中国反倾销动因——基于计数面板模型的实证研究，本文主要内容关键词为：动因论文,中国论文,面板论文,模型论文,实证研究论文，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。
反倾销作为WTO在确保公平贸易原则下允许的三大“例外措施”①之一，本质上是对倾销的反制措施，是在约束性关税原则下进口国家（地区）保护自身相关产业的行为，其初衷仍然是公平贸易。然而，在全球产业资本转移和特定生产要素流动性限制的双重作用下，许多贸易体基于本身经济因素（经济增长、国际收支、就业或汇率）或非经济因素（竞选捐资、政党利益、国际关系等）考虑，更加倾向采取类似反倾销、反补贴这样的新贸易保护手段来达到其经济或政治目的，而非单纯维护贸易的公平（Feinberg，2005）。[1]反倾销已经完全成为保护主义的一种现代形式（Blonigen和Prusa，2003）。[2]根据WTO统计，从1995年至2012年，全球共有46个贸易体对102个贸易体发起反倾销诉讼4010起。其间，中国②出口商品共遭受反倾销诉讼853起，排名第一，占全球总数的21.3%，高于排名第二的韩国2倍多。③与此同时，中国近年来也在积极发起反倾销诉讼和调查。根据Bown（2014）全球反倾销数据库，自1997年至2012年④中国共对26个贸易体的出口商品发起过反倾销诉讼197起，其中有14个贸易体曾经对中国发起过反倾销诉讼共530起。[3]那么，这二者之间是否存在某种因果联系呢？ 作为新贸易保护手段之一的反倾销为何在全球范围内受到如此追捧？其背后的动因究竟是什么？关于反倾销诉讼背后的动因，学者研究的结果可以分为以下几类。第一，维护本国宏观经济的运行。Feinberg（2005）发现，宏观经济状况是美国发起反倾销的重要影响因素，经济衰退时期外国产品更容易遭到美国厂商的反倾销诉讼。[1]Knetter和Prusa（2003）通过对澳大利亚、加拿大、美国和欧盟发起反倾销诉讼案件的分析，发现实际汇率和国内实际GDP增长都对案件数量有显著影响。[4]第二，满足本国特定利益集团的需要。Baldwin和Magee（2000）认为，美国的贸易政策方向明显受到政治势力和利益集团的影响，劳方会增加竞选捐资来游说国会进行贸易保护，而商业集团则相反。[5]Broz和Werfel（2012）通过对美国行业层面汇率和反倾销诉讼数量关系的研究发现，汇率通过系数高、进口渗透率高和进口投入率低的行业对反倾销的诉求较高，其通过行业协会影响国会议员，进而影响相关反倾销法案的表决。[6]第三，基于某种报复意图的考虑。Francois和Niels（2004）对墨西哥发起反倾销背后的政治因素进行了研究，发现在目标国启动对墨西哥调查一年之内，墨西哥对其调查并得出“肯定性裁决”的可能性要高出两倍。[7]Feinberg和Reynolds（2006）通过对1995—2003年WTO框架下的反倾销数据进行研究，发现从国家层面上而言，如果一国主要的出口伙伴频繁对其发起反倾销诉讼，该国对其贸易伙伴发起反倾销调查的可能性明显提高，他们认为这是一种触发策略（trigger strategy）。[8]鲍晓华（2011）对发达和发展中经济体对华反倾销的歧视性及其原因进行了比较分析，发现发达经济体和发展中经济体针对中国出口的反倾销几乎不考虑各类经济因素，也并非对中国之前反倾销行为的直接报复，均具有相当的主观任意性和歧视性。[9]当然，也有研究表明，某些情形下，一国会担心遭到贸易伙伴报复性的反倾销调查而淡化反倾销起诉。