中间品贸易自由化提高了企业加成率吗毛其淋南开

4.中国对外贸易与升 以中国加入WTO作为一次自然实验，本文采用倍差法深入了中间品贸易是中间品贸易自由化提高企业加成率的可能。最后，行业加成率的动态分解结果显示，margin于客观评估中国加入WTO的微观成效和推进贸易具有一定的启示意义。DoesInputTradeLiberalizationRaiseFirms’Markups:EvidencefromMao(SchoolofEconomics，Nankai：Basedonanaturalexperimentof’saccessiontoWTOin2001,thispaperinvestigatesthemicroeffectandmechanismofinputtradeliberalizationonfirms’markupsbyusingdifferenceindifference(DID)identification.Theresultsshowthat,inputtradeliberalizationsignificantlyraisesfirms’markups,andtheeffectofinputtradeliberalizationpresentareversedU-shape.Wealsoemphasizetheimportanceofinstitutionalenvironmentinourstudy,andfindthattheeffectofinputtradeliberalizationonfirms’markupsisgreaterasisinthegoodinstitutionalregions.Thefurthermechanismtestshowsthat,qualityupgradingandproductionefficiencyimprovingarethetwoimportantchannelsbywhichinputtradeliberalizationraisingfirms’markups.Lastly,theindustrialleveldynamic positionresultsshowthat,theindustrialaggregatemarkupsgrowthismainlyfromtheintensivemargin,whiletheextensivemarginismuchsmaller.Inaddition,thecontributionofresourcerelocationeffecttotheindustrialaggregatemarkupsgrowthisover50percent,andit’sanimportantchannelbywhichinputtradeliberalizationpromotingindustrialaggregatemarkupgrowth.Thispaperenrichestheresearchabouttherelationshipbetweentradeliberalizationandmarkups,anditalsoprovidesimportantimplicationsforobjectivelyevaluatingthemicrogainsof’saccessiontoWTOandpromotingthetradereforms.：InputTradeLiberalization;Firms’Markups;ProcessingTrade;Difference本文得到国家自然科学基金（、国家社科基金项目（15CJL041、高校，、毛其淋，经济学博士大学经济学院国际经济讲师公司助理研究员，已在《经济研究《管理世界《经济学（季《世界经济》等重要期上发表多篇，现为《经济研究《经济学（季《世界经济》审稿人。，、：通讯地址：市卫津路94号大学经济学院12楼国际经济：300071 以中国加入WTO作为一次自然实验，本文采用倍差法深入了中间品贸易是中间品贸易自由化提高企业加成率的可能。最后，行业加成率的动态分解结果显示，margin于客观评估中国加入WTO的微观成效和推进贸易具有一定的启示意义。 从上世纪90年代初以来，为了适应市场经济和融入多边贸易体制的需要，我国就实施了以削减关税税率和非关税壁垒为主要内容的进口贸易自由化。在2001年底成功加入WTO企业的中间品关税率从入世前的16.5%下降至2007年的7.5%，降幅高达54.4%1。那，2013Schr2004。1988年巴西制造业企业微观数据进行发现，中间品贸易自由化显著促进了企业的GrossmanandHelpman（1991）的理论预期2。Amitiand2000—2006年中国制造业企业微观数据，比较研究了最终产品贸易自由化与中间品贸。1由作者根据WTO的进口关税数据和数据测算得到，测算方法详见本文第二部分2GrossmanandHelpman（1991）通过理论分析认为，贸易自由化可通过使企业获得高质量的国（eshima2009品质量（BasandStrauss-Kahn，2012；Fanetal.，2014）等视角就中间品贸易自由化对企业与本文相关的另一类文献则是研究企业加成率的影响因素。在理论方面，Melitzand口强度正相关，并且生产率越高的企业也越能够保持更高的加成率。Kuglerand，，率也相对较高。相比之下，的研究是从实证的角度企业加成率的影响因素。其中，Koningsetal.（2005）利用保加利亚和罗马尼亚企业层面数据，了和市场竞争对企业加成率的影响，结果发现促进了企业加成率的提高，并且行业的竞争性会强化这种促进效应。Belloneetal.（2010）利用法国企业层面数据进行实证检验发现，与非出口Melitzand与上述文献不同的是和（2012）的研究则发现，出口企业的加成率明显，，除此之外，也有部分学者直接了贸易自由化对加成率的影响但多数是在行业宏观层面进行研究。例如，GoldarandAggarwal（2005）利用1980—1997年行业数据进行实孙辉煌和兰宜生（2008）基于中国制造业行业面板数据进行，结果认为，进口自由 a.1997年企业层面数据，同时了最终品贸易自由化与中间品贸易自由化对企业加成率的200112月加入企业加成率的微观效应及其作用机制进而有效地克服了传统研究中所可能的内生性问题具体的一般进口企业作为处理组同时将加工进口企业作为对照组利用2007年中国制造业企业的生产和贸易数据进行倍差法估计，实证结果显示：中间品贸易自UWTO之后的第二年现，产品质量升级和生产效率提升是中间品贸易自由化提高企业加成率的两条可能的。WTO作为政策冲击，在一个自然实验的框架下，采用本文还采用GrilichesandRegev（1995）的分析框架对行业加成率进行动态分解，并在此基Koning（2007

