美国对中国反倾销的宏观决定因素及其影响效应，本文主要内容关键词为：美国论文,中国论文,效应论文,因素论文，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 问题的提出及文献综述
中国自2001年加入世界贸易组织(WTO)以来，在保持对外出口大幅增长的同时，却不断遭受来自主要贸易伙伴的一系列反倾销等贸易壁垒。据中国商务部年终报告显示，2006年共有25个国家和地区提起对中国的反倾销等贸易救济措施86起，涉案金额20.5亿美元。另据WTO统计，1995～2006年世贸组织成员方共发起反倾销调查3044起，实施最终措施1941起，其中涉及对中国产品进行调查的536起，最终措施375起，分别占世界总数的17.6％和19.3％。无论从总体还是从单个年度来看，中国遭受的反倾销数量都位居世界第一。在这些针对中国产品的反倾销案件中，美国无论在涉案金额还是在涉案次数上都占据较大比重。据《中国商务年鉴2004》统计，2003年中国对美出口产品共遭遇11起贸易救济调查，其中反倾销案9起，涉案金额高达18.5亿美元；2003年美国已占到世界各国对中国产品立案总金额的88％。另据WTO统计，1995～2006年中国遭受的反倾销调查及最终措施数量中，美国排在第3和第2位，分别为64起和52起，均位居美国对外反倾销的第1位。鉴于美国在中国对外贸易中所处的重要地位，入世后美国市场事关中国的外贸出口占总出口比重达20％以上，因而美国对中国反倾销(以下简称美国反倾销)的贸易影响效应很大。而且，美国商务部(DOC)和国际贸易委员会(ITC)更以美国对中国巨额贸易逆差为由，①对中国产品频繁提起反倾销调查，这已对中美双边贸易构成了严峻挑战。现实中，除了美中贸易差额因素外，还有哪些宏观因素影响并决定着美国对中国的反倾销？本文对此进行研究。
(一)有关美国对外反倾销的宏观经济因素研究
Feinberg(1989)探究了美国四个主要进口来源地汇率变动对美国反倾销起诉的影响，研究发现，汇率变动是决定反倾销起诉案件数量的一个重要因素。Mah(2000)探究了美国ITC反倾销决定的宏观经济因素，结果发现，反倾销肯定裁决百分比增长与贸易差额之间存在长期均衡关系，贸易差额对反倾销肯定裁决百分比增长具有单向的因果关系。Knetter和Prusa(2003)考察了澳大利亚、加拿大、欧盟和美国的反倾销起诉与宏观经济因素之间关系，发现实际汇率和国内实际GDP增长对反倾销起诉具有统计上显著的影响，而出口国实际GDP与反倾销起诉的相关性不明确。Blonigen和Bown(2003)认为，报复性反倾销行动上升的威胁对反倾销活动有着最终抑制效应，它将导致某种类似于“冷战”式的均衡。美国反倾销当局倾向于拒绝或较少对具有积极反倾销措施和美国大量出口的国家发起反倾销调查。相反，对美国进口渗透较大，美国国内境况较差的行业，美国反倾销肯定裁决的可能性也较大。
(二)有关美国反倾销的法律、管理机构变化和宏观经济因素混合研究
Baldwin(2005)指出，乌拉圭回合谈判造成美国反倾销法的变化使得美国企业更容易通过反倾销诉讼获取进口保护，美国商务部调查的反倾销案件数量不断上升。Irwin(2005)认为，美国反倾销事件年度数量的直接决定因素是失业率、汇率、进口渗透以及20世纪80年代初反倾销法及其管理机构的变化。经验分析发现，失业率与反倾销起诉的数量高度正相关；实际GDP变动和实际汇率变动似乎与长期内反倾销起诉的数量没有系统的相关性；当进口渗透被包含于宏观经济决定因素时，则进口渗透上升会增加反倾销起诉的数量，美元汇率升值会导致更多的反倾销起诉，1984年美国反倾销法变化给企业以激励，促使其针对某一倾销事件对多个国家提起多重起诉。
(三)有关美国对中国反倾销的宏观影响因素研究
James(2000)认为，美国对来自于中国的出口商品反倾销之所以变得如此严重，是与其经济持续扩张造成统计上巨额贸易逆差高度相关的。考虑到近十年来中国快速的技术变革、产业结构与竞争机制的变化，美国的一些反倾销裁决很可能夸大了中国的倾销幅度。Jiang和Ellinger(2003)在分析中国出口美国的产品遭受反倾销的原因时指出：(1)中国的出口补贴政策加剧了省际出口商之间削价竞争海外市场份额，结果招致大量的倾销指控；(2)中国仍旧被视为非市场经济，正常价值的基准是通过使用替代国数据计算出来的，这种替代国方式否定了中国产品固有的劳动成本竞争优势；(3)许多中国出口商对反倾销指控没有能力或经验进行辩护，这样只会激励美国企业提起更多的反倾销调查；(4)中国出口一直快速增长，其低价商品影响到进口国国内企业，促使进口国使用反倾销战略来保护本土产业。Prusa(2005)指出，反倾销数量增长的主要原因是贸易的增长，随着美中贸易的增长，倾销指控也呈上升趋势。谢建国(2006)的分析发现，经济因素仍是美国对中国贸易反倾销的主要原因，其中美国国内工业产出的波动和对中国贸易逆差扩大显著提高了美国反倾销调查频率，中美政治关系的恶化将强化中美在贸易领域的冲突。Blonigen和Bown(2003)证实，美国对一国出口量越小，该国采取报复的能力越有限，则美国越有可能对该国实施反倾销最终措施。据此，笔者认为，美国对中国出口与中国对美出口相比较小，因而中国对美反倾销报复能力比较有限，这部分解释了美国经常对中国提起反倾销调查的原因。
