【前沿文献】贸易政策不确定性下的企业投入选择

文摘财经 2024-05-22 10:01 北京

●前沿文献第101期推送

题目：Firm input choice under trade policy uncertainty

作者：Kyle Handley；Nuno Limão；Rodney D. Ludema；Zhi Yu

来源：Journal of International Economics，Volume 150，2024

关键词：Investment；Intermediate Inputs；Trade；Uncertainty；WTO

研究概述

文章研究了贸易政策不确定性（TPU）对企业进口决策的影响。在本文构建的模型中，企业必须支付沉没成本才能采用新的进口投入品。降低某一投入品的TPU，会增加该投入品的进口（替代效应），同时可能增加其他投入品的进口（规模效应）。文章估计并量化了中国加入WTO对随后的中间品进口的影响，结果发现加入WTO之前，关税风险抑制了中国企业进口中间品，但在加入WTO之后，恢复加入WTO之前的高关税这一威胁大大降低，即TPU降低，因此关税风险对中国企业进口中间品的抑制效应降低。入世后，现行关税贸易弹性提高，反映了现行关税的持久性增强。同时，文章发现了进口的替代效应和规模效应的证据，入世后，企业更有可能采用以前面临较高关税风险的产品。

在机制方面，本文发现（i）关税和TPU对进口价值既有替代效应，也有规模效应；（ii）对于行业中生产率较高的企业，关税和TPU的贸易弹性都较大；（iii）对于之前面临更高关税风险的产品，加入WTO后采用这类产品的可能性更高。文章将加入WTO对平均企业进口投入品价值的影响分解为：如果TPU在加入后保持不变，那么由于5%的关税削减，2000-2006年的进口增长将仅为19lp。当TPU下降，提高了进口对关税削减的反应能力——这种更高的弹性效应增加了26lp。较低的TPU也意味着之前的关税自由化不太可能逆转——这种承诺效应为79lp。

模型

模型的建立基于Handley和Limão（2015），假设企业是异质的且具有垄断竞争力，企业在生产中使用许多投入，并根据每种投入的沉没成本决定进口多少种类的投入品。

考虑一个异质企业的动态模型，企业利用要素（劳动力）和中间投入生产差异化的最终产品。企业的寿命是随机的：在一个时期t内市场上存在的任何企业生存到时期t+1的概率是

\beta

。因此，企业未来利润的贴现率为

\beta

。企业以相同的速度进入和退出市场，因此企业的数量保持不变。

在每个时期，企业都会观察当前的投入价格，并做出三个决定：（a）每个中间投入要采用多少品种；（b）在每项投入（包括劳动力）上花费多少；（c）最终产品的价格。为了使后两个决策简单明了，假定支出份额和边际成本加成的函数形式不变。

中间投入品为

i\in [0,1]

，每个i都来自两个不相交的连续统

\Omega_i

“安全的”，无需沉没成本即可采用且价格固定为1；

\Omega_i^*

“有风险的”，需要为每个种类支付沉没成本K>0，并且具有随时间变化的相对价格

\tau_i^t

。假设

\Omega_i

是有限的度量

\bar{n_i}

，而

\Omega_i^*

是无限的。令

\ n_if \in[0, \bar{n_i}]

和

n_{if}^*\in[0, \infty)