Blonigen和Bown（2001）对1980—1998年美国发起反倾销诉讼的数据进行分析，发现一国相关的反倾销规定越积极，美国行业对其发起反倾销的概率越低，而相关行业对这些国家的出口规模都很大，同时对于曾经在GATT/WTO框架下起诉过美国反倾销的国家，美国最终对其实施反倾销的概率较低，而这些通常都是美国的出口大国。[10]第四，针对中国的特定动因。王孝松和谢申祥（2009）认为，出口激增、人民币贬值是导致中国频遭反倾销的十分重要的宏观经济因素。[11]于津平和郭晓菁（2011）综合考察了美国等八个主要对华反倾销的国家，认为进口国的宏观经济和政治因素对进口国对华反倾销数量存在显著的影响。美国的主要影响因素是经济增长率和贸易收支，而加拿大则为失业率，韩国、澳大利亚和巴西受政治选举影响明显，印度、阿根廷和墨西哥主要受双边汇率影响。[12] 上述研究主要是基于对外部贸易体的反倾销动因或者具体对华反倾销的动因研究。对中国发起反倾销诉讼的研究文献多数集中在现状、特点和趋势以及应对策略，少数研究了中国发起反倾销诉讼的产业救济效果（鲍晓华，2007）或贸易转向（沈瑶和王继柯，2004），较少涉及中国发起反倾销诉讼的动因分析。[13-14]文利用1997—2011年中国对主要贸易伙伴发起反倾销诉讼和实施反倾销措施的数据，对其动因和特征进行描述，并进一步实证研究了背后的经济和非经济动因。 本文接下来的安排如下。第二部分对中国发起反倾销的特征进行统计描述；第三部分确定回归模型、变量以及数据来源；第四部分为实证检验及结果分析；最后是简要总结及评论。 二、中国发起反倾销的统计描述 根据Bown（2014）GAD数据库[3]和WTO反倾销数据库，我们对中国发起的反倾销诉讼分别就地理特征、时间特征以及行业特征做统计分析，以获得初步的动因信息。 （一）地理特征 图1刻画了1997—2011年中国发起反倾销诉讼的对象国家（地区）（Exp）⑤、反倾销数量以及这些贸易体在全球范围遭到反倾销诉讼的数量。Exp排名前五位的分别是美国、日本、韩国、欧盟和中国台湾，这五个贸易体同时也是中国进口来源的前五位。我们初步判断，中国在对反倾销诉讼对象的选择上会优先考虑中国主要的进口贸易伙伴。 与数据库中的对中国发起反倾销诉讼的贸易伙伴（Rep）进行比较，发现其中有14个遭受到中国的反倾销诉讼，占总量的54%。然而，在Rep排名前十的贸易伙伴中，只有欧盟和美国位居Exp前十位。其中，对中国反倾销诉讼最多的印度（147起）仅遭遇4起，南非（35起）、墨西哥（31起）、加拿大（28起）都仅为1起，而阿根廷（86起）、土耳其（58起）、巴西（49起）和澳大利亚（34起）没有被中国反倾销诉讼。从中国在这些贸易伙伴遭受反倾销诉讼案件数中的比重来看，比重最高的欧盟和日本也仅为20.7%和20.6%，中国对其“贡献率”并不高。这似乎很难看出中国在对Rep进行反倾销诉讼时存在明显的报复意图。 （二）时间特征 从时间截面来看，中国反倾销诉讼具有同其他主要反倾销贸易伙伴类似的波动趋势。如图2所示，反倾销诉讼数量随涉案贸易伙伴数量增加而增加。在全球经济危机的局势下，各国的出口都变得相对萎缩，面对仅有的市场份额，其产业和产品具有一定替代性的贸易伙伴之间的摩擦会出现升级，反倾销的诉讼会随之增加。中国作为世界工厂，具有完整的配套产业结构和出口产品结构，在面临竞争对手低价销售的策略时，增加反倾销手段使用的频率合乎常理。相对而言，中国入世之后，反倾销诉讼的数量增加尤其明显。2002年，发起反倾销诉讼30起，涉案贸易伙伴10个，2002年正是中国加入WTO的第一年。这说明中国入世之后，产业安全受到的威胁明显增加，中国在WTO框架下利用反倾销措施积极维护自身产业安全。同时，反倾销诉讼的数量与同时期时间截面的涉案贸易伙伴的数量呈现类似的波动趋势，这反映了中国的反倾销诉讼更多是基于对产业安全的考虑，而非达到某些非经济目的，单纯针对某几个特定贸易伙伴的手段。
