึกษานี้คือ การกําหนดมาตรการ SPS ของประเทศจีนซึ่งเปน ตลาดสงออกหมายเลขหนึ่งของไทยมีสวนสนับสนุนการสงออกผลไมไทยหรือเปนอุปสรรคทางการคาระหวาง กันจากการกําหนดมาตรการที่เขมงวดและผูสงออกมีตนทุนการปรับตัวคอนขางมาก ผูวิจัยเริ่มจากการ ตรวจสอบความสัมพันธระหวางมูลคาและปริมาณสงออกผลไมกับจํานวนมาตรการ SPS ที่มีความลาชา 1 ชวงเวลา สาเหตุที่กําหนดใหตัวแปรมีความลาชานั้น เนื่องจากในทางปฏิบัติผูสงออกจะประเมินความเขมงวด มาตรการ SPS ของประเทศนําเขากอนที่จะกําหนดการสงออก ผูวิจัยทํา Scatter plot และการวิเคราะห สมการถดถอยที่ไมมีพารามิเตอร (Nonparametric Statistics) วิธี Locally Weighted Scatterplot Smoothing หรือ LOWESS (โดยยังไมควบคุมชนิดผลไม ชวงเวลา และตัวแปรควบคุมอื่น ๆ) ตัวแปรตามคือ ลอการิทึมของมูลคาการสงออกแทจริง log(exp) และลอการิทึมปริมาณการสงออกผลไม log(q) ในขณะที่ ตัวแปรอธิบายมีเพียงลอการึทึมจํานวนมาตรการ SPS ลาชา 1 ป log(nsps_1) แสดงในรูปที่ 5-6 และ 5-7 ตามลําดับลักษณะของเสนสมการถดถอยที่เกิดขึ้นเปนไปตามขอมูลจริงและอาจเปนความสัมพันธที่ไมใช เสนตรงซึ่งเปนแนวทางที่นิยมใชตรวจสอบความสัมพันธระหวาง 2 ตัวแปรเพราะไมตองมีขอสมมติในการ 0 5 10 15 20 0 5 10 15 20 0 5 10 15 20 0 5 10 15 20 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 2000 2005 2010 2015 2020 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 nsps year Graphs by fruitid

75 ประมาณคา ผลการศึกษา พบวา ทั้งมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทยมีความสัมพันธทางบวกกับจํานวน มาตรการ SPS ความสัมพันธที่ปรากฏใกลเคียงเสนตรงโดยเฉพาะปริมาณการสงออกกับมาตรการ SPS ในรูปที่ 5-7 รูปที่ 5-6 ความสัมพันธระหวางมูลคาสงออกผลไมกับมาตรการ SPS ของประเทศจีน รูปที่ 5-7 ความสัมพันธระหวางปริมาณการสงออกผลไมกับมาตรการ SPS ของประเทศจีน โดยภาพรวม จากการตรวจสอบสถิติพรรณนาและความสัมพันธของตัวแปร SPS กับมูลคาและ ปริมาณการสงออกผลไมไทยไปยังประเทศจีน พบวา มูลคาการคามีแนวโนมขยายตัวโดยลําดับ ในขณะที่การ บังคับใชมาตรการการคา SPS ของประเทศจีนก็มีความเขมงวดมากขึ้นเชนกัน ผลการศึกษาเชิงประจักษของ -10 -5 0 5 1 1.5 2 2.5 3 log(nsps_1) log(exp) LOWESS log(exp) log(nsps_1) 0 5 10 15 1 1.5 2 2.5 3 log(nsps_1) log(q) LOWESS log(q) log(nsps_1)

76 มาตรการการคา SPS ตอการสงออกอาจเปนได 2 แนวทาง คือ (1) มาตรการ SPS เปนอุปสรรคทางการคา เพราะผูสงออกไทยมีตนทุนการปรับตัว (Compliance cost) ตามกฎระเบียบการคาใหม ไมวาจะเปนคุณภาพ การผลิต การขนสง และการสรางระบบติดตามยอนกลับ มากกวาผลประโยชนที่ไดจากการเขาถึงตลาด ประเทศจีนตามสมมติฐาน Standards as barriers หรือ (2) มาตรการ SPS สนับสนุนการคาเพราะประเทศ ไทยสงออกผลไมหลักที่ประเทศจีนไมไดทําการผลิตเองอยางทุเรียน มังคุด และลําไย ดังนั้น ประเทศไทยจะ ไดรับผลกระทบจากมาตรการทั่วไปเกี่ยวกับความปลอดภัยอาหาร สืบเนื่องจากประเทศจีนเปนประเทศคูคา อันดับหนึ่ง ตนทุนการปรับตัวของผูสงออกที่เพิ่มขึ้นนาจะนอยกวาการสูญเสียตลาดสงออกตามสมมติฐาน Standards as catalysts 5.2 ผลการศึกษาเชิงปริมาณ เนื้อหาสวนนี้เปนการนําเสนอผลการประมาณคาสมการเชิงประจักษ 2 สมการคือ มูลคาการสงออก แทจริงและปริมาณการสงออก สามารถเขียนแสดงอีกครั้งได ดังนี้ log(expkt) = αm + αt + β1 log(prod_THt) + β2 log(gdppct) + β3 log(pkt) + β4 log(fxt) + β5 log(p_oilt) + β6FTAt + β7 log�nspsk,t−1� + εkt log(qkt) = ηm + ηt + δ1 log(prod_THt) + δ2 log(gdppct) + δ3 log(pkt) + δ4 log(fxt) + δ5 log(p_oilt) + +δ6FTAt + δ7 log�nspsk,t−1� + ukt 5.2.1 ผลการทดสอบความนิ่งของขอมูล ตารางที่ 5-4 แสดงผลการทดสอบ Panel unit root ตามวิธีของ Levin, Lin, and Chu (2002) กับ ตัวแปรที่ใชทั้ง 8 