。鉴于这一模型应用于TPU背景下，将“安全”等同于国内投入品品种，将“有风险”等同于进口投入品品种，

\tau_i^t

表示包括关税的进口相对价格。根据Handley和Limão（2017），并模拟了一个三阶段Markov过程，该过程具有初始状态关税向量

\tau

和恒定概率

\gamma

，使得在下一时期政策变化到新向量

\tau^h

的概率为

\varpi

，

\tau^l

的概率为1−

\varpi

，并根据

\tau^h>\tau^t>\tau^l

排序。假设极端阶段l和h是吸收态，因此只有t阶段时存在不确定性。

（一）偏好、技术和当期利润

企业的生产率参数

\varphi_f

取自一个共同分布，在企业存续期间保持不变。该企业面临的产出需求弹性不变，即

（2）

其中，p是内生的消费价格，E>0是外生的需求转移，

\sigma

>1是恒定的需求弹性。保持E不变，等价于假设最终产品市场相对于所考虑的企业数量而言是很大的。

生产函数是关于劳动力和中间投入的柯布道格拉斯函数：

（3）

其中，

l

是劳动力投入，

x_i

是中间投入品 i 的数量，

\alpha

< 1 是中间投入品的成本份额。投入品 i 的品种以不变的替代弹性

\theta

> 1 进行组合：

（4）

企业将采用所有没有沉没成本的品种，因此

n_i=\bar{n}_i

，对于给定的进口相对价格

\tau_i

，进口与国内支出的成本最小化比率为:

（5）

进口比率

z_i

是进口品种的线性函数。我们在下面表明，单位成本和营业利润仅取决于进口比率，因此，当企业选择

n_i^*

，可以用

z_i

来表示企业的问题。

对所有投入进行加总并将工资标准化

w

= 1后，以进口比率表示的最终产品边际成本的对数形式为:

（6）

因此，企业的单期营业利润的对数形式为:

（7）

该利润函数有三个性质。①

\pi_{z_i}

关于

z_i

的偏导数大于0，表示由于进口品种增加，利润随进口比率增加而增加。②如果

\frac{\alpha (\sigma-1)}{\theta-1} <1

，则

\pi(z)

是严格凹的。如果相同投入品的两个品种之间的替代弹性大于两种不同最终产品之间的替代弹性，即

\theta >\sigma

，则满足这一条件。③对于所有

i \neq j

，对（7）进行微分可以得到

\pi_{z_iz_j}(z)>0

，因此

\pi(z)

在

z

中是超模态的。

（二）不确定情况下的投入选择

在初始时期，相对进口价格向量为

\tau^t

，在随后的每个时期，政策变化的概率为常数

\gamma

。在政策变化的条件下，进口价格以概率

\varpi

的

\tau^h\ge\tau^t

和概率1 -

\varpi

的

\tau^l\ge\tau^t

转换，此后保持不变。

从

\tau^t

开始，利润的预期现值递归定义如下：

（9）

其中，

\beta(1-\gamma)

、

\beta \gamma \varpi

和

\beta \gamma(1-\varpi)

分别是企业在下一期存活并面临

\tau ^t

、

\tau ^h

和

\tau ^l

的联合概率。企业选择

z^t

、

z^l

和

z^h

以最大化式（9）中的净采用成本。不失一般性地，设

\varpi

= 1，

\gamma

为过渡到高关税状态的概率。由于在高关税状态下进口品种保持不变，进口比率

z^h

为根据

z^t

按比例缩小，将

r_i\equiv\tau_i^h/\tau_i^t

称为投入品

i

的“关税风险”。因此，将式（9）表述为

z^t

的函数。求解式（9）得到

\varPi(z^t)

，再加上沉没成本，得到总利润的预期现值：

（11）

其中

u\equiv\frac{\beta\gamma}{(1-\beta)+\beta\gamma}\ge0

是企业在高关税状态下的预期持续时间，占企业预期寿命的份额，

K\bar{n_i}(\tau_i^t)^{\theta-1}

是瞬态下每单位

z_i^t

的沉没成本。每个

i

的一阶条件是:

（12）

其中，

z_i^t>0

，

（13）

是针对特定投入的“TPU 因子”。

\pi_{z_i}(z^t)

