國際緣何對華反傾銷？
——基于面板負二項回歸的多樣化動因分析

藍 天 毛明月

一、引 言

反傾銷作為貿(mào)易救濟的主要形式，長期以來一直是許多國家保護本國市場和維護國家利益的重要手段。據(jù)中國貿(mào)易救濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，中國一直是遭受反傾銷和反補貼調查的最大目標國。自 WTO成立以來，中國遭受國際發(fā)起的各類反傾銷和反補貼調查案件共超過 1500起，占世界同類案件總數(shù)的 27%。1995—2015年中國共遭遇了 1136起反傾銷案件和 99起反補貼案件，占同期世界總數(shù)量的 26%，居第一位。特別是在中國加入 WTO后，遭遇反傾銷的數(shù)量明顯呈上升趨勢。2006—2009年中國遭遇反傾銷調查數(shù)占全球的比率超過了35%，2015年這一比例仍然維持在31%左右。從反傾銷最終實施的結果來看，1995—2015年中國共遭受國際對華反傾銷裁決 820件，占世界總數(shù)的 25%，也居世界首位。同時，中國遭受的反傾銷肯定性裁決比例和中國產(chǎn)品遭遇的反傾銷稅率也遠高于世界平均水平。

隨著中國在世界市場的深度融入和對外出口規(guī)模的急速增加，國際對華反傾銷愈演愈烈，對華反傾銷主體也發(fā)生了重要變化。1995—2015年共有 34個國家(地區(qū))對中國發(fā)起反傾銷訴訟，其中印度以180件居第一位，美國以127件、歐盟123件、阿根廷 94件和巴西 88件緊隨其后，這五個國家占到中國遭遇反傾銷總數(shù)的 55%。另外，對華反傾銷訴訟超過10件的發(fā)起國有20個，其中發(fā)達經(jīng)濟體(美國、歐盟、加拿大、澳大利亞)共計340件，發(fā)展中經(jīng)濟體共計733件，這說明發(fā)展中國家逐漸取代發(fā)達國家成為了國際對華反傾銷的主體。從行業(yè)層面來看，中國遭受的反傾銷調查中金屬制品最多，其次是化工產(chǎn)品和機械產(chǎn)品，這三類行業(yè)產(chǎn)品占中國遭受反傾銷全部產(chǎn)品的59%。根據(jù) WTO采用 HS92編碼劃分的行業(yè)分類，中國的生皮、皮革、毛皮及其制品等(100%)，鞋、帽、傘、杖、鞭及其零件(59.4%)，雜項或未分類商品(55.4%)，紡織原料及紡織制品(49.0%)，石料、石膏、水泥等制品(36.1%)，光學、照相、電影、醫(yī)療設備等(33.3%)，車輛、航空及有關運輸設備(32.4%)，化學工業(yè)及其相關工業(yè)產(chǎn)品(24.9%)等行業(yè)產(chǎn)品遭受反傾銷的比重均高于中國遭受反傾銷數(shù)占世界總數(shù) 22.2%的平均水平①以上數(shù)據(jù)由筆者根據(jù)WTO Statistics on Anti-dumping整理計算。括號內數(shù)值為中國各行業(yè)遭受反傾銷數(shù)占世界反傾銷總數(shù)的比重。。眾所周知，作為中國遭遇貿(mào)易摩擦的最主要方式，反傾銷調查的成功實施會對被調查產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生致命影響。那么，中國緣何頻繁成為國際反傾銷調查的目標國？國內政府、行業(yè)和企業(yè)該如何應對日益嚴重的反傾銷態(tài)勢？本文對這些問題的探索具有重要的現(xiàn)實意義。

文章余下結構安排為：第二部分對現(xiàn)有文獻進行梳理并指出創(chuàng)新之處，第三部分設定實證研究的計量模型并介紹變量數(shù)據(jù)來源，第四部分為實證結果分析和穩(wěn)健性檢驗，第五部分為結論與對策建議。

二、文獻綜述

近幾年來，受歐美政治和經(jīng)濟形勢的影響，“逆全球化”潮流不斷涌現(xiàn)，國際社會的貿(mào)易保護主義不斷升級，國際對華反傾銷的動因也愈發(fā)多樣化。