ตัวในรูปแบบลอการิทึม ประกอบดวย มูลคาและปริมาณการสงออก อุปทานของผลไมไทย ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน ราคาผลไม อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง ราคาน้ํามันดิบ และจํานวน มาตรการ SPS ที่มีความลาชา 1 ชวงเวลา 10 11 ผลการทดสอบ พบวา คาสถิติทดสอบทั้งหมดมีคาติดลบและมี นัยสําคัญทางสถิติที่ระดับ 0.01 แสดงวา ขอมูลของทุกตัวแปรมีลักษณะนิ่ง (Stationary) หรือไมมีปญหา Unit root ดังนั้น การนําตัวแปรเหลานี้มาวิเคราะหสมการถดถอยจะไมเกิดปญหาความสัมพันธลวงระหวางตัวแปร ตามและตัวแปรอธิบาย (Spurious regression) 11 ตัวแปรที่ไมไดนํามาทดสอบดวยคือ ตัวแปรดัมมี่แทนการเปดการคาเสรีระหวางประเทศไทยกับประเทศจีน

77 ตารางที่ 5-4 ผลการทดสอบ Panel Unit root ตัวแปร T-Statistic P-value ผลการทดสอบ log(exp) -3.9397 <0.0001 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(q) -3.4691 0.0003 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(prod_TH) -2.8237 0.0024 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(gdppc) -11.0173 <0.0001 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(p) -3.3969 0.0049 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(fx) -6.2051 <0.0001 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(p_oil) -5.4375 <0.0001 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) log(nsps_1) -11.2373 <0.0001 ขอมูลมีลักษณะนิ่ง (Stationary) 5.2.2 การวิเคราะหสมการถดถอยขอมูลพาแนล ผูวิจัยเริ่มจากการประมาณคาสมการมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทย 3 วิธีคือ Pooled regression Fixed effects (FE) และ Random effects (RE) ผลการประมาณคาแสดงในตารางที่ 5-5 และ 5-6 พบวา สําหรับสมการมูลคาการสงออกผลไม ตัวแปรอธิบายที่มีนัยสําคัญทางสถิติ คือ ผลิตภัณฑมวลรวม ตอหัวของประเทศจีนและมาตรการ SPS สงผลใหมูลคาการสงออกผลไมไทยเพิ่มขึ้น ในขณะที่ราคาผลไมมี ความสัมพันธตรงขามกับมูลคาการสงออกสอดคลองกับกฎอุปสงค คา R-squared ไมสูงมากนักประมาณ 0.20 สําหรับสมการปริมาณการสงออกผลไม พบวา คา R-squared มีคาสูงพอสมควรประมาณ 0.5 ขนาด และเครื่องหมายของสัมประสิทธิ์ตัวแปรอธิบายที่มีนัยสําคัญใกลเคียงกับผลการประมาณคาสมการมูลคาการ สงออก

78 ตารางที่ 5-5 ผลการประมาณคาเบื้องตนสมการมูลคาการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีน ตัวแปร Pooled OLS Fixed Effects Random Effects อุปทานรวมผลไมไทย 1.098 0.506 0.540 (3.287) (2.060) (2.053) ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน 1.947** 1.801*** 1.810*** (0.887) (0.599) (0.595) ราคาผลไม -1.121*** -0.835*** -0.851** (0.200) (0.178) (0.175) มาตรการ SPS ลาชา 1 ชวงเวลา 0.603 0.488* 0.495* (0.409) (0.300) (0.297) ราคาน้ํามันดิบ 0.056 0.159 0.153 (0.734) (0.461) (0.460) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง -0.368 -0.892 -0.863 (4.304) (2.703) (2.694) เขตการคาเสรีไทย-จีน (0/1) -0.303 -0.199 -0.205 (0.729) (0.455) (0.453) คาคงที่ -34.447 -23.030 -23.679 (55.881) (34.994) (34.882) Obs. 323 323 323 R-squared 0.208 0.203 0.204 หมายเหตุ ตัวแปรควบคุมที่ไมแสดงประกอบดวยชุดตัวแปรดัมมี่แทนประเภทผลไม (ผลไมสด แหง แชแข็ง และแบบอื่น) และชวงเวลา ตัวเลขในวงเล็บแสดงคา Standard errors * มีนัยสําคัญที่ 0.10 ** มีนัยสําคัญที่ 0..05 และ *** มีนัยสําคัญที่ 0.01

