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衡量中国的贸易自由化
贸易限制指数的一般衡量
上海财经大学
国际贸易
陈波
清华大学
经济系
马弘
摘要
：
就关税壁垒的测量而言，简单平均数和加权平均数都会产生误
导
。本论文中，
首先，我们通过放宽在小国开放经济和一般贸易限制
指数（
GTRI
）上的重要假设来扩展
Feenstra (1995)
的贸易限制指数。
我们用<
/p>
GTRI
来说明：关税壁垒可通过异质商品的关税、进口份额以<
/p>
及相互对应的进（本国）出（外国）口弹性来测量。其次，我们采用
Broda
and
Weinstein(2006)
的方法来估计贸易弹性并计算中国
1997
年
至
2008
年的
GTRI
。中国的
GTRI
显示出
非常有趣的
WTO
效应：在
2001<
/p>
年加入世贸之前，中国的
GTRI
大于简
单和加权平均税率，但
2001
年
之后
却急剧下降到介于简单平均和加权平均税率之间的水平。
GRTI
的变化表明：加入
WTO
以后，中国摒弃了对高价值进口商
品的关税
控制，显著降低了贸易条件，这为
Bagwell
和
Staiger(2011)
的研究增
加了有力的实证支持。
1
、简介：
国际贸易理论中一个基本理念是：
贸易自由化带来福利改善。
例如，在一项有影响力的研究中，
F
rankel
和
Romer
（
1999
）证实，贸
易确实促进了经济增长。<
/p>
然而，
一个国家的对外贸易在多大程度上实
现了自由化是很难测量的。
精确的贸易限制指数测量能帮助研究者了
< br>解各国贸易保护主义的差别或者一国在贸易自由化承诺下的真实发
展情况。
因此，
贸易限制指数的测量对政策制定和国际贸易谈判是必
要的。
本论文旨在测量中国加入
WTO
期间及之后关税降低所反映出的
贸易自由化进程
。
由于进口商品的许多关税细目的税率不同，
我们需
要一个合适的统一测量方法。
这种情况下，
我们扩
展了
Anderson Neary
(1992,
1994,
1996)
和
Feenstra
(1995)
的创
举，提出了贸易限制指数
（
TRI
）<
/p>
的一般测量，
即寻找一种适用于所有进口商品的统一税则
（即
TRI
）来使特定产品的关税处在同一福利
水平
(
η
i)
。
我们的模型建立在
Feenstr
a
的模型之上，
Feenstra
模型
显示，贸易
限制指数可表示为个别税率平方值的加权平均数，
权
重反映进口份额
和需求弹性。
Kee
（
2008
）等人用这种方法计算了
88
个国家的贸易限
制指数，
他们进一步说
明贸易限制指数的大小实际上依赖于税费的方
差、不同税费间的协方差和进口需求弹性。
我们的模型在
Kee
等人模
型的基础上
更进一步：我们放宽了具有代表性的小国开放经济假定。
这意味着，
一个进口商可能面临向上倾斜的供给曲线并且能发挥相应
的市场力量。
国际贸易政策相关的近期文献强调了进口国市场力量的
存在，
这种市场力量决定最佳进口关税
(Broda, et al. 2008)<
/p>
或者影响贸
易谈判结果
(Ludema
and Maria Mayda,
2011)
。
此外，
Bagwell
和
Staiger
(2011)
说明，为加入
WTO
所协商的关税削减取决
于谈判前的关税水
平、进口量和进口价格以及贸易弹性。从与
F
eenstra
(1995)
来源相似
的向上倾斜的出口供给曲线我们看到，
贸易限制指数可以表示为个别
< br>税率平方值的加权平均，
其中，
权重既反映了进口需求也
反映了出口
供给弹性。
为精确测量中
国的贸易限制，
第一步是获得中国贸易需求弹性和
世界出口供给
弹性的准确测量方法。
传统的利用引力方程估计贸易弹
性的方法
并不合适，
因为这种方法的假设是水平的供给曲线
（注释
1
）
。
幸运的是，<
/p>
Feenstra (1994),
Broda
