國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素實(shí)證研究

喬小勇

(清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084)

國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素實(shí)證研究

喬小勇

(清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084)

目前，隨著我國對(duì)外貿(mào)易的迅速發(fā)展，貿(mào)易摩擦已經(jīng)由企業(yè)的微觀層面向政府政策的宏觀層面發(fā)展，反補(bǔ)貼已經(jīng)成為我國貿(mào)易摩擦的新熱點(diǎn)，并且國外70%以上反補(bǔ)貼政策實(shí)施目標(biāo)為中國。本研究在構(gòu)建關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2004－2009年美國、加拿大、澳大利亞、南非、印度對(duì)我國發(fā)起的38起反補(bǔ)貼案件及其國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，并得出相應(yīng)結(jié)論。同時(shí)，選取中美2006年銅版紙案件對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步的論證與說明。

國外對(duì)華;實(shí)施;反補(bǔ)貼政策;關(guān)鍵;宏觀決策影響因素

一、引言

反補(bǔ)貼是國際間的政府行為、國際間法律訴訟行為、貿(mào)易救濟(jì)政策之一，它主要針對(duì)一國政府的出口補(bǔ)貼政策和生產(chǎn)補(bǔ)貼政策。反補(bǔ)貼的目的是保護(hù)進(jìn)口國同類產(chǎn)品生產(chǎn)商的利益，維護(hù)正常的國內(nèi)市場秩序和國家貿(mào)易秩序。與反傾銷相比，反補(bǔ)貼已由企業(yè)的微觀層面上升到了政府政策的宏觀層面，反補(bǔ)貼調(diào)查的對(duì)象涉及一國政府的宏觀經(jīng)濟(jì)政策和制度安排，企業(yè)是反補(bǔ)貼調(diào)查的直接承受著，并且反補(bǔ)貼政策的實(shí)施也容易對(duì)被調(diào)查國的整體產(chǎn)業(yè)、整個(gè)區(qū)域造成“全面殺傷”。因此，一國政府的反補(bǔ)貼調(diào)查機(jī)關(guān)在對(duì)國外出口產(chǎn)品進(jìn)行反補(bǔ)貼決策時(shí)，往往首先考慮本國所處的宏觀政治、經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易等環(huán)境，即決策環(huán)境。

國內(nèi)外學(xué)者多從法學(xué)分析、經(jīng)濟(jì)學(xué)分析角度概括提出政治、經(jīng)濟(jì)是反補(bǔ)貼政策實(shí)施的主要宏觀決策影響因素。胡麥秀、薛求知(2008)［1］運(yùn)用兩國貿(mào)易模型和福利函數(shù)從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來分析美國對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的動(dòng)機(jī)和原因，研究結(jié)果表明，國際貿(mào)易中的非均衡收益格局是美國對(duì)華出口產(chǎn)品進(jìn)行反補(bǔ)貼調(diào)查的經(jīng)濟(jì)動(dòng)因，而謀求政治利益最大化是其政治動(dòng)因。Erna Van Duren和Larry Martin(1989)［2］通過研究指出一些涉及農(nóng)產(chǎn)品的反補(bǔ)貼案件導(dǎo)致了國際社會(huì)的激烈爭辯，并且案件涉及到了相關(guān)的法律和政治因素。Kathy Baylis(2007)［3］分析了戰(zhàn)略性貿(mào)易政策的使用對(duì)出口國與進(jìn)口國關(guān)系的影響，并指出政治壓力是進(jìn)行反補(bǔ)貼立案調(diào)查的一個(gè)主要因素。Anne O.Krueger(1996)［4］通過考察具有民主制度國家貿(mào)易政策的決定因素，表明貿(mào)易保護(hù)主義政策是通過一個(gè)政治過程實(shí)現(xiàn)的，這個(gè)政治過程允許最優(yōu)化的代理人在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中最大化自己的利益。何海燕、喬小勇(2010)［5］研究了國外對(duì)華反補(bǔ)貼指控的原因和影響因素，指出達(dá)到一定的政治目的和貿(mào)易順差較大等政治、經(jīng)貿(mào)因素是國外對(duì)華反補(bǔ)貼最主要的原因。Jai S.Mah(2003)［6］對(duì)在反補(bǔ)貼調(diào)查過程中美國ITC的角色和決策特點(diǎn)進(jìn)行了分析，并運(yùn)用建立在時(shí)間序列數(shù)據(jù)上的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，進(jìn)口反補(bǔ)貼決策與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間有一個(gè)長期的均衡關(guān)系，這些宏觀經(jīng)濟(jì)變量包括經(jīng)濟(jì)增長率和進(jìn)口滲透率。此外，部分學(xué)者也從市場經(jīng)濟(jì)國家的角度研究其對(duì)實(shí)施反補(bǔ)貼政策的決策影響，如Loren Yager(2006)［7］作為美國總審計(jì)署的發(fā)言人，從“市場經(jīng)濟(jì)國家”和“非市場經(jīng)濟(jì)國家”兩個(gè)角度分析選擇何種方案對(duì)中國征收反補(bǔ)貼稅，并預(yù)測了方案實(shí)施后可能產(chǎn)生的結(jié)果。GilbertB.Kaplan和ChristopherT.Cloutier(2007)［8］針對(duì)美國對(duì)中國銅版紙發(fā)起反補(bǔ)貼立案調(diào)查做出了評(píng)論，指出這是美國對(duì)像中國這樣的“非市場經(jīng)濟(jì)國家”發(fā)起的第一起反補(bǔ)貼立案調(diào)查，對(duì)兩國都具有重要的政治意義。張斌(2009)［9］通過研究指出，美國和加拿大兩國在對(duì)華反補(bǔ)貼價(jià)格比較基準(zhǔn)問題上也存在一個(gè)共同點(diǎn)，即是否適用外部基準(zhǔn)取決于各自對(duì)中國市場經(jīng)濟(jì)地位的認(rèn)定或在同一產(chǎn)品反傾銷調(diào)查中對(duì)市場導(dǎo)向產(chǎn)業(yè)認(rèn)定。