通常而言，贸易伙伴发起反倾销的数量与其进口额之间有一定的正相关性，而原始数据可能受进口量的影响而无法真实体现贸易伙伴的反倾销水平。在控制进口量的前提下分析发起反倾销的数量，不仅可以看出反倾销的长期真实变化，而且便于进行国别比较（Prusa，2005）。[15]根据Prusa（2005）的方法，[15]我们计算了1995—2011年间发起反倾销诉讼总数前十位的贸易体的反倾销强度，即反倾销案件数与进口金额之比，这反映出贸易体的真实反倾销水平。为了消除年份之间的波动，我们以五年为一期进行平滑处理。同时，以欧盟1995年（反倾销数排名第一）的反倾销强度为100进行标准化处理以利于比较。如果同时期的反倾销强度大于100，意味着同时期每一美元进口对应的反倾销诉讼数超过欧盟1995年的水平。详见表1。 根据表1，中国相对欧盟1995年的反倾销强度一直处于较低水平。2000—2004年这一时期超过100。但相对同期的阿根廷、印度、南非和土耳其，中国真实的反倾销水平仅高于美国和欧盟⑥，排名倒数第三。在所有考察期内，中国的反倾销强度一直处于发展中国家的最低水平。这表明，与中国整体的贸易量相比，反倾销的运用频率和强度在前十位贸易体中并不是很具代表性。 （三）产品特征 自1997—2011年间，中国共对HS六位编码63种、八位编码87⑦种产品发起过反倾销诉讼，涉及国内165家企业，国外270家企业。HS采用六位数编码，把全部国际贸易商品分为22类、98章。SITC Rev.4（2008）共包含10部门⑧（岳昌君，2000）。[16]由于GAD数据中，大部分都采用HS六位或八位编码系统，对产品的标识过于分散。为了更好体现反倾销产品特征与中国产业结构的联系，我们根据联合国统计司公布的SITC Rev.4（2008）和HS各新版本之间协调制度表，将HS编码商品合并转化为二位数的SITC商品。根据表2的统计结果，93.6%的反倾销诉讼都是针对SITC5-SITC8，即工业制成品，这与中国国内完整的制造业产业结构密切相关。如果按照投入生产要素密度划分，50.8%是针对资本和技术密集型产品，42.8%是针对劳动密集型产品，针对资源密集型产品仅为6.4%。这反映出，中国在向世界输出资本和技术密集型以及劳动密集型产品的同时也在大量进口同类产品，国内相关产业受到激烈的国际竞争的威胁。尤其是，有机化学品、钢铁、纸和纸制品、陆用车辆和初级形状的塑料这五类进口商品是中国反倾销诉讼的重点。相关产业在近年来成功实现进口国产化替代，国内相关企业对于政府的保护诉求异常强烈。
三、变量、数据及模型 （一）变量选取及符号预测 根据前述分析，并结合已有文献，我们将影响中国反倾销的因素分为经济因素和制度因素两大类。经济因素包括经济运行、汇率变动、进出口量、失业率。制度因素包括国际关系和贸易报复。 经济运行状况良好总体上体现为实际GDP的有效增长(
)和失业率（
）的持续走低。国内市场主体通常在经济运行状况良好的背景下会占据市场优势，外部产品竞争的影响在一定程度上可以被投资和出口的增长所抵消，企业对于外部产品的低价竞争不会太敏感。而经济不景气的情况下，企业及行业协会都会基于保护自身正常利益的考虑尽力维护市场份额及产业安全，对外部主体的低价竞争策略进行诉讼就会相对较多。通常而言，相关部门也会在综合考虑经济增长、市场多元化结构以及产业竞争的多重影响之后，进行最终的审理和判决。