79 ตารางที่ 5-6 ผลการประมาณคาเบื้องตนของสมการปริมาณการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีน ตัวแปร Pooled OLS Fixed Effects Random Effects อุปทานรวมผลไมไทย 3.282 1.673 1.755 (3.289) (1.611) (1.631) ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน 1.865*** 1.838*** 1.832*** (0.710) (0.369) (0.373) ราคาผลไม -1.856*** -0.927*** -0.967*** (0.104) (0.078) (0.078) มาตรการ SPS ลาชา 1 ชวงเวลา 0.799* 0.403* 0.427* (0.411) (0.240) (0.242) ราคาน้ํามันดิบ -0.694 -0.297 -0.315 (0.777) (0.376) (0.381) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง 2.007 0.003 0.108 (4.262) (2.092) (2.118) เขตการคาเสรีไทย-จีน (0/1) -0.171 0.167 0.150 (0.763) (0.374) (0.379) คาคงที่ -69.372 -38.033 -39.564 (55.867) (27.286) (27.629) Obs. 323 323 323 R-squared 0.561 0.511 0.517 หมายเหตุ ตัวแปรควบคุมที่ไมแสดงประกอบดวยชุดตัวแปรดัมมี่แทนประเภทผลไม (ผลไมสด แหง แชแข็ง และแบบอื่น) และชวงเวลา ตัวเลขในวงเล็บแสดงคา Standard errors * มีนัยสําคัญที่ 0.10 ** มีนัยสําคัญที่ 0..05 และ *** มีนัยสําคัญที่ 0.01 อยางไรก็ตาม การแปรผลการศึกษาในตารางที่ 5-5 และ 5-6 ตองทําดวยความระมัดระวังเพราะยัง ไมไดมีการตรวจสอบและแกปญหาทางเศรษฐมิติ แตเราจะนําผลการประมาณคาที่แสดงนี้มาทดสอบความ เหมาะสมของแบบจําลองที่ใชเริ่มจากการเปรียบเทียบความเหมาะสมระหวางแบบจําลอง Pooled OLS กับ Fixed Effects ของสมการมูลคาและปริมาณการสงออก ผูวิจัยสรางสมการถดถอยเพิ่มขึ้น 1 ชุดโดยการเพิ่ม ชุดของตัวแปรดัมมี่ (16 ตัว) แทนประเภทของผลไมโดยใหผลไมชนิดแรก (ลําไยสด) เปนกลุมอางอิง หลังจาก นั้นทําการทดสอบนัยสําคัญโดยวิธี F-test วาคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรดัมมี่เหลานี้แตกตางจากศูนยหรือไม ผลการทดสอบแสดงในตารางที่ 5-7 พบวา คา F-Statistic ของสมการมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทย มีนัยสําคัญทางสถิติที่ระดับ 0.01 แสดงวา แตละประเภทผลไมมี Individual effects ที่แตกตางกัน การ ประมาณคาแบบ Pooled OLS ที่สมมติใหทุกประเภทผลไมมีคาคงที่เทากันจึงไมสมเหตุสมผล

80 ตารางที่ 5-7 ผลการทดสอบการเปรียบเทียบแบบจําลอง Pooled OLS กับ Fixed Effects สมการ F-Statistic P-value ผลการทดสอบ มูลคาการสงออก 32.65 <0.001 Fixed Effects เหมาะสมกวา Pooled OLS ปริมาณการสงออก 65.93 <0.001 Fixed Effects เหมาะสมกวา Pooled OLS หลังจากนั้นทําการทดสอบวิธีLagrange Multiplier (LM) ตามวิธีของ Breusch and Pagan (1980) เพื่อเปรียบเทียบความเหมาะสมระหวางแบบจําลอง Pooled OLS และ Random effects ผลการ ทดสอบแสดงในตารางที่ 5-8 ปรากฏหลักฐานทางสถิติที่ปฏิเสธสมมติฐานความแปรปรวนของผลไมทุกชนิดมี คาเทากัน แสดงวา ตัวคลาดเคลื่อนของทั้ง 2 สมการมีความแปรปรวนไมคงที่และมีลักษณะเดาสุม ตารางที่ 5-8 ผลการทดสอบการเปรียบเทียบแบบจําลอง Pooled OLS กับ Random Effects สมการ Chi-sq. Statistic P-value ผลการทดสอบ มูลคาการสงออก 1,089.10 <0.001 Random Effects เหมาะสมกวา Pooled OLS ปริมาณการสงออก 1,247.41 <0.001 Random Effects เหมาะสมกวา Pooled OLS จากการทดสอบทางสถิติในตารางที่ 5-7 และ 5-8 แสดงวาแบบจําลอง Pooled OLS ไมเหมาะสม กับขอมูลพาแนลที่ใชในการศึกษานี้เนื่องจากคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรดัมมี่แทนประเภทผลไมเกือบทั้งหมดมี นัยสําคัญทางสถิติ (ผลการประมาณคาไมไดแสดงในรายงานนี้) และความแปรปรวนของตัวคลาดเคลื่อนไมคงที่ ในทางทฤษฎี หากเรายังคงใชแบบจําลอง Pooled regression ในการประมาณคา คาสัมประสิทธิ์ที่ไดจะขาด ความนาเชื่อถือเพราะเกิดปญหา Omitted variable bias 5.2.3 การเปรียบเทียบความเหมาะสมของแบบจําลอง Fixed effects กับ Random effects การศึกษานี้ประยุกตวิธีการทดสอบของ Hausman (1978) ในการการเลือกแบบจําลองที่เหมาะสม ระหวาง Fixed effects และ Random effects ตารางที่ 5-9 แสดงคาสถิติทดสอบไคสแควรและคา P-value ของทั้งสองสมการ เนื่องจากคา P-value มากกวา 0.10 จึงไมสามารถปฏิเสธสมมติฐานหลักที่วาตัว คลาดเคลื่อนไมมีความสัมพันธกับตัวแปรอธิบาย Cov�ui, � = 0 สรุปไดวา แบบจําลอง Random effects มีความเหมาะสมมากกวา Fixed effects ตารางที่ 5-9 ผลการทดสอบการเปรียบเทียบแบบจําลอง Fixed effects กับ Random effects สมการ Chi-sq. Statistic P-value ผลการทดสอบ มูลคาการสงออก 0.26 0.999 Random effects เหมาะสมกวา Fixed effects ปริมาณการสงออก 4.68 0.695 Random effects เหมาะสมกวา Fixed effects

