美国钢铁保障措施对我国钢铁产业影响的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,美国论文,保障措施论文,钢铁论文,钢铁产业论文，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。
学科分类号：F224.32，F24文献标识码：A
中国加入WTO后，各国对我国出口产品惯常使用的关税和非关税措施将逐渐撤除。而另一方面，中国制造业的强劲发展以及国际竞争力的日益增强使其产品进入国际市场更具穿透力。伴随“中国威胁论”的甚嚣尘上，越来越多的国家在针对中国产品的出口时总是带着有色眼镜而给予特殊“关照”。近年来，无论在数量和规模上，中国都成为反倾销和保障措施的最大受害国就是一个很好的例证[1，2]。由于反倾销、反补贴以及保障措施是世贸组织所允许的贸易救济措施，且在多数情况下只要遭受指控，涉案企业都将受到影响，因而对其危害不容忽视。然而目前关于国外反倾销、反补贴以及保障措施等贸易救济手段对国内产业影响的研究仅仅止于一些宏观层面，涉及对国内特定产业影响效果显著性的实证研究还没有。本文采取事件研究法（event study approach），利用宝钢、首钢、武钢及鞍钢等四家钢铁上市企业的股票资料，实证测度美国钢铁保障措施对国内钢铁产业所造成的负面影响。将事件研究法应用于贸易政策的学者国外有人进行，且效果较好。Hartigan，Perry and Kamma[3]以美国非钢铁业的47件反倾销案为样本，利用事件研究法，实证发现美国国际贸易委员会（ITC）初步认定就会对出口国厂商的股票报酬率有显著影响，ITC终裁为肯定时，对出口国企业股票报酬率有显著的正面影响，否定的倾销认定对出口国企业的股票报酬率的负面影响则不显著；Harper and Huth[4]以美国1985年到1992年非钢铁业反倾销案为样本，研究发现不管ITC的初步及最终损害决定或美国商务部（DOC）的最终倾销认定，对日本涉案企业的股票报酬率均有负面影响，Hansen and Prusa[5]实证分析了美国ITC决策的政治与经济影响。我国国内尚没有相关的研究。相对其他反倾销实证文献采用的方法，事件研究法建立在效率市场与理性预期的假说之上。根据该假说，股票价格能充分反映投资者对厂商的预期报酬。当无法预知的政策和法令改变时，投资者会对厂商未来报酬的预期进行调整，股价也会随之迅速波动，以反映该项新信息。本文以美国钢铁保障措施案为背景，从国内多个涉案企业的角度，应用时间序列分析方法测度美国保障措施实施期间不同事件对各企业股票价格波动的影响，以此来实证检验美国保障措施对我国国内相关产业造成的影响程度。
1 案例简介
美国钢铁保障措施案是中国在WTO的第一案，也是WTO成立以来最大、最复杂的案件。2001年5月22日美国贸易代表正式致信ITC主席，要求ITC根据美国1974年贸易法“201条款”，就钢铁进口对美国钢铁行业的影响发起调查，同年10月26日ITC作出了损害裁决。随后，美国总统于2002年3月5日发布命令，宣布自2002年3月20日起，对10类美国进口的钢铁产品提高8％至30％的额外关税，为期3年。同年4月中旬至6月中旬之间，欧盟、日本、韩国、中国、瑞士、挪威、新西兰以及巴西等受害国先后联合或分别与美国开展磋商，但均未能达成协议。应诸受害国的请求，WTO争端解决机构（DSB）同意于2002年7月25日正式成立一个专家组，综合受理受害国的8宗申诉案。紧接着，加拿大、中国台北、古巴、墨西哥、泰国、土耳其以及委内瑞拉等7个WTO成员国相继要求作为“第三方”参与本案的整个审理过程。2003年7月11日，专家组作出报告，认定美国保障措施不符合WTO协定。同年8月11日美国提起上诉。2003年11月10日，上诉机构作出报告，全面维持了专家组的裁决。2003年12月10日，专家组和上诉机构的报告在DSB会议上获得通过。美国总统布什也于2003年12月4日签署命令，宣布自12月5日起，保障措施终止实施。至此，历时21个月的案件以美国败诉而结束。在此次由美国挑起的“201条款”钢铁保障措施争端中，其“原告”之众多，“被告”之孤立，涉及面之广泛及其对WTO体制和全球贸易秩序未来影响之大，都是史无前例的。
