主动反倾销的生产率促进效应：中国证据及其解释，本文主要内容关键词为：生产率论文,中国论文,证据论文,效应论文,主动论文，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。
一、引言
后金融危机时代的国际贸易格局出现了很大变化。随着美国、欧洲提出经济“重新实体化”战略，贸易保护主义的重新抬头，以及各国对中国贸易顺差的普遍关注，倾销与反倾销的“战争”是当前国际贸易的重要主题之一。而中国，不可避免地成为了这个主题的聚焦点之一。历史地看，中国可能是受到其他国家以反倾销为名的伤害最多、最深的国家。但是，从21世纪初，特别是加入WTO以来，中国的策略发生了很大的改变，中国主动发起反倾销调查并采取措施的案例正日益增加，反倾销也正成为中国国际贸易自主救济的重要手段。而且，随着中国进口贸易量的增长及其在整个对外贸易中的地位持续增强，中国将来无疑还会继续使用主动反倾销的“武器”。站在这个历史和未来的交接点上，同时面临着未来可能更多的倾销—反倾销争端，我们必须客观地测量过去采用反倾销策略的经济效果，以便为政策设计提供参考。为此，本文以生产率这个新—新贸易理论中使用最多、描述企业微观本质特性的指标为核心，系统而细致地实证估计了中国过去10年（1998—2009）内采取的主动反倾销措施对生产率的救济效果。我们得到的核心结论认为，主动发起的反倾销通过提升技术效率起到了促进生产率增长的作用。
此前以“中国、反倾销”为关键词的研究主要讨论中国遭受反倾销的损害，而采用合适的经济计量方法全面估计中国主动反倾销生产率效应的文献并不多见。鉴于此，本文在行业层面上运用动态面板系统GMM方法估计了中国对外反倾销的生产率效应，使用的数据是1998—2009年中国37个行业数据，全要素生产率计算与分解采用的是非参数DEA-Malquist指数方法。实证研究结果表明，中国的主动反倾销对国内相关行业的生产率存在显著的正向激励作用；通过生产率分解的细致分析，又发现反倾销主要是通过技术效率的提升来实现生产率的促进作用。
本文实证研究发现的主动反倾销对生产率的促进作用，是中国背景下的结果，它与现有文献中一些发达国家反倾销措施会降低其国内企业生产率的结论不同。这就需要有与之对应的理论解释。
本文的贡献在于揭示了主动反倾销对中国行业的生产率促进作用，这个发现根本地区别于针对发达国家的研究结果。基于中国在全球国际贸易中的重要地位，这个发现对中国的政策制定具有重要参考价值。在理论研究上，与国际同类文献相比，本文采用了改进的Zigic（2000）的南北贸易模型对中国的实证结果做出了合理的理论解释，同时也揭示了其中的作用机制。而其他的相关文献，鲜有理论解释。
二、主动反倾销生产率效应的理论分析
我们建立一个简单的南北贸易模型，分析主动反倾销对生产率的作用机制和影响效应。以下的模型是对Zigic（1998，2000）的一个改进。虽然Zigic（1998，2000）的模型不是处理生产率问题的，但我们在这个模型中引入从价反倾销税表示主动反倾销，特别对二阶条件进行了新的解释，获得了反倾销对生产率促进作用的条件。
设定一个两国经济——南方和北方，南方国家代表中国，北方国家代表对中国进行倾销的发达国家。每个国家都有一个代表性的厂商S（南方）和N（北方），这里我们分别以一个代表性的企业来代表南北国家的相应行业。因为行业总是由众多的代表性企业的总合形成的，所以对于企业的分析结果实际是对行业的效应。北方企业N处于出口地位，其产品不仅供应国内市场，还供应南方国家S；而南方企业的产品只供应国内市场S；此时南方企业S和北方企业N在南方国家市场上竞争。由于中国发起反倾销的行业一般是国内具有一定市场份额的发展中优势企业，故假设南方国家的市场竞争结构是古诺寡头垄断情形。参考Zigic（1998，2000）的方法，设南北企业的单位生产成本为：
式（1）中λ是没有技术创新情形下的企业单位生产成本，A（r）是企业的生产率，r是企业为提高生产率所做出的研发投入。生产率越高则单位成本越低。A（r）≤λ，保证成本不是负的。A（0）=0，不进行生产率提高的投入，生产率就不会减少单位成本。
