中国反倾销申诉寒蝉效应的实证分析——基于动态面板模型的GMM检验，本文主要内容关键词为：寒蝉论文,实证论文,中国论文,效应论文,面板论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
［中图分类号］ ［文献标识码］A ［文章编号]1674－8298（2011）01-0121-08
反倾销是世界贸易组织所认可的用于维护国际经济秩序、保护本国产业免受不合理侵犯和对付不公平竞争的合法且有效的措施。自1997年对美国、加拿大、韩国的新闻纸首例反倾销以来，我国已成为发展中国家运用反倾销措施来保护本国产业的重要使用者。截至2010年10月1日，中国发起的反倾销调查共涉及26个国家和地区，主要集中在韩国、日本、美国、中国台湾、欧盟、俄罗斯等，这些国家或地区都是中国的主要贸易伙伴。此外我国对外反倾销还呈现出立案数大幅增加、涉案产品高度集中、征税结案率高和反倾销终裁税率较低等特点。在目前已终裁的172件反倾销案件中，因申诉人撤销申诉终止调查案件占11件，因被调查产品未对国内产业造成实质损害而终止调查的案件占22件，而做出肯定性终裁案件的高达139件，占全部已仲裁案件的80.8％①。表面上看，中国对外反倾销力度很大，似乎是以保护本国产业利益为目的，也确有学者认为中国对外反倾销具有贸易破坏效应，事实果真如此吗？无疑，无论是反倾销申诉、临时措施和达成的价格承诺协议，还是最终实施反倾销税，都有消除进口对国内产业造成损害的作用，这是反倾销固有的性质，然而反倾销的贸易效应不仅表现在各种直接的贸易效应如贸易破坏效应、贸易调查效应、贸易转移效应、贸易抑制效应等方面，更重要的是如何衡量这种效应，Vanden bussche and Zanardi（2006）提出了一种评价标准，这就是反倾销的寒蝉效应——对国家宏观经贸的影响。该效应不仅考虑了反倾销各类贸易效应的矢量和，还对申诉国总进口也有总体影响——该影响将抵消其贸易自由化的收益也一并考虑。本文主要通过建立寒蝉效应模型来分析中国对外反倾销的综合效应，评价中国实施反倾销措施和贸易自由化对中国进口贸易的影响。
一 文献综述
关于反倾销贸易效应的实证分析长期以来都以美国和欧盟反倾销为样本。Staiger and Wolak（1994）提出了反倾销的三种“非关税效应”，即调查效应、中止效应和撤诉效应，并使用较为复杂的计量模型分析1980年－1985年美国采取反倾销措施对其进口和国内生产造成的影响，结果表明，反倾销申诉的存在和征收反倾销税都对被诉国起到“贸易破坏效应”。同时，他们还发现企业反倾销申诉的目的是追求反倾销调查效应和贸易破坏效应。Prusa（1996）根据1978年－1993年间109个被否决的反倾销案和126个终裁征税案的相关数据（海关协调编码制下的5位税则号数据），就反倾销对被诉国、非被诉国以及涉案产品进口贸易的影响，使用最小二乘法进行了面板数据回归分析，结果证明，反倾销的调查申诉和反倾销税的征收都对被诉国的出口造成显著的负面影响，当反倾销税较高时，负面影响更显著。同时Prusa也证实了“贸易转移效应”的存在，即使反倾销申诉最终被裁定征收低额反倾销税或者案件被驳回，贸易转移效应依然存在。Brenton（2001）以Prusa（1996）的方法为基础，对1989年－1994年间欧盟涉及的98个反倾销案和47种产品进行分析，以立案当年为基期，立案前2年、立案后4年共7年的时间跨度内区别分析了反倾销措施对于被诉国、欧盟组织中的非被诉国和其他非被诉国的影响，发现了贸易转移效应的存在。
