价格贸易条件变动、进口关税削减与中国加入W

一、引言
    价格贸易条件的变动和进口关税水平的削减都会影响到一国进出口商品贸易中的价格问题，并由此引致所在国的生产率效应的变化。文献中对后者的研究较多，但是从生产率效应的角度研究的文献并不太多。另外，文献中针对价格贸易条件恶化趋势及影响因素的研究比较多，但是标准的国际贸易和经济增长理论中并没有明确地表明贸易条件和生产率之间存在何种关系，近来的研究文献越来越多地开始关注研究两者之间的相互作用。
    进口关税水平的削减和价格贸易条件变动对生产率的影响机理有很大不同。关税削减之所以能提高企业效率的原因之一是削减关税带来的贸易一体化使得市场份额更多地分配给生产效率高的企业，因而关税削减会提高整个行业的生产率（Bernard等，2003）。另外，削减关税也有利于企业以更低的价格进口投入品，企业可以从中学习先进的技术，即所谓的学习效应（Amiti和Konings，2007）。而价格贸易条件实则是出口和进口之间的转换比率，从这个角度上看，国际贸易实际上也是一种生产技术。价格贸易条件的变动则会导致资源在高生产率部门和低生产率部门之间的重新配置。
    “普雷维什—辛格命题”的提出者之一辛格在1950年提出，价格贸易条件的剧烈波动会影响不发达国家的资本形成，进而影响经济增长。Kehoe和Ruhl（2008）研究中计算价格贸易条件的方法是进口商品的价格指数除以出口商品的价格指数。他们的研究发现，当一国的关税水平为零时，贸易条件的变动对生产率没有任何影响；当关税水平很低的时候，贸易条件变动带来的冲击对生产率的影响也很小。他们对美国在1973年石油危机时的经济数据和墨西哥在1983-1995年期间债务危机时的经济数据分别进行了处理，发现美国真实GDP的变动和贸易条件变动之间的相关系数为-0.30，而墨西哥为-0.73；全要素生产率（TFP）和贸易条件之间的相关程度更高，美国的相关系数是-0.54，墨西哥的为-0.71。直觉可以判断，贸易条件的变动会通过影响生产率来影响整个经济。之所以标准的贸易和经济增长模型里不支持贸易条件和生产率之间的上述关系，Kehoe和Ruhl（2008）指出，问题出在真实GDP（即一个国家的产出）的构建方法上。当真实GDP的测算采用链式权重（chain-weighting）方法时，贸易条件对真实GDP没有任何影响；当真实GDP的测算采用固定基期价格的方法时，贸易条件的影响是模糊的。Feenstra等（2009）使用改进后的贸易条件测算方法，研究后发现，美国1995年以后生产率进步中的约20%源自贸易条件的改善和关税水平的下降，尤其是IT产品。
    实证文献中有很多研究了贸易条件和产出增加之间的关系。Easterly、Islam和Stiglitz（2000）发现，贸易条件的波动和产出的波动之间有着很强的相关性。对小型开放经济来说，贸易条件恶化对产出的冲击类似于负向技术冲击所造成的影响。Becker和Mauro（2005）提出，对发展中国家而言，贸易条件的恶化会导致产出的下降。黄满盈和邓晓虹（2009）提出价格贸易条件恶化使我国GDP损失约0.38%。
    有大量的文献证明了发展中国家的关税水平的削减可以增进制造企业的效率。Schor（2004）的研究表明，名义关税和对投入品所征收的关税对企业的生产率有负向效应；衡量关税削减对特定企业的生产率的影响存在很大的问题，即不同的企业对贸易自由化的反应存在异质性，企业自身可以观察到的和不可观察到的特质能解释企业在关税水平下降时的不同反应。Amiti和Konings（2007）使用印度尼西亚的数据，检验表明，对进口投入品关税水平削减10%会使得企业的生产率提高12%。余淼杰（2010）估计了中国的贸易自由化对企业生产率的影响，发现贸易自由化对企业生产率的影响显著为正，尤其对于出口企业的影响比对非出口企业的影响要小。Bustos（2011）研究了阿根廷—巴西自由贸易协定的效应，发现巴西关税水平的下降促进了阿根廷企业规模分布中的第3分位出口企业的技术升级，并且新的出口商和以往的出口商的技术水平都有提高。
    二、中国进口关税削减和分行业价格贸易条件变动的经验事实
    中国自从2001年12月11日正式成为WTO第143个成员方以来，一方面，中国政府积极履行加入WTO时所做出的承诺，完善市场经济法律体系，使得我国外贸运作的自由化和市场化程度明显提高。依据中国加入世界贸易组织相关法律文件，中国政府削减了进口关税以实现贸易便利化。中国2001年时的关税总水平为15.3%。根据加入世界贸易组织的承诺，中国于2002年调低了5300多种商品的进口关税，关税总水平降为12%；2005年又调低了900多种商品的关税税率，关税总水平由2004年的10.4%降低至9.9%，是我国履行加入WTO承诺的最后一次大范围降税。此后几次降税所涉及的商品范围较小，因而对关税总水平的影响有限。2006年7月1日，中国降低了小轿车等42个汽车和汽车零部件的进口关税税率，最终履行完成了汽车及其零部件的降税义务，中国汽车及其零部件关税税率分别由中国加入WTO前的70%～80%和18%～65%降到25%和10%。从2010年起，中国再次降低鲜草莓等6种产品的进口关税，继续对冻鸡等55种产品实施从量税或复合税，税率维持不变。在此次进口关税税率调整后，我国关税总水平为9.8%，农产品平均关税税率由18.8%调整至15.2%，工业品平均进口关税税率由14.7%调整为8.9%。至此，中国已全部履行完成加入世界贸易组织的降税承诺。
    另一方面，随着中国不断向国际市场供给大量的产品，中国的工业制成品的对外价格贸易条件在中长期出现了恶化。根据我们的数据计算，如果以2002年为基期，那么中国的工业制成品价格贸易条件指数已经降为2009年的97.21。国内学者的研究也得出了类似的结论，并对价格贸易条件的恶化趋势及原因展开了讨论（如钱学锋等，2010；黄满盈，2008）。
    但是在国内的文献研究里，由于早期数据资料不完善等原因，很少有文献研究中国对外贸易中分行业的价格贸易条件的波动情况。根据我们对中国加入WTO后分行业的价格贸易条件数据资料的整理和计算，以2002年为基期计算可以发现，并不是所有的中国分行业的价格贸易条件都出现了恶化的情形。我们按照刘庆林等（2010）的方法，把行业分为三大类①，即初级产品和劳动资源密集部门、中低技术部门和高技术部门，经过我们对行业数据的加权平均处理（参见表1），我们可以发现中低技术部门和高技术部门的 价格贸易条件指数相对于2002年都有了不断改善，比如2009年的价格贸易条件指数分别为102.9850和107.1495，各自改善了2.9850和7.1495。而初级产品和劳动资源密集部门的价格贸易条件指数则不断恶化，到了2009年，其价格贸易条件指数降到了83.9340。由于初级产品和劳动资源密集部门在我国总的贸易额中占有平均30%以上的比例，因而它们的价格贸易条件的恶化自然就有可能导致整个中国工业品价格贸易条件的恶化。
    