关键的假设是：A＇（r）＞0。这个假设意味着，生产率的提高还有空间，只要加大投入提高努力程度，生产率就能提高。这个假设体现了中国的情形，反映了上面三条解释中的核心内容。虽然我们没有充分的证据证明，中国行业的投入增加必然能够提高生产率，但这一假设是符合一般逻辑的；同时实证部分的结论也揭示了我国对外反倾销能够提高对应行业的生产率。但是，这个假设对前沿企业、夕阳行业的企业是不成立的；同时，也假设生产率提高随着投入增加是边际递减的，即A"（r）＜0。
模型中两个企业的竞争主要在南方市场。假设南方国家对北方企业的出口发起反倾销并征收税率为t的单位从价反倾销税，且0≤t≤1，该税收主要影响北方企业在南方市场的份额以及南方市场的价格，不会影响北方市场，故而无需考虑北方市场的均衡。假设南方市场的反需求函数是价格需求弹性为1的如下形式：
即南方企业利润等于总销售收入减去生产成本支出，再扣除用于提高生产率的研发和管理激励支出。将（2）式中的Q表达式带入（3）式中，把
看作固定常数，并由一阶条件的利润对产量导数等于0，求得：
联立（4）和（6）式中两个企业的反应函数，求得南北企业在南方市场竞争的均衡产量为：
可见，南方国家征收反倾销税能够提高其国内企业的市场份额和产量，而减少北方企业的产量和市场份额。将（7）式的均衡结果带入南方企业的利润函数，结果是：
将（1）式中的成本函数带入（8）式中，可以进一步得到南方企业的利润函数：
对于南方企业来说，在确定了产量后，还需要选择最优的生产率投入水平rs以最大化利润。如果二阶条件满足：
则可以由一阶条件的利润对用于提高生产率的支出的导数等于0，可以求得均衡的投入等式：
故南方国家反倾销措施（用反倾销税体现）有利于激励南方企业增加用于生产率提高的投入。投入的增加和生产率是增函数的关系，所以：
根据上面的理论模型，有以下性质：在双边寡头垄断的市场上，如果本国企业的效率高于一个临界水平但是又不处于效率前沿，那么，该国实施主动反倾销能够起到激励企业加大旨在提高效率的投入力度，从而促进企业以及相应行业整体的生产率提高。但是，如果本国相应行业中企业的效率很低，属于夕阳产业，或者本国行业中企业是世界领先的效率前沿企业，主动反倾销反而会带来企业和行业效率的降低。
以上的理论分析建立在企业层面，似乎与本文在行业层面的分析存在一些差异。我们的解释是：这里模型中的企业是同质性的代表性企业，与异质性企业模型的差异是，代表性企业在一定条件下反映的是整个行业的状况，而不仅仅局限于企业层面的解读。另一方面，纵使模型结果只在企业层面成立，但行业是由一系列的企业组成，代表性企业的生产率得到提高或者损害会直接反映在行业层面。
三、数据与实证模型
（一）数据
本文用于实证分析的行业数据来源于1998—2010年的《中国统计年鉴》，共分37个工业行业①，所取年份为1997—2009年。反倾销数据来源于《全球反倾销数据库2010》（Bown，2010）。实证模型中控制变量数据来源于相关年份《中国统计年鉴》和《中国海关统计年鉴》。需要说明的是，反倾销数据统计是按照HS编码商品分类进行行业划分，但《中国统计年鉴》的行业是按照《国民经济行业分类》进行的行业划分，两者存在差异，目前还没有可以直接合并的方法。本文根据中国发起反倾销的产品名称，对照《国民经济行业分类》4位数商品名称表进行逐一归并。
（二）实证模型
我们关心的核心问题是：主动反倾销对行业生产率的提高有促进作用吗？因此，实证模型的因变量是生产率，而主要的回归变量是反倾销措施。全要素生产率的计算将在下文讨论。反倾销变量均设为二元哑变量，如果某年度内的某行业采用了反倾销措施，则取值为1，反之为0。
考虑到反倾销对生产率影响可能存在时滞，我们采用动态面板模型设定。对滞后阶数的选择，在动态时间序列模型中是根据AIC、BIC等信息准则来确定的，但动态面板模型尚没有类似准则。本文采用Hendry和Clements（2004）提出的从“一般到特殊”的动态建模方法，先选择各变量较大的滞后阶数进行回归，如果系数显著并且能通过各项整体有效性检验，则保留该滞后项，否则剔除。此外，我们对回归残差进行平稳性检验和无二阶自相关检验，以辅助说明滞后阶数选择的稳健性和参数估计的一致性。经过实际检验，我们发现滞后1年具有较好的稳健性。这样，以下实证中取生产率的1阶滞后变量进入模型。同时，为了反映和比较反倾销不同滞后期的效应，我们在实际回归模型中分别取了反倾销救济措施的当期、一阶和二阶滞后变量进入回归方程。