Krupp and Pollard（1996）通过建立“市场模型”，引入衍生需求变量、化工生产指数、实际汇率和季节性虚拟变量，利用1976年－1988年美国化工行业17种涉案产品的月度数据，分析了反倾销申诉、初裁、终裁三个时间点前后6个不同阶段涉案产品进口量的变化情况。对肯定性终裁、否定性终裁、否定性初裁和撤诉的四种不同裁决结果的贸易破坏效应进行了比较分析。结果表明，对绝大多数产品而言，不论终裁的结果如何，反倾销调查也往往会使涉案产品的进口量减少，即存在所谓的“调查效应”。
Konings and Vandenbussche（2005）利用涉及1992年－2000年欧盟大约4000个涉案产品的进口横截面数据，对比了反倾销调查实施前后国内产品价格上涨的情况，证明了反倾销保护措施的价格效应存在的条件——即只有在贸易转移效应特别大的情况下，才可以抑制价格的上涨。Konings and Vanden-bussche（2008）利用欧盟企业数据实证分析了反倾销措施对于国内进口竞争性企业的生产力的影响，结果表明，企业生产力在反倾销保护时期会适度地提高，但低于那些未受反倾销影响的案件；同时，国内落后的企业在反倾销保护期间生产力水平得到提高，而具有竞争力的企业的生产力会遭受损失。
Khatibi（2009）利用1997年－2002年欧盟立案的194个反倾销案的相关数据，对每个案例分析了立案前一年、立案当年、立案后调查期间（平均12个月）和实施措施期间共达8年的反倾销长期效应，结果表明反倾销措施会带来贸易转移效应，并显著存在于欧盟内部成员国之间。进一步利用显示性比较优势指数的分析指出，反倾销措施对处于比较劣势的产品最有效，将使之从被诉国的进口明显地减少（贸易破坏效应），且贸易转移效应亦不存在。
近年来，由于获取反倾销案件资料相对容易和发展中国家对外反倾销的增加，以发展中国家反倾销为样本的研究不断增加，且样本更为庞大。Durling and Prusa（2006）通过建立固定效应模型和GMM模型，定量分析了1996年－2001年142个出口国和112个进口国的热卷钢反倾销措施的贸易效应，发现反倾销措施对被诉国的贸易破坏效应显著存在，但是对非被诉国的贸易转移效应并不显著。
Feinberg and Olson（2005）首次对关税自由化在反倾销措施蔓延中扮演的角色做了实证分析，通过研究乌拉圭回合签订的关税减让承诺与1996年－2003年间24个国家反倾销申诉增加之间的关系，实证结果表明发展中国家增加的反倾销措施与关税减让有关，而传统使用反倾销的国家随着贸易自由化的进程反而减少了反倾销的使用。
Moore and Zanardi（2008）分析了29个发展中国家和7个发达国家1991年－2002年间贸易自由化（减少关税）与使用反倾销措施之间的关系，结论为：对于热衷于对发展中国家实施反倾销措施的国家，削减关税将导致使用反倾销措施的几率增多；如果关税标准差下降一个单位，会导致这些国家反倾销申诉的概率增加32％，但该结论不适用于其他发展中国家和发达国家。
Bown and Tovar（2009）对印度反倾销与贸易自由化关系进行了实证分析，发现印度关税每增加一个标准差（贸易自由化的衡量标准）会使反倾销申诉和保障措施的概率提高50％。
Vandenbussche and Zanardi（2006）利用1980年－2000年全球反倾销样本，主要是121个出口国和58个进口国贸易流量的年度数据，通过建立引力模型来定量分析反倾销措施对贸易流量的影响。根据采用反倾销法的时间、每年度反倾销立案的数量和措施强度，将这些国家划分为传统强硬型使用者、传统微弱型使用者、新兴强硬型使用者和新兴微弱型使用者四类，然后通过实证分析该四类反倾销措施使用者对进口贸易破坏效应的影响，结果表明全球范围内反倾销措施的迅速扩散带来的贸易流量的减少是不可忽略的，反倾销措施的实施每年大约减少7.8％的进口贸易量，很大程度上抵消了贸易自由化的作用。并发现中国反倾销对进口贸易产生－3.1％的作用，抵消中国贸易自由化对进口促进作用（9.3％）的三分之一。