實(shí)際上，反補(bǔ)貼是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，涉及管理、經(jīng)濟(jì)、政治、法律等多個(gè)層面，并且反補(bǔ)貼政策的實(shí)施也受多個(gè)方面的宏觀因素影響。由國內(nèi)外研究現(xiàn)狀可知，針對(duì)本部分的內(nèi)容在三個(gè)方面還值得深入探討與研究:一是，研究方法問題，根據(jù)反補(bǔ)貼政策實(shí)施的自身特性，可以從系統(tǒng)科學(xué)、管理決策、公共政策分析角度，運(yùn)用管理科學(xué)和管理決策方法，深入挖掘反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素;二是，研究反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素指標(biāo)具體包括哪些內(nèi)容;三是，研究反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素具體指標(biāo)對(duì)一國政府反補(bǔ)貼決策的影響程度如何。目前，中國不僅是全球反傾銷的最大受害國，也是全球反補(bǔ)貼調(diào)查的最大目標(biāo)國，全球70%以上的反補(bǔ)貼調(diào)查是針對(duì)中國，因此，本研究在構(gòu)建關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2004－2009年美國、加拿大、澳大利亞、南非、印度對(duì)我國發(fā)起的38起反補(bǔ)貼案件及其國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素進(jìn)行實(shí)證研究;同時(shí)，選取中美2006年銅版紙案件對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行進(jìn)一步的論證與說明。

二、國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型構(gòu)建

1.關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型構(gòu)建的基本思想

線性回歸模型的一個(gè)局限性是要求被解釋變量是定量變量而不能是定性變量。但是在許多實(shí)際問題中，經(jīng)常出現(xiàn)被解釋變量是定性變量的情況。Binary Choice Mode是被解釋變量可以為定性變量且被解釋變量只有兩種選擇的模型，即被解釋變量只取兩個(gè)值，表示一種決策或一種結(jié)果的兩種可能性。Negative Binomial Distribution Model應(yīng)用于被解釋變量為非負(fù)整數(shù)值的情況，此時(shí)被解釋變量通常表示事件發(fā)生的次數(shù)。Lagged Variable Model考慮了時(shí)間因素的作用，使靜態(tài)分析的問題成為動(dòng)態(tài)分析的問題，進(jìn)而提高研究結(jié)果的動(dòng)態(tài)性和科學(xué)性。

反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型構(gòu)建和運(yùn)用的基本思想為:(1)對(duì)于調(diào)查的反補(bǔ)貼案件，反補(bǔ)貼調(diào)查機(jī)關(guān)的決策有兩種結(jié)果，要么實(shí)施、要么不實(shí)施，其滿足Binary Choice Mode中對(duì)被解釋變量的要求。(2)利用反補(bǔ)貼政策實(shí)施的案件數(shù)量作為被解釋變量進(jìn)行研究反補(bǔ)貼政策實(shí)施關(guān)鍵宏觀決策影響因素。反補(bǔ)貼政策實(shí)施的案件數(shù)量屬于非負(fù)的離散變量，其滿足 Negative Binomial Distribution Model對(duì)被解釋變量表示事件發(fā)生次數(shù)的要求。使用此模型時(shí)，值得注意的是，被解釋變量與解釋變量的研究時(shí)間長度應(yīng)符合模型的要求，不應(yīng)太小。(3)如果獲取的案件樣本數(shù)據(jù)對(duì)于兩個(gè)模型的要求都符合，那么就可以利用以上兩個(gè)模型共同驗(yàn)證反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素，這樣可以提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和科學(xué)性。(4)一般來說，在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，廣泛存在著滯后效應(yīng)問題，某些經(jīng)濟(jì)變量不僅受當(dāng)期各種因素的影響，而且也受過去某些時(shí)期甚至自身值的影響。因此，本研究在研究時(shí)考慮了被解釋變量與解釋變量的滯后變量，從而從動(dòng)態(tài)分析角度來進(jìn)行分析與研究。

2.關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型樣本及變量的選取

本研究采用2004－2009年美國、加拿大、澳大利亞、南非、印度對(duì)我國發(fā)起的38起反補(bǔ)貼案件為研究對(duì)象，從而更好地為我國反補(bǔ)貼調(diào)查機(jī)關(guān)提供借鑒。從中華人們共和國商務(wù)部貿(mào)易救濟(jì)網(wǎng)獲取的資料可知，這38起案件已有32起做出肯定性終裁。在分析關(guān)鍵宏觀決策影響因素時(shí)，將每一起案件是否已經(jīng)做出肯定性終裁(Fi，i=1、2、…、38，表示第i個(gè)案件)作為案件的被解釋變量，對(duì)其賦值為1和0。對(duì)于已經(jīng)做出反補(bǔ)貼肯定性終裁的案件賦值為1，而將除此之外的情況賦值為0。表1為國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的終裁情況表。