首先，經(jīng)濟因素是國際對華實施反傾銷的最重要原因，其中產(chǎn)品價格的影響是發(fā)起反傾銷的最直接動因。Salehizadeh和 Raafat(2012)認為產(chǎn)品出口價格是發(fā)起反傾銷的首要條件，出口價格越低，遭受的反傾銷訴訟和措施就越多。Avsar(2012)提到反傾銷無論立案還是實施均對出口商產(chǎn)生威脅，潛在的反傾銷稅將導致產(chǎn)品價格上升。梁俊偉和代中強(2015)利用17個發(fā)展中國家的20類產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，中國偏低的出口價格是發(fā)展中國家對華反傾銷的主要原因。另外，經(jīng)濟運行狀況、匯率、市場份額、就業(yè)變化、進出口貿(mào)易等宏觀經(jīng)濟因素也是誘發(fā)反傾銷的重要動因(Knetter和Prusa，2003；Feinberg，2005)。比如 Prusa(2005)指出美國對華反傾銷數(shù)量的增長主要源于貿(mào)易增長，傾銷指控數(shù)與中美貿(mào)易量呈正向關系。沈國兵(2007)認為從中國進口增加是美國對華反傾銷的主要原因，而中國對美減少出口則會對美國反傾銷行動產(chǎn)生抑制效應。于津平和郭曉菁(2011)發(fā)現(xiàn)加拿大對華反傾銷受失業(yè)率影響嚴重，而印度貨幣的升值是導致印度對華反傾銷數(shù)量增加的顯著性原因。

其次，政治因素是各國發(fā)起反傾銷訴訟的重要動機。Aggarwal(2004)利用 1980—2000年 99個國家的跨國面板數(shù)據(jù)驗證了對于反傾銷基本審判權，比起經(jīng)濟動因更偏向于政治動因的觀點。謝建國(2006)認為美國對中國發(fā)起反傾銷主要原因雖然仍是經(jīng)濟因素，但是中美政治關系的惡化也會加劇美國對中國的反傾銷措施。王孝松和謝申祥(2013)則發(fā)現(xiàn)印度當局在裁定反傾銷稅率時，明顯受到國內政治勢力和利益集團的指使，存在打壓中國出口、謀求在龍象之爭中獲取優(yōu)勢的政治意圖。由此可見，反傾銷的起訴和裁定過程具有諸多隨機性和任意性，頗受政治因素影響。

再者，從戰(zhàn)略動機上看，反傾銷具有明顯的報復特征。Prusa和 Skeath(2002)研究發(fā)現(xiàn)，全球反傾銷案件中戰(zhàn)略動機是反傾銷訴訟的重要原因，其中 1/2的案件與報復有關，3/4的案件具有“俱樂部效應”。Feinberg和Olson(2006)同樣認為盡管反傾銷的使用在新老使用者①傳統(tǒng)使用者包括美國、澳大利亞、歐盟、加拿大和新西蘭，新使用者指 90年代初才開始使用反傾銷工具的國家。中存在差異，但在過去的十年里報復是反傾銷突起的重要因素。余萍和魏守道(2012)證實了美國、歐盟、印度和阿根廷的反傾銷報復能力較強，是世界反傾銷發(fā)起的主要國家和地區(qū)，而中國和韓國的反傾銷報復能力較弱，是世界遭受反傾銷的主要經(jīng)濟體。

最后，從國際制度因素來看，研究表明一旦加入 WTO，反傾銷規(guī)則就會蔓延到發(fā)展中國家，這些國家會因為貿(mào)易自由化的壓力而強化反傾銷律法來維護自身的利益(Aggarwal，2004)。Bown和 Crowley(2007)發(fā)現(xiàn)中國即便加入了 WTO，成員國給予了中國最惠國待遇，但中國遭遇的反傾銷狀況并未因此而有所改善。事實也正是如此。2001年 11月中國為盡早加入世貿(mào)組織，簽署了《中國加入世界貿(mào)易組織議定書》第15條，即“確定補貼和傾銷時的價格可比性(Price Comparability in Determining Subsidies and Dumping)”條款。根據(jù)此條款，中國同意在入世 15年之內被視為“非市場經(jīng)濟地位”國家。該條款使中國在之后一系列的反傾銷案件中陷于被動，“非市場經(jīng)濟地位”意味著中國將不被承認為市場經(jīng)濟國家，中國本國內生產(chǎn)的產(chǎn)品價格將不具有可比性，發(fā)起國可根據(jù)指定“替代國”同類產(chǎn)品的成本來判斷對華反傾銷是否成立。然而，指定“替代國”的生產(chǎn)成本、勞務成本、營銷成本往往高于中國，于此情況下中國遭受肯定性裁決的可能性必然提高。截止到 2017年，此條款雖已到期，但歐盟、美國等仍不承認中國的市場經(jīng)濟地位②根據(jù)2001年簽署的入世協(xié)定，中國到2016年年底可自動獲得“市場經(jīng)濟地位”。截至到2017年6月，全球 80多個國家已承認中國為市場經(jīng)濟國家，其中包括新西蘭、澳大利亞、瑞士等發(fā)達國家，但美國、歐盟等中國主要貿(mào)易伙伴卻一直未承認中國的“市場經(jīng)濟地位”。，甚至加快對中國反傾銷的案件調查和裁定。另外，自由貿(mào)易協(xié)定也會對反傾銷產(chǎn)生影響。王孝松和謝申祥(2009)指出中國加入自由貿(mào)易協(xié)定僅對發(fā)起的反傾銷訴訟數(shù)量有一定的影響，而與各國對華反傾銷案件做出的確認傾銷和損害的肯定性裁決數(shù)量無關。張燕和謝建國(2011)的研究也表明，締結區(qū)域貿(mào)易協(xié)定反而增加了締約國對其他成員國的反傾銷申訴數(shù)。除此之外，雙邊貿(mào)易關系也在很大程度上影響反傾銷措施的實施。這種貿(mào)易關系往往會通過貿(mào)易伙伴間出口品的競爭關系或者是貿(mào)易互補關系而得以體現(xiàn)。Bown和 McCulloch(2005)認為產(chǎn)品進口價格下降反映了比較優(yōu)勢的轉移，這將導致美國采用更多的貿(mào)易救濟措施來減緩國內產(chǎn)業(yè)的衰落；國際某些行業(yè)逐漸增長的顯性比較優(yōu)勢和美國的顯性比較劣勢形成了鮮明對比，從而使美國更傾向于對這些行業(yè)發(fā)起反傾銷訴訟。殷秀玲和范愛軍(2009)也發(fā)現(xiàn)勞動生產(chǎn)率和顯性比較優(yōu)勢指數(shù)高的行業(yè)，由于其比較優(yōu)勢突出，并沒有向政府尋求反傾銷貿(mào)易保護的意愿。