中国学者研究大部分集中于中国对外反倾销所带来的贸易转移效应、贸易限制效应和贸易救济效果等方面，至今尚未有学者关注反倾销措施与贸易自由化对于进口贸易的影响。鲍晓华（2007）以Prusa（1996）的方法为基础，利用1997年－2004年中国反倾销案例8位数税则号的涉案产品数据，考察了反倾销措施引起的被诉国和非被诉国的贸易模式的变化，在此基础上提出了反倾销救济效果的证据。检验结果表明，中国反倾销措施对被诉国的进口有明显的“贸易破坏效应”。还有学者发现中国对外反倾销存在贸易转移效应，即当一个进口方实施反倾销措施后，被诉国的出口会减少，但从其他非被诉国的进口增加，最终导致在实施反倾销措施的同时，进口方对该商品的进口并未减少，只是改变了进口方向。沈瑶、王继柯（2004）通过分析了中国丙烯酸酯两次立案进口量和价格的变化，发现针对部分出口国的反倾销措施会导致进口从被诉国转向非被诉国，在一定程度上会削弱反倾销措施对本国进口竞争产业的保护作用。冯宗宪、向洪金（2010）在Krupp and Pollard（1996）模型的基础上，利用2002年－2007年欧美国家对华纺织品反倾销涉案产品的月度数据，考察了欧盟和美国对华反倾销中不同阶段的贸易破坏效应、贸易转向效应和贸易偏转效应的存在性。结果表明，对华反倾销措施不仅导致了申诉国从中国的涉案产品进口量减少和进口于韩国、印度等竞争国同类产品的增加，且使中国涉案产品向第三方市场出口量增加。
二 反倾销贸易效应实证模型
（一）模型的构建
Vandenbussche and Zanardi（2006）在经典的引力模型基础上引入反倾销的相应变量。该文建立的寒蝉效应模型不同于其他的反倾销贸易效应模型体现在，被解释变量是申诉方的总进口额而不是申诉方涉案产品的进口额，同时不是根据申诉方反倾销个案的结案来设计解释变量，而是用申诉方对外反倾销申诉数量和实施数量来代替，因此衡量的是申诉方对外总的反倾销申诉数和实施反倾销措施数对其总进口的总体影响，这就包括各种直接的贸易效应如贸易转移效应、贸易破坏效应、贸易调查效应、贸易抑制效应等，而不仅是对涉案产品进口的微观影响；其次引入申诉方贸易自由化对其进口的影响评价，从而在一个模型中可以同时实现对反倾销对进口国的贸易总体效应及其对贸易自由化的抵制作用程度，比较得出反倾销政策对贸易自由化的消极影响。
为从宏观角度分析中国对外反倾销对中国进口和贸易自由化的影响，准确考察反倾销措施对中国从被诉国的进口贸易额的影响，这里将传统的标准时间序列模型或静态面板数据模型扩展为动态面板数据回归模型，即在解释变量中包含因变量的一阶滞后值，具体模型可表述为：
关于解释变量的含义、对因变量的理论预测影响（预期符号）及说明见表1。需要特别注意以下三点：（1）反倾销立案数量和反倾销实施措施数量，用ln（1＋ADmeasures）和ln（1＋ADinitiations）表示，由于在某些年份中国对欧盟、中国台湾和其他一些国家和地区的反倾销立案数和反倾销肯定性措施数为零，ADinitiations均加上1，可以避免对其取对数后，其值不存在。另外反倾销的立案数的滞后一期作为解释变量，由于反倾销立案对贸易的影响存在滞后性；而反倾销立案与最终终裁之间存在较长的一段时间（一般为12个月至18个月），直接以当年反倾销措施数作为解释变量。（2）固定效应和一阶差分GMM检验中，距离会导致多重共线性问题，本文不再考虑该变量。（3）汇率，以往研究发现名义汇率的变动和实际汇率的变动高度相关，本文据此直接采用数据最容易收集的名义汇率代表汇率风险。另外由于国际贸易的签约和实际交货并不是同时进行，汇率波动的风险不会立即影响到当年的进出口，我们假设期间的时滞为1年，用