与反倾销诉讼数量之间应呈负相关，
与反倾销诉讼数量之间应呈正相关。 汇率（
）作为一国货币购买力水平的指标，在一定程度上影响一国的贸易结构和规模。如果本币升值，即贸易伙伴货币相对贬值，在产品生产成本不变的前提下，进口会大幅增加，如果进口商品与本国商品存在明显的竞争关系，那么，出口国对本国相关产业造成实质性损害进而面临反倾销起诉的概率都会大大增加。同时，本币升值后，相关的“低于公平价格”调查程序在一定程度上会对出口国更加有利⑨（谢建国，2006），反倾销起诉的胜算会下降。[17]所以，汇率变动对中国发起反倾销诉讼的影响方向尚不确定。 进口量是(
)衡量两个贸易体之间贸易往来的重要指标。对于进口国而言，进口越多，意味着国内市场对于该种商品的需求越旺盛，即对出口国（地区）依赖性较大。对于出口国（地区）而言，对方进口量越多，意味着本国（地区）的产品在进口国的市场占有率越高。通常而言，进口量与反倾销诉讼数量之间应呈正相关。同时，各国对于产业定位和发展程度存在差异，对于严重依赖进口的商品，少量的进口有可能占本国大部分的市场份额。不过，如果进口国在某些行业对于出口国依赖性较强，进口国有可能为了维持与出口国的良好贸易关系而减少甚至放弃对其倾销的起诉和调查。因此，进口与反倾销诉讼数量之间的关系不明确。
出口量(
)在我们的研究框架中更倾向于作为一种制度变量存在。由于中国出口在全球范围频遭反倾销诉讼，从发起诉讼的国家的角度分析，中国出口比重越高，遭受对方反倾销诉讼的可能性越大。在双边贸易机制的影响下，如果中国会采取类似Prusa和Skeath（2004）认为的“以牙还牙策略（tit-for-tat strategy）”，那么，中国对于主要的出口贸易伙伴国有可能发起更多的反倾销诉讼。[18]然而，如果中国不情愿报复，或者更看重与主要的出口伙伴之间良好的贸易环境，那么，尽管对方有对华反倾销的先例，中国也未必对其发起反倾销诉讼。因此，出口比重对反倾销数量的影响方向不确定。 制度变量通常是经济运行背后的软约束，但其往往发挥至关重要的作用。国际关系（
）与经济密切关联，有时甚至扮演着决定经济运行的关键角色。频繁的贸易摩擦会加剧两个贸易体之间的紧张程度，而相对紧张的国际关系也会更容易触发贸易摩擦。贸易政策作为国际关系的组成部分，对经济活动发挥举足轻重的作用。Grossman和Helpman（1994）将“贸易保护”视作一种待售商品，其售价是政客和行业代表之间博弈的结果。政客通过游说国会通过有利某些行业的贸易政策来获得该行业的政治捐资，而行业代表则通过政治捐资获得国家对于该行业的贸易保护，同时打击国际竞争对手。[19]因此，国家的贸易政策会直接影响一国的经济运行，国家之间的关系也会对贸易政策产生重大影响。 报复性反倾销
在很多以往的文献中都被作为重要动机（Messerlin和Reed，1995；Prusa和Skeath，2004）。[20，18]但大部分都是针对传统的反倾销措施使用者进行的研究。中国作为新晋的反倾销国，其措施背后有可能也存在类似的动机。我们将第（t-1）年i国对中国发起的反倾销诉讼数
作为报复性反倾销的指标。该变量假定中国存在报复性反倾销的动机，我们预期其符号为正。 另外，我们还预设了两个虚拟变量。第一，反倾销诉讼是否发生在制造业
，即SITC5～SITC8的所有产品类别，如果是，取值为1，如果否，取值为0，目的是检验中国的反倾销是否存在行业差异。第二，对方是否是反倾销的传统使用者