对于控制变量，我们选择了那些反倾销之外、对生产率可能有影响的因素，主要包括：研发（R&D）投入、人力资本投资、行业规模、行业盈利状况、进出口贸易、利用外资以及对外直接投资等。根据数据的可获得性，本文采用的控制变量有：（1）行业规模。用工业总产值和行业中企业数目表示。（2）行业盈利状况。用行业的利润总额表示。（3）行业资金和融资情况。用行业中的流动资本规模表示。（4）出口贸易。用以控制贸易对于生产率的影响，用行业的出口贸易总值除以行业总产值表示。（5）对外直接投资。用行业的年度对外直接投资总额除以行业总产值表示。（6）研发（R&D）投入。用行业的年度R&D投入表示。（7）税收支出。控制税收对于生产率的影响，用行业的年度增值税支出表示。（8）行业虚拟变量。加入了这个虚拟变量是为了更好地控制行业生产率异质性（heterogeneity）对估计结果的影响。（9）时间趋势项。不同年份的国内政策和国际环境可能有很大的不同，这些背景因素都可能会对生产率产生影响。加入时间趋势项可以部分捕捉这些不易观察的背景因素。这样，控制了时间趋势的生产率影响后，可以更好地剔除不易观察的背景变量的影响，从而可以更有说服力地揭示反倾销对生产率的因果作用。该变量的取值规则是：1998年取值1，1999年取值2，依次类推。
行业总产出、行业盈利状况、出口贸易、对外直接投资、研发投入、增值税支出等变量都用来自于《中国统计年鉴》的以1991年为基期的工业品出厂价格指数进行了价格平减。对于部分行业的出口贸易、对外直接投资和研发投入的数据，统计年鉴中有缺失的状况，我们以年份的平均数据填补这些缺失，这虽然会损失行业层面差异的信息，但时间维度上的信息是完整的。此外，为了消除异方差，回归中对行业规模变量、行业盈利、行业资本规模、出口贸易、对外直接投资、研发支出以及增值税支出等控制变量都取了对数。
综上可得本文的基本模型：
（三）全要素生产率的计算
考虑本文样本的特点，采用全要素生产率的非参数计量标准方法DEA-Malmquist指数法。这个方法在国内文献中已经有很广泛的使用，本文对其技术不再做详细介绍。该方法的一个重要优势是便于分解，可以方便地得到行业的年度全要素生产率变化率（tfpch），以及分解出来的纯技术效率（pech）、规模效率（sech）、技术效率（effch）和技术进步（techch）。其中，技术效率等于纯技术效率和规模效率的乘积，即effch=pech×sech; TFP变化率等于技术效率与技术进步的乘积，即tfpch=effch×techch。由于Malmquist指数计算的是TFP增长率，所以会去除一个基期年份，故计算出的TFP起止年份为1998—2009年。
生产率计算中用到的主要指标是产出、资本和劳动投入。我们用从业人员年均人数表示当年劳动投入量，用年度工业增加值表示行业的总产值，用固定资产净值年平均余额②表示当年资本投入。与此同时，我们用1991年为基期的工业品出厂价格指数对工业增加值进行价格平减，用1991年为基期的固定资产投资价格指数对固定资产净值年平均余额进行价格平减。
（四）估计方法及模型设定
由于生产率的变化受到很多因素的影响，一个考虑不细致的回归模型的估计结果很难有说服力地证明反倾销对生产率的促进作用。因此，要保证本文实证结果的可信性，必须较好地解决解释变量内生性、不可观察变量影响以及可能的行业异质性（heterogeneity）影响等模型设定问题。
首要的一个担忧是因变量“生产率”与核心解释变量“反倾销”之间可能存在互为因果的内生问题。生产率高的行业往往是一国的优势行业，这类行业是一国经济的重要组成部分，通常更受重视也更加具有谈判力和话语权，所以更容易受到保护而更多地发起对外反倾销。采用工具变量是有效处理这种内生问题的一种方法。在估计动态面板模型时，我们采用Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出的两步系统一般矩估计方法（Two-step Systematic Generalized Method of Moments，简称SYS-GMM）。这个估计方法不仅采用水平方程还采用了差分方程进行估计。它在处理内生问题方面的重要优势是，利用自变量的多阶滞后变量及其差分变量作为工具变量构建水平方程。由于有足够多的工具变量，能够较好地应对内生性问题。
