文章信息
- 苏理梅, 彭冬冬, 兰宜生
- Su Limei, Peng Dongdong, Lan Yisheng
- 贸易自由化是如何影响我国出口产品质量的?——基于贸易政策不确定性下降的视角
- How Does Trade Liberalization Affect the Quality of China's Export Goods? A Perspective of a Decline in Trade Policy Uncertainty
- 财经研究, 2016, 42(4): 61-70
- Journal of Finance and Economics, 2016, 42(4): 61-70.
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文章历史
- 收稿日期:2015-11-30
一、引 言
近年来,贸易自由化对出口产品质量升级的影响成为国际贸易领域的一个重要话题。前期的研究大多将最终品关税削减作为贸易自由化产生质量升级效应的重要机制(殷德生等,2011;Amiti和Khandelwal,2013;汪建新,2014),认为最终品进口关税下降可通过竞争效应来提高一国出口产品质量。随着国际分工理论的发展,学者们开始研究中间投入品贸易自由化对出口产品质量的影响。Fan等(2014)基于中国海关数据库与制造业企业数据库的研究表明,投入品关税下降会在集约边际上提高出口产品的质量,并在产品质量差异较大的行业中更为显著;Bas和Strauss-Kahn(2015)使用倍差法(DID)发现了相似的"成本效应"。这些文献均从关税减让的角度来研究贸易自由化如何促进出口产品质量的升级。在中国加入WTO后,虽然存在最终品与投入品关税的削减,但部分学者的研究表明,中国的出口产品质量在持续下降(施炳展等,2013;李坤望等,2014;张杰等,2014)。这一事实启发我们进行如下思考:是否存在其他机制使得贸易自由化拉低了我国的出口产品质量?
实际上,除了关税削减之外,贸易自由化的推进总是伴随着贸易政策不确定性的下降。贸易政策不确定性是指国家间的贸易处于相对无规则的状态(佟家栋和李胜旗,2015)。WTO机制和其他贸易协定则确立了关税等贸易规则,使得贸易政策不确定性降低。Handley(2014)的实证分析表明,加入WTO带来的政策稳定可鼓励更多产品进入出口市场;Handley和Limao (2015)证明,在加入欧共体后,由于政策不确定性的降低,葡萄牙出口企业的数量与市场份额均上升了。更多的研究将重点放在中国加入WTO后向美国的出口增长:Handley和Limao(2014)的研究表明,加入WTO后,中国向美国出口增长的22%是由于贸易政策不确定性的降低带来的;Pierce和Schott(2015)指出,在政策不确定性下降幅度更大的行业中,美国向中国的进口量、参与中美贸易的企业数量增加更多;Feng等(2014)从微观层面发现,与退出美国市场的企业相比,新进入的企业提供的产品价格更低,但贸易政策不确定性下降影响出口产品质量的证据并不充分。综上所述,贸易政策不确定性的下降是贸易自由化发挥作用的重要机制,但现有文献很少深入研究贸易政策不确定性对出口产品质量的影响。
本文利用中国加入WTO前后美国对中国产品进行关税调整这一自然实验,通过倍差法分析了贸易政策不确定性对出口产品质量的影响。从产品层面确认贸易政策不确定性下降会拉低出口产品质量后,本文从广延边际与集约边际两个方面来分析贸易政策不确定性下降对出口产品质量的影响,并阐释了贸易政策不确定性影响出口产品质量的微观机制。本文主要的创新点在于:第一,在考虑关税削减的基础上,从贸易政策不确定性下降这一视角出发,讨论贸易自由化对出口产品质量的影响;第二,从产品层面与企业层面两个维度确认,由于企业在广延边际上的调整,贸易政策不确定性下降拉低了总体的出口产品质量。