81 โดยสรุป ผลการทดสอบทางสถิติสนับสนุนการใชแบบจําลอง Random effects สําหรับการวิเคราะห สมการถดถอยขอมูลพาแนลเพื่อประเมินผลกระทบจากมาตรการ SPS ตอการสงออกผลไมไทยในตลาด ประเทศจีน 5.2.4 การตรวจสอบปญหาทางเศรษฐมิติที่อาจเกิดขึ้น เริ่มจากการตรวจสอบปญหาความสัมพันธเชิงเสนระดับสูงระหวางตัวแปรอธิบาย (Multicollinearity) ชองสมการมูลคาการสงออกและปริมาณการสงออกผลไมโดยประเมินจากคา Variance Inflation Factor (VIF) ตัวแปรอธิบายของทั้ง 2 สมการ มีทั้งหมด 7 ตัวแปรแสดงในตารางที่ 5-10 พบวา คา VIF มีคาระหวาง 1.0-6.2 โดยมีคาเฉลี่ยประมาณ 3.9 ซึ่งนอยกวา 10 แสดงวา ตัวแปรอธิบายที่ใชในแบบจําลองไมเกิดปญหา Multicollinearity ตารางที่ 5-10 คา Variance Inflation Factor ของตัวแปรอธิบาย ตัวแปร VIF อุปทานรวมผลไมไทย 1.49 ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน 6.15 ราคาผลไม 1.04 จํานวนมาตรการ SPS ลาชา 1 ชวงเวลา 5.25 ราคาน้ํามันดิบ 4.62 อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง 2.42 เขตการคาเสรีไทย-จีน (0/1) 6.19 คาเฉลี่ย 3.88 การทดสอบปญหาความแปรปรวนของตัวคลาดเคลื่อนไมคงที่ (Heteroscedasticity) เริ่มจากการ ประมาณคา 2 แบบจําลองโดยวิธี Generalized Least Squares (GLS) แบบจําลองที่ 1 อนุญาตใหความ แปรปรวนของแตละพาแนลแตกตางกัน และแบบจําลองที่ 2 กําหนดใหความแปรปรวนทุกพาแนลเทากัน (ผล การประมาณคาไมไดแสดงในรายงานนี้) หลังจากนั้นทําการทดสอบวิธี Likelihood ratio (LR test) โดยใชคา Log-likelihood ในทางทฤษฎี หากตัวคลาดเคลื่อนมีความแปรปรวนคงที่หรือไมเกิดปญหา Heteroscedasticity คา Log-likelihood จากทั้งสองแบบจําลองไมควรแตกตางกันมากและคาสถิติไคสแควร จะไมมีนัยสําคัญทางสถิติ ตารางที่ 5-11 แสดงผลการทดสอบ LR test ของสมการมูลคาการสงออกและ ปริมาณการสงออก พบวา คา P-value ของทั้ง 2 สมการมีคานอยกวา 0.001 แสดงวา เกิดปญหา Heteroscedasticity

82 ตารางที่ 5-11 ผลการทดสอบปญหา Heteroscedasticity โดยวิธี Likelihood ratio (LR test) สมการ Chi-sq. Statistic P-value ผลการทดสอบ มูลคาการสงออก 160.55 <0.001 เกิดปญหา Heteroscedasticity ปริมาณการสงออก 147.76 <0.001 เกิดปญหา Heteroscedasticity การทดสอบปญหาความสัมพันธขามเวลาของตัวคลาดเคลื่อน (Autocorrelation) ผูวิจัยประยุกต วิธีการของ Wooldridge (2002) สมมติฐานหลักคือ ไมเกิดปญหา Autocorrelation ลําดับที่ 1 หรือ AR (1) ผลการทดสอบแสดงในตารางที่ 5-12 คา P-value ของสมการมูลคาการสงออกมีคามากกวา 0.10 แสดงวาไม เกิดปญหา Autocorrelation แตสมการปริมาณการสงออกเกิดปญหา Autocorrelation เพราะคาสถิติทีมี นัยสําคัญที่ระดับ 0.01 ตารางที่ 5-12 ผลการทดสอบปญหา Autocorrelation โดยวิธีของ Wooldridge (2002) สมการ T- Statistic P-value ผลการทดสอบ มูลคาการสงออก 0.491 0.630 ไมเกิดปญหา Autocorrelation ปริมาณการสงออก 3.158 0.007 เกิดปญหา Autocorrelation โดยสรุป จาการตรวจสอบขอมูลพาแนลและสมการที่ใชประมาณคา สมการมูลคาการสงออกเกิด เ ฉ พ า ะ ป ญ ห า Heteroscedasticity เ ท า นั้ น ใ น ข ณ ะ ที่ ส ม ก า ร ป ริ ม า ณ ก า ร ส ง อ อ ก เ กิ ด ป ญหา Heteroscedasticity และ Autocorrelation ดังนั้น แบบจําลองที่เหมาะสมของสมการมูลคาการสงออก คือ Random effects โดยใชคา Robust