新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷動因研究
——基于1995-2016年的面板數(shù)據(jù)①

黃思雅 文擁軍

(西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 四川綿陽 621010)

改革開放以來，隨著中國對外貿(mào)易的迅猛增長，中國與貿(mào)易伙伴之間的貿(mào)易摩擦日益增多，其中反傾銷最為引人關(guān)注。傳統(tǒng)上，歐美發(fā)達(dá)國家是對華反傾銷的主要發(fā)起國，但隨著印度、阿根廷、巴西和土耳其等反傾銷新興使用者的加入，新興經(jīng)濟(jì)體①對華反傾銷呈愈演愈烈趨勢，已經(jīng)取代發(fā)達(dá)國家成為對華反傾銷的主體。

WTO統(tǒng)計(jì)顯示，1995-2016年，中國累計(jì)遭受反傾銷訴訟1217起，占同期全球反傾銷總量(5286起)的23.0%。期間，在中國遭受的42個(gè)國家反傾銷訴訟中，10個(gè)新興經(jīng)濟(jì)體累計(jì)發(fā)起638起，占中國遭遇反傾銷總量的52.4%；7個(gè)發(fā)達(dá)國家累計(jì)發(fā)起397起，占中國遭遇反傾銷總量的32.6%；其余25個(gè)發(fā)展中國家累計(jì)發(fā)起182起，占中國遭遇反傾銷總量的15.0%。進(jìn)一步看，在發(fā)展中國家共對華發(fā)起820起反傾銷訴訟中，新興經(jīng)濟(jì)體占78.0%，其余發(fā)展中國家僅占22.0%。考察期內(nèi)，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的總量和比重均占據(jù)主體地位。進(jìn)一步分析全球?qū)θA反傾銷的概況(表1)，能夠更為清晰地看到其中的特征。

表1 新興經(jīng)濟(jì)對華反傾銷訴訟及其肯定性裁決(1995-2016)

說明：發(fā)達(dá)國家(地區(qū))涵蓋澳大利亞、加拿大、歐盟、日本、以色列、新西蘭、美國，其余為發(fā)展中國家(地區(qū))。

數(shù)據(jù)來源：WTO網(wǎng)站(www.wto.org)及作者計(jì)算。

首先，對華反傾銷數(shù)量占新興經(jīng)濟(jì)體對外反傾銷總量的比重偏高，介于17.0%～37.6%之間，平均比重為25.7%，高于發(fā)達(dá)國家的22.7%和其余發(fā)展中國家的17.3%。其次，從新興經(jīng)濟(jì)體對外反傾銷的集中度看，中國是所有新興經(jīng)濟(jì)體的最主要對象，呈現(xiàn)明顯的地理偏向性。再次，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的肯定裁決(73.8%)比重高于其全球肯定性裁決比重(68.8%)，也高于發(fā)達(dá)國家(66.5%)和發(fā)展中國家(72.0%)對華反傾銷肯定裁決比重。