美国是我国钢材出口的第二大贸易国，2000年中国对美出口钢材129万吨，占中国钢材出口总量621万吨的20.05％；2001年中国对美国出口钢材锐减至74.34万吨，金额3.58亿美元，占美国2735万吨进口总量的2.7％，占中国钢材出口总量474万吨的15.68％。从产品结构上看，中厚板、冷轧薄板、镀锌板、镀锡板、无缝钢管、钢丝绳比例最大。此次美国提高钢铁产品进口关税对我国主要板材生产企业、建筑钢材生产企业影响较大，尤其是宝钢、武钢、首钢、鞍钢等国内主要的钢铁生产企业。根据保障措施征收30％的附加关税，将使我国绝大多数钢铁企业在3年内无法对美国出口。据中国钢铁协会预测，按照历年对美国钢材出口的平均数据计算，此次钢铁保障措施将给中国每年至少造成7600万美元的直接损失（以平均每吨钢材180美元，每年平均出口40万吨计算）。由此可见，我国对美出口在我国钢材出口中占有比较重要的地位，但由于出口量占钢材生产总量的比重不大，国内钢铁企业所遭受的直接影响较为有限。由于欧盟、日韩等传统钢铁出口大国对美国出口受阻，其大量过剩钢材势必要在国际市场上寻求新的出路，而中国作为仅次于美国的世界第二大钢铁进口国，必然成为国际过剩钢材的“倾销地”，国内钢材市场供需的矛盾日益突出。如表1所示。2001年我国钢材进口数量和金额相对于上一年增长率分别为7.89％和5.01％，2002年进口数量和金额相对于上年猛增了42.22％和37.95％，2003年的增长率更是达到了51.78％和61.06％。然而进口数量和金额不断上涨的同时，进口价格却在持续下跌，2001年钢材进口价格相对于上年下降了2.67％，2002年在进口数量增长了42.22％的情况下，进口价格却下降了2.99％，尽管2003年钢材进口价格上涨了6.10％，但也只是相当于2000年的价格水平。由此可见，即使在国内强劲需求以及世界经济复苏的拉动下，国外过剩钢材的涌入对国内钢材市场带来的冲击也是显而易见的。美国钢铁保障措施对我国钢铁进口的影响很大。
表1 国内钢材市场进口钢材情况[7]
年份
数量增长率 金额 增长率
进口价格
增长率
（万吨） （％） （万美元） （％） （美元/吨） （％）
2000
1596 — 853572 — 534.82 —
2001
1722 7.89 896359 5.01 520.53-2.67
2002
2449 42.22123655537.95504.99-2.99
2003
3717 51.78199158161.06535.80 6.10
2 实证模型与变量定义
尽管宏观层面显示，美国钢铁保障措施对我国钢铁行业影响强烈，但相关的实证研究在国内还没有，本文采用事件研究法，利用宝钢、首钢、武钢及鞍钢等四家钢铁上市企业的股票资料，实证测度了美国钢铁保障措施对国内产业的损害程度。
本文选择事件研究法中最常用且在文献中最受肯定的市场模型（market model）来研究美国钢铁保障措施对国内产业的显著性影响。令R[，it]表示在t时期i公司股票的报酬，R[，mt]表示在t时期市场资产组合（market portfolio）的股票报酬。假设R[，it]和R[，mt]的联合分布为二元正态分布，则可得下式：
E（R[，it]｜R[，mt]）=α[，i]+β[，i]R[，mt]（1）
式中；α[，i]=E（R[，it]｜R[，mt]）-β[，i]R[，mt]，β[，i]=cov（R[，it]，R[，mt]）/σ[，2]（R[，mt]）；表示i公司的风险相当于市场组合风险的β[，i]倍，若β[，i]＞1，说明i公司的风险大于市场的平均风险；反之，若β[，i]＜1，说明i公司的风险小于市场的平均风险。令u[，it]表示R[，it]与其条件期望值之差，即u[，it]=R[，it]-（α[，i]+β[，i]R[，mt]），假设：u[，it]～N（0，σ[，ut][2]），σ[，ut][2]=σ[2]（R[，it]）（1-ρ[，im][2]），ρ[，im][2]=cov（R[，it]，R[，mt]）/σ（R[，it]）σ（R[，mt]），且u[，it]与R[，mt]相互独立。如果u[，it]和R[，mt]的联合分布为二元正态分布，则R[，it]与R[，mt]可以表示为：
R[，it]=α[，i]β[，i]R[，mt]+u[，it]，u[，it]～N（0，σ[，ut][2]）（2）
（2）式中R[，mt]可解释为反映影响所有上市公司报酬的总体因素，α[，i]反映一些仅影响i公司报酬的个体因素。为验证保障措施实施各阶段事件对企业股票价格的影响，引入虚拟变量D[，i]。D[，i]=1表示事件发生，反之，D[，i]=0表示事件未发生。假设模型如下：
R[，it]=α[，i0]+α[，i1]D[，0t]+α[，i2]R[，mt]+α[，i3]R[，m0]+α[，i4]D[，1t]+α[，i5]D[，2t]+α[，i6]D[，3t]+α[，i7]D[，4t]+α[，i8]D[，5t]+α[，i9]D[，6t]+α[，i10]D[，7t]+α[，i11]D[，8t]+u[，it]（3）