    三、计量模型与数据处理
    1.生产率的度量模型
    现有文献中度量生产率的模型主要包括索洛经济增长模型残值法、数据包络分析法和随机生产前沿方法，各个模型各有其优点和不足。索洛方法的不足是假定规模收益不变、要素产出弹性不变和单总量生产函数；数据包络分析法的不足是不能剔除随机因素的影响；随机生产前沿法的不足是先验地确定随机误差项的概率分布形式。数据包络分析法和随机生产前沿法主要用来研究TFP的变动、技术效率和分配效率等。
    本文采用索洛经济增长模型残值法，使用各行业的总产值来测度产出，通过计量回归各种投入（资本、劳动等）和产出来模拟生产函数，并最终通过计算索洛残值来估计TFP。在具体计算时，可以采用超越对数生产函数，也可以采用科布—道格拉斯生产函数形式。因超越对数生产函数更具一般性，它不受替代弹性不变假设的约束。并且超越对数生产函数形式还可以进一步扩展到总产出、总资本投入和总劳动投入与它们各自分量的函数关系上，所以本文选用超越对数生产函数。假定存在如下的生产函数形式：
    
    其中i表示行业，t表示年份，Y表示产出水平，A表示全要素生产率，K和L分别表示资本和劳动投入。对（1）式两边取对数并进行二次泰勒级数展开，可得到下列的超越对数生产函数，其中δ为系数。
    