根据以上文献研究，可以归纳出有关美国反倾销的宏观影响因素主要有：美元实际汇率、美国贸易差额、美国实际GDP增长率、美国进口渗透、美国失业率、美国反倾销法及其管理机构的变化。那么，这些宏观影响因素中究竟哪些是美国反倾销的主要宏观决定因素？Aggarwal(2004)证实，在发达国家，反倾销起诉主要由国内宏观经济压力所驱动，相比而言，以国际贸易状况估计的外部压力对于发达国家反倾销起诉影响是不显著的，但是加入工业附加值增长率变量后，则进口增长率在1％的水平上显著，即进口压力会影响到反倾销起诉。据此，综合美国反倾销的宏观影响因素研究，理论上可以提炼出美国反倾销的宏观决定因素大致分为三大类：一是内生性经济因素，主要是由美国国内宏观经济压力如美国工业生产增长率和失业率所决定的；二是外生性经济因素，主要是由美国遭受的外部经济压力(来自中国贸易、汇率压力)和中国反倾销报复能力所驱动的；三是制度性因素，主要是由美国反倾销法及其管理机构变化和入世后中国非市场经济地位潜在变化所决定的。
与先前主要文献相比，本文有以下不同之处：(1)研究的主要视角和对象范围不同。本文区分了美国反倾销调查和反倾销最终措施数量，从宏观经济因素视角揭示出美国反倾销的主要决定因素及其影响效应。(2)研究的主要变量界定不同。本文模型中对两国双边实际汇率取变动率变量，旨在通过差分消除汇率对其他自变量的内在多重共线性的影响；同时实际汇率变动率反映出美国产品出口市场竞争力的变化对反倾销的影响。此外，本文以美国对中国出口比重和中国对美出口比重而非出口额来反映中国对美反倾销报复能力。(3)研究的内容和方法差异。本文构建了美国反倾销的宏观决定因素的多变量计数模型，并分别对美国反倾销调查和反倾销最终措施的影响效应做出分析。
本文结构安排如下：第二部分就美国反倾销的历史状况做出分析；第三部分就变量选取及预期进行说明；第四部分建立计数模型及对数据进行说明；第五部分为经验结果分析，第六部分给出主要结论及政策建议。
二 美国对中国产品的反倾销状况——历史演进
在美国，反倾销调查和裁决是由两个独立的机构依据两套标准做出的，美国商务部国际贸易管理局(ITA)裁决是否提名的外国企业或产品正在倾销，而美国国际贸易委员会(ITC)裁决是否美国国内行业遭受实质性损害，或者面临进口原产地实质性损害的威胁。前者进行倾销调查，后者进行损害调查。只有当ITA和ITC都做出最终肯定性裁决时，才会签发反倾销命令，征收反倾销税。这样，美国对中国产品的每起反倾销事件都存在着两个机构不同的调查开始期和最终裁定期。在这里，选取ITA和ITC两者较早的调查开始期作为每起反倾销调查的开始期，选取两者较晚的最终裁定期作为每起反倾销裁决的最终裁定期。据此，将美国对中国提起的每起反倾销事件按照反倾销调查开始期和最终裁定期(年份)进行纵向比较。鉴于中国改革开放后才遭受国外反倾销起诉，因而选取美国反倾销时期跨度为1978～2006年(见表1)。
根据表1，以1992年中国构建社会主义市场经济体制作为分界点，可将样本时期划分为两个时间段，即1978～1991年和1992～2006年。在前14年间，美国对中国产品共提起反倾销调查32起，年均2.3起。而在后15年间，美国对中国产品共提起反倾销调查88起，年均5.9起。两个时期相比，美国反倾销立案调查无论是绝对量还是相对年均量都比先前有了大幅增加，并且，在中国入世后短短6年间，美国对中国产品共发起反倾销调查40起，年均达6.7起，大大超过先前6年(年均4.0起)。中国构建和完善社会主义市场经济体制，以及参与和履行WTO统一的贸易规则，似乎并没有减少来自美国的反倾销起诉数量。那么，美国对中国发起反倾销调查究竟受制于哪些宏观决定因素？
理论上，反倾销调查行动意在反对涉嫌不公平贸易的进口商，但Aggarwal(2004)的研究发现，反倾销是一种保护主义工具，与外国企业是否进行不公平贸易无关，一旦提出反倾销起诉申请，国内企业获得保护的概率提高，即使最后证实没有倾销，发起反倾销调查本身也会导致进口下降。据此，由于反倾销调查并非都构成反倾销最终肯定措施，可能存在政府当局利用反倾销调查达到威慑“倾销意图”，来对本国生产商提出保护要求做出反应的现象，因而需要再考察美国反倾销的最终裁决情况，以揭示美国对中国不断增加的反倾销调查的最终肯定措施情况。