模型估计的偏倚性的另外一个常见来源是未观察变量（unobservable variables）。而这个担忧对本文的情形而言尤其重要，因为中国的制度环境显然也是中国行业生产率变迁的关键原因，但这些抽象的制度环境不易观察、不易测量。对这个棘手问题，没有完全的解答。我们采取了两个重要的手段：（1）在模型中引入背景变量——时间趋势项。这个背景变量可以部分解释不同年份的制度环境等不易观察变量对生产率的影响，同时也能控制生产率变迁的趋势。（2）根据影响生产率增长的理论，加入了主要的控制变量。这些控制变量能够很好地消除未观察变量的影响。从后面的模型估计结果和稳健性检验结果的对比看，考虑了背景变量时反倾销生产率促进作用的估计结果与未考虑背景变量时的估计结果相差不大。这有力地打消了因未包括不可观察变量而可能带来估计偏倚的担忧。
第三个担忧是可能存在的行业异质性导致估计偏倚。我们采用了引入行业哑变量表示行业固定效应的方法。如果大多数哑变量都显著，表明行业异质性有较大影响，通过哑变量控制行业的固定效应，可以大大地减少因异质性导致的估计偏倚。反之，如果行业哑变量基本不显著，表明行业异质性不大。本文的估计结果表明，绝大多数的行业哑变量均不显著，这说明中国的行业异质性还不甚明显。显然，对行业的固定效应进行控制是我们的计量模型分析中必不可少的。
四、实证结果分析与解释
（一）动态Panel模型估计结果分析
下表给出了动态Panel模型的系统GMM估计结果。Sargan过度识别检验和AR（2）残差二阶自相关检验都表明工具变量选择和模型设定良好，无残差自相关。
1.从主动反倾销措施的生产率效应看，存在显著的正向激励作用，即中国主动发起的对外反倾销贸易救济措施促进了国内相关行业的生产率提高。具体从估计结果看，反倾销的生产率促进效应具有滞后性，当年的反倾销措施效应不显著，一年后的效应显著，但两年后效应又不显著，说明对外反倾销的效果大约在一年后显现。从各个生产率变量的结果看，全要素生产率显著提高，技术效率和纯技术效率显著提高，规模效率却显著下降，而技术进步的变动不显著；但无论怎样，整体的全要素生产率得到了显著的提高。一年滞后期反倾销对全要素生产率的回归系数为0.19且在1%的统计水平下显著，说明中国主动发起的对外反倾销在一年后能够显著提高相关行业整体的全要素生产率。当年反倾销和两年滞后期反倾销对全要素生产率的回归系数不仅较小（分别为0.054和0.084）且不显著，说明反倾销措施的效应在一年后会最充分地显现出来。
2.从具体的全要素生产率分解回归结果看，主动反倾销促进生产率提高的机制主要是通过技术效率的提升实现的，技术进步没有显著变化。这一方面是由于中国行业的技术效率相对较低，进一步提升的空间较大，当遭遇外部的竞争压力时，国内的反倾销救济就为其提高提供了动力和机会，从而能够提升技术效率；另一方面，技术进步涉及技术革新，相对于技术效率来说，提高的难度较大，在短期内很难有显著变化，而技术效率涉及内部管理和利用的效率，能够在短期内实现提高。从技术效率的进一步分解回归结果看，技术效率的提高是通过纯技术效率的提升实现的；而规模效率却受到了损害，原因可能是反倾销的贸易救济主要保护了中小企业，而对大企业的作用较小，同时救济的主要是企业数量而并没有对企业规模的扩大形成正向激励，结果则是规模效率反而下降。
