美國對華反傾銷對中國上市公司生產率的影響分析

劉錦芳 趙金玲 梁宵

(1.東莞理工學院 經濟與管理學院，廣東東莞 523106；2.深圳職業(yè)技術學院 經濟學院，廣東深圳 518055； 3.湖南瞬視而為信息科技有限公司，湖南長沙 410001)

從1995—2020年，美國對外發(fā)起反傾銷數(shù)817起，僅次于印度，為全球第二大反傾銷發(fā)起國，其中針對中國的反傾銷數(shù)為183起，占比22.4%，比排名第二的韓國多119起。而發(fā)起反傾銷的案件中最終采取反傾銷措施的有150起，肯定裁決率高達82%。反傾銷由于其操作簡單、針對性強、傷害力大的特性，成為美國抑制我國出口競爭性企業(yè)發(fā)展的重要工具。經濟增長的關鍵在于企業(yè)生產率的提升，因此，研究反傾銷對生產率的具體影響具有十分重要的現(xiàn)實意義。

不少學者研究美國對華反傾銷對中國企業(yè)生產率的具體影響，奚俊芳和陳波利用2002—2009年的企業(yè)數(shù)據，實證得出美國對華反傾銷調查對中國出口企業(yè)全要素生產率有顯著提升作用，但是技術進步與技術效率指標卻分別呈現(xiàn)出顯著性下降與顯著性上升的不同趨勢，出現(xiàn)了相互抵消現(xiàn)象[1]。Chandra和Long研究發(fā)現(xiàn)，由于反傾銷降低企業(yè)規(guī)模，使得中國對美出口企業(yè)生產率下降12%[2]。而羅勝強和鮑曉華利用2000—2006年中國海關數(shù)據庫和世界銀行反傾銷數(shù)據庫數(shù)據，實證發(fā)現(xiàn)美國對華反傾銷對涉案產品出口具有破壞效應，并主要體現(xiàn)在擴展邊際上；但其沒有顯著減少在位企業(yè)的出口[3]。乘前人研究而進，我們首先對南北貿易模型(Zigic,1998,2000；李春頂?shù)龋?013)[4-6]加以改進，推導得出，達到一定技術門檻的企業(yè)，其生產率與反傾銷呈現(xiàn)倒U形關系，即在被反傾銷初期企業(yè)會加強研發(fā)投入，改進經營管理，積極應對反傾銷，其生產率將會提升，而隨著時間推移，反傾銷持續(xù)發(fā)展，負面效應累積強化，企業(yè)單靠自身力量已難以應對，其生產率將下降。由于上市公司通常為行業(yè)中規(guī)模大、實力強的企業(yè)，符合達到一定技術門檻的企業(yè)條件，因此我們利用2010—2015年中國上市公司數(shù)據，運用Dea-Malmquist指數(shù)法將企業(yè)全要素生產率分解為技術進步與技術效率，并采用廣義矩估計實證分析美對華反傾銷對企業(yè)生產率的影響，實證結果支持理論分析的假設，即反傾銷短期內對技術進步指數(shù)和技術效率指數(shù)都具備正向影響，從而促進我國出口企業(yè)生產率的提升。但在長期來看，持續(xù)性的反傾銷措施會給我國出口企業(yè)造成負面影響。

也有學者采用全球對華反傾銷數(shù)據，分析了反傾銷對中國企業(yè)生產率的影響。謝申祥等利用2000—2006年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據，借助雙重差分法，發(fā)現(xiàn)反傾銷壁壘抑制了我國出口企業(yè)的生產率。增加值下降和生產要素缺乏調整是導致企業(yè)生產率降低的主要緣由[7]。王孝松等研究廠商的異質性特征對其遭遇反傾銷訴訟概率的影響，發(fā)現(xiàn)低技術行業(yè)的低生產率企業(yè)更易遭受反傾銷，而中、高技術行業(yè)的出口企業(yè)生產率越高，越易遭受反傾銷[8]。