表1 國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的終裁情況表

反補(bǔ)貼調(diào)查涉及政府的宏觀層面。由反補(bǔ)貼自身特點(diǎn)以及世界主要國家和地區(qū)反補(bǔ)貼實(shí)踐的特征和趨勢可知，宏觀影響因素對(duì)于反補(bǔ)貼決策結(jié)果起到了重要影響作用。根據(jù)已有的研究成果以及國際反補(bǔ)貼立法與實(shí)踐，本研究的關(guān)鍵宏觀影響因素包括政治、經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易等影響因素，其中經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易等影響因素在一定程度上可以轉(zhuǎn)化為政治影響因素，如是否承認(rèn)我國市場經(jīng)濟(jì)地位、經(jīng)濟(jì)增長緩慢、貿(mào)易順差持續(xù)增長、匯率問題、失業(yè)問題等都可以上升到政治層面。根據(jù)以上分析，本研究選取的關(guān)鍵宏觀影響因素指標(biāo)共六個(gè)，其分別為:是否承認(rèn)中國的市場經(jīng)濟(jì)地位(DMit，此變量為虛擬變量，承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位取值為1，反之取值為0)、匯率同比變動(dòng)率(ERCit)、貿(mào)易差額變化率(TCit)、反補(bǔ)貼政策實(shí)施國GDP變化率(GDPCit)、進(jìn)口滲透率同比變動(dòng)率(IPRCit)和反補(bǔ)貼政策實(shí)施國失業(yè)率同比變動(dòng)率(URCit)，其中i表示第i個(gè)案件，t表示第t年。

加入WTO之前，許多國家把中國視為“非市場經(jīng)濟(jì)國家”，認(rèn)為反補(bǔ)貼不適用于中國。但隨著我國加入WTO和對(duì)外貿(mào)易工作的積極開展，越來越多的國家承認(rèn)中國完全市場經(jīng)濟(jì)地位，一旦我國市場經(jīng)濟(jì)地位得到普遍認(rèn)可，國外對(duì)華反補(bǔ)貼調(diào)查將會(huì)不斷增多。特別是美國、歐盟、加拿大等發(fā)達(dá)國家地區(qū)在不承認(rèn)我國市場經(jīng)濟(jì)地位的情況下修改國內(nèi)反補(bǔ)貼法律并適用于我國，這勢必極大影響我國政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的和諧發(fā)展。但是，從目前國外發(fā)起的反補(bǔ)貼調(diào)查案件來看，在不承認(rèn)一國市場經(jīng)濟(jì)地位的情況下對(duì)該國使用反補(bǔ)貼政策的主要對(duì)象為中國。以上分析表明兩種情況，一是一國被視為“市場經(jīng)濟(jì)國家”，則容易被別國提起反補(bǔ)貼訴訟或?qū)嵤┓囱a(bǔ)貼實(shí)施;二是雖然一國不被視為“市場經(jīng)濟(jì)國家”，但隨著該國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展等其他原因，也容易被別國提起反補(bǔ)貼訴訟或?qū)嵤┓囱a(bǔ)貼實(shí)施(如中國)。因此，作為解釋變量(虛擬變量)之一的“是否承認(rèn)一國的市場經(jīng)濟(jì)地位(DMit)”對(duì)被解釋變量的影響顯著性并不確定。

從理論上來講，一國國內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)不景氣、失業(yè)率高、產(chǎn)業(yè)競爭力下降，將使得任何進(jìn)口競爭都可能對(duì)該國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)、銷售經(jīng)營情況產(chǎn)生較大的壓力。在此條件下，國內(nèi)生產(chǎn)商、行業(yè)協(xié)會(huì)等將通過游說或?qū)φ阂员Ｗo(hù)本國國內(nèi)產(chǎn)業(yè)，結(jié)果會(huì)導(dǎo)致反補(bǔ)貼立案調(diào)查案件數(shù)量上升，最終做出肯定性的終裁的概率上升。本研究選擇反補(bǔ)貼案件發(fā)起國GDP變化率(GDPCit)和案件發(fā)起國失業(yè)率(URCit)來反映。前者表示案件發(fā)起國總產(chǎn)出變動(dòng)對(duì)反補(bǔ)貼政策實(shí)施的影響，后者代表案件發(fā)起國內(nèi)部市場需求變動(dòng)對(duì)反補(bǔ)貼政策實(shí)施的影響。

從匯率的角度來看，它不單單是經(jīng)濟(jì)層面的問題，在某些方面會(huì)涉及到一國的政治層面。比如，美國將人民幣匯率問題政治化等。事實(shí)上，匯率問題并非是導(dǎo)致中美貿(mào)易問題的主要原因，但美國奧巴馬政府并沒有停止進(jìn)一步要求人民幣升值。并且，在中美貿(mào)易關(guān)系日趨緊張之際，美國還可能考慮征收人民幣匯率反補(bǔ)貼稅，從而使得人民幣匯率同出口補(bǔ)貼聯(lián)系起來。從理論上來講，當(dāng)進(jìn)口國貨幣升值時(shí)，進(jìn)口商品的本幣價(jià)格下降，這將一定程度上降低進(jìn)口國相同行業(yè)生產(chǎn)商的利潤，進(jìn)而增加對(duì)他們實(shí)質(zhì)性損害的可能性;反之，若進(jìn)口國貨幣貶值將減少實(shí)質(zhì)性損害的可能性。因此，匯率升高將增加進(jìn)口國提起反補(bǔ)貼訴訟的可能性。本研究選擇匯率同比變動(dòng)率(ERCit)來反映。