是对

z_i^t

进行边际投资的收益率，

(1-\beta)K\bar{n_i}(\tau_i^t)^{\theta-1}

是投资的摊销边际成本。TPU 因子反映了等待的期权价值。

求解（12）可得瞬时状态下的企业行为：

（1）所需的进口品种量

（14）

（2）正进口量的指标

（15）

（3）最优进口比例

（16）

（4）均衡的对数营业利润

（17）

更一般地说，有

命题1 对于所有

i

，

\tilde{n}_i^*，\tilde{I}_i，\tilde{m}_i，\tilde{\pi}

和

\Theta

在

\tau^h

和

u

中（弱）递减，在

\varphi

中递增。

最后，考虑到 TPU 因子的重要性，求其在

\tau^t

\tau^h

时的总对数导数：

（19）

投入品

i

的TPU因子与其自身的关税风险和所有进口投入品面临的总关税风险成反比。特定投入品关税风险的影响与 1 -

\tilde{s_i}

（即国内支出份额）成正比。这是因为企业替代进口品种的意愿取决于国内替代品的丰富程度。

（三）政策弹性

该小节推导出指导估计和量化的政策弹性。

ln(\tilde{m}_{if})

的近似值为：

（20）

前两项分别捕捉了由于关税和关税风险导致的投入

i

的替代效应。第三项和第四项捕捉了总关税和风险的规模效应。同样，以下为仅受总关税和风险影响的营业利润：

（21）

前面的等式中的部分弹性系数是参数的函数，如表3所示。最后，式（14）中的潜在变量

\tilde{n}_{if}^*

的近似值为：

（22）

在这种情况下，将总关税条款归入

\varPhi^n

，以便隔离替代效应。式（22）中的替代系数不依赖于企业的生产率或对任何投入

j

≠

i

的采用决策——这是之后将要检验的预测。

方法和数据

（一）方法

在实践中，相对价格会随着时间的推移而变化，其决定因素不局限于关税，用

\tau_it

来表示。基准估计方程采用一个简明的经验模型，其关键决定因素是

t

时间

i

类别中适用的进口关税系数，用

\tau_it\ge1

表示，并控制其他因素：

（23）

其中时间效应

a_t^\tau

控制汇率等总体冲击，

e_it^\tau

是误差项。

驱动企业决策的风险取决于企业是否相信中国政府会改变政策以及改变的幅度，建立企业的风险信念的模型，可得:

（24）

其中，h和

-\hat h

是与历史威胁和关税相关的企业风险。如果历史威胁是相关的， ℎ > 0。如果存在其他风险，

\hat h

> 0，否则

\hat h

= 0。

根据式（23）和式（24），进口价值的规范表达形式如下：

（25）

其中，可观察从价关税因子

\bar{\tau}_{it}

和威胁关税

\bar{\tau}_i^t

。在

a_{ft,I}

中包括企业-时间和行业固定效应。

在企业-产品维度的面板数据（fi）基础上，通过比较在一个企业-年份内具有高/低关税和关税风险的产品的进口差异，来识别

\beta_{\tau t}

和

\beta_{\ ht}

。通过允许这些系数在入世前后具有不同的弹性来捕捉关税增加概率的变化；因此，将政策效应与指标变量1

wto

(

t

> 2001)（1_

wto

(

t

> 2001)）交互作用，得出基准模型：

（26）

根据式（20）、表3中系数的结构解释和式（24），得出在每个时期

T

pre,wto

：

（27-28）

（1）TPU通过替代效应减少进口：

\varepsilon_{r,T}^{sub}

≤ 0。这意味着，如果进口商重视历史风险度量，即如果ℎ > 0，则

\beta_{h,T}

≤ 0。

（2）加入WTO后TPU下降：

\varDelta\varepsilon_{r}^{sub}

≥ 0。这意味着

\varDelta\beta_h

> 0（如果ℎ > 0）。此外，由于

\varepsilon_{r,T}^{sub}

仅通过

u_T

随时间变化，可获得加入后TPU的百分比变化：

（29）

（3）应用关税通过替代效应产生三个可检验的影响。（a）在所有风险条件下，关税减少了进口：。可使用式（27）、（28）及其变化来得到该表达式，从而估计结构弹性。（b）减弱的关税弹性：。未观察到的风险的存在，即