學者們也對反傾銷影響生產率的原因展開研究。Ederington和McCalman發(fā)現(xiàn)采用新技術、擴大生產規(guī)模是企業(yè)遭受反傾銷后生產率提升的主要原因[9]。Trefler認為美國降低對CUSFTA(美-加自由貿易協(xié)定)成員國的貿易壁壘使得加拿大企業(yè)的勞動生產率有了顯著的提高[10]。

本文的貢獻在于：1.改進南北貿易模型，推導得出當企業(yè)達到一定的技術門檻時，短期內反傾銷對企業(yè)生產率產生促進效應，但長期仍會產生阻礙效應；2.本文采用Malmquist指數(shù)法，以企業(yè)的實際產出和最佳前沿面進行比較，測算企業(yè)生產率，相對于生產函數(shù)法以平均擬合效果最好的平均值作為企業(yè)全要素生產率，我們采用的分析方法更為合理，結果更客觀準確。

一、美國對華反傾銷影響企業(yè)生產率的機理分析

依據南北貿易模型，我們構建美國對華反傾銷影響企業(yè)生產率的理論模型。假設為美國市場供應G產品的僅有兩家企業(yè)，分別為一家中國企業(yè)和一家美國企業(yè)。中國企業(yè)通過吸收美國企業(yè)的知識溢出，利用自身的低人工成本、低廠房租金、以及稅收政策優(yōu)惠等優(yōu)勢，以相對于美國企業(yè)更低的成本制造G產品。由于中國企業(yè)具有低成本優(yōu)勢，美國企業(yè)無力在中國市場與之競爭，只能依靠反傾銷保護，在美國市場上銷售G產品，二者在美國市場上形成雙寡頭競爭(1)假設中美市場為各自獨立的市場，中國企業(yè)在美國市場面臨的價格競爭，被征收反傾銷稅等因素不會影響其在中國市場的行為和利潤，同理，中國市場的銷售情況等因素也不會影響中國企業(yè)在美國市場的行為和利潤。。美國為保護本國企業(yè)，對中國產品征收反傾銷稅。中美企業(yè)的單位生產成本為：

Ci=λi-Ai(ri) ，i=H,N

(1)

式(1)中λ是未進行研發(fā)創(chuàng)新時的單位產品生產成本，A(r)是企業(yè)的生產率，r是企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，生產率越高，則單位成本越低。約束條件為λ≥A(r)，即成本不小于零，且A(0)=0，意味著沒有進行研發(fā)創(chuàng)新投入時，生產率不會減少單位制造成本。i代表不同的企業(yè)，有兩種類型，分別為H和N，H代表中國企業(yè)，N代表美國企業(yè)。假設A′(r)>0，意味著只要加大研發(fā)投入就能提高生產率。并假設研發(fā)投入對生產率的提升是邊際遞減的，即A″(r)<0。

兩個企業(yè)在美國市場展開競爭，美國對中國企業(yè)征收單位從價反傾銷稅t，因為大于100%的反傾銷稅基本會阻止中國企業(yè)向美國市場出口產品，為簡化分析，設0≤t≤1。假設美國市場反需求函數(shù)的價格需求彈性為1，即

p=F-Q,(Q=qH+qN)

(2)

式(2)中F是美國市場規(guī)模，且F>λ。中美企業(yè)形成雙寡頭競爭，qH和qN分別為中國企業(yè)和美國企業(yè)的產量，下面，我們根據古諾模型分析企業(yè)的均衡產量。中國企業(yè)利潤最大化函數(shù)為：

Max[∏H]=(1-t)(F-Q)qH-CHqH-rH

(3)

對式(3)按qH求導，得出能實現(xiàn)利潤最大化的中國企業(yè)產量等式為：

(1-t)(F-2qH-qN)-CH=0

(4)

同理可得美國企業(yè)利潤最大化函數(shù)為：

Max(∏N)=(F-Q)qN-CNqN-rN

(5)