綜上所述，反傾銷作為非貿(mào)易壁壘的重要手段一直備受國內外學者關注。國際對華反傾銷實施的動因具有多樣化特征，但現(xiàn)有文獻以單個國家對華反傾銷原因的研究居多。本文的主要貢獻在于：第一，理論方面，從微觀因素、宏觀環(huán)境、國際制度、戰(zhàn)略動機和貿(mào)易關系等方面探析了國際對華反傾銷的多樣化動因；第二，實證方面，采用面板負二項計數(shù)模型，使用對華反傾銷的21個發(fā)達國家和發(fā)展中國家的微觀產(chǎn)品數(shù)據(jù)，對國際對華反傾銷的多樣化動因進行實證檢驗，并對發(fā)展中國家和發(fā)達國家在對華反傾銷上存在的差異進行了比較。

三、模型、變量和數(shù)據(jù)來源

(一)模型設定

本文按照國際對華反傾銷訴訟數(shù)和實施措施數(shù)的數(shù)量設定實證分析模型。被解釋變量設定為兩種情形：情形1為一國i對華j產(chǎn)品在t年的反傾銷訴訟數(shù)(ADchijt)和一國i對華產(chǎn)品j在t年的反傾銷措施數(shù)(MEchijt)，使用負二項計數(shù)模型進行處理。情形2為國家i是否在t年對中國j產(chǎn)品進行反傾銷訴訟(ADijt)和國家i是否在t年對中國j產(chǎn)品實施反傾銷措施(MEijt)，將使用二元選擇模型進行分析。根據(jù)前文論述，我們從微觀價格、宏觀經(jīng)濟、戰(zhàn)略動機、國際制度和貿(mào)易關系五個方面驗證國際對華反傾銷的多樣化動因。針對情形1設定如下回歸方程(1)和(2)：

被解釋變量 ADchijt代表國家 i在t年對中國 j產(chǎn)品發(fā)起反傾銷訴訟的數(shù)量，MEchijt代表國家 i在t年對中國 j產(chǎn)品采取反傾銷措施的數(shù)量。解釋變量x1、x2、x3、x4、x5分別代表微觀價格、宏觀經(jīng)濟、戰(zhàn)略動機、國際制度和貿(mào)易關系的向量，β1、β2、β3、β4、β5為系數(shù)矩陣，εijt為誤差項。

回歸方程的因變量是典型的非負離散計數(shù)變量，對于嚴格為正的因變量來說，通常對其進行自然對數(shù)變換后使用線性模型。但是，由于樣本存在大量零值，無法將其對數(shù)化，我們的處理方法是將期望值轉化成指數(shù)函數(shù)，即：

由于保證了等式右邊為正，也就保證了y的預測值總為正。下面對方程(3)對數(shù)化得到方程(4)：

其中φijt= lnεijt，exp(φijt)服從 gamma分布。由于期望值的對數(shù)是線性的，因此可以利用對數(shù)函數(shù)的近似特征，即回歸估計量表示xj變化一個單位，事件yijt平均發(fā)生次數(shù)機率增加或者減少原來的百分之幾。若xj取對數(shù)，則偏回歸系數(shù)就是一個彈性。