一、文獻(xiàn)綜述

通過閱讀國內(nèi)外有關(guān)反傾銷的代表性文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究試圖從多個(gè)維度對反傾銷的動因展開研究，概括起來集中在四個(gè)方面：(1)宏觀經(jīng)濟(jì)因素，主要包括進(jìn)口國宏觀經(jīng)濟(jì)狀況[1-3]、匯率[4-6]、出口國產(chǎn)品進(jìn)口滲透率[7-9]；(2)策略性因素，此類研究認(rèn)為反傾銷存在明顯的“策略性動機(jī)”，包括“報(bào)復(fù)性動機(jī)”和“俱樂部效應(yīng)”?！皥?bào)復(fù)性動機(jī)”認(rèn)為一國更傾向于向那些曾經(jīng)對本國發(fā)起過反傾銷的國家提起更多的反傾銷。Prusa和Skeath[10]和Nelson[11]都發(fā)現(xiàn)報(bào)復(fù)性是反傾銷的重要特征?！熬銟凡啃?yīng)”則認(rèn)為“反傾銷”是一種俱樂部活動， Feinberg和Reynolds[12]、Moore和Zanardi[13]以發(fā)達(dá)國家為研究對象的結(jié)果表明，反傾銷傳統(tǒng)使用者更傾向于向其他反傾銷俱樂部成員發(fā)起反傾銷調(diào)查。(3)傳染性因素，此類研究反傾銷可能在不同反傾銷發(fā)起者之間傳染。Bown和Crowley[14]通過研究美國對日本的反傾銷提出了“貿(mào)易偏移效應(yīng)”和“貿(mào)易偏向效應(yīng)”?！百Q(mào)易偏移效應(yīng)”認(rèn)為當(dāng)反傾銷減少了日本對美出口時(shí)，日本會增加對歐盟的出口，進(jìn)而歐盟又會增加對日本的反傾銷?！百Q(mào)易偏向效應(yīng)”則認(rèn)為當(dāng)其他國家對美國的出口因?yàn)榉磧A銷減少，日本替代了其他國家在美國市場的份額時(shí)，由此美國對日本的反傾銷可能增加。Messerlin[15]發(fā)現(xiàn)美國和歐盟對華反傾銷存在“回聲效應(yīng)”，1990-1999年間，美國和歐盟對華反傾銷調(diào)查的75%和68%都屬于“回聲效應(yīng)”，即若上一年其他進(jìn)口國對華某類產(chǎn)品發(fā)起過反傾銷調(diào)查，次年美國和歐盟也會對華同類商品發(fā)起反傾銷調(diào)查。(4)國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系因素。該類研究認(rèn)為進(jìn)口國發(fā)起反傾銷具有選擇性，會受到國際環(huán)境、與出口國關(guān)系等的影響。比如，梁俊偉和代中強(qiáng)[16]則發(fā)現(xiàn)金磚國家對華反傾銷訴訟的報(bào)復(fù)性動機(jī)低于非金轉(zhuǎn)國家，但對中國在國際市場的競爭有更強(qiáng)烈的反應(yīng)。鑒于反傾銷措施在WTO體系下的合法性，多數(shù)研究[17-18]研究結(jié)論表明出口國加入WTO會顯著加劇了進(jìn)口國對華反傾銷的數(shù)量，不過王孝松和謝申祥[19]研究結(jié)論卻得出了相反結(jié)論，即中國加入WTO后進(jìn)口國減少了對華反傾銷的數(shù)量，原因可能是廠商在規(guī)避反傾銷方面積累了一定的經(jīng)驗(yàn)。由于部分進(jìn)口國設(shè)置了專門針對非市場經(jīng)濟(jì)地位國家的反傾銷措施，顏婷婷[20]和孟越[21]研究了進(jìn)口國是否承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位對其對華反傾銷的影響，認(rèn)為盡管市場經(jīng)濟(jì)地位對反傾銷的影響是顯著的，但并不意味著中國只要獲得市場經(jīng)濟(jì)地位就能擺脫目前連遭反傾銷訴訟的困境。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對發(fā)達(dá)國家對華反傾銷問題研究已經(jīng)較為透徹且逐步建立了一套較為完善的應(yīng)對機(jī)制。但新興經(jīng)濟(jì)體在我國對外貿(mào)易中的地位與其頻繁對華發(fā)起反傾銷之間的矛盾，迫切需要我們對新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷問題進(jìn)行深入研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)更多關(guān)注歐美發(fā)達(dá)國家對華反傾銷問題，或比較發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家反傾銷或?qū)θA反傾銷差異，但整體上，當(dāng)前以發(fā)展中國家對華反傾銷為研究對象的文獻(xiàn)并不多見，尤其是研究新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的研究更為少見[22]，更缺乏利用嚴(yán)格計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)。本文基于1995-2016年新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷數(shù)據(jù)，從宏觀經(jīng)濟(jì)因素、策略互動因素和國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的視角系統(tǒng)考察新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷動因，是對現(xiàn)有文獻(xiàn)的豐富和補(bǔ)充。本文的主要貢獻(xiàn)有：第一，以新興經(jīng)濟(jì)體為樣本，采用多維度數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了其對華反傾銷動因。第二，從反傾銷訴訟和反傾銷措施的屬性、數(shù)量和強(qiáng)度三個(gè)層面作為被解釋變量，綜合分析動因并比較了動因差異性，增強(qiáng)了結(jié)果的可靠性和全面性。第三，在考慮策略互動因素時(shí)，不是采用反傾銷訴訟而是采用相應(yīng)反傾銷措施作為解釋變量，更準(zhǔn)確地探究了其動因。第四，加入體現(xiàn)進(jìn)口國是否承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位的解釋變量，考察了二者的差異性影響。