二、贸易政策不确定性影响出口产品质量的机制分析Pierce和 Schott(2015)指出,加入WTO前后,美国针对中国产品关税政策的变动为量化贸易政策不确定性提供了一个良好的自然实验。1980年之后,中国向美国出口的产品可享受暂时性的"MFN关税待遇"(即最惠国关税),但美国议会每年都会就是否给予中国暂时性的"MFN关税待遇"进行决议,如果决议不通过,则中国的出口商需面临非常高的"斯姆特-霍利"关税,①而在加入WTO后,中国向美国出口的产品可永久性地享受MFN关税。"斯姆特-霍利"关税税率远高于MFN关税,且在不同产品间的分布较为离散。因此,在加入WTO前,"斯姆特-霍利"关税税率与MFN关税税率之间差距越大的产品,其出口商面临的关税政策不确定性越大,且在加入WTO后,其贸易政策不确定性下降的幅度也越大。这种不确定性的变动主要体现在两个方面:(1)关税上涨的可能性下降;(2)关税的上限由"斯姆特-霍利"关税税率降为约束关税税率。针对贸易政策不确定性的下降,企业层面的出口产品质量决策会在广延边际与集约边际两个维度上进行调整。
①其税率是依据1930年的The Smoot-Hawley Tariff Act形成的,虽然中国从未失去这种暂时性的MFN待遇,但出口商始终面临着关税上涨的风险。1990—2001年美国众议院投票反对给予中国关税豁免的比例为38%。
(一)贸易政策不确定性下降,致使大量提供低质量产品的企业进入出口市场
企业在进入出口市场时需要支付固定成本,主要用于建立分销渠道和营销等经济活动,即企业需要为出口行为支付一个不可撤销的固定成本。因此,企业在决定当期是否进入出口市场时,会将预期出口利润的折现值与出口固定成本进行比较。这种比较产生了一个出口企业生产效率的临界值,只有生产效率高于该临界值的企业,才能在承担固定成本的前提下获取出口利润。 然而,贸易政策不确定性的存在影响了企业对出口利润的预期——关税上涨的可能性与关税上限越大,企业关于在最坏情况下能够获得的出口利润预期就越低,这使得能够承担出口固定成本的企业变少。换言之,贸易政策不确定性提高了出口企业生产效率的临界值(Feng等,2014;Handley,2014)。
在加入WTO后,由于关税上涨的可能性下降,且关税的上限由"斯姆特-霍利"关税税率降为约束关税税率,企业预期的出口利润增加,这使得部分生产效率较低的企业预期自己也可在承担出口固定成本的情况下获得出口利润,从而进入到美国市场。考虑到产品质量与生产效率的正向关系(Fan等,2014),这些新进入美国市场的低效企业提供的产品质量相对较低,这会在广延边际上拉低总体的出口产品质量。
(二)贸易政策不确定性下降,致使出口存续企业更有动机进行产品质量升级
企业对其产品进行质量升级同样需要支付固定成本(Fan等,2014),主要用于产品研发、寻找提供高质量投入品供应商等。贸易政策不确定性较高时,只有生产效率足够高的企业才能预期自己在承担用于质量升级固定成本的同时获得利润。加入WTO后,贸易政策不确定性下降将促使更多的企业进行质量升级,这会在集约边际上提高总体的出口产品质量。但质量升级是一个长期的过程,本文选取2000-2006年的中美贸易作为研究对象,时间跨度较小,可能无法观测到存续企业针对贸易政策不确定性下降做出的质量调整。
因此,在较短的时间内,贸易政策不确定性下降致使大量提供低质量产品的企业进入出口市场,而存续企业无法及时调整其产品质量,因此,总体的出口产品质量将会降低。
三、模型设定、变量说明与数据来源(一)模型设定
为了识别政策不确定性对出口产品质量的影响,本文建立如下倍差法回归模型:
\[Qlt{{y}_{it}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}1\{post\}+{{\beta }_{2}}dGa{{p}_{i}}+{{\beta }_{3}}1\{post\}\times dGa{{p}_{i}}+{{\varepsilon }_{it}}\]
(1)
为了更好地克服遗漏变量等因素的影响,本文在模型(1)中加入了产品固定效应和时间固定效应。除了贸易政策不确定性下降以外,中国加入WTO可能引发其他机制对出口产品质量产生影响,如中国与美国进口关税下调、非关税贸易壁垒下降等。另外,在中国加入WTO以后,还存在其他影响贸易政策不确定性的因素,如纺织品和服装出口配额取消、反倾销等。如果忽略这些因素的影响,那么估计结果将可能产生偏差。因此,本文将基准模型扩展为如下形式:
\[Qlt{{y}_{it}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}1\{post\}\times dGa{{p}_{i}}+{{\beta }_{i}}1\{post\}\times {{X}_{i}}+{{\delta }_{i}}+{{\delta }_{t}}+{{\varepsilon }_{it}}\]
(2)
(二)变量说明
1.被解释变量(Qltyit)。参考Khandelwal等(2013)的做法,本文将质量引入CES效应函数,得出需求函数为:
\[{{x}_{fit}}=q_{{{_{f}}_{it}}}^{^{\sigma -1}}p_{{{_{f}}_{it}}}^{-\sigma }P_{t}^{\sigma -1}{{Y}_{t}}\]
(3)
\[ln({{x}_{fit}})+\sigma ln({{p}_{fit}})={{\varphi }_{i}}+{{\varphi }_{t}}+{{\varepsilon }_{fit}}\]
(4)
根据Broda 和 Weinstein(2006)估计的HS2位行业的替代弹性σ,结合出口量与价格的数据,对式(4)进行OLS回归,估计出其残差项,则企业f在t年出口产品i到美国市场的质量水平可表示如下:
\[{{\hat{q}}_{fit}}=exp\frac{{{{\hat{\varepsilon }}}_{fit}}}{\sigma -1}\]
(5)
由于产品特性不同,不同产品之间的质量不具备可比性,直接加总得出的质量,其参考意义有限。为此,我们对式(5)求出的企业出口产品质量进行标准化处理,将企业层面的出口产品质量在HS6位产品层面上进行加权平均,权重为该企业产品在美国市场上的出口份额,由此计算出产品i在t年的出口产品质量Qltyit。
2.解释变量1{post}×dGapi。根据Pierce和Schott(2015)以及Feng等(2014)的方法,基于Romalis整理的1999年美国关税数据计算出每一种HS8位产品的税率差距,再通过算术平均计算出每一种HS6位产品在"入世"前的贸易政策不确定性,①计算公式如下:
\[dGa{{p}_{i}}=Non\_NTR\_Rat{{e}_{i}}-NTR\_Rat{{e}_{i}}\]
(6)
①本文也使用其他年份的关税数据测算贸易政策不确定性的大小,回归结果依然是稳健的。
3.控制变量。其他影响出口产品质量的因素有:(1)中国的进口关税下调(dta.china)。本文使用dta.chinai与1{post}的交叉项来控制竞争效应对出口产品质量的影响,dta.chinai为中国针对产品i在2001年采取的MFN适用关税减去其在2006年的MFN适用关税。此外,本文在稳健性检验中使用dta.input(投入品关税的变动)与1{post}的交叉项来控制成本效应对出口产品质量的影响。(2)美国的进口关税下调(dta.usai)。本文加入dta.usai与1{post}的交叉项来捕捉"入世"后美国实际进口关税削减对于中国向其出口产品质量的影响。dta.usai为美国针对产品i在2001年采取的MFN关税减去其在2006年的MFN关税。(3)纺织品与服装的出口配额取消(MFA)。加入WTO后,中国的纺织品和服装的出口配额被逐步取消。考虑这一政策变动对出口质量的影响,本文使用MFA与1{post}的交叉项作为控制变量,MFA 为每一个HS6位产品下2005年取消出口配额的HS8位产品个数。(4)反倾销措施(adduty)。反倾销调查增加了中国企业面临的关税政策不确定性,因此本文加入adduty与1{post}的交叉项来捕捉反倾销调查对中国向美国出口产品质量的影响,其中,adduty为每一个HS6位产品下美国向中国征收的平均反倾销税。(5)非关税贸易壁垒的取消(imlicense)。非关税壁垒的取消同样可通过竞争效应与成本效应来影响中国向美国的出口产品质量,因此,本文使用1{post}与imlicense的交叉项来控制非关税壁垒产生的影响。imlicense为中国加入WTO后每一个HS6位产品下取消进口配额或许可的HS8位产品的数量。