Standard errors ของตัวประมาณคาในการแปรผลและทดสอบ สมมติฐาน ในขณะที่การประมาณคาที่เหมาะสมของสมการปริมาณการสงออกคือ Generalized Least Squares (GLS) ที่แกปญหา Heteroscedasticity และ Autocorrelation ที่ตัวคลาดเคลื่อนมีความสัมพันธ ลําดับที่หนึ่งหรือ AR (1) 5.2.5 ผลการประมาณคา จากการทดสอบลักษณะขอมูลพาแนลและแกปญหาทางเศรษฐมิติที่เกิดขึ้นของแตละสมการ ผลการ ประมาณคาแบบจําลองเชิงประจักษที่ใชในการประเมินผลกระทบของมาตรการ SPS ของประเทศจีนตอการ สงออกผลไมไทยแสดงในตารางที่ 5-13 ตัวแปรตามของสมการที่ 1 คือ มูลคาการสงออกแทจริงของผลไมไทย ณ ราคาคงที่ป 2553 และตัวแปรตามของสมการที่ 2 คือ ปริมาณการสงออกผลไมไทย ตัวแปรเชิงปริมาณทุก ตัวอยูในรูปแบบลอการิทึม ขอมูลที่ใชเปนขอมูลพาแนลของการสงออกผลไมไทย 17 ชนิดในตลาดประเทศจีน ตั้งแตป 2543-2561 (19 ป) จํานวนขอมูลรวมเทากับ 323 (17 x 19) หนวย ผลการประมาณคาสมการมูลคาสงออกผลไมไทยโดยแบบจําลอง Random effects พบวา ระดับ นัยสําคัญโดยรวมไมสูงมากนักประมวลจากคา R-squared มีคาระหวาง 0.13-0.32 การที่คา Within R-

83 squared สูงกวา Between R-Squared พอสมควรสะทอนวาสมการที่ใชสามารถอธิบายการแปรผันของ มูลคาการสงออกผลไมแตละชนิดในแตละชวงเวลาไดดีกวาการอธิบายความแตกตางที่เกิดขึ้นระหวางชนิด ผลไม การตรวจสอบนัยสําคัญโดยรวมของสมการอาจประเมินจากคาสถิติ Wald ซึ่งเทากับ 58.1 และมีคา Pvalue นอยกวา 0.001 แสดงวา ชุดของตัวแปรอธิบายที่ใชสามารถอธิบายการแปรผันของมูลคาการสงออก ผลไมไปประเทศจีนไดดี ตัวเลขในวงเล็บแสดงคา Robust standard errors เห็นไดวา คา Robust standard errors ของตัวประมาณคามากกวาคา Standard errors ทั่วไปที่แสดงในตารางที่ 5-5 ตารางที่ 5-13 ผลการประมาณคาที่แกปญหาทางเศรษฐมิติของสมการมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทย ไปประเทศจีน ตัวแปร มูลคา ปริมาณ Random Effects GLS_AR (1) อุปทานรวมผลไมไทย 0.540 0.986 (2.609) (1.189) ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน 1.810** 1.862*** (0.746) (0.446) ราคาผลไม -0.851** -1.132*** (0.432) (0.069) มาตรการ SPS ลาชา 1 ชวงเวลา 0.495** 0.320* (0.252) (0.181) ราคาน้ํามันดิบ 0.153 -0.037 (0.269) (0.327) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง -0.863 0.882 (1.179) (1.566) เขตการคาเสรีไทย-จีน (0/1) -0.205 0.047 (0.588) (0.287) คาคงที่ -23.679 -29.603 (43.194) (19.818) Obs. 323 323 Within R-squared 0.319 - Between R-squared 0.134 - Overall R-squared 0.204 - Wald Statistic/P-value 58.09/ 0.000 323.03 /0.000 Rho - 0.742 หมายเหตุ ตัวแปรควบคุมที่ไมแสดงประกอบดวยชุดตัวแปรดัมมี่แทนประเภทผลไม (ผลไมสด แหง แชแข็ง และแบบอื่น) และชวงเวลา ตัวเลขในวงเล็บแสดงคา Robust standard errors * มีนัยสําคัญที่ 0.10 ** มีนัยสําคัญที่ 0..05 และ *** มีนัยสําคัญที่ 0.01

84 เมื่อพิจารณาคาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรอธิบายแตละตัวของสมการมูลคาการสงออกในตารางที่ 5-13 พบวา ตัวแปรที่ที่สามารถอธิบายมูลคาการสงออกผลไมไทยไดคือ ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน ราคาผลไม และจํานวนมาตรการ SPS เริ่มจากคาสัมประสิทธิ์ของมูลคาผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศ จีนเทากับ 1.81 โดยมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.05 สอดคลองกับการคาดการณวาผลไมไทยจัดเปนสินคาฟุมเฟอยใน สายตาของผูบริโภคชาวจีนเพราะในทางทฤษฎีคาสัมประสิทธิ์ที่ไดหมายถึงความยืดหยุนของรายจายการ บริโภค อาจกลาวไดวา หากเศรษฐกิจของประเทศจีนมีการเติบโตอยางตอเนื่องจะสงผลดีตอการสงออกผลไม ไทยคอนขางมาก ในขณะที่คาสัมประสิทธิ์ของราคาผลไมมีคาเทากับ -0.85 โดยมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.05 