和
Weinstein
(2006)
提供了一个可实
现的方法，
这种方法通过使用分散的进口数据解决了内生性问题。
第
4
节将说到，
我们用以上
3
个人的方法分析中国进口数据，
进口产品按
HS
分类为最细的
8
位数。
供给和需求弹性的可测量大大有助于我们计算贸易限制
。简言
之，我们的测量显示，在所观察的
1997
至
2008
年间，通过
GT
RI
所测
量的统一关税通常意味着较高的贸易保护水平，
而这种贸易保护水平
由加权平均数反应。
例如
，
2000
年，
简单和加权平均税率分
别为
16.98
和
14.68
，而
GTRI
的值更高
(25.69)
。就关税削减率而言，
GRTI
的值逐
步接近于关税税率表的加权平均值，尤其是加入
WTO
之后。相比之
下，
2002<
/p>
年之前，
GRTI
值的变动较简单，加权
平均税率更不稳定。
有趣的是，中国加入
WTO
的前两年
（
2000
年和
2001
年）
，
G
RTI
急剧上
升，这和
Broda
等人的发现一致：非世贸组织成员倾向于对供给弹性
较低的产品征收
更高的税费。此外，
GRTI
的变化表明：加入
WTO
以后，
中国摒弃了对高价值进口商品的关税控
制，
显著减少了贸易条
件，这为
Bag
well
和
Staiger(201
1)
的研究增加了有力的实证支持。
另外，如
Kee
等人
(2008)
所建议的，我们可以将
GRTI
划分为三个
组成部分，也就是：平均税率、差别税率以及税率平方值和作为进口
权重的进口需求弹性间的协方差。与
Kee
等人
(2008)
所做的各国研究
相一致，
我们也发现税费的差别是贸易限制指数和进口加权关税有差
异的主要原因
。
最后，
GRTI
< br>的计算对福利和贸易条件有重大启示。跟随
Kee
等人<
/p>
的研究，我们构建了净损失（
DWL
）的
线性估算，而
DWL
与关税结
构有关。
在供给曲线向上倾斜的条件下，
我们可以进一步比较进口商
和国外出口商的净损失。
对国外出口者来说，
高额的关税似乎带来了
更多的净损失。因此，我们能够量化中国的贸易所得。
这篇论文使得越来越多的文献讨论如何测量
贸易限制指数
（
Cipolina
和<
/p>
Salvatici,
2008;
Coughlin,
2010
）或者
研究运用新措施进
行关税改革而带来的福利效应
(Kreike
meier
和
Moller
，
2008
；
Falvey
< br>和
Kreikemeier
，
2
009)
（注释
2
）
< br>。在
Anderson
和
Neary
(2003,2007)
的
研究中，
TRI
这一概念被进一步扩
展以便形成与关税
/
配额结构相同的
贸
易额，特别地，
Kee
等人提供了测量不同版本
TRI
的初步指导并且
测量是建立在福利、进口额和出
口市场准入是否为主要问题的基础
上。
与其他文献相比，我们的贡献是其三倍。首先，我们扩展了<
/p>
Feenstra
提出的
TRI
指数，
供给曲线向上倾斜的前提下，
贸易限制指
数
的测量更加一般化。
其次，
不同于<
/p>
Kee
等人提供各国贸易限制的对照，
我
们关注中国
2001
年加入
WTO
前后的关税削减，因为这可以被用来
证实许多经济政治预测，例如获
利理论。再然后，我们将
Broda
and
Weinstein
的计量经济学方法应用到处理中国的按
HS
分类的
8
位数进
口数据和获得替代弹性、供给弹性的精确估计中并用于各种实证研
究，例如研
究税费削减对福利和贸易条件的影响。
文章的其他部分是按如
下组织的。
第二章节综述了贸易限制、
介
绍了
GTRL
。第三部分介绍了中国的进口数据。第四章节简
略地讨论
了
Feenstra
为进口
需求和外国供给弹性的估计战略，
然后由
1997
年到
2008
年的进口关税构建了
< br>TRL
、估算了
DWL
。我们
在第五章节进行
了总结。
2
、一般贸易限制指数