依据表2，在1978～1991年的14年间，美国对中国产品共实施反倾销最终措施21起，年均为1.5起。而在1992～2006年的15年间，美国对中国产品共实施反倾销最终措施58起，年均为3.9起。相比来看，美国反倾销最终措施无论是绝对量还是相对年均量都比先前有了很大增加。而且，入世后短短6年间，美国对中国产品实施的反倾销最终措施达30起，年均为5.0起，大大超过先前6年(年均3.0起)。可见，对于美国企业和政府当局来说，对中国产品反倾销调查已不再仅仅是一种对进口商的威胁作用，而已成为一种实实在在的贸易保护主义工具。具体地，1978～2006年美国对中国产品共提起反倾销调查120起，美国对中国产品共实施反倾销最终措施79起。两个时期相比，美国对中国产品反倾销最终措施数量分别占同期美国反倾销调查比重的65.8％(1978～2006年)、65.6％(1978～1991年)和65.9％(1992～2006年)。从长期来看，美国对中国产品实施的反倾销最终措施数量已占调查比重的65％以上，美国的反倾销调查，已不再仅仅是为了起到威慑的作用，而是更多地落实为实行反倾销措施行动上。
需要指出的是，这里以美国反倾销历史演进作为切入点，考察美国反倾销调查和反倾销最终措施数量的发展演变，旨在从美国对中国不断增加的反倾销调查和反倾销最终措施的压力中去探寻隐含的美国反倾销的宏观决定因素及其影响效应，无意与他国对中国反倾销做出横向比较。
三 美国反倾销的宏观决定因素：变量选取及预期说明
关于美国反倾销的主要宏观影响因素，需要考虑很多与反倾销相关的理论和模型。现有文献采用的变量各有不同，结论也有差异。本文选取美国国内宏观经济压力、美国来自中国的贸易压力、美元汇率压力、中国反倾销报复能力以及美国反倾销法变化和入世后中国非市场经济地位潜在变化等变量作为美国反倾销可能的宏观决定因素，探究它们对美国反倾销的影响效应。根据已有的文献研究结论，本文对这些变量的可能影响方向做出理论上的预测，并进行计量检验。
命题1：美国国内宏观经济活动低迷会增加美国对中国提起的反倾销数量。
如果美国国内宏观经济状况不景气、就业状况差，则任何进口竞争都可能对美国国内生产能力利用、利润幅度和失业产生进一步的压力。在此条件下，国内生产商会游说和对政府施压以保护国内产业，结果反倾销立案调查更多，肯定的实质性损害裁决的概率上升。Knetter和Prusa(2003)指出，进口国经济活动的衰退更可能使得国内企业运行绩效变差，易于得出损害性裁定。实践中，20世纪80年代初和90年代初美国对外反倾销数量的大幅攀升与其国内经济不景气是相关的。Irwin(2005)证实，美国失业率与其反倾销起诉的数量显著正相关。在这里，美国国内宏观经济压力状况以美国GDP增长率(GDPR)或美国工业生产增长率(IPR)和美国失业率(UER)来反映。前者代表美国产出变动对反倾销的影响，后者代表美国内部市场需求变动对反倾销的影响。理论预测，美国GDP增长率或美国工业生产增长率下滑和美国失业率增加会导致美国反倾销数量增加。在随后模型中，将以这些变量来检验命题1。
命题2：美国反倾销数量是与美国对中国贸易逆差扩大或美国从中国进口渗透上升正相关。
一般来说，不利的贸易逆差和汹涌的进口会增加美国国内企业寻求贸易保护的可能性，政府当局也易于接受其指控倾销申请。这是因为反倾销是WTO准许的贸易救济措施，它针对的是企业而非政府，WTO反倾销规则不要求课征反倾销税的国家对受影响国提供补偿。一旦提出反倾销申请，国内企业便会获得更高概率的保护，即使最后证实没有倾销，发起反倾销调查本身也会导致进口下降。因此，政府倾向于支持使用与WTO相容的反倾销手段。Mah(2000)发现，贸易差额(进口减去出口)对实施反倾销投赞成票的增长率具有统计上显著的单向协整关系。Aggarwal(2004)证实，一国每年反倾销事件的数量是与其贸易逆差扩大和进口大量涌入相关的。在这里，美国遭受的外部经济压力——来自中国贸易压力以美国对中国贸易差额(进口减去出口)占美中商品总贸易额比率(TBR)或美国从中国进口渗透率(进口占美国GDP比率，IMR)来反映，代表美国从中国进口需求渗透程度对美国反倾销的影响。在随后模型中，将以美国从中国进口渗透率来检验命题2。
命题3：美元对人民币实际汇率升值，会导致美国对中国更多的反倾销起诉。