เชนกันเปนไปตามกฎอุปสงค หากราคาผลไมสงออกเพิ่มขึ้นรอยละ 1 สงผลใหมูลคาการสงออกผลไมไทยลดลง รอยละ 0.85 ผลการประมาณคานี้มีนัยยะวาแมผลไมไทยจะเปนที่นิยมสําหรับผูบริโภคชาวจีนแตถา ผูประกอบการไมสามารถบริหารตนทุนใหเหมาะสมทําใหราคาผลไมสูงกวาประเทศคูแขงที่สงออกผลไมเขต รอนเหมือนกับประเทศไทย มีโอกาสที่ผูบริโภคชาวจีนอาจเลือกนําเขาผลไมจากประเทศอื่นทดแทนทําให ประเทศไทยสูญเสียสวนแบงตลาดได ผลเชิงปริมาณของมาตรการ SPS ซึ่งเปนประเด็นหลักของการศึกษาครั้งนี้ พบวา คาสัมประสิทธิ์ของ จํานวนมาตรการ SPS เทากับ 0.50 และมีนัยสําคัญทางสถิติที่ระดับ 0.05 แสดงวา จํานวนมาตรการ SPS ของ ประเทศจีนที่เพิ่มขึ้นทําใหมูลคาการสงออกผลไมไทยเพิ่มขึ้นเฉลี่ยรอยละ 0.5 การศึกษานี้กําหนดใหจํานวน มาตรการ SPS มีความลาชา 1 ชวงเวลาเนื่องจากในทางปฏิบัติ ผูสงออกจะเปรียบเทียบระดับความเขมงวด ของประเทศคูคากอนจะตัดสินใจเกี่ยวกับการผลิตเพื่อสงออก ผลการประมาณคาที่ไดสามารถแปรผลไดวา มาตรการ SPS มีสวนสําคัญในการสนับสนุนใหผูสงออกไทยยกระดับคุณภาพผลไมสงออกใหไดมาตรฐานที่ เขมงวดของประเทศจีน อาจกลาวไดวา ผลการศึกษาเชิงประจักษครั้งนี้สนับสนุนสมมติฐาน Standards as Catalysts กลาวคือ การกําหนดมาตรฐานสินคาชวยเพิ่มมูลคาการคาระหวางประเทศตางจากความเชื่อทั่วไป ที่วา มาตรการ SPS อาจถูกใชเปนรูปแบบหนึ่งของมาตรการกีดกันทางการคาที่มิใชภาษี (Non-tariff barriers: NTBs) โดยเฉพาะการสงออกสินคาเกษตรของประเทศกําลังพัฒนาเนื่องจากการมีขอจํากัดของเทคโนโลยีและ เ งิ น ทุ น (Otsuki, Wilson and Sewadeh, 2001; Gebrehiwet, Ngqangweni, and Kirsten, 2007) กรณีศึกษาการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีนครั้งนี้มีผลการศึกษาใกลเคียงกับงานของ Ander and Caswell (2009) ที่พบวา ความเขมงวดของมาตรการการคาเกี่ยวกับความปลอดภัยอาหารมีความสัมพันธกับสัดสวนการ สงออกโดยไมคํานึงถึงระดับการพัฒนาของประเทศสงออก กลาวคือ เมื่อสหรัฐอเมริกาเพิ่มมาตรฐานอาหาร ทะเลนําเขากลับทําใหการสงออกอาหารทะเลของประเทศไทยไปสหรัฐอเมริกาเพิ่มขึ้น ทั้งนี้ เนื่องจาก สหรัฐอเมริกาเปนตลาดสงออกหลักของผูประกอบการไทยถึงแมการกําหนดมาตรฐานจะทําใหผูสงออกไทย ไดรับผลกระทบจากการมีตนทุนเพิ่มขึ้นแตเมื่อเปรียบเทียบกับตนทุนจากการหาตลาดใหม การยกระดับการ ผลิตเพื่อใหอาหารทะเลสงออกเปนไปตามมาตรฐานใหมที่เขมงวดของสหรัฐอเมริกานาจะเปนทางเลือกที่ดีกวา กรณีของผลไมไทยก็เชนเดียวกัน ประเทศจีนเปนตลาดสงออกสําคัญของไทยมีสัดสวนเกือบรอยละ 40 ความ ตองการผลไมไทยที่เพิ่มขึ้นในชวงหลายปที่ผานมาจากการเติบโตทางเศรษฐกิจของประเทศจีนมีผลใหราคา

85 ผลไมไทยปรับเพิ่มขึ้นโดยลําดับ ดังนั้น แมวาประเทศจีนกําหนดมาตรการ SPS มากขึ้น ผูประกอบการไทยจึง พยายามปรับปรุงคุณภาพผลไมไทยใหสอดคลองกับเกณฑที่เขมงวดขึ้น อยางไรก็ดี ตัวแปรอธิบายอื่นมีเครื่องหมายทั้งสอดคลองและแตกตางจากการคาดการณแบบจําลอง แรงดึงดูดแมจะไมมีนัยสําคัญทางสถิติก็ตาม ตัวแปรอุปทานรวมของผลไมไทยมีผลทางบวกตอมูลคาการสงออก ในขณะที่คาสัมประสิทธิ์ของอัตราแลกเปลี่ยนที่แทจริง (บาทตอหยวน) กลับมีคาเปนลบซึ่งตางจากทฤษฎี เพราะเมื่อคาเงินหยวนแข็งคาขึ้น กําลังซื้อของผูบริโภคชาวจีนจะเพิ่มขึ้นนาจะทําใหมูลคาการสงออกเพิ่มขึ้น คาสัมประสิทธิ์ของราคาน้ํามันดิบสอดคลองกับการคาดการณตามแบบจําลองแรงดึงดูด เมื่อตนทุนคาขนสง เพิ่มขึ้นสงผลใหราคาผลไมเพิ่มขึ้นตามทําใหมูลคาการสงออกปรับเพิ่มขึ้นแตปริมาณการสงออกอาจลดลง สอดคลองกับผลการประมาณคาสมการปริมาณการสงออกที่คาสัมประสิทธิ์ของราคาน้ํามันมีคาเปนลบ อยางไร ก็ตาม ตัวแปรดัมมี่แสดงเขตการคาเสรีระหวางไทยกับจีนที่กําหนดใหมีคาเทากับหนึ่งตั้งแตป 2548 ที่อัตรา ภาษีนําเขาผลไมจากประเทศปรับลดเหลือ 0 ตามฐานขอมูล World Integrated Trade Solution (WITS) มี คาติดลบ มีความเปนไปไดวาเมื่อประเทศจีนยกเลิกการเก็บภาษีนําเขาทําใหราคาผลไมไทยลดลงอยางมากมีผล ใหมูลคาสงออกปรับลดลง ผลการประมาณคาสมการปริมาณการสงออกผลไมไทยโดยวิธี Generalized Least Squares (GLS) ที่ปรับคาของตัวแปรตามและตัว แปรอธิบายทั้งหมดโดยแกปญหา Heteroscedasticity และ Autocorrelation ในที่นี้ กําหนดใหความสัมพันธขามเวลาของตัวคลาดเคลื่อนของแตละพาแนล (ชนิดผลไม) เปนแบบ AR (1) หรือ uit = ρui,t−1 + εit ผูวิจัยวิเคราะหผลโดยการใชคําสั่ง xtgls โปรแกรม STATA ซึ่งผล การประมาณคาไมไดแสดงคา R-squared ดังนั้น การตรวจสอบระดับนัยสําคัญโดยรวมของสมการปริมาณการ สงออก ผูวิจัยอาศัยคาสถิติ Wald ซึ่งมีคาเทากับ 323.0 และมีคา P-value นอยกวา 0.001 เนื่องจากชุดของ ตัวแปรอธิบายที่ใชเหมือนกันกับสมการมูลคาการสงออก (คาสถิติ Wald = 58.1) แสดงวา ตัวแปรอธิบาย สามารถอธิบายการแปรผันของปริมาณการสงออกไดดีกวาการแปรผันของมูลคาการสงออก ตัวคลาดเคลื่อนมี ความสัมพันธทางบวกผลการประมาณคา ρ เทากับ 0.74 คาสัมประสิทธิ์ของตัวแปรอธิบายที่มีนัยสําคัญ สอดคลองกับผลการประมาณคาสมการมูลคาการสงออก คาสัมประสิทธิ์ของผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของ ประเทศจีนเทากับ 1.86 และมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.01 เนื่องจากตัวแปรอยูในรูปลอการิทึม คาสัมประสิทธิ์นี้ แสดงถึงความยืดหยุนของอุปสงคตอรายไดโดยมีคามากกวาความยืดหยุนรายจาย (มูลคาการสงออก) ตอ รายไดเล็กนอย สะทอนวา ผลไมไทยจัดเปนสินคาฟุมเฟอยสําหรับผูบริโภคชาวจีน นอกจากนั้น คาสัมประสิทธิ์ ของราคาผลไมมีคาเปนลบและมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.01 เปนไปตามทฤษฎี กลาวคือ หากราคาผลไมเพิ่มขึ้น รอยละ 1 ความตองการผลไมในตลาดประเทศจีนจะลดลงเฉลี่ยรอยละ 1.1 และที่นาสนใจ พบวา จํานวนมาตรการ SPS ของประเทศจีนที่เพิ่มขึ้นสงผลใหปริมาณการนําเขา ผลไมจากประเทศไทยเพิ่มขึ้นประมาณรอยละ 0.3 ซึ่งมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.01 อยางไรก็ดี แมวาคาสัมประสิทธิ์ ของมาตรการ SPS ของสมการมูลคาและปริมาณการสงออกจะมีคาเปนบวกและมีนัยสําคัญก็ตาม แตขนาด สัมประสิทธิ์ของสมการปริมาณการสงออกมีคานอยกวาพอสมควรจาก 0.5 เหลือ 0.3 หรือลดลงถึงรอยละ 35 แสดงวา การเพิ่มมาตรการ SPS ของประเทศจีนสงผลดีตอการสงออกผลไมไทยโดยภาพรวมแมวาผูสงออกจะ

86 มีตนทุนเพิ่มขึ้นก็ตามซึ่งสวนหนึ่งสามารถผลักภาระไปยังผูบริโภคชาวจีนไดผานราคาสินคาที่สูงขึ้น ตัวแปร แสดงอุปทานรวมผลไมไทยและอัตราแลกเปลี่ยนแทจริงมีเครื่องหมายบวกเปนไปตามทฤษฎีแมจะไมมี นัยสําคัญทางสถิติก็ตาม ราคาน้ํามันมีเครื่องหมายเปนลบสอดคลองกับการคาดการณตามแบบจําลองแรง ดึงดูด เนื่องจากคาขนสงที่เปนสวนหนึ่งของตนทุนการคา (Trade cost) ยอมสงผลใหความตองการสินคาจาก ประเทศผูนําเขาลดลง ทั้งนี้ การที่คาสัมประสิทธิ์ไมมีนัยสําคัญสวนหนึ่งอาจเกิดจากขอมูลราคาน้ํามันที่เปนราย ปซึ่งกําหนดใหเทากันสําหรับการสงออกผลไมทุกชนิด ในความเปนจริง ตนทุนการคาของผลไมแตละชนิดอาจ มีความแตกตางกัน ตัวแปรอัตราแลกเปลี่ยนแทจริงมีเครื่องหมายบวกเปนไปตามทฤษฎี เมื่อคาเงินหยวนของ ประเทศจีนแข็งคาขึ้นนําไปสูการนําเขาผลไมไทยมากขึ้นตาม สําหรับตัวแปรดัมมี่ที่แสดงการจัดตั้งเขตการเสรี ระหวางทั้งสองประเทศมีเครื่องหมายบวกสอดคลองกับทฤษฎี กลาวคือ การจัดตั้งเขตการเสรีจะนําไปสูการ ยกเลิกการเก็บภาษีนําเขาระหวางประเทศคูคาและนาจะมีสวนสําคัญในการเพิ่มปริมาณการคาระหวางกันมาก ขึ้น 5.3 การตรวจสอบความนาเชื่อถือของผลการศึกษาเชิงปริมาณ ผลการศึกษาสําคัญที่ปรากฏในตารางที่ 5-13 พบวา การบังคับใชมาตรการการคา SPS สําหรับ สินคาหมวดผลไมของประเทศจีนมีสวนสําคัญในการเพิ่มมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมจากประเทศไทย สนับสนุนสมมติฐานที่วา