    2.实证计量模型
    根据上述分析，我们假定对关税水平的削减和贸易条件的变动都会通过影响全要素生产率来影响产出，因而可以构造下列的计量模型：
    
    其中代表每一行业特有的影响技术水平的其他因素，体现各行业之间差异的非观测效应；代表随时间变化的影响所有行业生产率的因素；ε为残差项。代表价格贸易条件指数。常用的价格贸易条件指数的计算方法主要包括拉氏指数公式法、帕氏指数公式法和费雪指数公式法。拉氏指数公式和帕氏指数公式的区别在于，前者使用基期数量加权计算价格指数，后者使用报告期数量加权计算价格指数。费雪指数公式是美国统计学家于1911年提出的，它是拉氏指数和帕氏指数的几何平均数，常被称为“理想价格指数体系”。中国海关总署统计司提供的价格贸易条件指数数据就选用了费雪指数公式，计算价格贸易条件的进口价格指数按到岸价格（CIF）计算，出口价格指数按离岸价格（FOB）计算。进出口商品的数量单位均采用《中华人民共和国海关统计商品目录》中规定的计量单位。
    在文献中衡量进口关税变动的方法是采用进口渗透率指标（用imp代表），如Levinsohn（1993）和Harrison（1994）提出高进口渗透率意味着贸易高度自由化，也即意味着更低的进口关税。我们采用与余淼杰（2010）相同的办法，即使用行业的进口数值除以该行业的总产出所计算出来的进口渗透率来衡量中国进口关税水平的削减度②。
    除了价格贸易条件和进口关税变动这两个因素影响到生产率以外，我们还引入了其他影响生产率的因素来作为控制变量（用X代表）。首先，R&D投入强度（用RD代表）是影响技术进步的重要因素，对生产率增长（或水平）有很大的贡献作用。使用研发投入占产出的比重来衡量R&D投入强度。
    另外，行业的外包水平也会影响生产率，比如根据Criscuolo和Leaver（2006）的研究，在控制其他变量后，外包强度每提高10%，将导致全要素生产率提升0.37%。本文使用Feenstra和Hanson（1996，1999）构造的外包率指标（用fhos代表）来度量行业外包水平，该指标把外包定义为“某产业中间品进口量在总的非能源投入品购买中所占的份额”，公式如下：
    
    我们把（3）式代入（2）式，就可以得到下列计量模型：
    
    考虑到外包所带来的非中性的技术变化，借鉴徐毅和张二震（2008）的方法，除了在（5）式中直接加入外包项外，把外包分别与资本及劳动的自然对数相乘，得到带乘积项的超对数生产函数，如下：
    
    从估计方程（6）式中可以发现，我们的计量模型不仅考虑了行业的个体差异，也要控制时间效应差异。为了体现出时间效应，我们引入2007年、2008年和2009年这三年作为时间代理变量。之所以选取这三年，因为这三年是金融危机的开始和持续期，我们引入这三年来考察这期间的金融危机对我国各个行业的生产率的具体影响。
    3.数据处理
    我们选取的是中国加入WTO以后的2002-2009年间的数据。为了消除《中国统计年鉴》对中国工业行业的分类标准（CICC）和联合国对国际贸易的分类标准（SITC）之间存在的不一致，需要对两类标准进行统一分类，我们采用盛斌（2002）和李小平等（2008）的分类方法③。
    分行业的价格贸易条件2002-2004年度的数据整理自海关总署综合统计司编写并由中国海关出版社在2008年出版的《中国对外贸易指数：1993-2004年》一书，而2005年到2009年的数据整理自海关总署综合统计司和国家统计局社会经济调查总队编写的《中国对外贸易指数》期刊，先是计算各个行业的12个月的进出口商品价格指数的算术平均值，得出每个行业的年度进出口商品价格指数，然后再使用年度进出口商品的价格指数计算出年度分行业的价格贸易条件指数。最后，以2002年为基期对各年度价格贸易条件指数定基。
    每个行业的进、出口数据来自联合国的COMTRADE数据库，由于原始的贸易数据都是以美元价表示，我们以每年平均的人民币对美元的汇率将此数据折算成人民币价，再以消费物价指数和生产者物价指数的平均值进行平减处理，折算成2002年不变价。
    工业分行业的工业总产值数据来自历年的《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》，用各行业的工业品出厂价格指数将当年价的工业总产值折算成以2002年价表示的不变价。
    劳动力人数来自历年《中国统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》中公布的年底分行业职工人数。由于统计口径的变化，2003年和2004年全国分行业的职工人数统计并没有公布，分别使用2002年和2005年的数据来代替所缺年份工业行业年 底职工的人数。
    我们采用与张军等（2003）、彭国华（2005）相同的方法，使用历年的《中国投资年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》中提供的各行业历年的固定资产净值来代表各个行业的资本存量数据。用2002年为基期的固定资产投资价格指数对固定资产净值进行平减。
    各行业的R&D投入数据来自历年《中国科技统计年鉴》，研发投入数据为各行业大中型工业企业科技活动经费内部支出，研发投入价格指数使用消费物价指数和固定资产价格指数的均值来表示。
    计算外包率的数据来自中国投入产出表2002年和2007年，按照国民经济的行业分类标准和我们设定的32个行业分类，对投入产出表的相关行业的数据进行了合并。由于投入产出表编制的不连续，我们采用鲍晓华和张莉（2011）的方法，假设两张投入产出表出版年份的中间投入流量矩阵不变，对于没有投入产出表的年份使用替代数据，即2002-2006年使用2002年的投入产出表的投入流量矩阵；2007-2010年使用2007年的投入产出表的投入流量矩阵。
    四、实证结果
    表2和表3使用固定效应回归模型考察了价格贸易条件波动和削减进口关税的两个指标对生产率的影响。固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）的选取依据Hausman检验值而定，当Hausman检验值在10%水平上显著时，我们选择固定效应模型。由于我们模型的Hausman检验值在10%水平上都显著，因而所有的模型都选择固定效应模型。
    