式中下标i代表第i公司，t代表时间，α为参数，u[，it]为随机项，其余变量分别说明如下：
R[，it]：公司股票日报酬率（单位：％）
D[，0t]：虚拟变量，保障措施申请日到保障措施终止日期间加前后5天D[，0]为1，其余时间为0。
R[，mt]：股票市场资产组合的报酬率（单位：％），以上海证券交易所发行量加权股票总价格指数R[，m0]表示：R[，m0]=D[，0t]R[，mt]。
D[，1t]：提出保障措施申请日加前后5天D[，1t]为1，其余时间为0。
D[，2t]：ITC调查发起日前后加5天D[，2t]为1，其余时间为0。
D[，3t]：宣布实施关税令日前后加5天D[，3t]为1，其余时间为0。
D[，4t]：关税令实施生效日前后加5天D[，4t]为1，其余时间为0。
D[，5t]：专家组报告日前后加5天D[，5t]为1，其余时间为0。
D[，6t]：美国提起上诉日前后加5天D[，6t]为1，其余时间为0。
D[，7t]：上诉机构作出报告日前后加5天D[，7t]为1，其余时间为0。
D[，8t]：美国宣布终止保障措施日前后加5天D[，8t]为1，其余时间为0。
各虚拟变量的时间设定见表2。
表2 虚拟变量的时间设定
虚拟变量（D[，0t]） 执行程序日期美国钢铁SG案
D[，1t]
2001.6.22发起调查（贸易代表）
D[，2t]
2001.7.31ITC调查发起
D[，3t]
2002.3.5 关税令实施
D[，4t]
2002.3.20关税令实施生效
D[，5t]
2003.7.11专家组报告
D[，6t]
2003.8.11美提出上诉
D[，7t]
2003.11.10
上诉机构作出报告
D[，8t]
2003.12.4终止
本研究的样本期间为保障措施申请日前约半年至保障措施终止日后约一年中宝钢、首钢、武钢及鞍钢四家上市公司近1000个交易日的股票数据。所使用的各公司股票日报酬率来自http：//stock.business.sohu.com/q/hp.php。日报酬的计算公式为：
1.普通股非除权（息）时：
日报酬率=（（本日收盘价-前一交易日收盘价）/前一交易日收盘价）×100
2.普通股除权（息）时：
日报酬率=（（本日收盘价×（1+N％+S％）+现金股利）/（（前一交易日收盘价+F×N％））-1）×100。其中，N％=现金增资配股（即有偿配股）率，S％=股票股利（即无偿配股）率，F=现金增资每股承销价。
3 实证结果分析
在进行回归方程的估计之前，我们先对R[，it]做单位根检验（unit root test）。采用ADF单根检验法得到如表3。由表3可知，变量R[，it]在1％的显著性水平下都拒绝了单根的虚拟假设，说明其是I（0）过程。此外，由于股票报酬率的变异系数通常具有自相关，而最常见的形式为GARCH（1，1），所以本文采用GARCH（1，1）方法估计回归方程。估计结果如表4所示。
表3 R[，it]的单位根检验（ADF检验）结果
变量 检验类型ADF值 临界值
是否
（c，t，P） 1％ 5％ 10％
平稳
R[，1t]（宝钢） （c，t，0）-31.66009 -3.9729 -3.4170 -3.1305 是
R[，2t]（首钢） （c，0，0）-30.81256 -3.4399 -2.8650 -2.5686 是
R[，3t]（武钢） （c，0，0）-30.23324 -3.4401 -2.8650 -2.5686 是
R[，4t]（鞍钢） （c，t，0）-30.52194 -3.9729 -3.4170 -3.1305 是
注：（c表示是否含有截矩项，t表示是否含有趋势项，p相应的滞后阶数）
表4 模型估计结果
解释变量 宝钢 首钢武钢鞍纲
c -0.030247 -0.012418
-0.3268150.057750
（-0.578860） （-0.198323） （-6.418249**） （0.842151）
D[，0t]0.128136 -0.0184560.3241780.003397
（1.986227*） （-0.233778） （5.328466**）
（0.042638）
R[，mt]0.878490
0.8230091.9200030.775977
（20.03673**） （17.44682**） （48.82231**）
（22.79628**）
R[，m0]
-0.057868
0.164473-1.031614
0.120997
（-1.232098） （2.732366**） （-20.31725**） （2.804335**）
D[，1t]0.060875 -0.183828
（0.201409）
（-0.643150）
D[，2t]-0.262292