我國正處于經(jīng)貿(mào)快速發(fā)展時(shí)期，逐漸崛起為世界貿(mào)易大國，隨著我國經(jīng)貿(mào)的快速發(fā)展，我國對(duì)許多國家處于巨額貿(mào)易順差地位，尤其是歐美等發(fā)達(dá)國家和地區(qū)。美歐等發(fā)達(dá)國家面對(duì)這種不利的貿(mào)易形勢和迫于國內(nèi)貿(mào)易保護(hù)注意的壓力，就會(huì)利用反傾銷、反補(bǔ)貼等各種貿(mào)易保護(hù)手段來限制中國產(chǎn)品的出口。并且，貿(mào)易逆差和進(jìn)口滲透率的上升意味著國內(nèi)廠商面臨國外的競爭更加激烈。進(jìn)口滲透率升高，表明進(jìn)口國產(chǎn)業(yè)市場份額的減少、生產(chǎn)規(guī)模的縮減和利潤的下降等，在這種情況下，國內(nèi)產(chǎn)業(yè)對(duì)貿(mào)易保護(hù)的需求將會(huì)增加，對(duì)政府的壓力也將加大，因而容易增加進(jìn)口國發(fā)起反補(bǔ)貼調(diào)查和實(shí)施反補(bǔ)貼政策的可能性。

表2 各變量對(duì)實(shí)施反補(bǔ)貼政策影響的預(yù)測期方向表

綜上所述，本研究對(duì)以上各變量對(duì)實(shí)施進(jìn)口反補(bǔ)貼政策影響的預(yù)期方向做出預(yù)期，具體如表2所示。

3.關(guān)鍵宏觀決策影響因素“BN－L”組合模型構(gòu)建

根據(jù)“BN－L”組合模型構(gòu)建的基本思想、樣本及變量的選取，反補(bǔ)貼政策實(shí)施宏觀決策影響因素的“BN－L”組合模型如下:

①當(dāng)被解釋變量為定性變量時(shí)，模型為(二項(xiàng)Logistic回歸和滯后變量組合模型):

p由θ來表示，可以得出:

p表示事件的發(fā)生概率。

公式(1)中的解釋變量(虛擬變量除外)均為變化率。并且，解釋變量的數(shù)據(jù)來源主要為:國際貨幣基金組織，OECD，中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)，國家外匯管理局，中國商務(wù)部貿(mào)易救濟(jì)網(wǎng)等官方數(shù)據(jù)庫。此外，模型中回歸系數(shù)的意義為，第j個(gè)解釋變量增加一單位將導(dǎo)致發(fā)生比Ω變?yōu)樵瓉淼膃βj倍。但在該模型中，各解釋變量都是相對(duì)指標(biāo)，在實(shí)際中沒有增加一單位的可能性，所以，通過轉(zhuǎn)化即可發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)趈個(gè)解釋變量增加0.01單位時(shí)，將導(dǎo)致發(fā)生比Ω變?yōu)樵瓉淼膃0.01βj倍。

②當(dāng)被解釋變量表示事件發(fā)生次數(shù)時(shí)，模型為(負(fù)二項(xiàng)分布和滯后變量組合模型):理論上，泊松模型是概率論中一種常用的離散型概率分布，其分布的參數(shù)λ為衡量單位時(shí)間內(nèi)隨機(jī)事件的平均發(fā)生率。以CVit表示i國在t年對(duì)中國發(fā)起的反補(bǔ)貼數(shù)量，CVit去非負(fù)整數(shù)值，是一種典型的離散型計(jì)數(shù)模型。本研究使用泊松分布計(jì)數(shù)模型擴(kuò)展到負(fù)二項(xiàng)回歸計(jì)數(shù)模型來進(jìn)行分析與研究。

由于泊松分布的特點(diǎn)，被解釋變量的期望值和方差是:

于是，可由對(duì)數(shù)似然函數(shù)最大化得到參數(shù)β的估計(jì)。根據(jù)公式(5)和(6)并去自然對(duì)數(shù)可得到:

公式(7)與計(jì)數(shù)模型具有一致的形式。泊松分布的假設(shè)對(duì)模型施加了一些限制，它們?cè)趯?shí)證應(yīng)用中經(jīng)常得不到滿足。如，最重要的條件就是均值等于方差，即公式(6)滿足的條件。據(jù)此，當(dāng)離散程度較大時(shí)，對(duì)泊松模型建議選擇普遍的負(fù)二項(xiàng)分布模型，通過引入為觀察到的影響因素vt進(jìn)入條件均值μt，可將泊松模型擴(kuò)展得到:

由此可以得出負(fù)二項(xiàng)回歸計(jì)數(shù)模型為:

其中εt為特定誤差或截面單元異方差，且εt=lnvt，exp(εt)服從 γ 分布。由此，i國對(duì)中國反補(bǔ)貼的關(guān)鍵宏觀決策因素的負(fù)二項(xiàng)分布多變量計(jì)數(shù)模型為:

由上文可知，在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，廣泛存在著滯后效應(yīng)問題，某些經(jīng)濟(jì)變量不僅受當(dāng)期各種因素的影響，而且也受過去某些時(shí)期甚至自身值的影響。公式(10)引入最優(yōu)滯后期m，可以通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的LR、FPE、AIC、SC、HQ等準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后期。引入m以后，公式(10)變?yōu)?

根據(jù)計(jì)算結(jié)果，給定解釋變量變動(dòng)1個(gè)單位，則i國對(duì)中國反補(bǔ)貼的期望值的比例變化為［exp(βk)－1］。通過負(fù)二項(xiàng)回歸可計(jì)算出參數(shù)的估計(jì)值 βk，將［exp(βk) －1］乘以100 后變?yōu)榘俜謹(jǐn)?shù)，可得出各解釋變量對(duì)于被解釋變量是否顯著性影響以及影響程度。

三、基于“BN－L”組合模型的國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素實(shí)證研究

由于國外對(duì)華發(fā)動(dòng)第一起反補(bǔ)貼案件調(diào)查的時(shí)間為2004年，至目前2010年共七年時(shí)間，因此當(dāng)被解釋變量表示某國某年反補(bǔ)貼政策實(shí)施的案件數(shù)量時(shí)，被解釋變量與解釋變量的研究時(shí)間長度為7，相對(duì)較小且不符合負(fù)二項(xiàng)分布計(jì)數(shù)模型的要求。本研究采用被解釋變量為定性變量時(shí)的反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素研究模型。