\hat h

> 0，会减弱关税弹性。但如果

\hat h

足够小，关税仍会降低进口，即

\beta_{\tau,T}

< 0。（c）关税衰减减少：

−𝛥𝜀𝑠𝑢𝑏 𝑟̂ ℎ = 𝛥𝛽𝜏

≤ 0。如果存在未观察到的风险，但加入后其触发的可能性降低，则会出现关税衰减减少。

（4）历史风险是相关的，其占总风险的比例是。该符号来自预测2和3c。

（二）数据

文章将 2000-2006年中国贸易数据与入世前后的产品特定关税结合。

1. 企业进口额

使用中国海关交易层面的贸易数据。包括企业的名称、代码、联系方式、所有权；产品代码（8位数）；对方国（进口来源地或出口目的地）；年月；价值；贸易类型（普通或加工）。

2.贸易、产品和行业分类子样本

排除加工贸易，聚焦普通进口贸易，因为普通进口需缴纳进口关税，且不限制进口商的类型，以最大化样本容量、可用变化和避免基准中的样本选择问题。最终，将普通进口商品的范围缩小，使用联合国BEC确定中间品进口。BEC将HS6中的5000多种商品分为互斥的中间品、消费品和资本品类别。同时，关注普通进口贸易的一个重要子样本：中国制造业普查中的企业集合。

3.关税

关税数据来自世界银行的WITS数据库。使用1996年分类的中国最惠国法定关税来衡量1992年（中国关税在WITS中的起始年份）至2006年（贸易数据的结束年份）的应用关税。使用2000年之前的历史关税来构建中国的关税风险指标，该指标将与当前关税和每个HS6编码下1992-1999年的平均关税所体现的最坏情况之间的对数差异成正比。

估计

（一）政策变化和进口价值差异

首先，由描述性统计结果可知。

中间品的适用关税因子

ln̄𝜏𝑖𝑡

在加入前约为0.12，加入后约为0.075。整体样本的标准误在不同时期之间介于0.4和0.5之间；而且，行业内部也存在变化，关税风险衡量指标在中间品中的平均值为0.07，标准差为0.05（表4）。

图4描绘了高风险和低风险产品之间的政策变化如何影响公司进口。针对每个企业-年份，计算关税风险的中位数，并将高于中位数的产品定义为高风险产品，反之定义为低风险产品。将进口额（对数化）对一整套年度指标和各年份的高风险指标进行回归，发现在企业内部，高风险产品在加入世贸组织前的进口价值明显较低。加入后，差异缩小约60%。

（二）基准回归：进口中间品的价值

表5汇报了基于基准模型（26）式的估计结果。根据第（1）、（2）列结果可知，关税减少了企业的投入进口，在后WTO时期更是如此。当在回归中引入关税风险时（第（3）、（4）列），结果亦是如此。

第（3）、（4）列的结果显示，关税风险减少了入世前的中间品进口，但入世则部分扭转了这一趋势。在控制企业固定效应（第（1）列和第（3）列）或时间效应（第（2）列和第（4）列）的情况下，这两种效应的大小是基本相同的。

此外，这些估计还支持了另外两个关于结构参数的预测。首先，由第（4）列可知，式（29）的不确定性项缩减比例为

\varDelta u /u_{pre}

=-0.51。其次，历史风险的相对重要性为

H

=0.48，约占总风险的一半，其中包括未观察到的部分。

（三）稳健性检验

1.限制样本

文章将研究样本限制为能够与中国制造业普查数据相匹配的企业。表6第（1）列报告了所有中间品贸易的基准回归结果。通过与第（3）列制造企业子样本的回归结果比较可以发现，政策不确定性效应在加入WTO后部分逆转。与基准回归结论相同，加入WTO后关税弹性也有所增加。制造业子样本中的符号和显著性与基准回归保持相同，即使系数大小存在差异，但不足以产生定量上不同的结论，两者的隐含不确定性减少量均为-0.51。