在过去
20
年，
中国的国际贸易部门经历了显著的增长。
事实上，
每年进口额从
1988
年的
550
亿美元增加到
2008
年的
1.1
万亿。在中国
2001
年加入
WTO
后，进口增长更为迅速。关税削减
，或者更多普遍
的贸易限制，被认为是解释这样巨大贸易增长的关键因素。
我们想问的一个核心问题是：
2008
年中国有多少更多的限制，
在
加入
WTO
后
7
年，中国是否倒退
到了
1997
年？常见的回答是因为简单
或者加权的平均进口关税。所以，正如第一章节所说，中国简单平均
进口关税从
1997
年的
17.5%
降到
2008
年的不到
10%
，同时加权平均数
由
14.7%
降到
4%
。实际上，平均关税可以直接从国家进口
关税数据中
计算。
由于这种可用性，
平
均关税作为好的方法被许多有关贸易保护
的研究
(
注释
3
）广泛使用。
不说它的简单性，平均关税，
尽管是由进口量衡量，但很可能误
导了出于研究或者政策制定目的的人。
第一，
简单平均关税忽视了不
同生产（部门）的相对重要性。
第二，
尽管加权平均关税考虑到了相
对重要性，但它忽视了禁止性的关税从而导致进口为零。<
/p>
第三，
贸易
保护可能是战略性的并且向特
定行业偏斜的。比如，
Broda
（
2
008
）
说明对于
WTO
的优先成员国，各个国家趋向于对于无弹性的商品供
给（注释
4
）建立更高的进口关税。
Nunn
< br>、
Trefler
(2010)
和
Lin (2009)
的研究同样表明有效的关税干预与技术密集型或者比较优势联系很
大。最后，正如
Anderson
和
Neary (1996)
指出，平均关税没有福利
基础所以也不能被用来衡量贸易政策带来的福利损失。
由
Anderson
和
Neary
(1992,
1994,
1996
)
完成的先驱工作，提议
要统一关税（所谓的贸易限制指数，<
/p>
TRL
）
，这样由于通用的关税结
构，
进口国就可以获得相同的福利。
Ande
rson-Neary
以经验为主的方
法论要求建立一般均衡
模型（
CGE
）
来解决统一关税税率问
题。
作为
一种选择，
Feenstra
(1995)
建议，在局部均衡和需求曲线（注释
5
）
下，以福利为基础的
TRI
可以简化为
所以，要量度
TRL
只需要有关进口需求弹性
(
ζ
)
、进口份额
(s)
< br>、
和关税税率（
t
）的知识。这
个简化的
TRL
可以方便地应用于计量经
济学的方法中
,
这个方法考虑到了高度分解的关税细目。
幸运的是，
Kee, et al.
(2008)
认为
TRL
能够进一步被
分解为以下
3
个部分。
表示加权进口关税
，
表示关税变化表
，
代
表
调
整
过
的
弹
性
，
和
和
表示协方差。
方程（
2
）清楚地揭示
TRL
在理论上的一致：正如
TRL
所暗示
的，
如果关税有大的方差并且关税与进口需求弹性正相
关，
贸易限制
应该比其他方面建议的加权平均关税更高。
然而，
Feenstra (1995)
的
TRL
也假定是小型开放经济。
这就是说
潜在的出口供给是完全弹性的
（例
如，一条水平逆出口供给曲线）以
至于关税转嫁到消费者完全是针对国内需求者。正如<
/p>
Feenstra (1995)
所注意到的，
在现实中，
极少的物品或者国家能真正面对给出普遍垄
断性竞争市场结构的情况。这样，我们建议一个一般贸易限制指数
（
GIRI
）
，它不仅包括向下倾斜的进口需求，并且也包括
由于部分关
税负担由外国出口供给者承担而上升的出口供给。
这
样，
我们放宽了
“小型开放经济的假设”
，并且考虑到了由征收关税带来的外国供给
者和国内需求者的扭曲。
< br>
特别地，我们的
GTRI
在下
面的等式（
3
）表示：
ω
代表逆出口供给弹性。
当关税征收国
是一个面对无限供给弹性的小型开放经济国家时，
GTRI
立即
退化到
Feenstra(1995)
的
< br>TRI.