二、模型、變量及數(shù)據(jù)說明

(一)模型

充分借鑒現(xiàn)有研究成果和盡可能全面分析新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的動因，本文將被解釋變量分為3大類共6組。第1類是屬性變量，包括新興經(jīng)濟(jì)體i第t年是否對華發(fā)起反傾銷(ADit)和是否對華采取反傾銷措施(Meit)，體現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的屬性特征，即對華反傾銷行為是否發(fā)生。第2組是數(shù)量變量，包括新興經(jīng)濟(jì)體i第t年對華發(fā)起反傾銷的數(shù)量(NADit)和對華采取反傾銷措施的數(shù)量(NMeit)，體現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的數(shù)量特征，即新興經(jīng)濟(jì)體對華有多少反傾銷行為發(fā)生。第3組是強(qiáng)度變量，包括新興經(jīng)濟(jì)體i第t年對華發(fā)起反傾銷的強(qiáng)度(InADit)和對華采取反傾銷措施的強(qiáng)度(InMeit)，體現(xiàn)新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的強(qiáng)度特征，即該國對華反傾銷相對于其進(jìn)口規(guī)模的真實(shí)水平，借以剔除不同經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口規(guī)模帶來的反傾銷數(shù)量的差異。借鑒Prusa[10]，計(jì)算進(jìn)口國對華反傾銷訴訟和反傾銷措施的強(qiáng)度。具體公式如下：

(1)

(2)

(1)、(2)式中，ADijt、Meijt分別代表t年i國對華反傾銷訴訟和反傾銷措施的數(shù)量，vijt代表同期i國對華進(jìn)口額，ADArgentina，1995、MeArgentina，1995分別代表1995年阿根廷對全球的反傾銷訴訟量和反傾銷措施量，vArgentina，1995表示1995年阿根廷對全球進(jìn)口額。

從變量性質(zhì)看，第1類變量ADit和Meit屬于典型的二元變量，即所研究的現(xiàn)象存在兩種不同的情況(反傾銷行為是否發(fā)生)，“是”為1，“否”為0?？紤]到本文使用的是面板數(shù)據(jù)，面板Logit模型被認(rèn)為是解決二元變量的有利工具，本文構(gòu)建的面板Logit二元變量回歸模型如下：

(3)

其中，yit代表新興經(jīng)濟(jì)體i第t年的ADit變量或Meit變量。F為累計(jì)分布函數(shù)，Xijt表示新興經(jīng)濟(jì)體i第t年影響被解釋變量的第j個(gè)影響因素，βijt表示解釋變量增加一個(gè)單位引起的被解釋變量發(fā)生比的變化倍數(shù)；εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

第2類變量NADit和NMeit是典型的非負(fù)離散隨機(jī)變量，且數(shù)值較小，取零個(gè)數(shù)較多，不滿足經(jīng)典線性回歸模型的基本假設(shè)，所以采用計(jì)數(shù)模型是一種比較理想的方法。計(jì)數(shù)模型中泊松分布要求被解釋變量的方差等于其均值這一條件較為苛刻，故本文按照慣例采用計(jì)數(shù)模型中的負(fù)二項(xiàng)式回歸模型，利用準(zhǔn)最大似然估計(jì)法 (QML) 進(jìn)行回歸分析[23]。參照沈國兵[25]的做法，本文構(gòu)建的負(fù)二項(xiàng)回歸模型如下：

LN[E(Yit=yit)|Xit]=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εit

(4)

其中，yit分別取NADit和NMeit，xkt表示解釋變量，βk的回歸估計(jì)量表示解釋變量變化一個(gè)單位，被解釋變量的平均發(fā)生次數(shù)將會變化百分之幾；εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

第3類變量InADit和InMeit從數(shù)據(jù)特征上看，屬于連續(xù)變量，理論上可考慮基于OLS的面板數(shù)據(jù)模型。但作為強(qiáng)度變量，存在大量零值點(diǎn)且具有非負(fù)截?cái)?truncated)的特性，對這類數(shù)據(jù)采用面板Tobit模型更加合適?；诠潭ㄐ?yīng)的Tobit模型無法獲取個(gè)體異質(zhì)性，不能進(jìn)行條件最大似然估計(jì)，因此只能選擇隨機(jī)效應(yīng)模型[9]。本文構(gòu)建的面板Tobit模型如下：

yit=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εit,yit≥0

(5)