本文對情形 2設定二值選擇模型，即對是否對華反傾銷訴訟和是否采取對華反傾銷措施設定虛擬變量，是為1，否為0。二值變量回歸模型如下：

其中F為累積標準正態(tài)分布，X為某一國家是否對華發(fā)起反傾銷訴訟或者是否對華采取反傾銷措施的影響向量，εijt代表殘差項。回歸估計量β?表示解釋變量增加一定單位對被解釋變量發(fā)生機率的變化率。

(二)變量和數(shù)據(jù)來源

本文使用 1995—2015年間 21個國家和地區(qū)(包括印度、美國、歐盟、阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥、澳大利亞、哥倫比亞、南非、加拿大、韓國、印尼、秘魯、泰國、馬來西亞、新西蘭、巴基斯坦、俄羅斯、烏克蘭和委內瑞拉)①按照對華反傾銷訴訟數(shù)排名，埃及排名16位，中國的臺灣省排名20位，因Bown GAD數(shù)據(jù)庫中核心數(shù)據(jù)缺失，故將其剔除。我們將歐盟28個國家視為發(fā)達經(jīng)濟體，將轉型和發(fā)展中國家視為發(fā)展中經(jīng)濟體。的 20類產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行實證分析，樣本量為8820。被解釋變量來源于Bown GAD數(shù)據(jù)庫，把每一個發(fā)起國的對華反傾銷案件按照產(chǎn)品歸類到各行業(yè)，按年份分離出各國、各行業(yè)對華反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)。是否對華反傾銷在反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)的基礎上將有數(shù)值的情況標記為 1，沒有數(shù)值的記為0。

出口單位價格(AUV)根據(jù)UN Comtrade貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中國對其他國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)計算得出?？紤]到出口單位的差異性，本文僅保留出口單位為“美元/千克”的數(shù)據(jù)，將4位編碼的產(chǎn)品數(shù)據(jù)整合為WTO反傾銷數(shù)據(jù)庫HS92分類下的20類產(chǎn)品數(shù)據(jù)，計算出口單位價格等于中國對各國各行業(yè)在某年的總出口值比出口總重量。

對于宏觀經(jīng)濟因素，本文首先采用各國各年度實際 GDP增長率(RGDP)作為對各國經(jīng)濟情況的考察。其次，因為國際對華反傾銷存在明顯的行業(yè)特征，本文利用工業(yè)產(chǎn)出增長率(IPI)體現(xiàn)工業(yè)景氣程度。以上數(shù)據(jù)均來自 BvD-EIU數(shù)據(jù)庫。關于進口沖擊(lnIM)的考察，采用發(fā)起國在特定年份和行業(yè)從中國進口數(shù)量的對數(shù)形式；對大供應商(BIGIM)的考察，利用各國分行業(yè)從中國的進口與各國在該行業(yè)中從世界的總進口之比來衡量，比例大說明中國在某國某行業(yè)市場上屬于大供應商；雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于 UN Comtrade數(shù)據(jù)庫。除此之外，宏觀經(jīng)濟因素還有一個重要指標，即真實匯率(EXG)的影響，本文選取發(fā)起國貨幣兌人民幣的匯率作為考察指標，該指標從UNCTAD數(shù)據(jù)庫獲得。

戰(zhàn)略動機因素主要有俱樂部效應(CLUB)和報復效應(TFT)。本文將高于世界反傾銷平均件數(shù)的國家視為俱樂部成員國(印度、美國、歐盟、巴西、阿根廷、澳大利亞、南非、加拿大、土耳其、墨西哥、韓國和印尼)。報復效應以前一年度中國是否對該國采取過反傾銷調查為考察準則，是為1，否為0。

國際制度因素的考察變量主要是中國加入WTO和是否與中國簽訂FTA協(xié)定。對于中國入世，2001年之前設為0，2001年之后設為1。FTA數(shù)據(jù)來源于WTO區(qū)域貿(mào)易協(xié)定信息系統(tǒng)(RTA-IS)，在研究中的 21個國家里，中國與其中 6個國家直接簽訂了FTA協(xié)定。中國與印尼、泰國是東盟(ASEAN)成員，將其列入FTA范圍。中國在2002年加入亞太貿(mào)易協(xié)定(APTA)，印度作為 APTA成員與中國在貿(mào)易往來執(zhí)行雙邊互惠協(xié)定，我們對印度在2002年之前年份取0，2002年之后年份取1。中國與秘魯在2010年簽訂 FTA，將秘魯 2010年之前取 0，2010年之后取 1。中國與韓國、澳大利亞在2015年簽訂FTA，將這兩個國家在2015年取1。

對貿(mào)易關系的考察變量以貿(mào)易互補指數(shù)(ICI)作為替代，貿(mào)易互補指數(shù)的計算方法是采用一國特定產(chǎn)業(yè)以出口計算的比較優(yōu)勢乘以該國的貿(mào)易伙伴國在特定產(chǎn)業(yè)以進口計算的比較劣勢，公式為：