。我们把
Appendix
的
GTRI
起源的细节留给读者做进一步的参考。
3
、数据
我们关注这篇论文的焦点是研究中国在
2001
年加入
WTO
前后
这段时间里中国
贸易限制的减少。
为了这个目的，
我们利用了
< br>8
位数
水平的
HS
进口数据，这个数据是对于研究者可利用的大多数分解的
水平。
我们从中国海关总署获得
1997
年到
2008
年每年进口价值和数
量。
< br>
一个值得注意的中国对外贸易的特点是加工贸易的普遍性。的
< br>确，进口很大的份额是中间产品的输入，它是在加工之后，以最终产
品出口。由于
加工进口在进口税或者增值税（注释
6
）中是免税的，
在这篇论文中，我们将只考虑不加工进口品，它平均占到总进口的
2/3
左右。
我们资料组包括超过
6000
种进口的
HS
产品，并且平均每种产
品有来自
10
个
国家的进口数据。通过这个资料组，我们可以计算进
口份额，并且也能估算需求和供给的
弹性。
关税数据是优惠税率，来源于世界综合贸易解决方案（
WITS
）
，
它是
6
位数的
HS
。
然而，
2002
年的关税数据，
在
WITS
中是缺失的。
所以，当必要时我们用
WTO
的数据来补充
WITS
。结合
6
位数
HS
关税数据，我们将
8
位数
HS
产品合并为
6
位数来和优惠税率对比。
4
、经验主义战略
正如在
贸易和许多其他经济领域广泛运用到的一样，我们假定
一
个国家
在进口中的福利能够由不变代替弹性
(CES)
总结出来，
它最初
是
Dixit
和
Stiglitz
(1977)
引入运用的。这样，我们假定品种
σ (sig<
/p>
ma)
之间的替代弹性，同种物品之内，
g
是不变的（注释
7
）
。这种
CES
功能的构成值可以被解释为品种之间的替
代弹性，
σ
，
可以解释为对
于给定进口商品的价格需求弹性。
依照宏
观层面研究的标准，
由
Armington
定义的这个种类是国家
——商品配对的。
尤其是这篇论文中
，
商品是按照
HS-8
位编码分类，<
/p>
其种类是出口国。举例来说，安全帽就是一个典型的
HS-8
位编码商
品（
HS 65061000
）
。如果中国从
6
个不同的国家进口这种商品，
那么
安全帽就有
< br>6
种不同的进口种类。
由替代的固定弹性福利中导出的可
以表达为：
进口需求函数
其中，
是商品的进口份额，
v
是种类，
g
是商品
（注释
8<
/p>
）
，
是
描述随着
时间推移商品需求特殊性的随机效果，
是误差项，
是商品价格，
是不同种类商品的替代弹性，并且被假设为大于
1
单
位以保证一个凸出的福利曲线。
查分算子
Δ
是用于逐渐消除每年间的
商品固定影响。
然而，方程式（
1
< br>）有两个问题，会导致
σ
的偏差估计。首先，
有一个同步性问题，
进口国需求函数可能会向上倾斜，
从而导致进口
价格增加进口需求更高。第二，存在量度误差，进口品的价格通常是<
/p>
难以获取的，因此，只能由单价来估计。因此价格和需求可能仍是相
关的。
为了解决这个同步性问题，我们依照
Broda
和
Weinstein
(2006)
的研究，假设一个向上倾斜的需求曲线如方程（
2
）
其中
性的倒数，
考虑到
是
描述超时商品供给特殊性的随机效果，
是描述生产技术中随机变化的误差项。
和
是
供给弹
是没有进行观察记录的随机效果，
我们通过基准
国
“
b
”
（注
释
9
）进一步区分了方程（
1
）和方程（
2
）
。需求
和供给方程
中的
“
区别中的差异
”
分别表达为方程（
3
）和（
4
）
其
中
为
了
辨
识
区
分
，
我
们
假
定
，也就是说，一旦商品和时间的特殊效果被约束
，需求和
供给误差就不相关了。
将（<
/p>
3
）和（
4
）相
乘，我们可以得到方程（
5
）的简化式
其中
，
注意方程（
5
）展现了均衡价格（由单价测算）和数量（由份额
测算）
在不
考虑同步性问题下的关系，
因为我们假设
。
然而，方程（
5
）仍然有量度误差问题，会导致用普通最小
二乘法对
的估计不一致。
Feenstra (1994)
建议，如果我们利用混合数据
集的性质并假设相同产品长时间有着经
常性的供给和需求弹性，
那就
会求得一致的估计量。
尤其是将方程
（
5
）
均分到时间点内，
误差项
是独立于回归值<
/p>
的，而
是不随时间变化的。从方程（
6<
/p>
）中我们
可以求得无偏估计：
其中
表示时间平均值。
我们用
广义矩估计法来讨论各国长时间来没有被计量需求和供给
的独立性。根据
Feenstra
(1994)
的理论，我们能定义一组时间条件：
只要所有的国家进口商品
g
满足下列条件：
其中
独立条件
是方程
(7)
中
x
< br>的方差。因此，给了我们每种商品的时间
来估计两项参数。针对每种商品，能用以
下目标函数来
求得
Hansen
’
s (1982)
的估计量：
其中
是
的模
拟样本。
W
是一个正定加权矩阵，
B<
/p>
是一组