其中，yit分別取InADit和InMeit，其余變量含義同(4)式。

(二)變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

本文考察期為1995-2016年，如文獻(xiàn)部分所示，本文的解釋變量包括三大類。變量的具體含義見表2。

第一類解釋變量是進(jìn)口國面臨的宏觀經(jīng)濟(jì)壓力，包括內(nèi)部壓力和外部壓力。內(nèi)部壓力主要是該國國內(nèi)經(jīng)濟(jì)景氣程度，本文擬以GDP增長率(GDPR)、工業(yè)增加值增長率(Ind)、失業(yè)率(Ume)衡量，數(shù)據(jù)來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫。外部壓力則包括匯率的變化(EXC)以及中國產(chǎn)品的進(jìn)口滲透壓力(IMR)。其中，匯率數(shù)據(jù)由于缺乏人民幣對新興經(jīng)濟(jì)體貨幣較為權(quán)威的官方匯率，故本文利用OECD數(shù)據(jù)庫提供的數(shù)據(jù)，以美元為中介，計(jì)算得到。針對進(jìn)口滲透壓力，現(xiàn)有文獻(xiàn)中有兩種計(jì)算方法：一是用自中國進(jìn)口額與其GDP之比計(jì)算，目前大多數(shù)文獻(xiàn)采用了這種做法；二是用一國自中國進(jìn)口額與其總需求相比計(jì)算，梁俊偉和代中強(qiáng)[4]采用了該方法。本文采用前者，各國名義GDP數(shù)據(jù)來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫，進(jìn)口額數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)委數(shù)據(jù)庫。

第二類解釋變量是體現(xiàn)進(jìn)口國反傾銷策略互動的策略性因素，包括進(jìn)口國由于報(bào)復(fù)動機(jī)可能使得其對外反傾銷增長的因素(AAD，RET，ADClub)以及基于第三國貿(mào)易效應(yīng)的傳染性因素，包括貿(mào)易偏移效應(yīng) ( DEF)、貿(mào)易轉(zhuǎn)向效應(yīng) ( DIV) 和回聲效應(yīng) ( ECHO) 。其中，我們將反傾銷俱樂部定義為反傾銷數(shù)量排名全球前20位的國家。以上數(shù)據(jù)均來自于BownGAD數(shù)據(jù)庫。

第三類解釋變量是體現(xiàn)進(jìn)口國與中國國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的因素，包括中國是否加入WTO，新興經(jīng)濟(jì)體是否是金磚國家(BRICs)以及新興經(jīng)濟(jì)體是否承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位(Market economy status，MES)。其中，對于WTO，2002年以前取0，2002年以后取1。新興經(jīng)濟(jì)體中，巴西、印度、俄羅斯和南非是金磚國家成員國，根據(jù)加入金磚組織時(shí)間，將巴、印、俄三國此項(xiàng)數(shù)據(jù)2009年以前設(shè)置為0，2009年以后設(shè)置為1，南非2011年以前設(shè)置為0，2011年以后為1。對于MES，考察期內(nèi)，印度、墨西哥和土耳其仍未承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位，故取0；其余國家，阿根廷、巴西2004年11月14日和12日正式宣布承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位，故2005年以前取0，2005年以后取1。印尼2004年9月4日正式宣布承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位，同年俄羅斯也宣布承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位，故2005年以前取0，2005年以后取1。韓國在2005年11月16日承認(rèn)我國是完全市場經(jīng)濟(jì)國家，故2006年以前取0，2006年以后取1。南非2004年6月29日正式承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位，故2004年以前取0，2004年以后取1。

考慮到貿(mào)易保護(hù)政策往往具有時(shí)滯性，即從發(fā)起反傾銷調(diào)查到做出最終裁決之間存在時(shí)滯，其他影響因素都已經(jīng)發(fā)揮作用并產(chǎn)生后果。因此，我們也將模型中具有時(shí)間特征變量的一階滯后變量納入模型。

表2 變量含義及描述統(tǒng)計(jì)