liltlt

it

milti表示企业，lHS6位码产品，titit年进口的产品集合；ltlt年的进口关税率；miltilt口额；权重ilt

milt由第t年产品l的进口占企业i中间品总进口的来input

w

jjj表示行业（3位码）w表示投入品，j表示行业j的投入集合，jjwt

winputwtwwj3在稳健性分析部分，我们还尝试采用固定的权重il，即由整个样本期间内产品l的进口占企业i中间品 入要素成本的来衡量。4此外，

output

计算得到，这里nltltit Q=（X1，……，XV，K，） 其中，Qi ；KitVL(X1，……，XV，K

)PXvXvr

F

itit PXv和r

F()

itXvQ

Qit为给定产出水平下的边际成本。对（5）

vF()X 1PXX it

Xv vF()X 1PXX（ it）等于该要素在生产成本中所占的份额（ it。接下来定义企业的Xv 成率为it

Xv

X X X

Xv(Xv

在上式中，Xv表示可变要素的支出（PXvXv）占企业总销售额（PQ）的。 it420022000—20042005—20072002与DeLoeckerandWarzynski（2012）类似，我们假设企业具有相同的技术参数且为中neutral

it为企业生产率。然而，如果采用传统OLS方法估计生产函数（9）式将会产生同时性偏差问题（simultaneitybiasDe们还需要知道要素的支出份额Xv，但是事实上我们无法直接获得Q而只能得到

关系式ˆitQitexp(it可计算得到QitˆitXv

ˆXv

X ˆitˆitX

据此，企业i在t期的加成率可通过以下式子进算

2000年以来，企业中间品关税率整体上呈现出稳步下降的趋势，平均中间品200016.5%20077.5%。与此同时，企业中间品关税率的标准差2000—20072给出了中国制造业企业加成5其主要特点是使用企业的中间投入变量作为企业受到生产率冲击时的调整变量，此外，在后文的稳健性分析部分，我们还将采用OlleyandPakes（1996）Levinsohnand1企业中间品关税率的变化趋势：2000—20072企业加成率的变化趋势（vs.加工进口企业感的问题是企业中间品关税下降与企业加成率变动之间存在怎样的关系？为了初步回