1.最優(yōu)滯后期的選擇與確定

本研究采用被解釋變量為定性變量時(shí)的進(jìn)口反補(bǔ)貼政策實(shí)施宏觀決策影響因素研究模型。由計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviewes計(jì)算可知，公式(1)中的變量TCit、GDPCit最優(yōu)滯后期m取值為1。

2.國外對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素的確定

為了分析結(jié)果的有效性和分析過程的簡化性，根據(jù)計(jì)算的最優(yōu)滯后值，本研究構(gòu)建的確定進(jìn)口反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素模型為:

根據(jù)國外對(duì)華發(fā)起反補(bǔ)貼調(diào)查的38起案件的具體情況，對(duì)選取的各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行分類匯總，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析軟件spss13.0對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行整體的二項(xiàng)Logistic回歸計(jì)算。以下將對(duì)回歸的結(jié)果進(jìn)行具體分析。對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)與Hosmer－Lemeshow檢驗(yàn)是二項(xiàng)Logistic回歸模型整體檢驗(yàn)常用的兩種方法。由表3可知，當(dāng)模型中含有虛擬變量DM時(shí)，模型的似然比卡方統(tǒng)計(jì)量為15.941，自由度為6，對(duì)應(yīng)p值為0.014，小于選取的顯著性水平0.05，所以認(rèn)定該模型是整體顯著的。但表4顯示，Hosmer－Lemeshow卡方統(tǒng)計(jì)量為1.947，對(duì)應(yīng)的p值為0.866，大于選取的顯著性水平0.05，即認(rèn)定模型不是整體顯著的，與表3所示結(jié)果相矛盾。由表 5可知，變量ERC、TC－1、GDPC－1、IPRC、URC、DM、CONSTANT的Wald統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值均大于顯著性水平0.05，即以上變量對(duì)被解釋變量均無顯著性影響，這與實(shí)際情況在很大程度上不相吻合，說明模型中某些變量的加入影響了整體的回歸效果。

表3 模型整體顯著性的對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)結(jié)果表Omnibus Tests of Model Coefficients

表4 模型整體顯著性的Hosmer－Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果表Hosmer and Lemeshow Test

表5 回歸系數(shù)估計(jì)值及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表Variables in the Equation

表6 模型整體顯著性的對(duì)數(shù)似然比檢驗(yàn)結(jié)果表Omnibus Tests of Model Coefficients

表7 模型整體顯著性的Hosmer－Lemeshow檢驗(yàn)結(jié)果表Hosmer and Lemeshow Test

由前面分析內(nèi)容可知，作為解釋變量之一的“是否承認(rèn)一國的市場經(jīng)濟(jì)地位(DMit)”對(duì)被解釋變量的影響顯著性并不確定。因此，本研究剔除變量DMit重新進(jìn)行回歸分析。由表6和表7可知，在剔除變量DMit后，模型的似然比卡方統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)p值與Hosmer－Lemeshow卡方統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值均小于顯著性水平0.05，即認(rèn)定模型是整體顯著的。

對(duì)于二項(xiàng)Logsitic回歸模型的擬合優(yōu)度評(píng)價(jià)，通常選取統(tǒng)計(jì)量 Cox－Snell R2統(tǒng)計(jì)量和Nagelkerke R2統(tǒng)計(jì)量。Cox－Snell R2統(tǒng)計(jì)量類似于一般線性模型中的R2統(tǒng)計(jì)量，統(tǒng)計(jì)量的值越大表明模型的擬合優(yōu)度越高。而Nagelkerke R2統(tǒng)計(jì)量是Cox－Snell R2統(tǒng)計(jì)量的修正，使得其取值范圍限定為0～1，其值越接近于1表明模型擬合優(yōu)度越高，而越接近于0，說明模型擬合優(yōu)度越低。表8列出了本次模型回歸的Cox－Snell R2統(tǒng)計(jì)量和Nagelkerke R2統(tǒng)計(jì)量的值分別等于0.42和0.60，也就是說模型解釋了被解釋變量62%以上的變動(dòng)，說明該模型擬合優(yōu)度相對(duì)較好。

表8 模型擬合優(yōu)度評(píng)價(jià)結(jié)果表Model Summary

表9 錯(cuò)判矩陣表Classification Tablea

根據(jù)得到的錯(cuò)判矩陣表9可知，在6起未做出肯定性終裁的反補(bǔ)貼案件中，有2起案件被正確預(yù)測，4起被錯(cuò)判，正確率為33.3%;在32起做出肯定性終裁的反補(bǔ)貼案件中，有31起案件被正確預(yù)測，1起案件被錯(cuò)判，正確率達(dá)到96.9%;模型總體的預(yù)測正確率為86.8%，說明模型的預(yù)測效果較為理想。

根據(jù)表10中Wald統(tǒng)計(jì)量及其對(duì)應(yīng)的p值可知，除常數(shù)項(xiàng)和變量URC外，變量ERC、TC－1、GDPC－1、IPRC的Wald統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的p值分別為0.032、0.029、0.048、0.030，均小于選取的顯著性水平0.05，說明這四個(gè)變量均通過了顯著性檢驗(yàn)，即對(duì)被解釋變量有顯著性影響。綜上分析，該模型的回歸方程為:

公式(12)通過以e為底的冪函數(shù)變換可得:

由上文可知，模型中回歸系數(shù)意義為，當(dāng)?shù)趈個(gè)解釋變量增加0.01單位時(shí)，將導(dǎo)致事件發(fā)生比Ω變?yōu)樵瓉淼膃0.01βj倍。表10中回歸系數(shù)估計(jì)值及符號(hào)的具體分析如下:

在5%的顯著性水平上，變量ERC對(duì)反補(bǔ)貼政策的最終實(shí)施具有統(tǒng)計(jì)上的顯著正效應(yīng)，影響系數(shù)為89.436，表示變量ERC每變化1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國最終實(shí)施反補(bǔ)貼政策的概率將變?yōu)樵瓉淼?.44倍，即補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國匯率上升將導(dǎo)致實(shí)施反補(bǔ)貼政策的可能性增大;變量TC－1對(duì)反補(bǔ)貼政策的最終實(shí)施具有統(tǒng)計(jì)上的顯著正效應(yīng)，影響系數(shù)為24.283，表示變量TC－1每變化1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國最終實(shí)施反補(bǔ)貼政策的概率將變?yōu)樵瓉淼?.27倍，即補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國與國外存在較大貿(mào)易逆差額時(shí)將導(dǎo)致實(shí)施反補(bǔ)貼政策的可能性增大;

表10 回歸系數(shù)估計(jì)值及其顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表Variables in the Equation

變量GDPC－1對(duì)反補(bǔ)貼政策的最終實(shí)施具有統(tǒng)計(jì)上的顯著負(fù)效應(yīng)，影響系數(shù)為－55.175，表示變量GDPC－1每變化1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國最終實(shí)施反補(bǔ)貼政策的概率將變?yōu)樵瓉淼?.57倍，即補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢較好將導(dǎo)致實(shí)施反補(bǔ)貼政策的可能性減小;

變量IPRC對(duì)反補(bǔ)貼政策的最終實(shí)施具有統(tǒng)計(jì)上的顯著正效應(yīng)，影響系數(shù)為11.896，表示變量IPRC每變化1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國最終實(shí)施反補(bǔ)貼政策的概率將變?yōu)樵瓉淼?.13倍，即補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國進(jìn)口滲透率的升高將導(dǎo)致實(shí)施反補(bǔ)貼政策的可能性增加。

綜上所述得出的主要結(jié)論如下:(1)在補(bǔ)貼產(chǎn)品進(jìn)口國國內(nèi)貨幣升值壓力較大、宏觀經(jīng)濟(jì)形勢較為低迷、對(duì)外貿(mào)易環(huán)境較為嚴(yán)峻等情況下，其做出反補(bǔ)貼政策的概率將會(huì)上升，這充分驗(yàn)證了之前的猜想，即與表2的預(yù)期方向相一致;(2)解釋變量“是否承認(rèn)一國的市場經(jīng)濟(jì)地位”對(duì)反補(bǔ)貼政策最終實(shí)施的影響顯著性并不確定，其作為反補(bǔ)貼調(diào)查機(jī)關(guān)的一種自由裁量行為，很容易導(dǎo)致反補(bǔ)貼政策的濫用;(3)進(jìn)口反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素為GDP的變動(dòng)情況、匯率的變動(dòng)情況、貿(mào)易差額的變動(dòng)情況、進(jìn)口滲透率的變動(dòng)情況以及是否承認(rèn)一國的市場經(jīng)濟(jì)地位，其覆蓋了政治、經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易等層面。

四、案例分析:中美2006年銅版紙案件中美國對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼政策的關(guān)鍵宏觀決策影響因素實(shí)證分析

依據(jù)第三部分的研究結(jié)論，本部分選取2003－2006年美國宏觀經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析依據(jù)。

1.2003－2006年美國國內(nèi)的 GDP和 Real GDP總體狀況分析

總體來看，2003－2006年世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)較好且較為穩(wěn)定。根據(jù)IMF(國際貨幣基金組織)公布的世界經(jīng)濟(jì)增長率可知，2003－2006年世界經(jīng)濟(jì)增長率分別是4.0%、5.3%、4.9%、5.5%。由表11可知，2002－2006年，美國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值Real GDP都呈持續(xù)增長態(tài)勢。實(shí)際上，根據(jù)2004－2007年《美國總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》的數(shù)據(jù)可知，2004年美國宏觀經(jīng)濟(jì)總體上運(yùn)行相對(duì)較好，與前幾年相比，可以說實(shí)現(xiàn)了從低速增長轉(zhuǎn)向了穩(wěn)定增長。2005年，美國經(jīng)濟(jì)仍處于擴(kuò)張階段，據(jù)美國商務(wù)部統(tǒng)計(jì)，2005年，美國私人消費(fèi)支出增長3.6%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長2.49個(gè)百分點(diǎn)，仍為經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?。隨著經(jīng)濟(jì)快速增長，勞動(dòng)力市場狀況繼續(xù)改善，通貨膨脹整體溫和，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲3.4%，與上年基本持平等。2006年上半年，美國經(jīng)濟(jì)走勢穩(wěn)健，消費(fèi)暢旺，出口形勢良好，失業(yè)率和通貨膨脹率保持在較低的水平;但是，從2006年下半年開始，美國經(jīng)濟(jì)開始走入了一個(gè)敏感區(qū)域，能源價(jià)格的上升、短期貸款利率的上漲、房地產(chǎn)市場的衰退使得美國2006年下半年經(jīng)濟(jì)顯著放緩。