解釋變量變量說明均值標(biāo)準(zhǔn)差宏觀經(jīng)濟(jì)因素GDPRit按2010年價(jià)格計(jì)算的進(jìn)口國i在t年的實(shí)際GDP增長率(%)4.8988 2.6412 GDPRi(t-1)按2010年價(jià)格計(jì)算的進(jìn)口國i在(t-1)年的實(shí)際GDP增長率(%)4.9879 2.6345 Indit按2010年價(jià)格計(jì)算的進(jìn)口國i在t年的工業(yè)附加值增長率(%)3.4461 5.4344 Indi(t-1)按2010年價(jià)格計(jì)算的進(jìn)口國i在(t-1)年的工業(yè)附加值增長率(%)3.5657 5.4710 Umeit進(jìn)口國i在t年總的失業(yè)率(%)8.5075 6.2074 Umei(t-1)進(jìn)口國i在(t-1)年總的失業(yè)率(%)8.4974 6.1679 IMRit進(jìn)口國i在t年自中國進(jìn)口額與當(dāng)年本國GDP之比(%)1.7423 1.5997 IMRi(t-1)進(jìn)口國i在(t-1)年自中國進(jìn)口額與當(dāng)年本國GDP之比(%)1.6805 1.5740 EXCit進(jìn)口國i在t年本幣兌人民幣間接標(biāo)價(jià)1.0602 1.2116 策略互動因素AADi(t-1)(t-1)年進(jìn)口國i遭受的反傾銷數(shù)量(起)6.8307 6.0011 RETi(t-1)(t-1)年進(jìn)口國i是否遭遇中國反傾銷,是為1,否為00.1746 0.3806 ADClubitt年進(jìn)口國是否是反傾銷俱樂部成員,是為1,否為00.5758 0.7817 DEFi(t-1)(t-1)年進(jìn)口國i以外的其他國家對華發(fā)起反傾銷的數(shù)量(起)50.2500 15.2665 DIVi(t-1)(t-1)年進(jìn)口國i對中國以外的其他國家發(fā)起的反傾銷的數(shù)量(起)9.7672 13.0220 ECHOitt年除進(jìn)口國i以外,其他國家對華發(fā)起的反傾銷數(shù)量(起)51.8200 16.6047 國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系因素WTOt年中國是否加入WTO,是為1,否為00.6818 0.4670 BRICSitt年進(jìn)口國i是否加入金磚國家組織,是否1,否為00.3232 0.4689 MESitt年進(jìn)口國i是否承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位,是為1,否為00.3636 0.4823

注：策略互動因素中若被解釋變量是反傾銷措施，則相應(yīng)解釋變量也是反傾銷措施數(shù)。

資料來源：詳見文中描述。

三、經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)檢驗(yàn)

運(yùn)用Stata12.0計(jì)量軟件，本文檢驗(yàn)了9個(gè)新興經(jīng)濟(jì)體1995-2016年對華反傾銷動因，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。方程(1)和(2)、(3)和(4)、(5)和(6)分別報(bào)告了屬性、數(shù)量和強(qiáng)度被解釋變量反傾銷訴訟和措施的檢驗(yàn)結(jié)果。為了對反傾銷訴訟和措施予以區(qū)分，當(dāng)被解釋變量為反傾銷訴訟(反傾銷措施)，相應(yīng)策略互動因素的解釋變量是相應(yīng)反傾銷訴訟(反傾銷措施)，比如AAD代表進(jìn)口國遭受的反傾銷數(shù)量(反傾銷措施)。對解釋變量需做方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，以排除變量間可能的嚴(yán)重多重共線性問題。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各解釋變量的方差膨脹因子均值為1.94(1.93)，最大值為3.00(3.09)，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，說明不存在多重共線性。對數(shù)似然比LR檢驗(yàn)顯示模型不存異方差。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果及檢驗(yàn)

說明：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，括號內(nèi)為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。FE表示固定效應(yīng)，RE表示隨機(jī)效應(yīng)。