，如果是，取值为1，如果否，取值为0。根据Prusa（2005），[15]拿大、美国、欧盟和澳大利亚为反倾销传统使用者，结合我们的研究对象，我们将美国、法国、德国和英国视为反倾销传统使用者，其余国家为非传统使用者。这一假定来自Prusa和Skeath（2004），目的是为了验证中国的反倾销策略是否存在“俱乐部效应（club effect）”。[18] （二）数据来源
（三）模型设计 为了考察中国发起反倾销诉讼和立案的动因，我们考察宏观因素和微观因素的双重影响，由于反倾销诉讼数和立案数都是介于[0，7]之间非负的离散取值，满足典型计数模型（count model）的特征。我们将回归模型设定为：
对于计数面板数据回归，通常采用广义估计方程（GEE）来处理。与随机效应模型不同，GEE模型由一组总体均值模型构成，前者基于个体差异，后者将个体之间的边际效益取均值。本质上而言，GEE是对面板中取相同预测值的个体的平均反映进行建模。GEE的优点在于其相关性矩阵是介于GLM方差方程之间，可以被随机参数化（Hilbe，2011）。[23]最常用的相关矩阵结构是可转换式的（exchangeable），可转换相关系数α为：
我们首先利用极大似然函数对负二项模型进行参数估计，得出其相关系数α，然后，将α作为常数嵌入面板模型中进行回归。由于针对不同贸易伙伴的反倾销诉讼具有明显的国别和地区差异，而且这种差异相对固定，我们采用固定效应进行分析。考虑到反倾销诉讼数量和反倾销实施数量对于贸易伙伴的影响效果不同，我们分别选取
和
作为被解释变量。在回归过程中根据需要采用哑变量交互项体现制度因素和经济因素的双重影响。 四、实证检验及结果分析 （一）发起反倾销诉讼的影响因素分析 中国作为世界贸易规则的初级使用者，发起反倾销诉讼总量较小，而且年度变化较大，呈现过度离散。我们在回归模型中以实际GDP的对数
和失业率
为基本解释变量，从表3的模型1至模型6逐渐增加制度性和报复性解释变量。由于汇率
在回归中不显著，我们将其剔除。
和
是只包含时间趋势的单边变量，不随贸易伙伴的变化而变化，因此，可以被作为控制变量，单纯考察中国自身的因素对于发起反倾销诉讼的影响。回归结果表3报告的是回归系数，相对风险指数（Incidence Rate Ratio，简称IRR），即风险发生的概率，根据公式IRR=exp（β）计算而得，其中β为回归系数。整体而言，经济总量与反倾销诉讼数量之间呈负相关，且统计显著，即经济总体运行越好，发起反倾销诉讼的概率越小。计算可得：实际GDP增长率提高一个单位，反倾销诉讼的发生概率降低80%～95%。失业率与反倾销诉讼同样呈显著正相关，且影响巨大，失业率上升一个百分比，反倾销诉讼发生概率提高554%～805%。这两个控制变量反映了中国反倾销诉讼受国内经济运行态势影响明显，对于国内经济健康运行的考虑是反倾销诉讼的首要原因。 1.经济变量
作为直接影响中国国内产业及市场秩序的因素，在我们的检验中也扮演着举足轻重的角色。进口量与反倾销诉讼案件数呈显著正相关，即一国对中国的出口量越多，中国对其发起反倾销诉讼的概率越高。模型2～模型3检验所有国家的综合进口影响效果，结果显示，对华出口增加1%，中国对其反倾销诉讼的概率增加43%～134%。模型4～模型6添加反倾销“俱乐部”哑变量，我们发现，对华出口增加导致中国对于反倾销非传统使用者发起反倾销诉讼的概率增加384%～387%，对于反倾销“俱乐部”成员发起反倾销诉讼概率增加89%～101%（11）。这一结果说明对于反倾销“俱乐部”成员，尽管其对中国出口量很大，但是由于顾及到其成熟的反倾销制度环境，担心其采取类似的贸易报复行为，中国对其反倾销诉讼概率不会显著提高。对于非俱乐部成员，中国主要考虑其对国内产业的潜在威胁和实质损害，对华出口显著影响中国对其反倾销诉讼的可能性。这一结果类似Blonigen和Bown（2001）对美国发起反倾销路径特征的检验结果，即一国反倾销规定越积极，美国对其反倾销概率越低。[10]