最后,本文还控制了企业的资本劳动比、生产效率、工资水平、生产规模(就业人数)等因素的影响。
(三)数据来源
本文涉及3组数据:第一组是美国的进口关税数据,由Romalis整理。该数据库涵盖了1989-2001年美国就每一种HS8位产品针对正常贸易伙伴、非正常贸易伙伴等情况采取的不同关税税率,可用来计算产品的贸易政策不确定性。第二组是产品层面的MFN适用关税数据,来自WTO的Tariff Download Facility数据库,我们将关税的产品分类标准统一至HS1992,用来计算关税变动。第三组为中国向美国出口的贸易数据,来自2000-2006年中国海关贸易数据库。此外,本文的微观机制分析部分还将用到2000-2006年中国工业企业数据库。由于中国海关贸易数据库与中国工业企业数据库采用不同的编码系统,本文参考戴觅等(2013)的做法,将这两个数据库进行合并,在此基础上重新计算产品质量,讨论贸易政策不确定性下降影响出口产品质量的微观机制。
四、实证结果与分析(一)基础估计结果
表1报告了基本的回归结果,其中,模型1是根据式(1)进行的估计。结果表明,原先贸易政策不确定性越大的产品,在"入世"后其出口产品质量下降幅度越大。具体而言,核心解释变量1{post}×dGapi的估计系数在1%水平上显著为负,这表明在加入WTO以后贸易政策不确定性的下降拉低了出口产品质量。此外,1{post}的估计系数显著为正,这表明加入WTO本身促进了出口产品的质量升级;而dGapi的估计系数显著为负,意味着贸易政策不确定性越大的产品,其出口质量越低。模型2控制了产品和时间的固定效应,模型3-模型5是在模型2的基础上加入了各项控制变量,1{post}×dGapi的估计系数依然显著为负,且数值变动不大,这进一步确认了贸易政策不确定性对于出口产品质量的影响。模型6是式(2)的估计结果,在同时控制其他影响因素后,本文的核心解释变量1{post}×dGapi的估计系数在符号、数量与显著性上均未发生较大变化。
模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | |
1{post}×dGapi | -0.055***(0.02) | -0.056***(0.02) | -0.064***(0.02) | -0.064***(0.02) | -0.046**(0.02) | -0.062***(0.02) |
1{post} | 0.063***(0.01) | |||||
dGapi | -0.083***(0.02) | |||||
1{post}×dta.chinai | 0.115**(0.05) | 0.130**(0.05) | ||||
1{post}×dta.usai | 0.906**(0.42) | 0.963**(0.42) | ||||
1{post}×MFA | -0.020**(0.01) | -0.024**(0.01) | ||||
1{post}×adduty | 0.000(0.00) | |||||
1{post}×imlicense | 0.005(0.01) | |||||
个体效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
时间效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
观测值 | 21 622 | 21 623 | 21 624 | 21 625 | 21 626 | 21 629 |
R2 | 0.014 | 0.399 | 0.399 | 0.399 | 0.399 | 0.399 |
注:*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著,括号内为稳健标准误差。下同。 |