根據(jù)表3的回歸結(jié)果，對于屬性變量，觀察(1)和(2)的結(jié)果，首先，作為首要考察的宏觀經(jīng)濟(jì)因素，GDPRit、GDPRi(t-1)、Umei(t-1)、IMRit、IMRi(t-1)、EXCit對反傾銷發(fā)起國反傾銷行為整體上不顯著，僅有作為行業(yè)景氣指標(biāo)的工業(yè)產(chǎn)出增長率indit及其滯后一期Indi(t-1)項(xiàng)和Umeit對反傾銷行為存在顯著影響，根據(jù)面板logit回歸結(jié)果，當(dāng)期本國失業(yè)率每提高一個(gè)百分點(diǎn)，新興經(jīng)濟(jì)體對華發(fā)起反傾銷和采取反傾銷措施的可能性分別增加94.3%和66.6%，但失業(yè)率滯后一期不存在顯著影響，說明失業(yè)率因素對反傾銷的影響更多集中于短期。Indit及其滯后一期Indi(t-1)對反傾銷行為均存在顯著影響，當(dāng)期和滯后一期工業(yè)增加值增長率每下降1%，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷可能性將分別增長28.8%和16.1%，說明新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷具有典型的行業(yè)特征。當(dāng)期工業(yè)增加值增長率每下降1%，對華采取反傾銷措施的可能性將上升9.1%，但滯后一期對采取反傾銷措施不存在顯著影響。其次，策略互動因素中，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷有典型的報(bào)復(fù)效應(yīng)：當(dāng)進(jìn)口國遭受其他國家反傾銷或其本身為反傾銷俱樂部成員時(shí)，其對華發(fā)起反傾銷和采取反傾銷措施的數(shù)量都會顯著增長。其中，上一年進(jìn)口國遭受來自其他國家的反傾銷數(shù)量(措施)每增加1起，其對華反傾銷的數(shù)量或采取反傾銷措施的可能性將分別增加15.3%和15.3%；與傳統(tǒng)意義上的反傾銷“俱樂部效應(yīng)”相反，中國遭受反傾銷俱樂部成員國反傾銷訴訟和反傾銷措施的概率均遠(yuǎn)高于其他非俱樂部成員國，其中發(fā)起反傾銷的概率高達(dá)524.3%，采取反傾銷措施的概率高達(dá)102.4%。但新興經(jīng)濟(jì)體遭受來自中國的反傾銷時(shí)，其對華反傾銷的概率沒有增長，反而符號為負(fù)，這可能是因?yàn)橹袊鴮ζ浒l(fā)起反傾銷起到了某種震懾作用?；诘谌龂Q(mào)易效應(yīng)的傳染性因素在新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷中體現(xiàn)得不明顯，僅在當(dāng)一期其他進(jìn)口國對華反傾銷數(shù)量增長時(shí)，本期新興經(jīng)濟(jì)體對華發(fā)起反傾銷的概率才會上升。最后，在國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系因素中，新興經(jīng)濟(jì)體是否承認(rèn)中國市場經(jīng)濟(jì)地位并不影響其對華反傾銷行為，說明是否承認(rèn)中國的市場經(jīng)濟(jì)地位更多是從政治因素而不是市場因素考慮。中國加入WTO后，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷和采取反傾銷措施的概率均顯著上升，說明某種程度上WTO的存在使得反傾銷行為被“正?；保瑢θA反傾銷數(shù)量增加。金磚國家作為一種國際性組織，組織成員國降低了對同樣作為成員國的中國的反傾銷概率。