2.结构和交易权效应

WTO成立后关税弹性的变化可能是由于企业进口结构的变化或允许更多企业进口的新规则。模型假设所有i的投入弹性θ相同，但若有新采用的投入或新进入的企业将带来系统性更高的弹性，这可能成为WTO成立后估计值更高的原因。为了验证该点，文章使用一个子样本重新估计：在WTO成立前后至少有一年在企业-HS6中具有正进口额的企业。表6第（2）列的结果显示，估计系数与第（1）列非常相近。这表明，基准回归估计值并不是由WTO成立后新企业获得贸易权所驱动的。

3.国有企业

加入WTO后，进口企业的构成发生了变化，从国有企业和贸易中介转向其他类型企业，WTO成立后的关税风险和弹性差异可能归因于所有权结构的差异。因此，文章重新估计了国有企业和非国有企业两个子样本，结果均反映了

u

相似的比例变化。

4.相关冲击和出口TPU

文章重点关注的是与进口投入相关的TPU，但现有的TPU理论和证据表明，企业的投资是为了增加出口。因此，文章分别考虑本国出口TPU和外国出口TPU，并检验它们是否可以解释关于进口增加的研究结论。

（1）本国出口TPU

本国出口TPU机制为：更安全地进入国外市场可以使得中国企业扩张，从而采用更多的投入，包括进口投入。如果进口和出口冲击在产品层面存在正相关，特别是如果企业的出口和进口捆绑集中在类似的HS6位码中，那么这种替代机制将影响前面的研究结果，出口企业的研究结果应该成立，而从不出口的企业的研究结果则不成立。为此，文章将样本分为“从不出口企业”、“经常出口企业”和“新出口企业”，估计结果如表7所示。可以发现，入世前的不确定性效应为负值，入世后这种效应得到了部分且显著的逆转。

u

的隐含变化是相同的。因此，本国出口TPU并未影响上述进口增加的研究结论。

另一种方法是控制本国出口TPU，从而消除遗漏变量偏差。在表A.6中加入了Handley和Limão（2017）使用的中国出口商在美国面临的TPU，将出口TPU指标与入世后指标相乘，以控制其不会改变进口投入的基准回归系数。回归结果与基准保持一致。

（2）外国出口TPU

外国出口TPU机制为：更安全地进入中国市场导致外国企业增加出口到中国市场的产品种类，将转化为中国企业进口的增加。外国出口TPU的一个显著特点是，外资企业的决策取决于中国市场的总需求，而进口机制意味着，即使有品种可供选择，一些中国企业也会采用，而另一些则不会。如果拥有所有对华出口外资企业的交易层面数据，就可以完全控制外资企业的出口TPU。然而，这种数据并不存在。

因此，考虑了其他计量经济学方法，即在入世前后尽可能保持现有外国品种捆绑不变，以便任何进口采用都能反映进口企业行为的变化。在此，将国家-品种定义为出口商-HS6对，并使用所有时期持续出口到中国的子集。表8第（2）列与第（1）列相比，回归系数基本保持不变。若只包括连续销售给特定生产部门的出口商-HS6，第（4）列中的样本减少到第（3）列中相关制造业样本的三分之一，但不会改变估计系数。

5.风险和历史依赖的替代性测度

将基准回归中使用的关税平均历史风险与历史最高关税（接近1992年的值）进行比较，显示使用历史最高关税不如平均值显著。为了解释和量化WTO加入前的效应，考虑企业面临沉没成本但不存在不确定性的一个替代假设；如果真是这样，那么前一时期T设定的关税不仅会影响该时期企业采用的投入技术，还会在该技术未被替代之前一直产生影响。

这种假设对于较短的时期是合理的，但在文章的设定中不太可能。相关的历史平均值仅应反映企业存在并做出采纳决策的时期，因此1992-1999年的平均值对于后期成立的公司应具有较小的解释力。为了检验这一点，将制造业企业的样本限制在1997年之后创建的企业，并重新运行表6第（3）列中的实证估计。该限制将样本减少了一半以上，但系数在幅度和标准误方面基本保持不变。年轻企业子集的这种相同反应表明，即使这些企业实际上并未面临这些关税，它们也像全样本中的企业一样对关税给予了类似的重视程度。这一证据支持了衡量标准的不确定性解释。