    从表2中可以看出，价格贸易条件的生产率效应为正，根据FE（4）方程估计的结果，价格贸易条件每改善1%可以推动我国的工业总产值提高0.2103%。实际上价格贸易条件和生产率之间是相互作用的，一方面，根据早期的文献研究，如果一国不断增加同质产品的产出，那么该国的技术进步或要素积累带来的产出增长会恶化一国的贸易条件。这种分析的前提是一国一直保持生产同质的产品，这在国际贸易的现实中是不可能长期存在的。另一方面，我们应该看到，正如表2的估计结果所表明，一国不断优化的价格贸易条件可以提高本国的生产率；反之则相反。
    价格贸易条件对生产率的影响体现为一种结构效应和资源配置效应的综合，价格贸易条件的波动会传导至本国，一方面会引导资源在低生产率部门和高生产率部门之间的配置；另一方面，还会发挥“市场看不见的手”的作用，促使本国的工业产业部门和企业调整产业结构和进出口贸易结构。对中国来说，在中国加入世界贸易组织以来，中国的初级产品和劳动资源密集部门的价格贸易条件是恶化的，而中低技术部门和高技术部门的价格贸易条件则是不断改善的，中国工业制成品的总的价格贸易条件是恶化的，即进出口贸易商品的价格是失衡的。中国价格贸易条件的恶化会使得中国必须不断调整本国的产业结构，并进而优化本国的进出口商品贸易结构，降低初级产品和劳动资源密集型部门在资源配置中所占的比例，增加贸易的种类和提高商品的质量以及其中蕴含的技术要素，并最终推动本国生产率的提升。否则，我国生产初级产品和劳动资源密集型产品的能力越强，在国际贸易中越处于不利的位置，本国的生产率也不会提高。
    表2中还表明了进口关税的削减对生产率的效应为负，在估计方程FE（4）中，每削减进口关税水平1%，分行业的工业生产总值会下降0.0724%。中国加入WTO以来，进口关税水平不断下降，进口贸易的额度也不断增加。进口关税水平的削减会带来两个效应，即竞争效应和技术溢出效应。至于进口关税水平削减的总的效应则取决于竞争效应和技术溢出效应的对比。
    在竞争效应下，随着中国不断削减进口关税水平，进口的商品和设备等中间投入品的市场进入会和国内的企业产品形成竞争关系，在没有政府政策支持等外部力量的帮扶下，一些国内的企业会在竞争中陷入不利地位，从而阻碍了生产率的增长。在技术溢出效应下，中国的国内企业可以从进口的新产品和中间投入品（设备）贸易中学得新技术，但是这些学得的新技术能在多大程度上转化为中国国内企业生产率的提升，则很大程度上要看中国企业的技术吸收能力程度。在当下，我国的人力资本和国内企业的研发水平依然处于一个相对不利的地位，技术吸收和转化能力还不高，对于我国企业生产率的提升起到的作用不大，这个也可以从余淼杰（2010）的研究中看到，中国的进口关税水平每削减1%，企业的全要素生产率仅能提高0.006%。通过上述分析，我们可以得出结论，由于中国进口关税水平削减带来的负的竞争效应大于其带来的技术溢出效应，所以中国进口关税削减带来的生产率效应为负。
    