来表示。
（二）数据说明
本文主要研究2001年－2008年中国反倾销措施对进口贸易的影响，建立横截面单元为中国对外反倾销调查涉及的24个国家和地区的面板数据。截至2010年10月1日，中国发起的反倾销调查主要集中在韩国、日本、美国、中国台湾、欧盟、俄罗斯、新加坡、德国、印度尼西亚、泰国、印度、马来西亚、英国、荷兰、沙特阿拉伯、法国、芬兰、比利时、乌克兰、哈萨克斯坦、伊朗、南非、墨西哥、意大利等共涉及24个国家和地区，这些国家都是中国的主要贸易伙伴。
其中从各个被诉国或地区的进口贸易流量数据来源于联合国的COMTRADE（商品贸易统计）数据库；各国的GDP、人口以及进出口占GDP的百分比来自www.worldbank.org/，通过整理得到Openness；欧盟的人口、名义汇率来自http://ec.europa.eu/eurostat/；欧盟的GDP来自http://www.imf.org/；各个国家的名义汇率来自http://unstats.un.org/unsd/snaama/selbasicFast.asp；中国台湾的GDP、人口、名义汇率来自http://xxw3441.blog.163.com/blog/static/75383624201011265953325/；案件根据中华人民共和国进出口公平贸易局进口反倾销案件公告整理：http://gpj.mofcom.gov.cn/。本文使用计量软件Stata8.0。
（三）模型的实证方法及结果分析
动态面板数据模型在估计时可能存在以下问题：由于因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量与随机扰动性相关（即解释变量具有内生性），这会导致估计结果发生偏差，从而使得根据估计参数进行的统计推理无效。Arellano and Bond（1991）和Arellano and Bover（1995）建议采用广义矩估计方法（Generalized Method of Moments,GMM）来克服动态面板数据出现的上述问题。GMM估计方法的好处在于它通过使用前期的解释变量和滞后的被解释变量作为工具变量克服内生性问题。
首先采用固定效应模型对扩展的中国进口贸易方程（1）进行最小二乘法检验。接着选择动态矩估计（Arellano-Bond dynamic panel-data estimation）来对模型参数进行检验，它同时解决了内生性和异质性所带来的问题，可以得到更为准确的估计。
动态面板数据模型需要通过三项检验，即Sargan检验、Arellano-Bond AR（1）检验和Arellano-BondAR（2）检验。首先，应用Sargan检验来判别并选取合适工具。变量Sargan检验的原假设为：过度识别限制是有效的，即工具变量有效。在原假设成立的条件下，Sargan统计量服从自由度为r-k的卡方分布（r是工具变量的秩，k是估计参数个数）。在0.05的显著性水平下，当P＜0.05时，拒绝原假设，即工具变量无效；当P＞0.05接受“过度约束正确的零假设”，即工具变量有效。Sargan检验的原假设是模型估计选用的工具变量是合适的，因此，如果Sargan统计量的p值大于0.05，表示在5％的显著性水平上，工具变量的选择是合理的，否则就不合理。Arellano-Bond AR（1）检验或Arellano-BondAR（2）检验检验的原假设分别是模型的残差序列不存在一阶序列相关或二阶序列相关。
表2显示了最小二乘法和一阶差分GMM检验的结果，方程（1）的拟合优度和显著性均较好，除ln