對式(5)按qN求導，得出能實現(xiàn)利潤最大化的美國企業(yè)產量等式為：

F-2qN-qH-CN=0

(6)

聯(lián)立(4)和(6)式中企業(yè)的反應函數(shù)，得出中美企業(yè)在美國市場的均衡產量為：

(7)

將(7)式代入中國企業(yè)利潤函數(shù)，得到：

(8)

將(1)式代入(8)式中，中國企業(yè)的利潤函數(shù)可變化為：

(9)

對中國企業(yè)而言，當其利潤對研發(fā)投入的一階導數(shù)等于0時，其研發(fā)投入達到最優(yōu)水平，我們用Z代表利潤按研發(fā)投入求導的一階導數(shù)。設：

(10)

現(xiàn)在，我們采用間接求導法求出研發(fā)投入按反傾銷稅求導的一階導數(shù)：

(11)

為確保存在最優(yōu)研發(fā)投入水平，利潤按研發(fā)投入求導的二階導數(shù)應小于0，即：

(12)

根據(12)式，可知(11)式的分母小于0，則：

(13)

所以美國征收反傾銷稅會激勵中國企業(yè)增加研發(fā)投入，而隨著研發(fā)投入的增加，生產率也會提升，可得：

(15)

進一步對生產率按反傾銷稅求二階導數(shù)，得到：

(16)

對(11)式按t求導，可得：

(17)

根據(17)式，可知(16)式小于0，即：

(18)

所以，中國企業(yè)被征反傾銷稅數(shù)額與企業(yè)生產率呈現(xiàn)倒U型關系，即低反傾銷稅會激勵企業(yè)加強研發(fā)創(chuàng)新，提高生產率，而高反傾銷稅則超出企業(yè)承受能力，造成企業(yè)虧損，資金短缺，無力進行研發(fā)投入，降低生產率。由于反傾銷征稅通常以5年為一個周期，到期再進行日落復審，決定是否繼續(xù)征收反傾銷稅。因此反傾銷的負面效應會隨著時間的推移而累積，若從反傾銷周期來分析反傾銷與企業(yè)生產率的關系，短期內反傾銷稅的征收會倒逼中國企業(yè)加強研發(fā)創(chuàng)新，改善經營管理，從而提升生產率，但隨著反傾銷稅的持續(xù)征收，負面效應愈加顯現(xiàn)，中國企業(yè)改進提升的空間日益縮減，利潤下滑致使企業(yè)缺乏進一步投入研發(fā)的資金，最終會導致生產率下降。

根據上面的理論分析，提出以下假設，被征收反傾銷稅在短期內能促進中國企業(yè)生產率提升，但長期來看，持續(xù)的反傾銷會使企業(yè)生產率下降。

對(12)式的條件進一步化簡，得到：

(19)

二、數(shù)據與實證模型

(一)數(shù)據

本文通過中國商務部網站及中國貿易救濟網公告統(tǒng)計了2010—2015年受到美國反傾銷立案調查的所有案件，再通過世界銀行全球反傾銷數(shù)據庫對涉案企業(yè)進行篩選和補充。經過篩選，剔除數(shù)據不全的樣本，最終確定51家上市公司為分析對象，企業(yè)的詳細信息和報表數(shù)據來自銳思數(shù)據庫和國泰安數(shù)據庫。

(二)實證模型

我們關心的核心問題是：美國對華反傾銷對企業(yè)生產率的具體影響。因此，將企業(yè)生產率設定為被解釋變量。為考察公司被反傾銷立案當年，立案調查后第一年、第二年、第三年，各年度反傾銷對企業(yè)生產率的影響，設立解釋變量為各年度虛擬變量。對于立案調查當年的時間虛擬變量，如果某年度為立案調查當年，則變量取值為1，否則為0。立案調查后第一年、第二年、第三年的時間虛擬變量的取值以此類推。在生產率的計算上，本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法。DEA-Malmquist方法將每個生產企業(yè)作為一個獨立的決策單位，在每一個時期，利用數(shù)據包絡分析(DEA)方法構建企業(yè)的最佳生產實踐前沿面。然后，通過測算企業(yè)實際生產與最佳前沿面的距離，確定其技術進步和技術效率水平。