理论上，当本国货币(美元)升值时，进口商品的本币(美元)价格下降，这将降低本国(美国)相同行业生产商的利润，增加对他们实质性损害的可能性；而相对于出口到美国之外的其他目的地(relative to other destinations)，外国企业会提高出口到本国(美国)商品的外币价格，这将显著地减少外国企业被指控低于公平价值定价的可能性。相反，本国货币贬值将减小实质性损害的可能性，但使得外国企业被指控低于公平价值定价的可能性增加(Knetter and Prusa，2003)。这样，由于对外国企业提起反倾销诉讼的激励是与美国ITC对实质性损害和ITA对低于公平价值定价的肯定性裁决正相关，那么理论上完全有可能无论是美元实际升值还是贬值(相对于人民币)都可能使中国企业陷入被反倾销起诉中，只是美元升值会导致美国对中国更多的反倾销起诉。这是因为界定倾销标准的弱化，美国ITA几乎每次都对倾销做出肯定性裁决，因而美国政府反倾销决定几乎是由美国ITC损害性检验惟一决定的。理论上，在对单个国家反倾销研究中，通常使用两国双边实际汇率变量。在这里，美元汇率压力以美元对人民币实际汇率变动率(RER)来反映，代表实际汇率变动引致产品出口市场竞争力的变化对反倾销的影响。在计量模型中，将以美元对人民币实际汇率变动率来检验命题3。
命题4：美国反倾销案件数量与中国反倾销报复能力负相关。
2001年11月12日，中国成为WTO的一员，中国可以充分利用WTO合法权利或者发起报复行动来解决被诉倾销的问题。事实表明，中国已经利用WTO成员国地位成功地对一些反倾销裁决给予报复，如2002年3月，当美国决定对进口中国钢产品课征8％～30％关税时，中国立即对从美国进口的大豆油课征24％附加关税。Blonigen和Bown(2003)研究发现，美国企业很少对具有积极反倾销措施和接受美国大量出口国家的企业提起反倾销起诉；相反，美国对某国的出口量越小，意味着该国采取报复的能力越有限，则美国越有可能对该国实施反倾销措施。我们也应看到，中国对美出口比重的增加，意味着中国出口集中度的上升，它将削弱中国对美国反倾销裁决的报复能力，反之相反。本文中，中国反倾销报复能力以美国对中国出口比重(AEX)和中国对美出口比重(CEX)来反映，代表中国反倾销报复能力对美国反倾销的影响。
命题5：美国反倾销法变化会造成美国对中国提起更多的反倾销起诉，而中国非市场经济地位潜在变化对中国商品遭受反倾销的影响关系不明确。
1984年《美国贸易与关税法案》要求ITC在做出损害性裁决时，累计遭受反倾销调查的所有国家的进口，这增加了美国企业对倾销同样产品的几个不同国家提起多重起诉的收益。结果，80年代后，美国反倾销调查的数量明显的比以前增加。中国入世后，尽管美国尚未承认中国市场经济地位，但是自2004年新西兰率先承认中国市场经济地位以来，截至2006年底，已有66个国家承认了中国市场经济地位。这种变化会影响美国对中国产品倾销幅度的测算，从而影响到美国反倾销调查和最终措施数量。Baldwin(2005)认为，乌拉圭回合谈判造成美国反倾销法的变化使得美国企业更容易通过反倾销路径获取进口保护。随之而来，美国商务部调查的反倾销案件数量在上升。Irwin(2005)研究发现，美国反倾销法变化和管理机构变化以虚拟变量加入模型后，会减少进口渗透的影响，但没有改变失业率或汇率对反倾销的影响；1984年美国反倾销法变化给予企业激励提起多重起诉。在这里，美国反倾销法变化和中国入世后非市场经济地位的潜在变化，以1985年(Dum[，1])和2002年(Dum[，2])两个虚拟变量为代表，分别反映1984年美国反倾销法变化和2001年中国入世后非市场经济地位潜在变化对反倾销的影响，模型中将以这两个变量来检验命题5。需要指出的是，1980年1月，美国卡特政府当局正式将低于公平价值(LTFV)的裁决权移交给美国商务部，这种反倾销管理权的转移有利于企业提起反倾销起诉。但是，美国只是在1980年6月才对中国提起首例反倾销调查——化学品薄荷醇事件。据此，样本期间内美国反倾销管理权的变化(商务部取代财政部)为外生给定，不会对美国反倾销产生不同的影响，因而不将其视为美国反倾销的宏观决定因素。此外，虽然1988年美国《综合贸易与竞争法》(Omnibus Trade and Competition Act)对有关非市场经济国家反倾销规则进行了修改，从法律上规定，若非市场经济国家涉案企业达到美国认定的5条市场经济标准，美国可以采用单独税率裁决，替代了先前反倾销的一国一税。但在实践中，由于这些标准过于苛刻严格，因而对美国反倾销所产生的影响并不明显，故而不将其视作主要宏观决定因素。②
综上所述，本文对美国反倾销的各变量预期影响方向做出了理论预测，具体预测符号见下表：
四 美国反倾销的宏观决定因素及其影响效应：计数模型及数据说明
(一)负二项回归多变量计数模型
由于因变量美国反倾销数量是非负的离散变量，且是统计美国在t年对中国发起的反倾销调查、反倾销最终措施数量的计数变量(count variable)，因而可以使用计数模型来进行估计。理论上，泊松分布(Poisson distribution)是概率论中常用的一种离散型概率分布，泊松分布的参数λ衡量单位时间内随机事件的平均发生率。实践中，泊松模型是计数模型中常见的一类，被广泛用于分析这种类型的计数变量。
由于泊松分布的特点，因变量的期望值和方差是：