最后,在控制变量方面,模型3与模型6中1{post}×dta.chinai的估计系数显著为正,表明进口关税下降幅度越大的产品,中国在该产品上的出口质量升级效应就越明显,这进一步验证了竞争效应的存在。1{post}×dta.usai的估计结果表明,美国进口关税的降低会促进中国对美国出口产品的质量升级,其原因在于:出口成本的减少使得出口企业更有动力去提升其产品质量。纺织品和服装出口配额的估计结果表明,在配额取消后,有大量提供低质量产品的企业进入出口市场,从而降低了产品层面的总体出口质量。根据模型6的估计结果可知,反倾销调查与非关税贸易壁垒的取消对于出口产品的质量并无显著影响。
(二)稳健性检验
1.不同的质量测度。根据Anderson和Wincoop(2004)的做法,本文让σ分别取值为5和10,重新估计出口产品质量,在此基础上对式(2)进行回归。结果表明(如表2中的模型1和模型2所示),前文的结论依然成立。此外,表2、表3与表4中的模型均包括式(2)的控制变量,且控制了产品与时间固定效应,限于篇幅,本文并未报告其结果。
模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | |
σ=5 | σ=10 | 产品差异 | 行业层面 | 德国 | 1990-2006年 | |
1{post}×dGapi | -0.056***(0.02) | -0.032*(0.02) | -0.013(0.03) | -0.384***(0.11) | -0.022(0.02) | -0.403***(0.06) |
1{post}×dGapi×1{diff} | -0.053**(0.03) | |||||
1{post}×dta.input | 0.080(0.33) | |||||
1{year>=1995}×dGapi | 0.051(0.07) | |||||
观测值 | 21 622 | 21 622 | 21 622 | 190 | 18 520 | 45 626 |
R2 | 0.526 | 0.543 | 0.399 | 0.802 | 0.470 | 0.657 |
模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | |
总体 | 集约边际 | 质量调整 | 市场份额 | 广延边际 | |
1{post}×dGapi | -0.136***(0.05) | -0.044(0.04) | -0.035(0.03) | -0.009(0.01) | -0.093**(0.04) |
观测值 | 6 503 | 6 503 | 6 503 | 6 503 | 6 503 |
R2 | 0.365 | 0.414 | 0.443 | 0.463 | 0.420 |
2002年 | 2003年 | 2004年 | 2005年 | |
1{post}×dGapi | 13.454***(1.90) | 20.017***(2.83) | 30.669***(4.43) | 110.860***(12.31) |
观测值 | 6 043 | 6 129 | 6 237 | 6 407 |
R2 | 0.958 | 0.932 | 0.891 | 0.748 |
2.不同的产品。按照Rauch(1999)的分类方法,本文将产品划分为同质性产品和异质性产品。表2的模型3是在式(2)的基础上加入了产品是否属于异质性产品这一虚拟变量1diff。结果显示,相对于同质产品,贸易政策不确定性下降对异质性产品的出口质量存在显著的负向作用。
3.不同的国家。欧盟早在1980年就给予了中国永久性的MFN关税待遇,在加入WTO后,中国对欧盟的出口并不存在由于关税政策不确定性下降带来的质量调整。基于此,我们选取德国作为参照对象。结合海关数据计算出HS6位产品层面中国向德国出口的产品质量,用德国进口关税的变动取代美国进口关税的变动,对式(2)进行回归。根据表2中模型5的结果可知,在贸易政策不确定性降低的产品上,中国对德国的出口并不存在质量调整,这进一步支持了基础回归的结论。