其中 ，RCAxjt=(Xjt/Xt)/(Xwjt/Xwt)，RCAmijt=(Mijt/Mit)/(Xwjt/Xwt)。Xjt代表中國第t年j產(chǎn)業(yè)出口額，Xt代表中國第t年的總出口額，Xwjt代表世界第t年j產(chǎn)業(yè)總出口額，Xwt代表世界第t年的總出口額；Mijt代表i國j產(chǎn)業(yè)在第t年的進口額，Mit代表i國第t年的總進口額。ICIijt指數(shù)在[0，1)之間，表明中國和i國在j產(chǎn)業(yè)上的貿(mào)易互補程度較弱，ICIijt指數(shù)大于 1，則說明中國與i國在j產(chǎn)業(yè)上有較強的貿(mào)易互補程度，并且數(shù)值越大說明兩個國家之間產(chǎn)業(yè)貿(mào)易互補程度越強。

除此之外，考慮到個別解釋變量對反傾銷具有滯后性，模型將具有時間特征的變量均選擇滯后一期(IPIt-1、RGDPt-1和ln IMij(t-1))。同時還在回歸過程中加入了發(fā)展中國家啞變量(是為 1，否為 0)①前文提及有關傳統(tǒng)使用者為發(fā)達國家，新使用者為發(fā)展中國家，所以在實證部分文章加入發(fā)展中國家啞變量，并與其他變量進行交互，用作比較傳統(tǒng)使用者與新使用者的區(qū)別。與AUV和ICI的交互項，以考察發(fā)展中國家和發(fā)達國家對中國出口價格和貿(mào)易關系上的差異。各個變量的解釋和統(tǒng)計描述見表1和表2。

表1 被解釋變量說明

表2 解釋變量說明

四、實證結果分析

(一)基于反傾銷訴訟數(shù)和反傾銷措施數(shù)的回歸結果

由于被解釋變量反傾銷訴訟數(shù)和反傾銷措施數(shù)是典型的非負離散計數(shù)變量，因此應選擇泊松回歸或者負二項回歸的計數(shù)模型。但是，因為泊松回歸要求因變量的均值與方差相同，而本文樣本中反傾銷訴訟數(shù)和反傾銷措施數(shù)的方差是其均值的二倍，存在過度離散的情況，所以使用負二項回歸效果會更好。為了驗證這一判斷，我們使用Stata軟件做聚類穩(wěn)健標準誤混合負二項回歸，得到過度分散參數(shù)α的 95%置信區(qū)間為[1.78，3.92]，故拒絕原假設“H0:α=0”，認為因變量的均值和方差存在過度分散的情況，應該選擇負二項回歸模型。回歸結果整體擬合水平高，對數(shù)似然比拒絕原假設，不存在異方差的問題。對回歸變量進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，平均值為 1.49，最大值為 1.97，遠小于 5，所以各解釋變量之間不存在多重共線問題?？紤]到模型使用的是面板數(shù)據(jù)，而面板數(shù)據(jù)往往存在對觀測對象長時間的連續(xù)觀察，導致觀察值之間非獨立；考慮到這種相關性，需用廣義估計方程(GEE)對相關結構進行選擇。GEE相關結構的選擇是廣義線性模型(GLM)選擇的延伸，但它與GLM的方法不一致，GLM是基于對獨立觀察值的最大釋然理論，GEE則基于擬釋然理論且對觀察值的分布沒有要求。同時，由于AIC準則廣泛用于GLM的模型選擇而不能夠直接用于GEE中，本文所選用模型的相關結構是根據(jù)Pan(2001)改進的QIC準則(Cui，2007)進行邏輯篩選，選擇其最小QIC值相關結構進行回歸。

表3給出了國際對華反傾銷多樣化動因分析的回歸結果。對微觀經(jīng)濟動因的考察發(fā)現(xiàn)，平均出口單位價格(AUV)對反傾銷訴訟和反傾銷措施影響均為負，且在 1%水平上顯著。具有差異的是平均出口單位價格對反傾銷措施數(shù)的影響機率大于反傾銷訴訟數(shù)，即出口價格每降低 1%，國際對華反傾銷訴訟數(shù)將增加 4.66%～6.19%，反傾銷措施數(shù)增加5.99%～8.12%。這說明相比反傾銷訴訟，國際對華反傾銷的實施更加注重中國出口產(chǎn)品的價格。我們將AUV和發(fā)展中國家虛擬變量DEV進行交互，回歸結果并不顯著，說明無論是發(fā)展中國家還是發(fā)達國家，因為出口品價格的原因對華發(fā)起反傾銷的行動具有一致性。由此可見，中國平均出口單位價格偏低是影響國際對華反傾銷的重要動因。