320087.5%（1；如果市场是不完全竞争的，则对外贸易体制的演变与企业加成率及市场竞争力之间存在密切的Nora013通常言企业加率反映了品价格边际成的偏离程度表示为品价格边际生成本之比任何改产品价格边际生成本的素至少会在短期内对加率产生作（孙辉煌韩振国，21。实际上，中品贸易自化会通过多种影响业的产品格和边际产成本，对企业的成本成定价能产生影响首先中间品易自由会通过品质量级的途影响企业产品的价这是因为一方面中间关税率降的直结果是致企业口的中间入品成的降低润的增加使得企业有充足的去更新过的机器设进行人员培训及开展研投资活动另一方面间品关的下降使企业件和获得技术机会增加起到了技术转让的作用，这会进一步激励企业加大对吸收和模仿国外先进技术的研发投入（Hueta.，2005；odbgand ，2007和，2014而在一情况下研发投入的增长利于企实现产质量的（eranesandauno213邵，2014除此之外中间品税减让能导致口中品质量的（asandausKah，；2012erhoogen2012业可以从国外获得样化和更高质量的中间投入品。例如，KlenowandRodriguez-，10.5个百分点。Goldbergetal.（2010）对的研究发现，中间投入品关税减让使得企业获得了种类的中间投入品。具体而言，在中间品贸易自由化阶段进口的中间投入种类增加了大约三分之二而这些新进口的etal.，2011。很显然，进口中间投入品种类的增加与质量的提高有利于提升企业的生产效15%可以由其来解释。AmitiandKonings（2007）进一步发现，中间品贸易自由化确实通过种类效应和多样性效应显著提高了企业的生产效率它对企业生产率的促进作用大约是最终品贸易自由化的两倍。Halpernetal.（2011）基于匈牙利的微观企14%，而其中将近三分之二是由中间品种类增加贡献的。此外，KasaharaandRodrigue（2008）对智利、TopalovaandKhandelwal（2011）对的研究也都验证了中间品种类的增加会明显改善企业生产效率。影响企业的边际生产成本（Bernardetal.，2003；MelitzandOttaviano，2008，即生产效率，、WTO之后，中国的对外贸易体制尤其是进口自由化程度发生了深刻的趋势（等，2010，但中国各地区在制度环境方面仍然存在较大的差异。在学界，越来越多的研究文献强调合约实施保护等制度因素对企业行为及经济绩效的影响尽管从理论上而言，中间品关税减让能够增加国内企业可获得的进口中间品种类（GrossmanandHelpman1991性则会导致这部分性投资无法写入合约或向诸如等第证实国外供应商就有可（holdupMoore1990（Ahsan2013al.2006、，本文旨在中间品贸易自由化对企业加成率的影响，如果直接采用传统的OLS方法杰，2014进行研究。根据中国的贸易政策对加工进口企业所进口的原材料、零部件等中间品实行免关税，而对一般进口企业征收关税。中国加入WTO之后了大幅度的关税减免（见1，我们可把中国加入WTO的政策冲击视为一次自然实验，把制造业中从事进口贸易的企业划，mkpit01Treatmenti2WTOpostt3TreatmentiX+vv

0时表示加工进口企业，即对照组。WTOpost2001之后的年份取Xit为影响企业加成率（size（age，（klr2000年为基期的固定资产投资价格指数进行平减处理；企业出口（expint（foreignstate10。此外，我们还控制了非观测的行业特征vj和非观测的地区特征vk。

inputTreatmentinputX+v

v

2

们最为感30且显著，则表明中间品贸易自由化提高了企业加成率。为了便于表述，接下来（13）式的拓展回归模型称为B-S （二）其中，产品层面的进口关税数据来自WTO的TariffDownloadFacility数据库，主要用国家的中国工业企业数据库，其统计的对象涵盖了全部国有工业企业以及“规模以上（主营业务收入大于500万元）非国有企业，时间跨度为2000—2007年。这套数据库从业人员数、出货值、固定资产、总资产、负债额、销售额等上百个指标，可以说，它关贸易数据，它来自，时间跨度为2000—2007年。该套数据记录了各个月度通关企业的每一笔产品层面（HS8位码）的信息。为了研究的需要，月度数据加总为年度数据贸易数据库的主要优势在于对每笔产品层面的信息都有翔实 、等、企业所有制类型等；第二是产品层面的基本信息，包括额、数量、产品的计量单位、HS8位数产品编码、贸易状态（进口或出口）等；第三是有关贸易模式和对象的信息，包括贸易类型（一般贸易或加工贸易、方式（公路、铁路、航空等6类）以及出口目的国或需要特别说明的是由于生产数据与贸易数据中所载的企业代码的编码体系完全不同6，因此无法直接根据企业代码将两套数据库进行合并。这里我们借鉴Yu（2014）的方法由于企业在所在地工商管理部门登记时不允许重复使用已有名称因此如果两套数据库本中剔除已经匹配成功的样本剩余的样本进一步按照企业所在地的和企业 码的最后7位来识别两套数据库中是否存在相同的企业。第三，继续在原样本中剔除已经匹配成功的样本剩余的样本再按照企业所在地的和企业联系人信息来进一步识别两）2002并于2003年开始正式实施，这里我们根据Brandtetal.（2012工业行业分类（CIC）4位码进行了调整。另外，贸易中间商是专门从事业务的，因此其加成率受中间品贸们借鉴Ahnetal.（2011）的做法，将贸易数据库中的企业名称中包含““经Feenstraetal.（2014、Yu（2014）的做法，对异常样本130422个观测值。）6其中，生产数据中的企业代码是9位数，而贸易数据中的企业代码则是10位数；（2（（4）eamen×WOpos1第（）eamenWOpot1制了其影响因后，加工进企相比，一进口企的加成在O0251价能力越大的业其加率越低其可能的因是一方企业可没有随着长有效通“干学提生产效平另一方年代远的企需要为资深员工付高昂工资从更重的财负此外年长业的创动力也往较（2012）研究结论似的，即中国业存在低出口悖论此外我们发现国企业具较低的成率而企业虚变量的归系数能通过常；1第（5）—第（8）B-S倍差法模型的回归结果。我们发现，解释变量Treatmentinput的估计系数均为负且通过1%水平的显著性检100.1个单位。1----(-(-(-(-----(-(-(-(-----(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(-----(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10%考虑进口企业所在地的制度环境的差异。始于1978年的开放拉开了中国从计划经济体制向市场经济体制转轨的序幕，经过30多年的，中国各地区在经济、社会与法律制度式；同理，在B-S倍差法模型的基础上引入地区制度环境变量（inst）（Treatmentinputinst，将其进一步扩展为（15）mkpit01Treatmenti2WTOpostt3TreatmentiTreatmentWTOpost