（四）机制证据

1.规模效应

将式（26）进行扩展，以研究不同投入品之间是否存在互补性，即投入品

j

≠

i

的成本或风险的降低是否会增加

i

的进口。

（30）

第二行加入两个新项。新系数的符号预测与替代效应相似，反映了TPU的变化和风险的规模弹性，如表3所定义。

（31）

表 9汇报了针对制造业样本的分析结果。第（1）列复制了仅具有替代效应的基准模型以进行比较。第（2）列添加了新变量。替代效应保持不变，规模效应有所变化：其他投入品的不确定性的减少增加了投入品

i

的进口量，即

\varDelta\bar{\beta}_h

> 0。此外，投入品

i

的关税相对于其他投入品的弹性大小增加了。这些结果对于在加入WTO前后进口的给定CIC所使用的投入品的子样本（第（3）列）是稳健的。

2.生产率异质性

检验更有生产力的企业是否会对投入品的TPU（关税与风险）产生异质性影响，以及这些影响是否与模型预测一致。使用匹配的制造业数据来计算每个企业在加入WTO前的生产率。工人人均实际产出高于其行业中位数的企业被归类为高生产率企业，其余则为低生产率企业。

命题1表明更有生产力的企业会进口更广泛的投入品，因为它们将采纳成本分摊到更多的单位上。这表明它们对关税和风险的变化更加敏感，并且可能比低生产率企业反应更大。表10证实了高生产率和低生产率样本（分别为第（1）列和第（2）列）的基准回归预测1-4。在第（3）列中，文章将样本合并，并报告了左侧的低生产率估计系数和右侧的高生产率差异系数。加入世贸组织对高生产率企业的影响更大，体现在风险和实际关税系数存在较大变化。第（4）列显示，高生产率的差异在包含HS6-时间效应时依然稳健。这表明差异并非由外国出口TPU所驱动，因为HS6-时间效应控制了中国可获得的外国投入品种类的变化。

3.结构性限制和弹性

利用对估计系数的结构性解释来检验预测结果，并得出与关税和风险相关的进口和利润弹性，如表11所示。表11为模型机制提供了证据，同时可以在此基础上进行反事实分析，而不局限于观察到的政策变化。还可以计算其他相关结果的反事实，如利润（或销售额）。利润的规模弹性与表中的规模弹性成正比，其系数反映了该表已计算出的乘数和进口份额。

（五）量化

文章提供了两个量化练习。第一依赖于经验估计，通过计算适用关税和承诺的变化来评估中国加入世贸组织对进口增长的影响。第二则利用表11中的限制条件，为中国企业的进口价值和营业利润提供1992-2006年有无TPU的替代反事实自由化方案。

使用式（20）分解两个时期之间进口价值

m_{if,T}\equiv m_{if}(u_T,\tau_T)

的增长，这是由

u

和适用关税的降低引起的，同时保持其他所有因素不变。对给定企业的所有相关投入进行平均增长，用

\int_{f}

表示，可以在任何两个时期之间分解增长。对于

T

pre,wto

的情况，该表达式如下：

（32）

1. 加入世贸组织对进口值的影响

将式（32）重写如下，

（33）

其中，第一行是承诺效应。由于不确定性的变化也会影响未观察到的风险，因此必须用

H

，即其在总风险中所占的比例来衡量历史部分。第二行是适用关税的净衰减效应。

表12通过其他政策平均值对表9的估计效应进行了缩放，可得平均承诺效应接近79lp。通过替代产生的关税效应为13lp。此外，还发现高生产率企业的入世承诺效应为83lp，明显高于低生产率企业的66lp（第（3）列）。