對宏觀經(jīng)濟動因的回歸結果發(fā)現(xiàn)，匯率(EXG)對反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)均具有顯著負向性影響。這說明人民幣貶值幅度越大，國際對華反傾銷的程度就越激烈。人民幣匯率每下降 1%，國際對華反傾銷訴訟數(shù)將增加 0.51%～2.26%，反傾銷措施數(shù)增加0.71%～2.83%。當期工業(yè)產(chǎn)出變化率(IPI)對反傾銷訴訟數(shù)影響為負，對反傾銷措施數(shù)影響為正，具有不確定性。其滯后 1期變量 IPIt-1對反傾銷的影響均顯著為負，I PIt-1每下降 1%，國際對華反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)將增加 2.32%～2.94%。這說明受我國出口結構的影響，國際對華反傾銷裁定具有明顯的行業(yè)特征。對此，我們選取了易受反傾銷的化學品、紡織品、金屬制品和機械制品，對其反傾銷的行業(yè)效應做了分析，回歸結果在 1%的水平上驗證了國際對華反傾銷的行業(yè)特征。當期RGDP對反傾銷訴訟數(shù)的影響為正，對反傾銷措施數(shù)影響為負，也不確定；其滯后 1期變量 RGDPt-1對反傾銷呈正向影響，R GDPt-1每增加變化 1%，反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)將上升 1.55%～5.74%。這個結論與理論預期相反，說明宏觀經(jīng)濟環(huán)境下行時，各國對華反傾銷數(shù)量的作用不明朗，無論經(jīng)濟狀況好壞，各國都不放松對中國發(fā)起反傾銷。當期進口沖擊lnIM對反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)的影響顯著為負，但滯后期 lnIMt-1的影響不確定。這說明來自中國的進口不但沒有增加反傾銷，反而一定程度減少了反傾銷數(shù)量，進口國從中國的當期進口每增加 1%，反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)反而減少 2%～3%。各國從中國進口并未對本國經(jīng)濟造成損害。這一結論不同于梁俊偉和代中強(2015)的研究。從大進口商角度來看，各國大進口商對中國發(fā)起反傾銷的幾率較低，對反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)的影響僅為0.1%～0.3%。這說明各國在嚴格控制對外進口，中國遭受反傾銷的產(chǎn)品未必是中國出口數(shù)量最多的產(chǎn)品。例如，中國對墨西哥出口的化學和輕工業(yè)產(chǎn)品，其比重不足中國對墨西哥總出口的 30%，而墨西哥之所以因化學和輕工產(chǎn)品對華進行反傾銷，緣于這兩類產(chǎn)品是墨西哥國內的支柱產(chǎn)業(yè)，與中國具有較強的競爭性。

從戰(zhàn)略動機因素看，主要包括俱樂部效應(CLUB)和“以牙還牙”的報復效應(TFT)。從回歸結果來看，CLUB對國際對華反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)具有顯著的正向影響，俱樂部成員國在逐步建立起自己的反傾銷法律體系以及加入反傾銷陣營后，將極大增加反傾銷數(shù)量；相比非成員國反傾銷，成員國反傾銷數(shù)量明顯更高。CLUB系數(shù)范圍在0.60～2.13，遠超其他變量指標，很大程度上說明了中國遭受反傾銷主要緣于反傾銷俱樂部成員國的策略。同樣的，報復效應的回歸結果顯示，如果中國上一年對其國家發(fā)起過反傾銷訴訟，那么下一年該國家對中國反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)將會提高 50%以上。這說明對中國的報復效應是國際頻繁對華發(fā)起反傾銷的重要動因。這也印證了Prusa(2005)認為策略因素是反傾銷主要動因的結論。事實上，全球反傾銷案件幾乎都是出于戰(zhàn)略考慮，寬泛的 WTO規(guī)則容易屈服于其他勢力的反傾銷行動，因此多數(shù)國家都會使用反傾銷手段來阻止或者懲罰貿(mào)易伙伴國。

對國際制度動因的考察發(fā)現(xiàn)，中國加入 WTO對遭受反傾銷訴訟數(shù)和措施數(shù)的影響顯著為正。從回歸結果來看，加入 WTO使國際對華反傾銷的訴訟數(shù)增加了 22%～28%，反傾銷措施數(shù)增加了 31%～54%。中國加入 WTO，具有明顯的“入世效應”。FTA對反傾銷的影響顯著為負，說明建立良好的合作伙伴關系將顯著減少國際對華反傾銷的可能性。這與 Blonigen(2005)結論一致，即北美自由貿(mào)易區(qū)簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定會影響反傾銷和反補貼決策，自由貿(mào)易協(xié)定會減少美國對加拿大的反傾銷肯定性裁決?；貧w結果也表明，良好的經(jīng)貿(mào)合作關系，對于降低反傾銷的訴訟數(shù)和措施數(shù)具有顯著的緩解效果，反傾銷肯定性裁決會更重視雙邊關系。由表3可知，中國與其他國家簽訂FTA協(xié)定，能夠使反傾銷訴訟數(shù)下降29%～37%，使反傾銷措施數(shù)下降26%～54%。