X+vv

inputTreatment

2

Treatmentinput

X+vv

其中，inst表示地区的制度环境，本文借鉴张杰等（2010）的做法，采用tt1g进行刻画其中maket为场化指，数据自 等编制的化数报告，deg为市分割指，与（209）类，这里也采用价格指数法来衡量地区的市场分割程度7。之所以从市场化指数与市场分割指数两个维度来构造度环境量主要是于以下点考虑首先市场化数里包了如合实施Treatment×WTOpost×inst是我们最为感的变量用于中间品贸易自由化对企业加成率的影响是否依赖于地区的制度环境。如果40类似的，在（15）式中，如果三重交叉项Treatmentinputinst的估计系数显著为负，则结果显示，三重交叉项（Treatment×WTOpost×inst）5%水平的显著7Treatment×WTOpost的估计系数为负但算中间品贸易自由化对企业加成率的边际效应，即：mkpit(TreatmentiWTOpostt)=34instkt2第（2）从对（15）式的估计结果（2后两列）可以看到，三重交叉项Treatmentinputinst我们依照 (Treatmentinput)=inst，并结合表2第（4）列的回归结果 4B中。0轴，而随着制度环境指数的增大，企业中间品关税的3在此得到了进一步的印证。2--(-(---(-(--(---(-(---(-(---(-(---(-(---(-(---(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10%4入WO贸易自由化对企业加成率的影响效应是否存在时滞以及中间品贸易自由化对企业加成率的提升作用否具有续性特征而这同也是我的研问题为检验中品贸自由化对业加成的动态响，基准差模型（12式扩展如下形：mkpTreatmentWTOpostTreatmentWTOpost

Xit+vjvk

3。为了稳健起见，我Treatment×WTOpost×YRq的不过这一正向影响效应加入WTO后的第三年开始逐渐下降。图5更为直观地展示了2003年（即入世之后的第二年）达到最大，影响强度呈现出先上升1，3---(-(-(-----(-(-(-(----(-(-(----(-(-(----(-(-(---(-(----(-(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10%85证这一结果的可靠性和稳定性，下面从7个方面进行稳健性检验。本文主要采用倍差法来中间品贸易自由化对企业加成率的影响效应但该方法的有WTO之前的样本（2000—2001年2000年作为20014样本量无关。这也就从印证了本文的样本满足同趋势性假设。periodBertrandetal.（2004，多期倍差法往往存在序列相关问题，进而可能会高估倍差进行稳健性分析。具体的，样本期划分为WTO之前阶段（2000—2001年）和WTO之后阶段（2002—2007年4第（3）列，结果显示，与多期倍差法的回归结果类似，倍差法估计量Treatment×WTOpost的系数显著为正，再次表明中间品贸易自由化显著提高了企业加成92000年中国尚未加入WTO（cebotest）LevinsohnandPetrin（2003）的半参数法（LP法）对生产函数进行估计进而得（OP法）10估计生产函数，将得到的可变要素产出弹性代入（11）式计算新的企业加列还报告了以mkpdlw_OP作为被解释变量的B-S倍差法模型的回归结果，发现交叉项Treatmentinput的估计系数显著为负，即表明中间品关税减让显著提高了企业加成率，这B-S1，的。为了解决这一内生性问题，这里借鉴BasandStrauss-Kahn（2012）的做法，采用固定的权重il11B-S法模型（13）4第（6）列报告了回归结果，它和前文的基本估计结果争效应之后，本文解释变量（Treatment×WTOpost和Treatmentinput）的估计系数没B-S倍差法模型时还测Konins2007hsa（013）mkpinputoutputX+vvv