Standards as catalysts นอกจากนั้น ยังพบวา ปจจัยราคาผลไมและรายได ประชาชาติประเทศจีนยังเปนตัวกําหนดสําคัญของการสงออก อยางไรก็ดี ในการศึกษาครั้งนี้ผูวิจัยทําการ ตรวจสอบผลการศึกษา 3 แนวทาง โดยมีรายละเอียด ดังนี้ 5.3.1 การวิเคราะหความออนไหวของตัวแปรสําคัญ (Sensitivity analysis) ผูวิจัยปรับเปลี่ยนวิธีการกําหนดตัวแปรแสดงมาตรการ SPS ที่ใชในการวิเคราะหสมการถดถอย กลาวคือ การประมาณคาแบบจําลองเชิงประจักษที่ผานมากําหนดใหตัวแปร SPS อยูในรูปลอการิทึมและคา สัมประสิทธิ์ที่ไดแสดงถึงคาความยืดหยุนของมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทยไปยังประเทศจีน ดังนั้น ผูวิจัยจะทําการประมาณคาแบบจําลองอีกชุดหนึ่งในรูปแบบ Semi-log หรือ log-lin model โดยใหมาตรการ SPS เปนตัวแปรเชิงเสนในขณะที่ตัวแปรตามและตัวแปรอธิบายเชิงปริมาณยังอยูในรูปลอการิทึม กลาวคือ ตัว แปร SPS เปลี่ยนจาก log(nsps_1) เปน nsps_1 คาสัมประสิทธิ์ของ nsps_1 แสดงถึงการขยายตัวของ มูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทยเมื่อประเทศจีนเพิ่มจํานวนมาตรการ SPS หากคาสัมประสิทธิ์มีคาเปน บวกและมีนัยสําคัญทางสถิติ แสดงวา ผลการศึกษาเชิงปริมาณที่วามาตรการ SPS สินคาหมวดผลไมของ ประเทศจีนเปนการสรางมาตรฐานเพื่อสรางความเชื่อมั่นใหกับผูบริโภคในประเทศทําใหตลาดขายตัวมิไดถูกใช เปนมาตรการกีดกันที่มิใชภาษี(NTBs) ผลการประมาณคาแสดงในตารางที่ 5-14 พบวา คาสัมประสิทธิ์ของตัว แปร SPS ของทั้งสมการมูลคาและปริมาณมีคาเปนบวกและมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.10 โดยขนาดสัมประสิทธิ์ ของสมการมูลคาการสงออกมีคามากกวาเล็กนอย สามารถแปรผลไดวา จํานวนมาตรการ SPS ที่เพิ่มขึ้นทําให มูลคาการสงออกผลไมไทยปรับเพิ่มขึ้นเฉลี่ยรอยละ 10.9 และปริมาณการสงออกเพิ่มขึ้นเฉลี่ยรอยละ 8.1 ตามลําดับ สอดคลองกับผลการประมาณคาที่กําหนดตัวแปรในรูปลอการิทึมที่ปรากฏในตารางที่ 5-13

87 นอกจากนั้น ตัวแปรอธิบายที่มีอิทธิพลตอมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมคือ รายไดประชาชาติของประเทศ จีนที่มีความสัมพันธทางบวกและมีนัยสําคัญที่ระดับ 0.05 ในขณะที่ราคาผลไมมีความสัมพันธทางลบและมี นัยสําคัญที่ระดับ 0.01 สําหรับเครื่องหมายและนัยสําคัญโดยรวมของสมการประเมินจากคา R-squared และ คาสถิติ Wald ใกลเคียงกับผลการประมาณคาแบบจําลองหลักที่แสดงในตารางที่ 5-13 คาสัมประสิทธิ์ของ ราคาน้ํามัน อัตราแลกเปลี่ยน และตัวแปรดัมมี่แสดงเขตการคาเสรีมีเครื่องหมายสอดคลองกับแบบจําลองแรง ดึงดูดแมวาจะไมมีนัยสําคัญทางสถิติ โดยราคาน้ํามันและการจัดตั้งเขตการคาเสรีเปนตัวแปรควบคุมที่แสดงถึง ตนทุนการคาระหวางสองประเทศ ตารางที่ 5-14 ผลการประมาณคาสมการมูลคาและปริมาณการสงออกผลไมไทยไปประเทศจีนเมื่อปรับรูปแบบ ตัวแปร SPS จาก log(nsps_1) เปน nsps_1 ตัวแปร มูลคา ปริมาณ Random Effects GLS_AR(1) อุปทานรวมผลไมไทย 0.170 0.808 (2.525) (1.163) ผลิตภัณฑมวลรวมตอหัวของประเทศจีน 1.847** 1.775*** (0.765) (0.463) ราคาผลไม -0.874** -1.128*** (0.419) (0.069) มาตรการ SPS ลาชา 1 ชวงเวลา 0.109* 0.081* (0.064) (0.046) ราคาน้ํามันดิบ 0.226 -0.019 (0.266) (0.325) อัตราแลกเปลี่ยนแทจริง -1.511 0.668 (1.090) (1.542) เขตการคาเสรีไทย-จีน (0/1) -0.218 0.055 (0.587) (0.286) คาคงที่ -17.107 -25.713 (41.786) (19.492) Obs. 323 323 Within R-squared 0.317 - Between R-squared 0.131 - Overall R-squared 0.205 - Wald Statistic/P-value 66.1/ 0.000 331.0 /0.000 Rho - 0.743 หมายเหตุ ตัวแปรควบคุมที่ไมแสดงประกอบดวยชุดตัวแปรดัมมี่แทนประเภทผลไม (ผลไมสด แหง แชแข็ง และแบบอื่น) และชวงเวลา ตัวเลขในวงเล็บแสดงคา Robust standard errors * มีนัยสําคัญที่ 0.10 ** มีนัยสําคัญที่ 0..05 และ *** มีนัยสําคัญที่ 0.01