TFP=TC×EC

全要素生產率(TFP)可分解成技術進步(TC)與技術效率(EC)兩部分，其大小等于二者的乘積。當技術進步或者技術效率大于1時，說明發(fā)生技術進步或者技術效率改善；當技術進步或者技術效率小于1時，說明出現(xiàn)技術退步。

本文利用Deap2.1軟件，選取相應的投入、產出變量(見表1)計算得出企業(yè)的生產率(TFP)及其分解(TC 、EC)。

表1 Malquist生產率指數(shù)計算中的投入、產出變量(2)變量選取參考李小平和劉愛東等的研究[11-12]。

對于控制變量。參考相關研究文獻，我們選擇除反傾銷之外，影響企業(yè)生產率的主要因素，包括：企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產負債率(RATI)、資本密集度(CI)、資產收益率(RE)、企業(yè)屬性(EA)等。

實證模型的具體變量定義如表2所示。

表2 模型變量選擇及定義

在計量模型的構建上，本文綜合借鑒奚俊芳研究反傾銷對出口企業(yè)生產率影響的模型以及Hongyong Zhang分析政治關系對反傾銷的影響所采用的模型[13]，建立模型如下：

其中，TFPit指i企業(yè)在t年的生產率，包括全要素生產率、技術進步、技術效率三個指標。TFPit-1指被解釋變量的一階滯后項，用以控制生產率的自身變動趨勢和慣性。ADit是指給定年份企業(yè)受到反傾銷立案調查虛擬變量，Ti1、Ti2、Ti3為時間控制變量，用于觀察反傾銷立案后連續(xù)三年生產率的變動趨勢，當時間為反傾銷立案調查后一年，Ti1為1，否則為0，當時間為反傾銷調查后的第兩年，Ti2為1，否則為0，第三年時Ti3為1，否則為0。Xit是指一系列企業(yè)控制變量。αi+αt+εit“符合擾動項”。αi為個體效應，是不可觀測的并且不隨時間而改變的代表個體異質性的截距項；αt為除去個體固定效應以外的所有與時間有關的影響因素。εit為隨著個體與時間而改變的擾動因素，服從獨立同分布，且與αi不相關。

三、實證結果分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計結果

各變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示?？梢钥闯鋈厣a率變動主要由技術進步推動，技術效率基本沒有變化，未對全要素生產率產生影響。樣本公司的資產負債率較高，平均數(shù)達到43.66%，而資產收益率較低，平均數(shù)為3.31%，虧損最嚴重的企業(yè)為-53.3%。

表3 變量描述性統(tǒng)計

(二)反傾銷發(fā)起對企業(yè)生產率影響的回歸結果

如表4所示，reg1為未加入控制變量的估計模型，reg2～reg6為逐一加入各個控制變量企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產負債率(RATI)、資本密集度(CI)、資產收益率(RE)、企業(yè)屬性(EA)的估計模型，表5和表6中的reg1～reg6估計模型與之類似。由于反傾銷立案調查當年和第一年的時間虛擬變量的回歸系數(shù)不顯著，所以未在回歸結果中予以列示。我們在reg1估計模型中，以反傾銷立案調查后的第2年和第3年的時間虛擬變量作為解釋變量，進行回歸，之后在此估計模型的基礎上依次加入其他控制變量，回歸結果依次在reg2～reg6中列出。我們對每個回歸結果都進行自相關檢驗與Sargan過度識別檢驗，用來檢驗回歸方程是否存在自相關以及工具變量選取是否合理。綜合分析表4～6中反傾銷對全要素生產率、技術進步以及技術效率的影響結果可以發(fā)現(xiàn)：

表4 反傾銷對企業(yè)全要素生產率影響的回歸結果(TFPC)