1 2 对（17）OLS4第（9）列。结果显示，行业中间品最终品关税减让的可竞争效应对企业加成率具有抑制作用，这与DeLoeckeretal.（2012）PSM-DID1011由整个样本期间内产品l的进口占企业i中间品总进口的来衡量2001年及之前年份）贸易方式为加工进口但入世之后为一般进口的企业作为处理组，将入世前后贸易方式均为加工进口的企业作为备选对照组。然后采用最近邻匹配（Nearest（size（age（klri（tfp12（expint（state（foreig接下来probit方法估计如下模型：PPr{Ordit1}={Xit1}，其中，Ordit为进口贸i为：(i)j

,j(Ord0。这里(i ij落入集合(i。而本文最终用于的样本包含所有的处理组企业i和配对后的对照组企业j(i) （10第（4（8）列的回归结果基本相似，特别是倍差法估计量（Treatment×WTOpost、Treatmentinput）的系数符号和显著性水平没有发生实质性变化，即再次表明中间品贸易4-----(-(-(-(-(------(-(-(-(-(----------(-(-(-(-(-(-(-(-(----------(-(-(-(-(-(-(-(-(----------(-(-(-(-(-(-(-(-(--(----12采用LevinsohnandPetrin（2003）的半参数方法进算13为了确保匹配结果的可靠性，我们进行了匹配平衡性检验，结果发现，在匹配后各匹配变量的标准偏20%，而且处理组与对照组企业在所有的可观测特征上均不存在显著差异，这说明本文(-(-(--j(--j(----------(-(-(-(-(-(-(-(-(-()4稳健性检验结果（续PSM--(--(--(---(-(---(-(---(-(---(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10% 间品贸易自由化究竟如何提高了企业加成率？为了更深入地揭示中间品贸易自由化与企业加成率之的内在系接下来通构建中效应模型其中可的传导制进行（quaecec）14（构成：mkpita0a1Treatmentia2WTOpostta3TreatmentiX+vv

qualityitb0b1Treatmentib2WTOposttb3TreatmentiX+vv

efficiencyitc0c1Treatmentic2WTOposttc3TreatmentiX+vv

mkpitd0d1Treatmentid2WTOposttd3Treatmentiquality_exefficiencyX+vv

i、j、kt分别表示企业、行业、地区和年份；与前文类似，Treatment为二元虚拟变量，取1时表示一般进口企业，否则为加工进口企业；WTOpost为时间虚拟变20011。efficiencyititLP法测算得到的企业全要素生产率来表示15。qualityitit年的产品质量，它的测算过程分三步进行：第一步，计算企业-国家-Gervais（2013）和（2013，给定某个HS8位码产品，将企业i在t年对c国的出口产品数量表示为： P。对该式取对数并经整理可得到 icht lnqichtctlnpicht

ctlnYctlnPct表示国家-可以得到产品质量表达式：qualichtln (1)(ln ln )(1)。 二步，对以上产品质量指数进行标准化处理， qualminqualmaxqualmin，其中qualmin和qualmax