该对数线性模型与计数模型具有一致的形式。据此，美国在t年对中国发起的反倾销数量的期望值的对数是线性的。如果泊松分布的均值等于方差，即关系式(3)成立，则y[，t]的条件分布是泊松分布，那么泊松最大似然估计量是一致的、有效的，但通常会出现过度离差，即观察计数的方差经验上比均值更大的情况。据此，对泊松模型建议的普遍选择是负二项模型，后者考虑了过度离差现象。
所以，根据对数线性回归模型(8)式可估计美国在t年对中国反倾销的宏观决定因素的影响效应。其中，负二项回归计数模型中的变量系数表示自变量对因变量的影响效应。
(二)主要变量数据说明
鉴于改革开放后，中国才遭受来自国外的反倾销诉讼，故而选取1978～2006年作为样本期间，来探究美国反倾销的宏观决定因素的影响效应。具体地，我们取因变量为美国在t年对中国发起的反倾销数量AD[，US，t]，该指标分为两个层次变量，即美国对中国发起的反倾销调查数量和对中国实施的反倾销最终措施数量。该指标数据都来自全球反倾销数据库(Global Antidumping Database)和WTO数据库。③
分析中，决定回归变量的滞后结构是非常重要的。Aggarwal(2004)认为，行业企业在反倾销调查期内必须正遭受实质性损害，而详细的损害幅度测算是基于反倾销申请前一年的数据。因此，我们决定在美国对中国提起的反倾销计数模型中对具有时滞效应的自变量做滞后一期处理，具体视变量回归结果的显著性和似然比指数(Pseudo-R[2])极大化来决定。模型中自变量主要有：(1)反映美国国内宏观经济压力对美国反倾销的影响变量：GDPR[，t]、IPR[，t]以及UER[，t]。因为中国对美出口影响的主要是美国工业品产出，美国反倾销也主要集中在工业品，故而采用美国工业生产增长率变量(IPR[，t])来代表美国产出变动对反倾销的影响。④这些变量数据来自国际金融统计数据库(IFS database)。(2)反映美国遭受的外部经济压力——来自中国贸易压力对美国反倾销的影响变量，以TBR[，t]或IMR[，t]来反映。为规避与后面美国对中国出口比重变量的高度相关性，我们采用美国从中国进口渗透率(IMR[，t])变量，代表美国从中国进口需求渗透程度对美国反倾销的影响。美国GDP数据来自IFS数据库；1978～1984年贸易数据引自《中国对外经济贸易年鉴》，1985～2006年数据引自美国普查局数据库。⑤(3)反映美国遭受的外部经济压力——美元汇率压力对美国反倾销的影响变量，以美元对人民币实际汇率变动率(RER[，t])来反映，⑥代表产品出口市场竞争力的变化对美国反倾销的影响。(4)反映中国反倾销报复能力对美国反倾销的影响变量，以美国对中国出口比重即美国对中国商品出口占美国出口比重(AEX[，t])和中国对美出口比重(CEX[，t])来反映。双边贸易数据来自美国普查局和中国海关统计，单方出口来自IFS数据库。⑦(5)反映美国反倾销法变化和入世后中国非市场经济地位潜在变化对美国反倾销的影响变量，以1985年(Dum[，1t])和2002年(Dum[，2t])两个虚拟变量来反映。前者从1985年开始取值为1，之前取值为0，代表1984年美国反倾销法变化对反倾销的影响；后者从2002年开始取值为0，之前取值为1，代表中国入世后非市场经济地位潜在变化对美国反倾销的影响。
据此，参照式(8)构建出美国对中国反倾销的主要宏观决定因素的负二项回归多变量计数模型：
其中，i=0，1，根据变量回归结果的显著性，赤池信息准则(AIC)、施瓦茨准则(SC)数值极小化和似然比指数极大化原则来确定是否对变量做滞后一期处理。若没有滞后效应，则i为零。模型中对两国双边实际汇率取变动率变量，旨在通过差分消除汇率对其他自变量的内在多重共线性的影响；同时实际汇率变动率反映出美国产品出口市场竞争力的变化对反倾销的影响。这样，考虑到未观察到的影响因素v[，t]后，美国在t年对中国提起的反倾销数量的期望值的对数是线性的。所以，根据伍德里奇(2003，中译本)，可以使用对数函数的近似特征，得出：
在这里，通过负二项回归可求出参数
五 美国反倾销的宏观决定因素及其影响效应：经验结果分析
(一)美国反倾销调查的经验结果分析
我们选取1978～2006年作为样本期间，取因变量为美国在t年对中国提起的反倾销数量的期望值E(AD[，US，t]=y[，t]|X[，t]，v[，t])，分为美国在t年对中国提起的反倾销调查数量和对中国实施的反倾销最终措施数量。模型设定和自变量选取如式(9)中负二项回归多变量计数模型所述。在估计美国对中国提起的反倾销调查数量的宏观决定因素的影响效应时，依据变量回归结果的显著性，AIC、SC数值极小化和似然比指数极大化原则，对美国工业生产增长率、失业率、从中国进口渗透率、美元对人民币实际汇率变动率以及美对中和中对美出口比重采用当期或滞后一期数据。美国对中国发起的反倾销调查数量的最佳检验结果见表4。