呈现出有区别的影响。在模型3中，出口对反倾销诉讼的影响效果为显著正相关，但要比进口的最低水平要低。模型4～模型6添加反倾销“俱乐部”哑变量
，出口的影响随即转变为显著负相关。我们看到，出口增加1%导致中国对于非“俱乐部”成员发起反倾销诉讼的概率降低58%～60%。这反映出中国贸易政策兼顾内部和外部两个市场的稳定，即在保护国内相关产业安全和市场秩序的同时，也会根据贸易伙伴的重要性来区别对待其贸易威胁，对于非“俱乐部”成员而言，主要考虑其作为中国出口市场的贸易地位，对其倾销行为有一定的容忍性。 出口增加1%导致中国对反倾销“俱乐部”成员发起反倾销诉讼概率增加7%～66%。这背后反映出反倾销“俱乐部”成员对中国出口的需求量较大，同时，由于其对中方反倾销诉讼较多，中国采取的是类似“以牙还牙”的报复策略，对其发起较多的反倾销诉讼。我们选取的7个对象国中，法国、德国、英国和美国是反倾销的传统使用者，中国对其出口比重都在25%～30%，四国对华反倾销诉讼占全球对华反倾销诉讼的比例超过70%。鲍晓华（2011）证实，未遭遇我国反倾销的国家反而对我国出口产品发起更多的反倾销，这暗示对华反倾销具有一定的“欺软怕硬”倾向。[9]我们的结论则证实，对反倾销“俱乐部”成员而言，中国出口增加将会导致中国对其发起更多的反倾销诉讼。中国积极利用反倾销等贸易保护措施进行主动保护，有意对反倾销的传统使用者构成一定的威慑。 2.制度变量
国际关系和贸易报复是我们重点考察的两个制度变量。通过构造交互变量，我们发现，如果与反倾销“俱乐部”成员的国际关系较好，中国对其发起反倾销诉讼概率越低，大概比反倾销非传统使用者低12%～26%。这说明在与贸易大国的交往中，中国更看重整体国际关系的稳定和融洽，其在某种程度上是比国内产业安全更重要的外部因素。如果反倾销“俱乐部”成员第（t-1）年对中国发起过反倾销诉讼，中国在第t年对其发起反倾销诉讼的概率相对反倾销非传统使用者会增加14%～17%。这再次证实了中国反倾销诉讼存在一定程度的报复倾向，这一结论同鲍晓华（2011）对中国以外的国家（地区）反倾销的检验结果一致，即认为进口国倾向于对活跃的反倾销大国发起更多的反倾销。[9]可见，中国同其他国家贸易策略的选择偏好具有一定的共性。这反映出一个事实，随着中国在WTO框架下日益增多的贸易摩擦和诉讼，中国正在经历“边摩擦边学习”的过程，对于国际惯例和贸易规制的掌握和运用日臻成熟。 （二）实施反倾销措施的影响因素分析 相对反倾销诉讼显著的“贸易调查效应”，反倾销措施的实施是真实的“贸易转移”和“贸易限制”。反倾销诉讼有些时候是打压竞争对手的一种主动威慑，因为调查的最终结果并不一定是肯定性的，但反倾销措施的实施却是真正意义上的制裁。检验证实，中国反倾销措施实施和反倾销诉讼的影响因素和效果存在显著差异。表4报告的是反倾销实施影响因素的负二项面板数据检验结果。作为工具变量的
和
在影响方向上同反倾销诉讼相同。经济总量的影响效果大约为：实际GDP增长提高1%，反倾销实施的概率降低57%～90%，低于对反倾销诉讼的影响程度；失业率的影响效果要明显高于反倾销诉讼。这一结果说明如果失业率上升，那么反倾销诉讼被裁定为“实质性损害”，进而被征收反倾销税的可能性大大提高。 1.经济变量