對反傾銷訴訟和反傾銷措施的數(shù)量變量和強(qiáng)度變量的回歸采用非線性面板模型?？紤]到反傾銷措施的反應(yīng)周期更長，對反傾銷措施的回歸我們優(yōu)先選取含相關(guān)滯后項(xiàng)作為解釋結(jié)果。根據(jù)表3的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)各宏觀經(jīng)濟(jì)變量對各國對華采取反傾銷的數(shù)量和采取反傾銷措施基本無顯著影響但對各國對華反傾銷的強(qiáng)度和采取反傾銷措施的強(qiáng)度影響較大。其中，僅有進(jìn)口滲透率上升會增加新興經(jīng)濟(jì)體采取反傾銷措施的數(shù)量。而GDP增長率和工業(yè)增加值增長率的下降均會使得新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的強(qiáng)度和采取反傾銷的強(qiáng)度上升。進(jìn)口國失業(yè)率和進(jìn)口滲透率對強(qiáng)度變量均無顯著影響，說明新興經(jīng)濟(jì)體并未將本國失業(yè)問題和中國進(jìn)口商品在本國占有率的上升作為對華反傾銷的借口。人民幣升值顯著增加了新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的強(qiáng)度，說明新興經(jīng)濟(jì)體認(rèn)為人民幣升值使得中國企業(yè)被指控以低于公平價(jià)值向新興經(jīng)濟(jì)體出口產(chǎn)品的可能性增加，故對華傾銷的強(qiáng)度和采取反傾銷措施的強(qiáng)度均顯著增加(74.265和103.883)。策略互動因素中，與屬性變量有所不同，新興經(jīng)濟(jì)體上一年度遭受其他國家的反傾銷措施并未顯著影響其對反傾銷的數(shù)量變量和強(qiáng)度變量。與屬性變量一致的是，中國對新興經(jīng)濟(jì)體發(fā)起反傾銷沒有引起新興經(jīng)濟(jì)體的報(bào)復(fù)效應(yīng)，反而降低了其對華反傾銷的數(shù)量，說明一定程度上中國對新興經(jīng)濟(jì)體發(fā)起反傾銷起到了抑制作用。新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷具有較強(qiáng)的貿(mào)易偏移效應(yīng)、貿(mào)易偏向效應(yīng)和回聲效應(yīng)。其中，與傳統(tǒng)貿(mào)易偏移效應(yīng)和回聲效應(yīng)相反，當(dāng)中國遭受了來自其他進(jìn)口國的反傾銷而增加對新興經(jīng)濟(jì)體的出口時(shí)，所遭受的來自新興經(jīng)濟(jì)體的反傾銷行為整體有所下降，這可能是因?yàn)橹袊髽I(yè)遭遇了其他國家的反傾銷因而在應(yīng)對新興經(jīng)濟(jì)體潛在的反傾銷行為時(shí)做了更為積極有效的準(zhǔn)備。但當(dāng)新興經(jīng)濟(jì)體對其他國家的反傾銷行為增加時(shí)，其對華反傾銷的數(shù)量和強(qiáng)度同樣呈上升趨勢，即反傾銷存在貿(mào)易轉(zhuǎn)向效應(yīng)。國際經(jīng)濟(jì)因素中，與屬性變量一致：加入WTO顯著增加了中國遭受的反傾銷數(shù)量和強(qiáng)度；相比較于非金磚國家，金磚國家對華反傾銷的強(qiáng)度有所降低(-90.658和-258.534)；是否承認(rèn)中國的市場經(jīng)濟(jì)地位并不影響新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的數(shù)量和強(qiáng)度。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)性檢驗(yàn)中，通過從屬性、數(shù)量和強(qiáng)度三個(gè)層面共6組對反傾銷數(shù)量和反傾銷措施進(jìn)行了相應(yīng)檢驗(yàn)，一定程度上確保了模型的穩(wěn)定性。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間特征，本文對其做了一期滯后處理，但實(shí)際中不少反傾銷調(diào)查期限超過1年，進(jìn)一步我們又分別加入了二期滯后和三期滯后進(jìn)行回歸。結(jié)果無明顯變化，說明模型整體具有較好的穩(wěn)健性。限于篇幅未報(bào)告具體回歸結(jié)果。

鑒于部分文獻(xiàn)[26]認(rèn)為泊松檢驗(yàn)和負(fù)二項(xiàng)式檢驗(yàn)的結(jié)果會因?yàn)楸唤忉屪兞窟^度離散而不存在顯著差異，而部分文獻(xiàn)[5]結(jié)論顯示負(fù)二項(xiàng)式結(jié)果更優(yōu)，所以本文亦對回歸模型進(jìn)行了泊松檢驗(yàn)，結(jié)果未發(fā)現(xiàn)顯著差異，支持了Knetter和Prusa[26]的觀點(diǎn)，限于篇幅未報(bào)告。

結(jié)語

中國作為全球重要新興經(jīng)濟(jì)體之一，與其他新興經(jīng)濟(jì)體之間貿(mào)易往來頻繁，也成為了后者主要的反傾銷對象。本文從多個(gè)層面深入研究了新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷背后的多重動因，主要研究結(jié)論如下：

第一，宏觀經(jīng)濟(jì)因素層面，新興經(jīng)濟(jì)體的GDP增長率、失業(yè)率在其對華反傾銷行為中未產(chǎn)生顯著影響，進(jìn)口滲透率及其滯后一期在對華采取反傾銷措施數(shù)量中產(chǎn)生顯著正向影響，符合預(yù)期。人民幣匯率在反傾銷強(qiáng)度變量中產(chǎn)生正向影響，且顯著為正，說明人民幣升值更容易符合新興經(jīng)濟(jì)體的“傾銷”裁定。工業(yè)增加值增長率當(dāng)期和滯后一期對發(fā)起反傾銷訴訟和采取反傾銷措施影響均為負(fù)，且普遍統(tǒng)計(jì)顯著，說明反傾銷具有明顯的行業(yè)特征：由于中國出口產(chǎn)品主要是工業(yè)制成品，與新興經(jīng)濟(jì)體出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)存在一定程度上的相似性，故新興經(jīng)濟(jì)體更容易因工業(yè)增加值增長率的下降而對華發(fā)起反傾銷。