从回归结果来看，剔除非显著的滞后变量后，R[2]和调整后的R[2]均有上升，赤池信息准则AIC和施瓦茨准则SC均有下降。此时，R[2]=0.8224，调整后的R[2]=0.7179，似然比指数=0.4214，负二项回归多变量计数模型拟合的效果更好些，模型各回归变量统计上非常显著。除了中国入世后非市场经济地位潜在变化的虚拟变量(Dum[，2])非显著之外，其他变量Z统计值绝对值都大于2，且P值较小(小于0.05或0.01)，因而在5％甚至1％水平上，这些解释变量对因变量——期望的美国反倾销调查数量都具有统计上显著的影响效应。
具体来看，依据表4和(11)式，在1％水平上，美国工业生产增长率对期望的美国反倾销调查数量产生统计上显著的负效应，其影响系数为-0.1237，表示样本期间内美国工业生产增长率下降1个百分点，则期望的美国反倾销调查数量会增加0.12％，其回归结果与预期符号相同。在1％水平上，美国失业率增加对美国反倾销调查数量产生统计上显著的正效应，其影响系数为0.6528，表示样本期间内美国失业率增加1个百分点，则美国反倾销调查数量会增加0.65％，且与预期符号相同。因此，负二项计数模型证实，美国工业生产增长率下降和美国失业率增加，会造成同期美国反倾销调查数量增加，且美国失业率对反倾销影响效应更大，从而很好地验证了命题1。
在5％水平上，美国从中国进口渗透率对期望的美国反倾销调查数量产生显著的正效应，其影响系数为2.5031，表示样本期间内美国从中国进口渗透率提高1个百分点，即ΔIMR[，t]=1％，则期望的美国反倾销调查数量会增加2.53％，产生的影响效应很大，且与预期符号相同。据此，美国从中国进口渗透越大，由此造成的美中贸易逆差越大，会对美国形成很大的外部贸易压力，导致美国反倾销调查数量大幅增加。这不仅很好地验证了命题2，而且也能够有效地解释美国对中国产品频繁提起反倾销调查的实质原因。
在1％水平上，美元对人民币实际汇率变动率对期望的美国反倾销调查数量产生统计上显著的正效应，其影响系数为0.0335。据此，在中美贸易之间，若美元对人民币实际汇率变动率上升，则会在双边贸易中构成对美国的外部汇率压力，增加美国对中国产品提起反倾销调查的可能性。这验证了命题3。在5％水平上，滞后一期的美元对人民币实际汇率变动率对美国反倾销调查数量产生统计上显著的负效应，其影响系数为-0.0183，尽管产生的影响效应较小，但是与预期符号相反。因此，考虑到滞后一期抵消效应后，美元对人民币实际汇率变动对美国反倾销调查数量的影响效应甚小。现实中，美方认为人民币汇率被低估，压迫人民币升值，试图营造弱势美元、强势人民币的贸易格局。这样，美元贬值将减小美国遭受实质性损害的可能性，但使得中国企业被指控低于公平价值定价的可能性增大，进而遭受美国更多的反倾销调查。所以，弱势美元、强势人民币对中国企业出口竞争力是非常不利的。
美国对中国出口比重对期望的美国反倾销调查数量的影响系数为-1.1664，且在5％水平上显著，其表示样本期间内美国对中国出口比重增加1个百分点，美国反倾销调查数量会下降1.16％，产生的抑制效应更大，且与预期符号相同。据此，美国对中国出口比重越大，意味着中国对美反倾销报复能力越强，则美国对中国提起的反倾销调查的可能性越低。中国对美国出口比重的影响系数为0.0943，且在1％水平上显著，表示样本期间内中国对美出口比重增加1个百分点，则美国反倾销调查数量增加0.09％；反之，则相反。据此，若中国对美出口比重下降，意味着中国对美国反倾销报复能力增强，则美国对中国提起的反倾销调查数量减少。这很好地验证了命题4的结论。不过，相比而言，美国对中国出口比重增加产生的反倾销抑制效应远远高于中国对美出口比重下降产生的反倾销减少效应。
1984年美国反倾销法变化(Dum[，1t])对期望的美国反倾销调查数量产生统计上显著的正效应，其影响系数为1.8318，表示样本期间内美国反倾销法变化增加了美国反倾销调查数量，且与预期符号相同。而中国非市场经济地位潜在变化(Dum[，2t])对期望的美国反倾销调查数量统计上影响不显著，这表明中国入世后美国反倾销调查并未因66国承认中国市场经济地位而发生变化性影响。这一计量结果有力地支撑了命题5。
(二)美国反倾销最终措施的经验结果分析
类似地，以1978～2006年作为样本期间，取因变量为美国在t年对中国实施的反倾销最终措施数量，模型设定和自变量选取如式(9)中负二项回归多变量计数模型所述。在估计美国对中国实施的反倾销最终措施数量的宏观决定因素的影响效应时，参照Aggarwal(2004)的研究，行业企业在反倾销调查期内必须正遭受实质性损害，而详细的损害幅度测算是基于反倾销申请前一年的数据。因此，我们决定在美国对中国实施的反倾销最终措施计数模型中对自变量做滞后一期处理，这符合美国反倾销最终裁定期普遍向前延展一年的客观事实。具体依据变量回归结果的显著性，以及AIC、SC数值极小化和似然比指数极大化原则来确定滞后期。美国对中国实施的反倾销最终措施数量的检验结果见表5。