模型2至模型4体现了
对反倾销实施影响的综合效果为显著正相关，说明对华出口增加1%，中国对其实施反倾销措施的概率提高25%～124%，低于反倾销诉讼的水平。加入
交互项后，体现出明显的国别差异。如果对方是反倾销的传统使用者，进口增加导致中国对其实施反倾销措施的概率增加7%～34%，远低于不含
交互项的情形；如果对方是反倾销的非传统使用者，进口增加1%导致中国对其实施反倾销措施的概率增加201%～221%，远高于不含
交互项的情形。这一结论类似反倾销诉讼的国别特征。作为真正意义上的贸易救济，反倾销措施的实施受进口量单一因素的影响更小，肯定性裁定的过程更为复杂谨慎。
的综合影响显著正相关，添加
交互项后，影响方向变为显著负相关。对反倾销“俱乐部”成员，出口增加1%导致中国对其实施反倾销措施的概率增加51%～78%；对非“俱乐部”成员，出口增加导致中国对其实施反倾销措施的概率降低38%～41%。这一结果说明由于中国出口增加导致对方做出肯定性裁定的概率提高，进而也招致中国对其反倾销肯定性裁定的概率提高，是一种“以牙还牙”的战略尝试，而对于非“俱乐部”成员而言，中国对出口市场的重视在一定程度上冲销了其对相关产业和市场的担忧。 2.制度变量 国际关系和
交互项体现了反倾销“俱乐部”成员的非经济约束，显著负相关的系数说明中国在裁定反倾销诉讼过程中会权衡与强势贸易伙伴较量的利弊，与中国关系向好的“俱乐部”成员被实施反倾销措施的概率要低15%～29%。来自“俱乐部”成员的反倾销诉讼也会降低中国对其实施反倾销措施的概率，这与反倾销诉讼的方向完全相反。这进一步验证了中国在实施反倾销措施环节的谨慎和顾虑，而不像反倾销诉讼过程那么具有“报复性”。行业虚拟变量和
的交互项为弱显著负相关，说明如果中国的反倾销诉讼发生在制造业，而对方又是反倾销“俱乐部”成员，最终对其实施反倾销措施的概率会下降37%。这也再次证实了，中国实施反倾销措施对于对象国的报复能力有所顾虑，反倾销措施实施的报复性要明显弱于反倾销诉讼。 五、简要总结及评论 通过统计分析和实证检验，我们发现中国反倾销诉讼和实施有如下特点。第一，国内经济运行态势是影响反倾销诉讼和实施的首要因素，贸易保护的初始动机是为了维护国内产业安全和市场稳定。第二，中国对主要的进口伙伴国发起反倾销诉讼和实施反倾销措施的概率更高。中国出口量对反倾销诉讼和措施实施的影响取决于贸易伙伴的反倾销传统。对传统的反倾销使用者，出口增加导致反倾销诉讼和措施实施更多；对于非传统使用者，出口增加导致反倾销诉讼和措施实施减少。第三，对于反倾销的传统使用者，中国在发起反倾销诉讼和实施反倾销措施的时候，既存在对其反倾销报复的担忧，又有“以牙还牙”的针锋以对。对于反倾销的非传统使用者，中国主要基于对国内相关产业安全和市场稳定的考虑，在WTO框架下合理利用相关手段进行保护。第四，相对反倾销“俱乐部”成员即期的倾销行为，中国更加看重与其良好和谐的国际关系，但对于其过去的反倾销行为存在一定的报复性。第五，反倾销诉讼相比反倾销措施的实施更加具有报复性，这缘于诉讼的“贸易调查效应”，对反倾销的肯定性裁定相对更加谨慎。 从上述分析我们可以看出，中国在遭遇反倾销诉讼和制裁的同时，也在积极利用WTO的相关规则对国内产业和市场进行保护，这是一种“边摩擦边学习”的过程，同时也说明中国在积极融入世界贸易的格局，并随之进行政策调整。贸易关系作为国际关系的重要组成部分受到诸多因素的影响，中国在反倾销诉讼和制裁的过程中全局考察各种因素并按国别进行权衡，这也反映出中国应对复杂世界经济形势的策略越来越理性。