第二，策略互動因素中，首先，反傾銷俱樂部成員國對中國這一“非成員國”存在反俱樂部效應(yīng)，但卻對中國的反傾銷行為不存在報(bào)復(fù)性特征，甚至因中國的反傾銷而有所收斂，但當(dāng)新興經(jīng)濟(jì)體遭受其他國家的反傾銷增加時(shí)，其對華反傾銷的概率也會提高。需要注意的是，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷的貿(mào)易偏移效應(yīng)和回聲效應(yīng)均顯著為負(fù)，但貿(mào)易偏向效應(yīng)為正。

第三，國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系因素中，中國加入WTO推動了新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷行為的增長，這體現(xiàn)在三組被解釋變量中；相比較于非金磚國家，金磚國家對華反傾銷的行為更為收斂；是否承認(rèn)中國的市場經(jīng)濟(jì)地位對新興經(jīng)濟(jì)體反傾銷行為沒有顯著影響。

綜上所述，新興經(jīng)濟(jì)體對華反傾銷基于多重動因，背后機(jī)制較為復(fù)雜，既包括宏觀經(jīng)濟(jì)因素又包括復(fù)雜的策略互動因素，國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系因素也發(fā)揮一定作用。比較來看，策略互動因素的偏效應(yīng)更加顯著、解釋力更強(qiáng)。同時(shí)，國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的作用也不容小覷。金磚國家與中國的政治和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更為緊密，對華反傾銷相對于非金磚國家有所收斂。

中國與其他新興經(jīng)濟(jì)體作為推動世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，未來彼此間的經(jīng)貿(mào)往來會更加頻繁，正確處理與新興經(jīng)濟(jì)體的貿(mào)易摩擦對進(jìn)一步擴(kuò)大中國的貿(mào)易規(guī)模和促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大。結(jié)合研究結(jié)論，我們認(rèn)為，首先現(xiàn)行WTO規(guī)則為各國解決反傾銷提供了成熟的爭端解決機(jī)制，我國有關(guān)部門和企業(yè)要合理利用WTO規(guī)則，及時(shí)應(yīng)訴或采取對等措施，保護(hù)我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)免受損害。其次，各相關(guān)利益方應(yīng)該認(rèn)真研究各國反傾銷傳統(tǒng)和行業(yè)反傾銷特征，認(rèn)真分析全球貿(mào)易保護(hù)主義和反傾銷動向，加強(qiáng)與貿(mào)易伙伴的溝通交流，建立互信機(jī)制，避免其他國家對貿(mào)易伙伴的傾銷行為波及到我國出口。最后，企業(yè)應(yīng)借助技術(shù)升級，提高產(chǎn)品附加值，避免長期和其他新興經(jīng)濟(jì)體在價(jià)值鏈低端競爭，可考慮和新興經(jīng)濟(jì)體國家開展更多產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，降低競爭性而增加互補(bǔ)性。

最后，感謝西南科技大學(xué)研究生創(chuàng)新基金 “新興大國對華反傾銷緣何增長：基于 1995-2016年 12國對華反傾銷動因的研究”(項(xiàng)目編號：18ycx018)的資助。

注釋

① 目前對于新興經(jīng)濟(jì)體的概念尚未取得一致認(rèn)可的定義，張宇燕和田豐[27]專門對此進(jìn)行了研究，將20國集團(tuán)中的11個(gè)發(fā)展中國家(阿根廷、巴西、中國、印度、印度尼西亞、韓國、墨西哥、俄羅斯、沙特阿拉伯、南非和土耳其)視為新興經(jīng)濟(jì)體的代表(E11)，考慮到考察期內(nèi)沙特阿拉伯未對中國發(fā)起過反傾銷，本文未將其納入后文的分析，故本文將E11中除中國和沙特阿拉伯以外的國家界定為新興經(jīng)濟(jì)體。