表11 2002－2006年美國GDP與Real GDP基本情況表單位:億美元

2.2003－2006年美國國內(nèi)失業(yè)率總體狀況分析

由2007－2008年《美國總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》可知，受國內(nèi)整體經(jīng)濟(jì)趨好的影響，2003－2006年美國失業(yè)率分別為5.8%、6.0%、5.5%、5.1%、4.6%?？傮w來看，2003－2006年美國失業(yè)率呈下降趨勢，且波動(dòng)較小。圖1反映了2003年1月－2006年12月美國失業(yè)率月度變化趨勢，由圖示可知，該期間失業(yè)率整體呈下降趨勢，沒有明顯的劇烈變動(dòng)，且保持較低水平(2008年《美國總統(tǒng)經(jīng)濟(jì)報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，1960－2007年，美國失業(yè)率最高值為1982年的9.7%，最低值為1969年3.5%)。

圖1 2003年1月－2006年12月美國失業(yè)率趨勢圖 單位:%

3.2003－2006年中美貿(mào)易差額總體狀況分析

由上文分析可知，隨著中國經(jīng)貿(mào)的快速發(fā)展，中國對(duì)美國長期處于貿(mào)易順差地位，這也直接導(dǎo)致了中美之間貿(mào)易摩擦的頻繁發(fā)生以及美國國內(nèi)將“中美貿(mào)易順差”政治化，從而為中美貿(mào)易摩擦升級(jí)打下了基礎(chǔ)。中美貿(mào)易摩擦已經(jīng)由企業(yè)的微觀層面上升到了政府間的宏觀層面。由表12可知，2003－2006年，中美貿(mào)易順差額逐年增加，2006年相比2003年增長了 146.25%，年均增長35.04%。

為更好地說明中美貿(mào)易順差是美國對(duì)華實(shí)施進(jìn)口反補(bǔ)貼措施的關(guān)鍵宏觀要素之一，本文研究了2001－2008年中美貿(mào)易順差額TS與同期美國對(duì)華反補(bǔ)貼次數(shù)UCN間的相關(guān)關(guān)系，由表13可知，雙側(cè)顯著性概率為0.003，小于顯著性水平0.01，說明2001－2008年TS與UCN在顯著性水平0.01上具有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)為0.888。

表12 2003－2006中美貿(mào)易順差額情況表單位:10億美元

表13 2001－2008年中美貿(mào)易順差額與美國對(duì)華反補(bǔ)貼次數(shù)間的相關(guān)分析結(jié)果表

4.2003－2006年中美匯率總體狀況分析

人民幣匯率問題不僅是經(jīng)濟(jì)問題，也是國際政治問題。近年來，人民幣升值壓力較為明顯。從2003年6月起，人民幣升值的主要外部壓力從日本轉(zhuǎn)向了美國。美國之所以施壓人民幣升值，是認(rèn)為中國實(shí)行的“盯住美元匯率”政策，使美元貶值的積極效用沒能全面發(fā)揮，只是“極大地增強(qiáng)了中國企業(yè)的出口競爭力，刺激了中國產(chǎn)品的出口，使得中國出口企業(yè)獲得了潛在的價(jià)格支持，從而使中國出口商品在中美貿(mào)易中獲得了不正當(dāng)?shù)膬r(jià)格優(yōu)勢”，尤其是2002年美元貶值的同時(shí)，美國外貿(mào)逆差卻創(chuàng)出了4352億美元的歷史峰值，對(duì)華貿(mào)易逆差達(dá)到1031億美元。實(shí)際上美國外貿(mào)逆差劇增的原因不在于中國的人民幣匯率政策本身，而是美國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對(duì)外直接投資擴(kuò)大、個(gè)人消費(fèi)支出的增長等多種因素綜合作用的結(jié)果。實(shí)際上，每當(dāng)美國經(jīng)濟(jì)惡化，就會(huì)指責(zé)人民幣匯率問題，從而為實(shí)施貿(mào)易保護(hù)主義尋找借口。因此，一方面，僅以貿(mào)易順差為由來判斷人民幣匯率是缺乏經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)的;二是，簡單的將人民幣匯率問題同進(jìn)口反補(bǔ)貼措施聯(lián)系起來是不科學(xué)的、不合理的。

圖2 2003年1月－2006年12月人民幣對(duì)美元匯率趨勢圖

由圖2可知，2003年1月－2006年12月，人民幣對(duì)美元匯率一直呈上升趨勢，尤其是2005年8月以后，人民幣對(duì)美元匯率快速增長，人民幣升值壓力較為突出。

5.美國反補(bǔ)貼法對(duì)像中國這樣的非市場經(jīng)濟(jì)國家的適用問題分析

在美國國內(nèi)法中，NME即“非市場經(jīng)濟(jì)”一詞來自“國家控制經(jīng)濟(jì)”的概念，最早出現(xiàn)在美國《1930年關(guān)稅法》有關(guān)反傾銷的法律規(guī)定中。從最深層次原因來說，NME(Nonmarket Economy，NME)是貿(mào)易保護(hù)主義者尋求的一個(gè)工具，它的出現(xiàn)是必然性和偶然性的結(jié)合。

2005年7月14日，美國賓夕法尼亞州議員菲爾·英格利希提出一個(gè)內(nèi)容廣泛的綜合性方案，即《美國貿(mào)易權(quán)利執(zhí)行法案》，要求擴(kuò)大反補(bǔ)貼法的適用范圍，使之可以應(yīng)用到中國等“非市場經(jīng)濟(jì)”國家的產(chǎn)品。2007年3月，美眾議院通過了旨在針對(duì)中國產(chǎn)品征收反補(bǔ)貼稅的《美國貿(mào)易權(quán)利執(zhí)行法案》，該法案要求經(jīng)美國現(xiàn)行反補(bǔ)貼法的適用范圍擴(kuò)大至中國等“非市場經(jīng)濟(jì)國家”。顯然，美國在反補(bǔ)貼問題上對(duì)中國發(fā)難可謂蓄謀已久。