    
    五、结论与启示
    本文使用中国加入WTO之后的2002-2009年数据，构建面板数据模型来检验价格贸易条件变动和进口关税削减对产出和全员劳动生产率的影响。研究发现价格贸易条件的改善显著地促进了生产率的增长，价格贸易条件对生产率的影响体现为一种结构效应和资源配置效应的综合，即一方面价格贸易条件的波动会引导资源在低生产率部门和高生产率部门之间的配置；另一方面，还会发挥“市场看不见的手”的作用，促使本国的工业产业部门和企业调整产业结构和进出口贸易结构。在结构效应和资源配置效应总体为正的情形下，价格贸易条件的波动才能体现出正的生产率效应，本文对我国加入世贸组织之后的数据的检验证明了中国正是处于这种情形下。本文的实证结果还表明进口关税水平的削减对我国生产率的影响为负，这说明就目前来说，削减进口关税税率所推动的进口贸易的增长，在很大程度上带来的负的竞争效应要大于其所带来的技术溢出效应。缘于我国不高的技术吸收能力，我国企业从进口贸易的大幅增长中所获得的技术收益还很小，在面对国外同类商品的激烈竞争中尚处于不利地位。
    本文的研究对于我国进一步改革开放战略，尤其是对我国进行区域间的经贸合作或者建立自由贸易区都有一定的启示。中国在确定和贸易伙伴国之间的经贸合作谈判策略时，需要特别保护本国的初级产品和劳动资源密集部门，并进一步提高该部门的技术含量和产品质量。中国在初级产品和劳动资源密集部门的低价格出口的竞争策略，虽然在短期内可以提高本国企业的生产率，但是进出口商品交换价格的失衡，或者说价格贸易条件的恶化，将使中国企业在将来失去真正的竞争力。而对于中国的中低技术部门和高技术部门，则可以适当地鼓励竞争，因为这些部门的 企业将会从竞争中提高本企业的生产率。此外，在对外开放或区域间经济合作中要特别注意，在目前的经济发展阶段，我国过多地削减进口关税水平，虽可以使得中国企业从进口贸易增长中学到技术，但也为中国企业带来更多的竞争压力，因而需要平衡削减关税带来的竞争效应和技术溢出效应。
    注释：
    ①根据他们的方法，初级产品和劳动资源密集部门包括煤炭开采和洗选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业、食品制造和加工业、化学纤维制造业、有色金属冶炼及压延加工业、纺织业、皮革毛皮羽毛（绒）及其制品业、木材加工及竹藤棕草制品业、家具制造业、造纸及纸制品业、石油加工炼焦及核燃料加工业、非金属矿物制品业、饮料制造业、烟草制品业、纺织服装鞋帽制造业；中低技术部门包括黑色金属冶炼及压延加工业、金属制品业、橡胶制品业、通用设备制造业、专用设备制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、印刷业记录媒介的复制、文教体育用品制造业；高技术部门包括化学原料及化学制品制造业、医药制造业、塑料制品业、通信设备计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公机械制造业。
    ②在这里要指出的是，我们这里计算出来的进口渗透率同时包含关税和非关税壁垒削减对经济的影响，但是与大多数的研究一样，无法获得中国的非关税壁垒量化的精确数据，因而此处计算出来的进口渗透率是一个衡量关税壁垒变动的代理变量。
    ③他们的行业分类方法如下：H1煤炭采选业、石油和天然气开采业、H3黑色金属矿采选业、H4有色金属矿采选业、H5非金属矿采选业、H6食品加工和制造业、H7饮料制造业、H8烟草加工业、H9纺织业、H10服装及其他纤维品制造业、H11皮革、毛皮、羽绒制品制造业、H12木材及竹藤棕制品业、H13家具制造业、H14造纸及纸制品制造业、H15印刷业、H16文教体育用品制造业、H17石油加工及炼焦业、H18化学原料及化学品制造业、H19医药制造业、H20化学纤维制造业、橡胶制品业、塑料制品业、非金属矿物制品业、H24黑色金属冶炼加工业、H25有色金属冶炼加工业、H26金属制品业、H27普通机械制造业、H28专用设备制造业、H29交通运输设备制造业、H30电气机械及器材制造业、H31电子及通讯设备制造业、H32仪器仪表及办公用品制造业。
 

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