（-0.598793）
D[，3t]-0.684940 -0.149814
-0.574614
-0.245345
（-2.588159**）（-0.614249）（-1.496200）
（-0.406670）
D[，4t]
-0.083780
（-0.205710）
D[，5t] 0.563133 -0.152609
（3.675119**）
-0.453333
D[，6t]
-0.102398
-0.608159
-0.139241
（-0.243541）（-5.471307**） （-0.405696）
D[，7t]1.0117451.0737722.4265000.356711
（4.034865**） （4.280402**）
（5.786850**） （1.349115）
D[，8t]
-0.0954670.9524590.240125
（-0.281030）
（2.071666*）
（0.543200）
变异数方程式
常数 0.097523
0.303369
0.0491320.050980
（4.735238**） （5.874219**） （3.680716**） （6.246218**）
ARCH（1）0.194421
0.176693
0.6381280.099003
（7.271258**） （6.955713**） （10.99143**） （5.811748**）
CARCH（1）
0.754019
0.655304
0.6267710.887681
（24.83471**） （14.25836**） （25.00641**） （57.76290**）
R[，2]
0.4949 0.5137 0.2102 0.4132
D-W值1.9512 2.0201 1.9013 1.9302
注：括号内的数据为Z-检验值，*表示变量在5％水平下显著，**表示变量在1％的水平下显著。
根据回归分析结果，股票市场资产组合报酬率（R[，mt]）对宝钢、首钢、武钢、鞍钢四支股票报酬率（R[，t]）都具有正面影响，系数值分别为0.878、0.823、1.920、0.776，且在1％的显著性水平下都异于0；但保障措施实施各阶段事件对每支股票影响效果存在差异。总体而言，四支股票报酬率对保障措施发起阶段（D[，1t]、D[，2t]）反应都不敏感，表现为Z-统计量的不显著。对于宣布实施关税令事件（D[，3t]），宝钢股票报酬率表现为负面影响，系数值为-0.685，且在1％的显著性水平下异于0；首钢股票报酬率同样表现为负影响，但在10％的水平下没有通过显著性检验；武钢和鞍钢的反映较为不明显。专家组报告（D[，5t]）对宝钢股票报酬率具有明显的正面效应，系数值为0.563，且在1％的显著性水平下明显异于0，但对于其他三支股票作用不是非常明显。而上诉机构报告（D[，7t]）对宝钢、首钢、武钢三支股票的影响都是正面且显著的，系数值分别为1.012、1.074、2.427，相应的Z-统计量为4.035、4.280、5.787，只有鞍钢股票的反应不是很敏感。保障措施终止阶段（D[，8t]）对武钢股票具有正面且显著的影响，而其他三支股票的影响不显著。尤其值得注意的是，表示保障措施申请日到保障措施终止日整个保障措施实施期间的虚拟变量D[，0]对各支股票（首钢除外）的报酬率都产生正面影响，并且武钢股票报酬率系数0.324在1％的水平下还显著的异于0，一个合理的解释可能是由于D[，0]间，尽管保障措施对各企业股票报酬率产生了负面影响，但随着世界经济复苏和我国经济强劲增长的正面效应，该期间的股票报酬率仍表现为正。
从四家企业回归过程看，利用宝钢股票资料得出的结果似乎与宏观层面的分析更为吻合。而其他三支股票或多或少存在欠说服力之处。其中最主要的原因可能是由于事件研究法的基本假设没有得到满足。本文就宝钢、首钢、武钢、鞍钢四支股票2002年7月至2004年12月近两年半期间的股票价格走势与全国钢材市场十品种综合指数走势进行对比，结果发现宝钢股价的波动与后者更为接近。显然，钢材产品价格指数是钢铁企业经营业绩的风向标，是反映企业宏观经营面好坏的重要指标，宝钢股价与后者的趋同性说明其股价的波动是理性的，满足事件研究法的基本假设。而后三支股票与全国钢材市场十品种综合指数走势趋同性不强，表明股价波动中存在许多非理性的投机因素（这在发展中国家不成熟的股票市场上是相当普遍的）。但总体上，本模型能够很好地反映美国保障措施对我国钢铁行业所造成的影响——在实施保障措施宣布加征关税时.各涉案企业股票报酬率普遍下降，说明国内钢铁企业受到了负面影响；而当专家组和上诉机构做出有利于中国等申诉方的裁决时，股票报酬率迅速反弹，表明企业经营环境逐渐向利好方向发生变化。