从表5来看，R[2]=0.6040，调整后的R[2]=0.3710，似然比指数为0.3724，负二项回归计数模型拟合较好，且模型各变量统计上较为显著。除了入世后中国非市场经济地位潜在变化的虚拟变量(Dum[，2])不显著之外，其他变量Z统计值绝对值都较大，且P值较小，都在1％至10％水平上具有统计上显著的影响效应。
详细地，依据表5和式(11)，在5％水平上，美国工业生产增长率对期望的美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的负效应，其滞后影响系数为-0.1374，表示样本期间内美国工业生产增长率上期下降1个百分点，则期望的美国反倾销措施数量会增加0.14％，其回归结果与预期符号相同。在1％水平上，美国失业率增加对美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的正效应，其滞后影响系数为0.6183，表示样本期间内美国失业率上期增加1个百分点，则期望的美国反倾销最终措施数量会增加0.62％，与预期符号相同。据此，上一期美国工业生产增长率下降、美国失业率增加都会造成美国反倾销最终措施数量增加，且后者影响效应更大，实施的反倾销最终措施结果证实了命题1。
在5％水平上，美国从中国进口渗透率对期望的美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的正效应，其滞后影响系数为3.5777，表示样本期间内美国从中国进口渗透率上期提高1个百分点，则期望的美国反倾销最终措施数量会增加3.64％，产生的影响效应非常大，且与预期符号相同。美国从中国进口渗透率不断提高，从1985年的0.09％上升到1995年的0.62％，到2006年达2.17％，造成美国对中国贸易逆差压力不断增大，从1985年的0.1亿美元增加到1995年的337.9亿美元，到2006年美中商品贸易逆差已达2325.9亿美元，⑧由此导致美国对中国实施的反倾销最终措施数量不断增加，与命题2相符。
在1％水平上，美元对人民币实际汇率变动率对期望的美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的正效应，其影响系数为0.0395，表示样本期间内美元对人民币实际汇率变动率上升1个百分点，则美国反倾销最终措施数量将会增加0.04％，影响效应较小。滞后一期产生的影响效应仍较小，为0.05％。两期计量结果都与预期符号相同。因此，美元对人民币实际汇率变动率上升，即美元汇率升值，会在当期和下一期增加美国对中国产品实施反倾销最终措施的数量，从而证实了命题3。不过，由美元对人民币实际汇率变动率上升产生的美国反倾销最终措施数量的影响效应仍较小。
在10％水平上，美国对中国出口比重对期望的美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的负效应，其滞后影响系数为-1.1766，表示样本期间内美国对中国出口比重上期增加1个百分点，则期望的美国反倾销最终措施数量会下降1.17％，产生的反倾销抑制效应更大，且与预期符号相同。在5％水平上，中国对美出口比重对美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的正效应，其滞后影响系数为0.0980，表示样本期间内中国对美出口比重上期增加1个百分点，则美国反倾销最终措施数量增加0.10％；反之，则减少。所以，美国对中国出口比重增大和/或中国对美出口比重减小，意味着中国对美反倾销报复能力增强，则美国对中国实施的反倾销最终措施数量会减少。这也充分证实了命题4。
在1％水平上，1984年美国反倾销法变化对期望的美国反倾销最终措施数量产生统计上显著的正效应，其影响系数为1.8422，表示样本期间内美国反倾销法变化增加了美国反倾销最终措施数量，且与预期符号相同。而中国非市场经济地位潜在变化对期望的美国反倾销最终措施数量统计上影响不显著，这表明中国入世后，美国对中国产品实施的反倾销最终措施情况并未因66个国家承认了中国市场经济地位而发生实质性变化。由此，很好地证实了命题5。
六 主要结论及政策建议
通过对美国反倾销的宏观决定因素的经验性研究，得出以下主要结论：
1.从统计数据上看，1978～2006年美国对中国产品实施的反倾销最终措施数量已占同期美国反倾销调查比重的65％以上，美国的反倾销调查，已不再仅仅是为了起到威慑的作用，而是更多地落实为实行反倾销措施行动上。