） qualityit

(vichtchit

14需要说明的是，本文主要根据企业加成率的定义以及结合中间品贸易自由化的相关文献，选择产品质15OP法测算得到的企业全要素生产率来衡量生产效率，发现本文的检验结果十分相itvicht，Treatment×WTOpost的估计系数显著为正，再次表明中间品贸易自由化显著提高了此外为了稳健起见中介变量quality和efficiency分别加入（18）式中进行估计，qualityefficiency即模型（21）式的估计结果。，表5（2Traen×Tpost%WO0007率下降降低企进口的间投入成利润的增加企业有充足的去部件和得术的机增起到了技转让的用这会一步（asandraus-ahn，2012（Kgeranderoogn，2012。表5第（3WO提高。一结论与AiandKongs（207）对尼西亚以及（201）对5（4（6quay度就越大这样可降低产的需求和增强企自身的而可以ecny%5（1）加入中介变量quay（第（4）列）和eceny（第（5）列）之后，倍差法估计量TreamenTOpost（t值qay和ececy高企业成本加成定价能力的两个可能的，即研究假说2在此得到了验证。H0b30，H0c30H0:0和H0:0，如果均受 165第（1）1第（4）551的基本回归，这主要是sbˆ2 2 3ˆ验经过中介变量路径上的回归系数的乘积项是否显著，也即检验H0sbˆ2 2 3ˆscˆˆ2scˆˆ2 2 3

的标准差：sb 33

得到乘积项b3和c3的标准差分别为 和 加成定价能力的两个可能，研究假说2在此也得到了有力的印证。5----(-(-(-(------(-(-(-(-(------(-(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(-------(-(-(-(-(-(---(-(-----(-(-(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10%jtsit

i表示企业，j3位码行业，tjjsitij中的市场t-1t期的变化表示为：jt

i(C,EN

sitmkpit

i(C,EX

sit1mkpit

其中，C、ENEXjt

sisit1sit

2，jjt1jt

（withineffect1（acrosseffect后两个时期保持不变，由存活企业的市场份额变化所引致的总体加成率变动，记为2（entryefect（exiteffect业平均加成率时该项为正。此外，第1项与第2项之和定义为集约边际变动（记534项之和定义为扩展边际变动（记为624 之和定义为广义的资源再配置效应（记为762000—2007年行业加成率的分解结果17mkpdlw_LP为基础mkpdlw_OPmkpdlw_LP为基础进行分解的结果为例，0.0260.0151770%，而扩展边际（或狭义的资源再配置效应）27.1%。0.030，它对行业加成率增长的贡献度超过了50%。因此，资源再配置效应在行业加成率增长中具有不容忽视的作用。最6mkpdlw_OP为基础进行的分解也得到了较为类似的结果，表明本文对行业6-(--(- Y

inputoutput

v

1

2

关税与最终品关税；在不同的模型中Yjt分别用、（127）个模型都控制了行业固定效应vj和时间固定效应vtj表7（219（17（）活企业的平均加成率水平，这便为本文第四部分的研究结论提供了来自行业中观层面的证（表7第3列（itj过5%水平的显著性检验，表明中间品贸易自由化促进了市场份额由低竞争力的存活企业向在表7（6）列可以看到，中间品贸易自由化通过集约边际显著提高了行业加成率。接下来转向分析加成率扩展边际变动。从表7第（7）列可以看出，中间品贸易自由化也通 的企业退出市场，进而为竞争力高的企业腾出了市场份额。从表7第（8）列的回归结果可18其可能的原因是，一方面，新进入市场的企业受到自身规模的限制，难以获得规模经济效益；另一方19mkpdlw_LPmkpdlw_OP为jj7--------j(-(-(-(-(-(-(-(-------j(-(-(-(-(-注：内数值为纠正了异方差后的t统计量；***、**和*1%、5%10%200112月正式加入WTO，随后进口关税率出现了大幅度的下降，本文以此业的进口中间品关税率在WTO前后基本不变，而一般进口企业的进口中间品关税2000—2007年中国制造业企业的生产和贸易数据进行倍差法估计，UWTO之后的第二年，2010，制度环境建设与中间品贸易自由化相结合可使本地区企业的市场竞争力得到更大幅度参考文献Ahn,J.A.,K.Khandelwal,andS.Wei,“TheRoleofIntermediariesinFacilitatingTrade”,JournalofInternationalEconomics,2011,84(1):73—85.Ahsan,R.N.,“InputTariffs,SpeedofContractEn ment,andtheProductivityofFirmsin 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