4.控制成本效应。首先,借鉴盛斌(2002)的做法,将HS6位编码的产品匹配到CIC2位行业层面,以产品的出口份额为权重计算出CIC2位行业的出口产品质量;然后,计算出CIC2位行业层面的贸易政策不确定性、"入世"前后行业层面产出品关税的下降幅度、投入品关税的下降幅度以及美国进口关税的下降幅度。表2中模型4的结果显示,在控制了成本效应的影响后,贸易政策不确定性的下降仍然显著地降低了行业层面的出口产品质量。
5.不同的样本。美国对华贸易政策不确定性主要活跃在1990-1994年,其间美国国会曾多次掀起影响力巨大的法案对中国最惠国问题进行否决,但随着1994年克林顿政府做出对华贸易政策与人权问题脱钩的决定后,美国国会基本上就再没有形成有影响力的否决法案。因此,表(1)中贸易政策不确定性对出口产品质量的影响可能主要是由1994年美国政府的决策所致,而不是由于中国加入了WTO。为确保表(1)回归结果的可靠性,本文使用1990-2006年中美产品层面的贸易数据对该问题进行重新验证。首先,借鉴李坤望等(2014)的研究,用相对价值法度量中国对美国出口的产品质量;然后,在回归方程中加入1994年以后的时间虚拟变量与贸易政策不确定性的交叉项1year>=1995×dGapi。表2中模型6报告的估计系数不显著,而在控制了1994年美国政策决定影响的情况下,核心解释变量1{post}×dGapi的估计系数显著为负,这与前文的结论一致。
五、进一步分析(一)产品层面的机制分析
接下来,本文从广延边际与集约边际两个方面来探讨贸易政策不确定性对出口产品质量的影响。参考Martin和Mejean(2014)的做法,将一个HS6位产品的质量变动分解如下:
\[\begin{align}
& \Delta Qlt{{y}_{it}}=\sum\limits_{f\in {{I}_{i}}}{{{{\bar{w}}}_{fi}}\Delta {{\Lambda }_{fit}}+\sum\limits_{f\in {{I}_{i}}}{\Delta {{w}_{fit}}({{{\bar{\Lambda }}}_{fi}}-\overline{Qlt{{y}_{i}}})}} \\
& +\sum\limits_{f\in {{N}_{it}}}{{{w}_{fit}}}({{\Lambda }_{fit}}-\overline{Qlt{{y}_{i}}})-\sum\limits_{f\in {{X}_{it-1}}}{{{w}_{fit-1}}({{\Lambda }_{fit-1}}-\overline{Qlt{{y}_{i}}})} \\
\end{align}\]
(7)
根据式(7),本文使用中国海关数据分别计算加入WTO前(2000-2001年)中国向美国出口产品质量的变动ΔQltyit与加入WTO后(2002-2006年)中国向美国出口产品质量的变动ΔQltyit及其分解项。在此基础上,将加入WTO作为分界点的两期质量变动及其分解项作为被解释变量对式(2)进行回归,具体的回归结果如表3所示。
模型(1)是将总体质量变动作为被解释变量进行的回归,1{post}×dGapi的估计结果显著为负,这表明在加入WTO后,贸易政策不确定性下降幅度越大的产品,其出口产品质量下降越大。模型(2)将式(7)的上半部分作为被解释变量,结果表明,在加入WTO以后,集约边际上针对贸易政策不确定性下降做出的质量调整并不显著。模型(3)和模型(4)的被解释变量分别为式(7)的前两部分,结果表明,贸易政策不确定性下降越大的产品,存续企业提供的产品质量及市场份额在提供不同产品质量的企业间的转换并未及时调整,这进一步支持了模型(2)的结论。模型(5)将式(7)的下半部分(广延边际上的质量调整)作为被解释变量,结果显示,1{post}×dGapi的估计结果显著为负,这表明在加入WTO后,在贸易政策不确定性下降更大的产品内部,出口产品质量在广延边际上下降得更多。
(二)广延边际上的微观机制