總的來說，在加入WTO之前，許多國家把中國視為“非市場經(jīng)濟(jì)國家”，認(rèn)為反補(bǔ)貼不適用于中國。但隨著我國加入WTO和對(duì)外貿(mào)易工作的積極開展，越來越多的國家承認(rèn)中國完全市場經(jīng)濟(jì)地位，2004年為36個(gè)，2005年為41個(gè)，2006年為66個(gè)，截至目前已有超過75個(gè)國家(地區(qū))承認(rèn)我國市場經(jīng)濟(jì)地位，一旦我國市場經(jīng)濟(jì)地位得到普遍認(rèn)可，國外對(duì)華反補(bǔ)貼調(diào)查與指控將會(huì)不斷增多。

6.2003－2006年美國從中國進(jìn)口總額占同期美國進(jìn)口總額和GDP的比重分析

通過分析與研究2003－2006年美國從中國進(jìn)口總額占同期美國進(jìn)口總額和GDP的比重，可以從宏觀上把握銅版紙案件調(diào)查期內(nèi)中國出口對(duì)美國宏觀經(jīng)濟(jì)的滲透程度。

由表14和圖3可知，2003－2006年美國從中國進(jìn)口總額分別為924.7、1249.47、1628.97和2034.72億美元，占同期美國進(jìn)口總額比重和GDP比重呈逐年上升趨勢，但2006年相比2005年，美國從中國進(jìn)口總額占同期美國進(jìn)口總額和GDP的比重同增速有所下降。

表14 2003－2006年美國從中國進(jìn)口總額占同期美國進(jìn)口總額和GDP的比重表

圖3 2003－2006年美國從中國進(jìn)口總額占同期美國進(jìn)口總額和GDP的比重趨勢圖

通過對(duì)中美2006年銅版紙案件反補(bǔ)貼政策實(shí)施的關(guān)鍵宏觀決策影響因素分析可知:①2003－2006年世界宏觀經(jīng)濟(jì)和美國宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展相對(duì)較好且較為穩(wěn)定;2004年美國宏觀經(jīng)濟(jì)總體上運(yùn)行相對(duì)較好，實(shí)現(xiàn)了從低速增長轉(zhuǎn)向了穩(wěn)定增長;2005年美國經(jīng)濟(jì)總體處于擴(kuò)張階段。同時(shí)，中美經(jīng)貿(mào)相互依賴關(guān)系日漸增強(qiáng)。②受國內(nèi)整體經(jīng)濟(jì)趨好的影響，2003－2006年美國失業(yè)率雖然呈整體下降趨勢，但波動(dòng)不大，且處于較低水平。③中美貿(mào)易摩擦已經(jīng)由企業(yè)的微觀層面上升到了政府間的宏觀層面，中美貿(mào)易順差額TS與同期美國對(duì)華反補(bǔ)貼次數(shù)UCN之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系。④匯率是影響國際收支的重要因素，從2003年6月起，人民幣升值的主要外部壓力從日本轉(zhuǎn)向了美國;實(shí)際上美國外貿(mào)逆差劇增的原因不在于中國的人民幣匯率政策本身，而是美國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、對(duì)外直接投資擴(kuò)大、個(gè)人消費(fèi)支出的增長等多種因素綜合作用的結(jié)果;2003年－2006年，人民幣對(duì)美元匯率一直呈上升趨勢，尤其是2005年8月以后，人民幣升值壓力較為突出。⑤美國將貿(mào)易逆差、人民幣匯率問題政治化，以及將其簡單的同反補(bǔ)貼貿(mào)易摩擦聯(lián)系起來是極其不合理的，政治動(dòng)因是美國對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼措施的本質(zhì)原因。⑥美國將進(jìn)口反補(bǔ)貼措施適用于像中國這樣的非市場經(jīng)濟(jì)體，拉開了美國對(duì)華反補(bǔ)貼調(diào)查的序幕，違反1984年喬治城鋼鐵案的判例所確定的原則，具有很強(qiáng)的政策影響效應(yīng)和示范效應(yīng)。

［1］胡麥秀，薛求知.美國對(duì)華實(shí)施反補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)與政治動(dòng)因分析［J］.南京師大學(xué)報(bào)，2008，(2):63－67．

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The Empirical Research on the Key Macroscopical Decision－making Factors for Foreign Countries Implementing Countervailing Policy against China

QIAO Xiao－yong

(School of Public Policy and Management，Tsinghua University，Beijing100084，China)

At present，with the rapid development of foreign trade，trade friction of China has transformed from the microcosmic aspects of enterprise to the macroscopical aspects of government，and the main target of more than 70%of foreign countries implementing countervailing investigations is China.Based on constructing“BN － L”assembled model of key macroscopical decision － making factors，this research draws the relevant conclusions by exerting the related data of United States，Canada，Australia，South Africa，India implementing 38 countervailing files from the year 2004 to 2009 and domestic macroeconomic development，and making an empirical research on the key macroscopical decision － making factors of foreign countries implementing countervailing policy to China.Moreover，the relevant conclusions above obtained are getting further argument and explanation through choosing the file of coated free sheet paper between the USA and China in the year of 2006.

foreign countries to China;implement;countervailing policy;key;macroscopical decision－making factors

F752

A

1002－9753(2011)12－0024－11

2011－06－23

2011－10－20

國家自然基金項(xiàng)目“中國反傾銷實(shí)施效果評(píng)估體系與方法研究”(70873007)。

喬小勇(1983－)，男，漢族，河南新鄭人，清華大學(xué)公共管理學(xué)院博士后，助理研究員，研究方向:政府管理與決策、產(chǎn)業(yè)政策、貿(mào)易政策與貿(mào)易救濟(jì)。

(本文責(zé)編:辛 城)