发展中大国间贸易摩擦的微观形成机制——以印度对华反倾销为例，本文主要内容关键词为：印度论文,为例论文,微观论文,大国论文,摩擦论文，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。
进入新世纪以来，作为金砖国家的重要成员国，中国和印度在世界经济舞台上扮演着越来越重要的角色。①同样是近年来迅速崛起的新兴经济体，同样是在区域内具有重要政治地位的亚洲国家，同样是通过经济改革并依赖外部市场而起飞的发展中大国，“中国龙”和“印度象”在诸多领域存在着竞争关系，“龙象之争”渗透到两国发展的各个环节，而经贸领域的摩擦与争端则是其中的典型事例，本文将以印度对华反倾销为例，揭示两国间经济冲突与摩擦的微观机制。
自2008年全球经济危机爆发以来，贸易保护主义在世界范围内蔓延，作为重要的出口大国，中国更是在世界范围内频繁遭受各种形式的贸易壁垒。②其中来自发展中大国的贸易摩擦与争端尤为突出，因为它们之间在工业化发展阶段上具有同质性，而与发达国家在贸易结构上却有一定的互补性。就发展中大国之间的贸易摩擦而言，最典型的便是印度的贸易保护政策。③
在上述危机爆发前的较长时间，印度便充分利用WTO规则所允许的贸易救济措施，对中国商品进口加以限制。从1995年至2010年，印度对中国商品发起反倾销案件的数量高居世界各国之首，并且对大量案件做出征收反倾销税的裁定结果，对中国出口产品打压十分严厉（表1）。同一时期，中国是印度反倾销的头号目标国，无论是反倾销案件数量，还是最终征税数量，中国都高居榜首，而且中国产品被征收的反倾销税率远高于平均水平（表2）。综上，印度对华反倾销充斥着严酷性和歧视性。④
从法理上讲，反倾销税是为了保护本国产业、打击外国厂商以低于“正常价值”向本国出售商品的“不公平”行为而征收的。在实践中，判定是否存在倾销和实质性损害是非常困难的，对“正常价值”、“公平价值”等术语的解释也具有主观性，这就为相关决策机构在进行裁定时提供了极大的自由度，裁定结果也极具伸缩性。众多研究表明，作为一项重要的贸易政策工具，反倾销的裁定结果会受到一系列政治经济因素的影响。⑤特别是作为重要发展中大国的印度，同中国存在着十分激烈的竞争关系，反倾销裁定更有可能渗透着多维度目标。这就需要透过新的视角，从决策层面对案件裁定结果的影响因素进行通盘分析。
本文搜集、整理了1999年至2009年印度对华反倾销案件的各项信息，包括倾销幅度（即日后征收的反倾销税率）和涉案商品所属行业的种种特征，以及案件发起当年印度国内的宏观经济发展状况和中印贸易情况。以Grossman和Helpman的“保护待售”模型，即行业利益集团利用政治捐款影响政府决策为理论基础，我们使用多种方法构造反映申诉者政治势力的变量，基于案件层面，定量考察影响税率裁定结果的种种政治经济因素。⑥经验结果表明，案件申诉者的政治势力会显著提高最终裁定的税率水平，进口渗透率同税率之间的关系，则取决于申诉者在政治上是否有组织。通过扩展基准检验，我们发现，“保护待售”模型的结论仍然得到了支持，模型中包含的变量比以往文献中使用的其他变量更具解释力。另外，反倾销税率还同印度对华贸易逆差呈显著的正相关关系。这样的结果意味着，印度当局裁定反倾销税率时，明显受国内利益集团政治势力的影响，同时也有打压中国、谋求在“龙象之争”中获取利益的动机。
二、相关背景及文献评述
（一）印度反倾销法律及程序
印度是GATT的首批缔约方和WTO的创始成员国，因而谋求在WTO《反倾销协议》框架下实施本国的反倾销措施。1995年以来，以国内反倾销法律为基础，印度厂商频繁发起反倾销诉讼，到2010年末，印度已超越美国、欧盟等发达经济体，成为世界上发起反倾销调查最多和实施反倾销措施最多的国家。