未通过t检验，其他各个回归变量系数的t检验值都在1％～10％的水平上显著。随后，对通不过检验的变量用“后向法”逐次减少，每次减去t值不显著且最小的解释变量，得到方程（4）和方程（7）。
Sargan统计量的p值分别为：0.4454、0.3691、0.3542，在0.05的显著水平下，不拒绝过度识别限制有效的原假设，所选工具变量有效。同时，Arellano-Bond均接受了残差序列不存在一阶、二阶自相关的原假设，因此，该动态面板数据模型是一个较合理的模型。
分析回归结果可以得出如下结论：
（1）反倾销立案数量和肯定性终裁或签订价格承诺协议的反倾销措施数量的回归系数均为正，说明中国对各个被诉国或地区进行反倾销立案调查与最终的肯定性终裁或签订价格承诺协议的反倾销措施对进口贸易的影响较小，并不会抑制进口贸易的增加。相反，外国涉案产品对华出口在中国反倾销后仍在增长，可见中国对外反倾销措施并不带有贸易保护性质，更没有将之作为抵制贸易自由化的政策工具。
（2）对外贸易依存度反应（Openness）的回归系数为正。由于对外贸易依存度反应一国对国际市场的依赖程度，一国对外依存度越大，双边贸易流量越大（一般的，进口国经济对外贸易的依赖程度越高，其进口贸易水平也越高）。
（3）虚拟变量WTO的回归系数为正，说明当中国与被诉国或地区均属于WTO成员时，由于双边都享有WTO贸易自由化成果，确实有力地促进了双边贸易的增长。作为世界上唯一的多边贸易组织，目标是建立一个完整的、更具有活力和永久性的多边贸易体制，消除国际贸易间的关税和非关税壁垒，推进自由贸易的发展。中国加入WTO后，确实使外国出口中国的贸易在增加，表明中国在切实履行作为WTO成员的义务。中国对外开放有力地促进了外国对华出口。
（4）中国和被诉国（地区）的GDP回归系数显著为正，与理论预期符号相同，表明随着国内生产总值的增长，带来双边供给与需求能力的增长，对双边贸易流量产生正向影响，促进双边贸易量的增加。
（5）人口因素对双方贸易的影响。实证结果显示被诉国的人口的回归系数为负，与预期相同。而中国（进口方）的人口在不同的实证方法下，回归系数的符号不同。一方面，随着人口的增加创造需求，从而导致进口贸易量增加；另一方面，人口越多，国家规模就会越大，其产业丰富程度也就越高，该国就越有可能拥有一个独立的经济体系，其供给和需求在国内实现的可能性就会越高，从而降低贸易的倾向。由于存在这两方面因素的共同作用，模型结果中体现出其总的效应。
三 结论
本文利用动态面板数据，从国家层面考察了中国对外反倾销的贸易效应，发现中国对外反倾销对中国进口贸易并未产生阻碍作用。中国对外反倾销并非要构筑贸易壁垒体系，并不带有贸易保护性质，更没有将之作为抵制贸易自由化的政策工具，而是合理防范外国对华倾销行为，保持公平竞争的市场环境。另一方面，贸易自由化对中国进口贸易的促进作用效果也很明显。中国反倾销并未抵消贸易自由化的作用，这和国内外一些研究成果的结论不同。经过30年来的改革开放，中国对外贸易有了长足的发展。随着中国加入WTO等因素的影响使中国对外开放的程度不断提高，必然会对中国对外贸易流量产生重要的影响。中国成为世界贸易组织成员后，积极履行入世的承诺，适应新的国际经济环境，调整我国的对外贸易政策，促进对外贸易发展，构造有利于经济均衡发展的产业结构，推动我国经济在适度内外均衡基础之上的较快发展。
［收稿日期］2010－11－15
注释：
① 数据来源于中华人民共和国商务部进出口公平贸易局（http://gpj.mofcom.gov.cn/c/c.html），并结合了中国贸易救济信息网（http://www.cacs.gov.cn/）的相关信息统计整理。
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