表5 反傾銷對企業(yè)技術進步影響的回歸結果(TC)

表6 反傾銷對企業(yè)技術效率影響的回歸結果(EC)

1.依據Abond檢驗分析隨機擾動項的序列相關性，結果顯示表5中reg2估計模型中，Sargan檢驗的P值為0.0284，小于0.05，工具變量無效；其余估計模型中，AR(2)和Sargan檢驗的P值均高于0.05，說明擾動項不呈現(xiàn)二階序列相關，且工具變量有效。

2.反傾銷立案調查，在短期對企業(yè)生產率產生顯著的正向激勵作用，即美國對華反傾銷促進國內上市公司生產率提高，具體從估計結果看，反傾銷的生產率促進效應具有時滯，當年和一年后沒有影響，但兩年后的影響明顯。說明對華反傾銷的負向影響大約在二年后顯現(xiàn)出來，不但全要素生產率提升，技術進步和技術效率指數(shù)也提高。美對華反傾銷所帶來的壓力會促使企業(yè)“苦練內功”，提高員工素質、提升產品質量、改善經營管理，這些措施在短期內促進企業(yè)生產率的提高。

3．反傾銷立案調查從長期看對企業(yè)生產率產生顯著的負向效應，即美國對華反傾銷阻礙國內上市公司發(fā)展，使其生產率下降。從表4至表6的估計結果可以看出，反傾銷立案調查三年后，存在顯著的負向效應，企業(yè)全要素生產率、技術進步指數(shù)和技術效率指數(shù)均下降。說明即便在短期內企業(yè)通過一些改進措施提升了全要素生產率，但長期持續(xù)反傾銷制裁政策還是會對我國企業(yè)的技術進步和生產效率造成負面影響，因此單純依靠企業(yè)自身力量難以克服反傾銷造成的經營困境，需要政府、行業(yè)協(xié)會和企業(yè)協(xié)同應對，尤其是需要政府部門通過制定扶持政策，支持企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新，推進轉型升級。

綜上，實證分析的結果驗證了前面理論分析得出的假設。

(三)控制變量回歸結果分析

表7中TFPC，TC，EC三列分別代表被解釋變量為企業(yè)全要素生產率、技術進步和技術效率這三個回歸方程，根據表7的回歸結果，可得出如下結論。

表7 完整方程(reg6)的回歸結果

1．企業(yè)規(guī)模(SIZE)越大，企業(yè)生產率越高。如表7所示，被解釋變量為全要素生產率、技術進步和技術效率的三個方程中，企業(yè)規(guī)模變量的估計系數(shù)均為正，且分別通過了10% 、10%和5%水平上的顯著性檢驗，表明生產率與企業(yè)規(guī)模之間呈正相關關系，企業(yè)規(guī)模越大，應對反傾銷制裁的能力越強，在提升創(chuàng)新能力，改善經營管理方面做得更好，全要素生產率提升越明顯。

2．資產負債率(RATI)越高，企業(yè)的技術效率提升越快。三個回歸方程中僅有技術效率(EC)回歸方程，其資產負債率變量通過了顯著性檢驗，系數(shù)為正，表明負債比重越高的企業(yè)，在反傾銷制裁下，技術效率提升越明顯。這類企業(yè)由于大量使用銀行貸款等外部資金，經營壓力大，因而更有動力改善經營管理狀況，通過提升自身經營績效來抵御外來沖擊。

3．資本密集度(CI)越高的企業(yè)，反傾銷對其技術效率負向效應越強。三個回歸方程中只有技術效率(EC)回歸方程，其資本密集度變量通過了顯著性檢驗，系數(shù)為負，說明人均固定資產占比越高的企業(yè)，技術效率提升越差，這印證了大型國有企業(yè)的運營效率較低的現(xiàn)狀[14]。