最后，通過對貿(mào)易關系動因的考察發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易互補指數(shù)ICI在 1%水平上正向顯著，其每增加 1%，反傾銷訴訟數(shù)將增加 15%～18%，反傾銷措施數(shù)增加 13%～20%。這充分說明中國的出口品與進口國本國的產(chǎn)品之間存在強烈的競爭關系，進口國會采取一些諸如非關稅壁壘的手段，用以保護本國市場。值得注意的是，我們將ICI與發(fā)展中國家啞變量DEV進行交互，模型(6)中的回歸結果顯示在 10%水平上顯著，說明發(fā)展中國家與發(fā)達國家在與中國的貿(mào)易競爭關系上有所不同，發(fā)展中國家對中國ICI的反應不及發(fā)達國家敏感。這意味著相對于發(fā)達國家，發(fā)展中國家對中國的出口產(chǎn)品可能更加依賴，中國與發(fā)達國家的貿(mào)易競爭關系可能更加激烈。

表3 國際對華反傾銷多樣化動因的負二項回歸結果

續(xù)表3

(二)基于是否遭遇反傾銷訴訟和反傾銷措施的回歸結果

是否遭遇反傾銷訴訟和是否采取反傾銷措施是典型的二值選擇模型，一般采用Logit或者 Probit模型。因 Probit模型尚無法解決伴生參數(shù)的問題，所以優(yōu)先選擇Logit模型。通過與負二項回歸模型進行比較發(fā)現(xiàn)，Logit回歸模型得到的結果、符號和結論與負二項回歸結果基本一致，僅在顯著性水平上存有差異。

由表4可知，在微觀經(jīng)濟層面，出口單位價格對反傾銷訴訟和反傾銷措施影響仍然為負，AUV每降低 1%，反傾銷訴訟幾率增加 5.1%～6.9%，反傾銷措施幾率增加11.1%～12.1%，不改變負二項回歸的結論。這說明反傾銷肯定性裁決同樣注重出口價格。在 Logit回歸模型中，AUV與DEV的交互項同樣不具備統(tǒng)計上的顯著性。宏觀經(jīng)濟變量中，匯率EXG依然對反傾銷有負向影響，但僅有模型(4)在 10%水平上顯著。工業(yè)產(chǎn)出變化率當期IPI和滯后期 IPIt-1的影響均為負，但當期不顯著，滯后期在模型(5)和(6)中在 10%的水平上顯著。加入行業(yè)的固定效應后仍支持國際對華反傾銷具有顯著行業(yè)特征的結論。GDP當期和滯后期均不顯著。進口沖擊lnIM與負二項回歸得到的結論一致，均認為來自中國的進口對反傾銷有減弱影響，不認為中國的進口沖擊是國際發(fā)起反傾銷的主要動因。戰(zhàn)略動機因素中，俱樂部效應CLUB顯著為正，結論與負二項回歸一致。報復效應TFT僅對反傾銷措施影響顯著，對反傾銷訴訟的影響仍為正效應但不顯著。國際制度因素中，Logit回歸支持FTA抑制國際對華反傾銷發(fā)生幾率的結論，且模型(2)和(5)在 1%水平上顯著，模型(3)和(6)在 5%的水平上顯著。WTO雖然也表現(xiàn)出正向影響，但僅有模型(1)的回歸結果在 5%水平上顯著。對貿(mào)易關系的考察結果發(fā)現(xiàn)，ICI每增加 1%，對反傾銷訴訟和措施實施的幾率將增加 16.2%～25.1%。ICI與DEV的交互項，在模型(3)和(6)中呈正向影響，但不顯著。

表4 國際對華反傾銷多樣化動因的二值選擇回歸結果

續(xù)表4

(三)穩(wěn)健性檢驗

為確保實證結果的可靠性，本文借鑒Prusa和Teh(2010)的方法進行穩(wěn)健性檢驗。因印度對華反傾銷存在過度影響，可能對結果產(chǎn)生顯著的偏向性，因此將印度從樣本中剔除，再將核心變量按照當期和滯后 1期分別進行負二項回歸和泊松回歸。表5的負二項回歸結果中，除當期進口沖擊lnIM外，所有解釋變量對反傾銷訴訟和措施的影響仍然非常顯著，得到的結果與前文負二項回歸基本一致。這說明模型整體表現(xiàn)出良好的穩(wěn)定性。表6泊松回歸的結果也得到一致性結論，與前文負二項回歸沒有顯著差異。稍有區(qū)別的地方在于模型回歸的顯著性以及解釋變量系數(shù)變化的大小。比如，泊松回歸中AUV對反傾銷措施數(shù)的影響更大，回歸結果顯示AUV每降低 1%，對華反傾銷的措施數(shù)將增加 10.5%～11.2%。匯率EXG對反傾銷的影響同樣顯著為負，但是至多只在 5%的顯著性水平上具有統(tǒng)計意義，等等?？傊?，我們在改變研究樣本和更換實證分析模型之后，依然得到了顯著的回歸結果，因此可以認為基準模型中的研究結論是穩(wěn)健的。