2. 反事实的自由化

使用政策弹性来量化1992-2006年间TPU对进口、销售和营业利润平均增长的影响。具体通过比较在三种不同的TPU情境下观察到的关税削减的影响来实现。

没有TPU。应用 $u$ = 0时的关税弹性，去观测没有衰减时的关税变化。
恒定的TPU。当 $u=u_pre$ 时，关税削减对进口的影响因式（32）中最后一项而减弱，但使用的是世贸组织之前的弹性，即 $\varepsilon_{r,pre}^{sub}+\varepsilon_{r,pre}^{scale}$ 。
加入世贸组织后的TPU变化。应用 $u=u_T$ 且 $T$ = $pre,wto$ 下的关税弹性。这与恒定TPU情境一致，直到加入世贸组织时衰减发生变化。此外，在加入世贸组织后，它还增加了承诺效应，即式（32）中的第一项。

（六）采用的概率和沉没成本

1.估算方法

在估计WTO入世对进口投入的影响时，存在三个问题。首先，理论并未解释为什么企业可能会放弃之前已经采纳的投入。其次，企业可能会始终采纳某些投入，因为它们没有沉没成本。第三，存在某些HS6中间品是某些企业从未采用过的，因为这些投入品在该行业中无效。通过关注企业特定的产品集来解决这些问题，这些产品集合（a）在WTO入世前未被企业采纳，但（b）在样本期间的某个时间点至少被同一行业中的一家企业进口。因此，定义以下采纳变量：

样本中新采纳的比例为1.8%，但反映了样本中大量潜在的（

i,f

）对，接近3000万对。为了解释估计系数，使用1(

m_{ift}>0

)遵循式（26），系数为

\beta_\tau^y

和

\beta_h^y

，并用

\varDelta

表示时间变化，得到：

（34）

该式纳入了企业效应，因此前期风险变量的系数反映了替代效应，关键的预测是

\varDelta \beta_h^y

> 0。在前期关税条件下，后期关税越高，新采纳的可能性越低，因为

\beta_{\tau,post}^y<\beta_{h,post}^y

。

2.结果

表13第（1）列的估计与所有三个预测结果保持一致。在不确定性降低后，新采用相对于关税风险的弹性平均为4。这意味着，与没有关税风险的产品相比，WTO入世使具有平均关税风险（数据中为0.07）的产品的新采用可能性增加了近30%。将样本分为高生产率和低生产率两类，仍然发现不确定性具有类似的影响。不确定性效应在高生产率和低生产率样本中均存在，高生产率企业平均采用的可能性是低生产率企业的两倍以上。因此，对于高生产率和低生产率企业，在平均关税风险下的替代弹性是相似的，这与预测一致。

结论

文章提出了一种新的投入价格不确定性模型，该模型能够同时捕捉替代效应和规模效应，并推导出了其经验含义。作者利用一个重要事件来测试这些含义，该事件降低了投入价格的不确定性，但这些见解适用于其他情境。

对贸易自由化和贸易协议的承诺促使企业在新的贸易关系和升级方面进行投资。大多数研究集中在通过减少贸易协议中的政策不确定性来改善出口商的市场准入。文章的方法建立在这些研究的基础上，并将其扩展到未来进口关税路径不确定且存在沉没成本的情况下的进口。文章发现，降低贸易政策不确定性并锁定适用关税可以增加投入进口的价值和种类。

此外，作者使用中国企业层面的数据来估计该模型，数据涵盖了中国加入世贸组织前后的时期。估计结果表明，中国加入世贸组织降低了不确定性，中国对自身进口关税的承诺解释了2000-2006年间中间品进口大幅增长的一大部分，这一增长是通过替代效应和规模效应共同实现的。文章还发现，由于进口商认为回归到历史较高关税的可能性较小，加入世贸组织后，进口对持续的关税降低的反应更加敏感。

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供稿：熊雅澜

审稿：马明会 & 张杰

推送：王佳敏

共享学术盛宴

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全球创新与治理实验室

全球创新与治理实验室依托教育部战略基地对外经济贸易大学全球创新与治理研究院的平台优势，紧跟国家重大发展战略，基于社会网络分析方法开发底层数据指标体系，力争搭建高水平开放和全球治理领域“学术+智库”型数据要素综合研究平台。