伴随中国从贸易大国向贸易强国的转变，国内产业结构、技术结构和产品结构也在进行调整，某些环节仍高度依赖进口，这在一定程度上限制了中国在贸易政策上的“强势”回击。 鉴于数据的限制，我们没有将中国所有的反倾销对象纳入研究框架，这在一定程度上影响我们结果的置信度和解释力。我们在下一步的研究中将会重点考虑这一缺陷。同时，针对我们的检验结果，下一步的研究可纳入行业特征变量来体现反倾销的行业差异。 ①三大“例外措施”指反倾销、补贴与反补贴、保护措施。 ②本文出现的中国相关数据均未包括香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾省。 ③数据来源：http://www.wto.org/english/tratop_e/adp_e/adp_e.htm。 ④具体数据报告期为1997年12月10日至2012年3月23日。 ⑤根据WTO反倾销数据库的命名原则，我们将中国发起反倾销调查的贸易体简称为Exp，将对中国发起反倾销调查的贸易体简称为Rep。 ⑥关于加拿大、美国、欧盟和澳大利亚四个传统的反倾销措施使用者在近年反倾销强度下降，Prusa（2005）认为有可能是早期的诉诸反倾销的产业已经得到了保护。[15] ⑦GAD数据库中对于反倾销涉案产品的统计和案件本身的统计在数量上存在差异，由于存在对某个贸易体的一次反倾销调查针对多种产品或者对同一产品同时对多个贸易体发起反倾销调查的可能——例如，ID编号为46标识的对韩国的反倾销调查案件，涉案产品达11种——所以加总后涉案产品共158类，少于反倾销调查数197。 ⑧按照联合国SITC Rev.4（2008），国际贸易中的有形商品共分为10部门、67类、262组、1023个分组和2970基本项目。这10类商品分别为：食品和活动物（SITC0）；饮料及烟草（SITC1）；非食用原料（不包括燃料）（SITC2）；矿物燃料、润滑油及有关原料（SITC3）；动植物油、脂和蜡（SITC4）；未列名的化学品和有关产品（SITC5）；主要按原料分类的制成品（SITC6）；机械及运输设备（SITC7）；杂项制品（SITC8）；未另分类的其他商品和交易（SITC9）。其中，一般把0到4类商品称为初级产品，把5到8类商品称为制成品。通常将0—4类初级产品粗略地定义为资源密集型产品，第6、8两类制成品定义为劳动密集型产品，第5、7两类制成品定义为资本和技术密集型产品（岳昌君，2000）。[16] ⑨关于第二方面的分析仅限于理论层面，因为在现实中，一国货币贬值后，除非产品生产过程中存在进口的中间投入品而导致成本提高，否则，在进口国市场上的售价通常都会下降而不是保持不变。 ⑩根据Prusa（2005），[15]加拿大、美国、欧盟和澳大利亚为反倾销传统使用者，结合我们的研究对象，我们将美国、法国、德国和英国视为反倾销传统使用者，其余国家为非传统使用者。 （11）不含反倾销“俱乐部”哑变量
交互项的模型体现的是无差异的贸易伙伴的具体经济行为对于中国反倾销诉讼的综合影响。对于包含
交互项的模型，IRR的计算公式为IRR=exp（
+
×
），第一，根据
的系数
计算的exp（
）为反倾销非传统使用者其出口对中国反倾销诉讼的影响程度；第二，根据
的系数
和交互项的系数
共同计算的exp（
+
）为反倾销“俱乐部”成员其出口对中国反倾销诉讼的影响程度。出口变量、国际关系变量和贸易报复变量计算过程同上。
标签：反倾销论文; 概率计算论文; 经济模型论文; 国内经济论文; 国家经济论文; 经济学论文;