2.美国反倾销的宏观决定因素主要有：美国工业生产增长率、失业率、从中国进口渗透率、美元对人民币实际汇率变动率、美国对中国出口比重和中国对美出口比重，以及美国反倾销法变化。
3.美国反倾销调查的负二项回归结果发现：(1)美国工业生产增长率下降、失业率增加、美元对人民币实际汇率变动率上升和中国对美出口比重增加将引致美国反倾销调查数量增加。其中，美国失业率对反倾销影响效应更大。(2)美国从中国进口渗透率提高，则促使美国反倾销调查数量增加；美国对中国出口比重增加，则美国反倾销调查数量会下降。比较而言，中国产品进口渗透率产生的影响效应很大，这有效地解释了美国对中国频繁发起反倾销调查的实质原因。
4.美国反倾销最终措施的负二项回归结果发现：(1)美国失业率上期增加、美元对人民币实际汇率变动率当期和上期上升，则期望的美国反倾销最终措施数量分别会增加。其中，美元对人民币实际汇率变动率上升产生的影响效应较小。(2)美国工业生产增长率上期下降、美国从中国进口渗透率上期提高、中国对美出口比重上期增加，则期望的美国反倾销最终措施数量分别会增加。比较而言，中国产品在美国进口渗透增加是造成美国反倾销最终措施数量平稳增长的最主要原因。(3)美国对中国出口比重上期增加，则美国反倾销最终措施数量会下降，产生的反倾销抑制效应更大。
相比来看，美国从中国进口渗透增加是造成美国对中国频繁发起反倾销行动的最主要决定因素；美国反倾销法变化增加了美国反倾销调查及最终措施数量，而美国对中国出口比重增加、中国对美出口比重减小会对美反倾销行动产生抑制效应。中国入世后非市场经济地位潜在变化对美国反倾销的影响统计上不显著。这些计量结果有力地证实了命题1～5的预期结论。
基于这些研究发现，政策建议是：
1.中国应大力拓展多元化的贸易主体，逐步降低过高的对美出口集中度。中国对美国过高的外贸出口集中度表现为中国产品在美国的进口渗透率过高，这一方面致使美国贸易保护主义者经常产生中国出口品倾销的幻觉，另一方面也放大了中国外贸出口的风险。当前美国对中国频繁提起反倾销起诉讼就是这一风险的反映。所以，当务之急是拓展中国外贸出口对象，比如加快与东盟(ASEAN)、巴基斯坦、澳大利亚、新西兰等构建自由贸易区进程，逐步降低中国对美国出口集中度。
2.健全和完善中国反倾销法律法规，建立符合国际惯例的贸易救济体系，适时适度地运用反倾销这一贸易工具。2001年12月中国国务院修订并颁布了《反倾销条例》和《反补贴条例》，新制定了《保障措施条例》，并于2004年进行了修正。新条例标志着中国进口反倾销调查已走上了法制化路径。基于反倾销对称性，当前中国应加大反倾销应诉和起诉力度，以抑制主要来源国对中国提起的反倾销诉讼。
3.进一步完善市场经济体系，改善中国经济发展环境，建立与国际接轨的技术法规和标准体系；促使中国的主要贸易伙伴如美国、欧盟等尽早承认中国的市场经济地位，消除歧视性差别待遇和不公。
4.积极利用多边贸易体制来解决贸易摩擦问题。在贸易摩擦中无论是处于发起者还是被诉者，中国都需要深入理解世贸规则和条款，学会利用WTO规则来保护自身的合法贸易地位，积极利用多边和双边协商和谈判机制，最大限度地避免损失，这是规避和应对贸易摩擦的根本策略。
5.健全企业应诉的法律环境和渠道，加强行业协会和商会建设，形成有效的出口协调及应诉机制。当前，政府应积极支持和协调行业协会和商会建设，发挥其对倾销与反倾销信息搜集和整理的效能，及时反馈给会员企业，并通过行业协会等市场组织机构加大统一应诉和起诉力度，同时增进与美国等商会和行业协会之间信息沟通和了解，以便通过事前协商来化解部分反倾销冲突，从而扩大中国外贸发展空间。
注释：
①据美国普查局(U.S.Census Bureau)统计，美中商品贸易逆差由2001年的831亿美元激增至2006年的2325.9亿美元。
②在这里，作者感谢匿名审稿人提出的建设性意见。
③网址：http://people.brandeis.edu/-cbown/global_ad/; http://www.wto.org/english/tratop_e/adp_e/adp_e.htm#statistics; 2007年7月公布。
④在这里，变量的选取汲取了匿名审稿人提出的宝贵修改意见，特此感谢。
⑤资料来源：http://ww.census.gov/foreign-trade/balance/c5700.html,2007年7月公布。
⑥数据来自美国农业部经济研究部：http://www.ers.usda.gov/Data/exchangerates/,2007年7月公布。
⑦IFS数据库：http://www.imfstatistics.org/imf/ImfBrowser.aspx,2007年7月公布。
⑧数据来源：http//www.census.gov/foreign-trade/balance/c5700.html美国GDP数据来自IFS数据库。