4．被反傾銷調查后，資產收益率(RE)高的企業(yè)更能提升全要素生產率和技術效率。在企業(yè)全要素生產率(TFPC)和技術效率(EC)回歸方程中，資產收益率變量通過了顯著性檢驗，系數(shù)為正，說明盈利能力強的企業(yè)，在被反傾銷后，更有能力加強研發(fā)投入，提高技術效率，改善全要素生產率。

5．在反傾銷的壓力下，相比國有企業(yè)而言，民營企業(yè)技術效率提升更快，而國有企業(yè)技術進步優(yōu)于民營企業(yè)。三個方程中，企業(yè)性質虛擬變量都通過了顯著性檢驗，但系數(shù)方向不同。企業(yè)生產率(TFPC)和技術進步(TC)方程中回歸系數(shù)為正，技術效率(EC)方程中回歸系數(shù)為負，說明國有企業(yè)技術效率提升不如民營企業(yè)，但技術進步優(yōu)于民營企業(yè)。其原因可能是國有企業(yè)更容易從銀行獲得貸款，在外貿環(huán)境惡化時，會考慮貸款購置先進設備，提高生產效率，而民營企業(yè)在面對反傾銷壓力時，更注重改善經營管理，優(yōu)化生產流程，進而提升生產效率。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1．剔除異常樣本點的檢驗。我們剔除生產率異常高或者異常低的企業(yè)，看對之前的結論是否產生影響。首先計算樣本期間所有企業(yè)全要素生產率的均值，然后計算10%與90%分位數(shù)，最后剔除生產率低于10%與高于90%的企業(yè)。發(fā)現(xiàn)在剔除了異常樣本點之后，反傾銷發(fā)起對生產率的影響與我們之前的結論相同(3)限于篇幅，我們省略列示穩(wěn)健性檢驗的結果，備索。。

2．采用不同生產率計算方法的檢驗。我們采用C-D生產函數(shù)計算出全要素生產率，以代替Malmquist指數(shù)法計算的生產率，看是否影響之前的結論?；貧w結果顯示，反傾銷立案調查對全要素生產率的影響仍是第二年為正效應，第三年為負效應，只是影響程度略微偏大了一些。

四、結論與建議

(一)主要結論

通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，在短期內，國外對華反傾銷對技術進步指數(shù)和技術效率指數(shù)都產生正向影響，這可能是由于企業(yè)在遭到反傾銷以后采取積極的應對措施，包括：改善經營管理，調整產品結構，轉銷國內市場，出口到別的國家，在國外設廠等，從而促使我國出口企業(yè)生產率的提升。但在長期來看，持續(xù)性的反傾銷措施會給我國出口企業(yè)帶來負面影響，阻礙了企業(yè)生產率的提高，并且在長期被征收反傾銷稅的背景下，企業(yè)逐漸喪失改變環(huán)境的信心和希望，繼續(xù)改善經營管理的動力不足，最終導致全要素生產率的下滑。實證分析的結果與我們理論分析相符。

(二)建議

第一，單靠企業(yè)自身難以應對國家層面發(fā)起的反傾銷，需要政府、行業(yè)協(xié)會和企業(yè)協(xié)同應對。政府需營造有利于應對反傾銷的宏觀環(huán)境，基于合作共贏、利益共享的原則協(xié)調與主要貿易伙伴之間的關系；行業(yè)協(xié)會需整合產業(yè)資源，協(xié)調行業(yè)內外企業(yè)間的競爭行為，組織企業(yè)進行反傾銷應訴工作；企業(yè)應與政府、行業(yè)協(xié)會相互配合，共同努力，爭取有利的競爭地位。

第二，企業(yè)應從經營管理和研發(fā)投入兩方面著手，提高生產效率。企業(yè)生產率可分解為技術效率和技術進步，改善經營管理可提升技術效率，加強研發(fā)投入能提高技術進步水平。企業(yè)既應改善經營管理，也需加大研發(fā)投入，從而提高公司生產效率，制造具有核心競爭力的產品，優(yōu)化出口結構，走內涵式增長道路，在激烈的國際競爭中謀求生存和發(fā)展。