3.观察控制变量的估计结果。行业中企业数目（firmnum）对生产率有显著正面影响。这一方面可能是企业数目多带来的竞争更加激烈，行业生产率就会越高；另一方面，企业数目多说明该行业是优势行业，从而生产率会更高。行业产出（output）规模对生产率有负面影响，这与一般逻辑不太一致，可能是因为产出大的行业在中国多数属于劳动密集型行业，这类行业的整体生产率状况反而不佳。但行业产出对规模效率的影响是显著正向的，说明规模经济效应是存在的。行业利润（profit）除了对技术进步有显著正向影响外，对其他生产率都具有负向作用，说明利润大的行业有更多的资金投入研发而提高技术进步，对其他生产率的影响为负可能也是因为利润额大的行业在中国大多是劳动密集型行业，这类行业在整体上生产率较低。行业资本（capital）对生产率的影响结果与利润和产出基本一致。行业税收支出（vat）除了对规模效率产生显著负面影响外，对其他的生产率反而产生了正向作用。此外，研发投入（r&d）对于全要素生产率的影响为负，这与一般逻辑不相符，说明研发的效率可能不高。出口贸易（export）和对外直接投资（FDI）对行业生产率的影响显著为正，说明中国的对外开放战略提高了行业的生产率，这一结果是符合一般逻辑和预期的。
4.背景变量。行业哑变量和时间趋势变量的系数估计结果表明，绝大部分行业哑变量都不显著，而时间趋势变量基本显著为正。这表明，中国行业的生产率异质性没有那么大，不会对估计结果产生实质影响。这还表明，在本文的考察期（1998—2009）之中，中国行业生产率呈现了逐步提高的态势。同时，从模型设定的角度看，由于可以有效地控制政策环境等不易观察变量的影响，本文实证推断的结果能够更有力地证明主动反倾销与生产率提升之间的因果关系。
（二）估计结果的稳健性
为了对模型估计结果的稳健性进行分析，我们进行了以下实验：首先，在基础动态Panel模型的基础上去除背景变量时间趋势Time，以及控制行业固定效应的行业哑变量，目的是放松一些控制变量，以检验模型结果的可靠性。其次，通过逐步减少回归变量，并比较不同模型的估计结果中主要变量的估计系数正负方向和显著性是否发生剧烈的变化。
由于篇幅所限，我们省略列示稳健性检验的结果。这些检验的结论是：（1）反倾销措施的所有估计系数中，显著性和正负方向与表1的估计结果是一致的，仅仅系数值的大小存在差异但变化也不大；（2）反倾销措施对于生产率的影响存在滞后性，且滞后期为一年，这与上表的结果同样是一致的；（3）我国主动发起的反倾销措施对生产率的正向激励作用是通过提高技术效率实现的，这与上表的结果也是一致的。以上表明，我们的实证结果是稳健和可靠的。
由于主要控制变量与生产率之间同样可能存在内生性问题，这会导致估计结果的偏误。为了检验和克服这一问题，我们对主要控制变量取1阶滞后项作为其代理变量进行重新估计，以进一步检验实证结果的稳健性。检验结果再次证明了表的估计稳健可靠。
（三）“反倾销—生产率”正向效应的经济解释
发达国家关于“反倾销—生产率”的实证结果倾向于认为，反倾销不会带来显著的生产率促进效应。但是，本文的实证研究给出了支持“反倾销促进行业生产率增长”并在统计上有稳健的中国证据。对于这样一个区别于发达国家实证结果的中国故事，需要给出理论解释。
1.发达国家进口产品的特点决定了反倾销保护的对象多数是国内夕阳产业和竞争力比较弱的企业，这些行业和企业本身濒临退出市场的窘境，对其进行反倾销保护往往会让它们滋生更多的惰性，而并不能激励其提高效率和技术革新。但中国的情况有所不同，我们对外反倾销措施救济的对象基本是国内优势产业，或者是高端的、发展中的“幼稚产业”，对这些产业和企业进行救济，往往能激励其技术效率提高甚至技术革新；尤其是当这些行业受到外部倾销行为的冲击时，进行适当的救济，能够很好地激励其提高效率，从而越进行主动的反倾销，技术效率也就越得到发挥和提高。
2.我们的一个猜想是，中国对外反倾销措施可能大多是在国内相关产业受到严重损害时的贸易救济或“反击”手段，是基于合理而合规的目标采取的措施，从而及时的救济能够为行业的发展创造空间和环境。同时，行业实际已经受到了外部冲击，外部恶劣环境业已形成迫使行业中企业提高效率的动力。此时国内反倾销保护及时提供了空间和支持不啻是雪中送炭，从而有利于提高行业的效率。国外一些发达国家的反倾销措施目标可能是一种贸易、产业或就业的保护行为，其国内行业可能本身并没有受到冲击，抑或这些行业处于即将淘汰的地位，此时进行保护往往只会滋生惰性，而不利于行业生产效率的提高。虽然我们无法提供证据进行证实，但这一解释是有现实可能性的。