表5 負二項穩(wěn)健性檢驗結果(不含印度)

續(xù)表5

表6 泊松回歸結果(不含印度)

續(xù)表6

五、結論與對策建議

本文對國際對華反傾銷的多樣化動因進行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，在微觀經(jīng)濟層面，中國產(chǎn)品的出口價格低是造成國際對華反傾銷的直接原因。在宏觀經(jīng)濟層面，GDP增長對國際對華反傾銷的影響不確定，工業(yè)產(chǎn)出變化和人民幣匯率下降加劇了國際對華反傾銷，但來自中國的進口沖擊和大供應商不僅沒有加強反傾銷，反而一定程度上降低了反傾銷數(shù)量。此外，國際對華反傾銷具有明顯的行業(yè)特征，中國出口的金屬制品、紡織產(chǎn)品和化學品最容易受到反傾銷。在戰(zhàn)略動機層面，俱樂部效應和報復效應是國際對華反傾銷的另一重要原因。在國際制度層面，中國加入 WTO對中國遭受頻繁的反傾銷調查具有明顯的入世效應。在貿(mào)易關系層面，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，維持良好的經(jīng)貿(mào)合作關系能有效減少對華發(fā)起反傾銷訴訟和實施反傾銷措施的數(shù)量。出口產(chǎn)品貿(mào)易互補指數(shù)說明，在世界市場上中國出口產(chǎn)品競爭力越大，給進口國同類產(chǎn)品產(chǎn)生的壓力越大，進而將加大國際對華反傾銷的可能性。

基于上述結論，我們提出如下建議：第一，對于企業(yè)主體，一方面應借助技術升級提升出口產(chǎn)品質量，了解進口國同類產(chǎn)品競爭者的生產(chǎn)結構、生產(chǎn)規(guī)模、價格水平等，以便制定合理價格，通過提升質量邊際避免低價快速擴張；在出口產(chǎn)品的質量、科技含量、售后服務、產(chǎn)品價格以及結構方面都應做到統(tǒng)一科學合理，不能帶有盲目性和隨意性，注重國與國之間經(jīng)濟管理的理念、體制和文化等方面的差異性；另一方面，根據(jù)自身的時間、物力和人力等資源重點關注一些主要國家和主要產(chǎn)品的反傾銷動態(tài)，也可以根據(jù)不同國家執(zhí)行率和不同產(chǎn)品被執(zhí)行率各不相同的特點，作出最佳應訴決策。第二，對于行業(yè)組織，有必要研究貿(mào)易伙伴的行業(yè)特征和產(chǎn)品結構，加強監(jiān)管，協(xié)調配合，助力企業(yè)培訓和人才發(fā)展。改革我國行業(yè)協(xié)會存在的政會不分、重復設立、缺乏威信、無所作為等問題，大力扶持使其真正成為服務于企業(yè)的獨立社團。鼓勵引導企業(yè)采用以質取勝的經(jīng)營戰(zhàn)略，在鞏固主要發(fā)展中國家市場的同時，大力開拓周邊鄰國市場以及拉美、中亞及東歐等一些中小國家市場，以減少經(jīng)營風險。第三，從政府層面來看：首先，不能忽視發(fā)展中國家對華反傾銷的形勢，發(fā)展中國家對華反傾銷強度大，不僅會影響到我國出口，也會加劇雙邊貿(mào)易關系。其次，反傾銷是一種有效的貿(mào)易救濟措施，我國在應對國際對華反傾銷的同時，應該建立自身的貿(mào)易救濟體系和法律體系，靈活運用反傾銷手段來保護國內產(chǎn)業(yè)免受不公平競爭及過量進口造成的損害，尤其是對發(fā)展中國家使用救濟措施，在遵循 WTO規(guī)則的同時，用合法的手段保護國內利益，盡快取得完全市場經(jīng)濟地位。再次，政府調整產(chǎn)業(yè)結構的同時也需要調整利益制衡機制，例如降低低價競銷比較嚴重的出口產(chǎn)品退稅等。最后，政府應該加強與貿(mào)易伙伴國的外交關系，通過雙邊貿(mào)易談判，建立一種競爭與合作雙贏的經(jīng)貿(mào)關系，通過外交手段爭取市場經(jīng)濟地位，為企業(yè)創(chuàng)造良好的外部環(huán)境。