1.数量上的影响。基于中国海关贸易数据库与中国工业企业数据库的合并数据,本文将美国市场上i产品在第t年进入企业的数量或退出企业的数量Numit作为被解释变量对式(2)进行回归,关于企业进入与退出的定义与李坤望等(2014)的研究是一致的。与表(3)的估计一致,本文分别将"入世"后每一年企业的进入与退出数量(受到贸易政策不确定性下降的影响)与2001年(不存在贸易政策不确定性下降)企业的进入与退出数量进行两两比较,以识别贸易政策不确定性对企业进入与退出行为的影响。
表4报告了基本的回归结果,由于海关数据库的时间段为2000-2006年,我们无法观测到2000年企业的进入行为与2006年企业的退出行为。1{post}×dGapi的估计系数在1%的水平上显著为正,且由2002年的13.454增至2005年的110.86,这表明在加入WTO以后,贸易政策不确定性下降促使更多的企业参与出口,而且这种促进作用随着时间的推移而更加明显。关于退出企业数量的影响未在文中报告,但结果表明,在贸易政策不确定性下降较大的产品内部,更为激烈的竞争使得许多企业退出市场。当然,贸易政策不确定性下降对进入企业数量的影响要大于其对退出企业数量的影响,即相对于退出企业而言,有更多的企业进入出口市场。
2.质量上的影响。为证明在贸易政策不确定性下降越大的产品内部,进入出口市场的企业提供的产品质量更低,本文构建如下回归方程:
\[Qlt{{y}_{fi}}={{\beta }_{0}}+{{\beta }_{1}}1\{NewEntry\}\times dGa{{p}_{i}}+{{\beta }_{i}}1\{NewEntry\}\times {{X}_{i}}+\sum\limits_{n}{{{\theta }_{n}}{{X}_{f}}}+{{\delta }_{i}}+{{\varepsilon }_{fi}}\]
(8)
2003年 | 2006年 | |
1{NewEntry}×dGapi | -0.019*(0.01) | -0.046***(0.01) |
1{NewEntry} | 0.003(0.01) | -0.014***(0.01) |
产品固定效应 | 控制 | 控制 |
观测值 | 42 393 | 94 519 |
R2 | 0.356 | 0.280 |
本文以我国加入WTO前后美国对我国的关税政策调整作为自然实验,研究了贸易政策不确定性对出口产品质量的影响及其作用机制。利用2000-2006年中美贸易数据与关税数据进行倍差法分析后发现,加入WTO以后,在贸易政策不确定性下降比较大的行业中,我国对美国出口的产品质量下降更多,且这一结论在改变质量测度方法、控制成本效应以及使用不同的产品属性、贸易对象和样本的情况下依然稳健。进一步的微观机制分析表明,在进入与退出边际上,对贸易政策不确定性下降越大的产品来说,有越多的提供低质量产品的企业进入出口市场;而在集约边际上,我国向美国出口市场上的存续企业并未针对贸易政策不确定性下降做出及时的产品质量调整。总之,两个边际上的综合作用使得贸易政策不确定性下降在短期内拉低了总体的出口产品质量。
本文的结论对于我国未来的贸易自由化进程具有一定的政策性启示。自加入WTO以来,我国先后启动并参与了中日韩自贸区谈判和亚洲基础设施投资银行等旨在推进贸易自由化的建设。在这一过程中,贸易政策不确定性的下降将使得竞争力低下的企业进入出口市场,这不利于我国形成以技术、品牌、质量和服务为核心的出口竞争新优势。因此,在推行贸易自由化的进程中,我国应主动规范质量管理体系认证,对出口企业实施国际标准化的质量管理,限制提供低质量产品的企业进入出口市场,从而弱化贸易政策不确定性下降对出口产品质量的负向影响。
需要指出的是,本文使用的贸易政策不确定性指标依赖于一个自然实验,未来针对贸易政策不确定性的研究应该选取更具一般性的衡量指标。此外,越来越多的贸易协定开始对非关税贸易壁垒的使用进行规范,由此带来的贸易政策不确定性的下降对企业出口行为的影响可能会是新的研究方向。
*感谢上海财经大学研究生创新基金项目(CXJJ-2015-335)的支持。
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