3.Miyagiwa和Ohno（1995）发现关税保护会促进企业提前进行技术革新，所以落后企业能够在反倾销税等保护下尽快革新技术，从而提高了生产率，而“前沿企业”由于本身没有进行技术革新的空间，故而反倾销等税收救济并不能够提高生产率，反而形成保护主义的惰性结果（Konings和Vandenbussche，2004）。对于中国行业中的企业来说，和发达国家的企业比较，属于“前沿企业”的类型较少；从生产率计算结果比较可以看出，中国行业和国有企业的技术效率水平显著低于外资企业，也就是，受反倾销生产率激励作用最大的私营企业的技术效率也显著低于外资企业，因而它们的技术效率提高的空间较大，反倾销可以起到促进其技术效率提高甚至技术革新、采用新技术的作用。对于发达国家处于技术效率前沿的企业，面对反倾销税收保护，这些企业的生产率并不能够得到提高，进而相关行业的生产率也无法提高。
4.本文理论分析的结论可以解释中国情形的实证结果。从整个国际视野来看，中国企业处于上升的阶段，既不属于特别落后的无效率区间企业，也不属于效率的前沿企业。在这种情况下，反倾销能够起到生产率激励作用，尤其对效率处于中间带的企业类型更能发挥作用。
更进一步，下图描绘了中国对外反倾销激励国内行业生产率提高的具体可能途径：（1）是行业规模扩大带来规模经济和规模效率提升；（2）是行业利润增加会提高管理和激励投入，从而提高纯技术效率，而规模效率和纯技术效率的共同作用是提高了技术效率，且这是激励中国行业生产率提升的主要路径；（3）利润提高会增加行业的研发投入，从而推动技术进步并提高生产率。
五、结论及政策启示
本文使用1998—2009年企业加总的行业面板数据，用DEA方法计算和分解了行业的生产率，再用动态面板GMM方法实证分析了中国对外反倾销的生产率救济效应。发现中国反倾销对国内相关行业的生产率有稳健而显著的激励作用，这与现有文献揭示的一些发达国家的结论有根本的不同。我们认为这是由发达国家和中国发起反倾销的动因以及国内市场状况的差异决定的。
实证结果表明，中国对外反倾销对国内行业的生产率产生了正向激励效应，主要是由于中国反倾销救济的行业对象基本是具有一定市场份额的优势产业，而发达国家反倾销救济的行业对象多数属于淘汰的落后夕阳产业，且市场的占有份额较小；此外，中国对外反倾销往往是一种面对国外压力下的救济行为，故而不会产生保护的惰性。由此，论文理论部分在Zigic（2000）的基础上构建了理论模型，证明和揭示了中国对外反倾销的正向生产率效应作用机理和途径，并给出了主动反倾销对生产率促进作用的发生条件。
具体地，本文的实证结果的要点如下：（1）中国主动发起的对外反倾销救济措施显著提高了相关行业的全要素生产率。（2）分解回归结果显示，全要素生产率的提高主要是通过技术效率的提高实现的，而技术效率的提高又是通过纯技术效率的提高实现的。这说明了对外反倾销主要激励了行业的技术效率和纯技术效率提升。
这些结论对于中国今后的反倾销政策设计具有重要的启示意义。中国对外反倾销显著提高了中国行业的生产率，存在着效率激励效应，这表明反倾销措施是一种行之有效的贸易救济手段。因此，在“后危机时代”中国进口贸易将逐步深化而对外反倾销体制仍不健全的背景下，应该进一步加强和完善对外反倾销的调查、预警以及措施体制和机制建设，建立及时有效的行动机制，在国外倾销行为损害到中国产业时，能够及时采取救济措施。
注释：
①按照《国民经济行业分类方法》收集了37个主要工业行业的数据，其统计对象是规模以上工业法人企业，包括全部国有和年主营业务收入500万元及以上的非国有工业法人企业，是基于国家统计局进行的“规模以上工业统计报表统计”得到的分行业加总数据，数据来源于《中国统计年鉴》工业部分；在统计年鉴中，多数年份的行业有39个，但少数年份仅有37个，为了得到一个平衡面板，我们仅取各个年份都有的37个行业。
②对于TFP计算的资产，通常用永续盘存法来处理，基本公式为：
，即当期存量等于去除折旧后的上期存量和当期新增量之和，这里σ为折旧率。由于我们无法得到最初时期的资本存量值，加上折旧率的选取会存在不合理，所以直接采用固定资产净值年平均余额表示当年资本投入。
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