根据印度反倾销法的规定，反倾销调查由商工部下属的反倾销总局（Directorate General of Antidumping and Allied Duties）具体负责执行，其职责包括发起调查、确定是否倾销并计算倾销幅度，确定是否损害及损害程度，接受或拒绝价格承诺，向财政部建议征收反倾销税等。⑦
同WTO《反倾销协议》的规定相一致，印度反倾销措施的实施需要三个构成要件，即价格差别、实质损害和因果关系。价格差别体现在倾销幅度上，计算出的倾销幅度便是日后所征的反倾销税率。损害分析需要对很多相关因素进行详细的检查，主要包括数量和价格两方面。具体内容包括：进口的产品数量已经或将可能明显增长的程度及其对国内产业的影响；有无低价销售情况；进口的倾销产品导致国内产品的价格下降或抑制国内产品价格上涨的程度。如果倾销和损害都存在，印度国内企业还须向反倾销总局证明，倾销的发生和国内企业遭受实质性损害或实质性损害威胁之间，存在因果关系。
尽管印度反倾销裁定程序在形式上十分严密，但在实际操作中，反倾销对于保护国内产业的作用十分突出。反倾销法律不仅赋予反倾销总局较大的自由裁量权，同时也放宽了对国内有权申诉企业的限制，起到了扩大保护范围的作用。而且，印度反倾销调查和裁决透明度较低，这实际上剥夺了被诉方的知情权，大大提高了最终征收反倾销税的可能性。⑧值得注意的是，利益集团对政府保护政策的影响方式，在发展中国家和发达国家之间存在显著差异，美国等发达国家的利益集团往往进行公开的院外游说活动，并通过政治捐资（political contribution）同议员建立密切的联系，从而在政治市场上“购买”到保护政策。⑨相比之下，印度等发展中国家的利益集团更倾向于非公开活动，作为规制者的政府更可能被受规制者（行业、劳工组织等各类利益集团）俘获而与之合谋，从而在制定公共政策时，眷顾相关集团的利益。⑩这些都为印度国内厂商进行运作从而影响反倾销裁定结果提供了空间，那么，印度对华反倾销如此频繁，征收的税率如此之高，其中国内申诉者究竟产生了多大的影响？这需要对反倾销裁定影响因素进行考察。
（二）相关文献评述
由于美国的重要经济地位和数据的可获得性，美国反倾销裁定的影响因素受到了最多的关注，相当多的文献从各自视角对此问题进行探讨。（11）国内学者也考察了美国对华反倾销的相关问题。（12）近年来，关于印度反倾销、特别是关注印度对华反倾销的文献也开始增多，这些文献大致可以分为三类。第一类是探讨印度反倾销法律特征和裁定程序，以及对案件进行描述的文献；（13）第二类是探究印度反倾销发起和裁定影响因素的文献；（14）第三类文献考察了印度反倾销的经济效应，包括总体经济效应、产业效应和贸易转移效应等。（15）
上述文献对于认识印度反倾销的特征、驱动因素和效应等方面具有一定的意义，但受到研究方法和数据的限制，无法从深层次揭示印度反倾销，特别是对华反倾销的决策过程和影响因素。本文将突破以往研究的局限，就印度对华反倾销的决策机制和形成因素，进行深入的经验分析。
相比现有的研究成果，本文具有如下创新之处。第一，我们的定量分析建立在经典的内生保护模型之上，以Grossman和Helpman的“保护待售”模型为框架，运用印度反倾销案件的数据进行分析，从而保证经验分析具有坚实的理论基础。第二，以往应用“保护待售”模型对贸易政策进行的考察大都使用美国数据，这是因为其他国家利益集团的政治势力无法获知，本文使用了一系列行之有效的方法，衡量印度反倾销申诉者的政治势力，从而将经典的内生保护模型，应用于西方标准下美国之外的“民主国家”。第三，本文将申诉者的政治特征和经济特征结合起来，从案件层面进行经验分析，清晰地揭示出印度对华反倾销的决策机制和影响因素，为中国更好地应对印度反倾销措施提供了有益的信息，从而对解决中国面临的实际经济问题具有一定的指导意义。
三、“保护待售”模型及其经验检验
贸易政策的新政治经济学为考察贸易政策的决策和形成因素提供了有力的分析框架，它将公共选择的分析范式嵌入传统的贸易理论，从政策决策过程的视角来探究贸易干预的水平、结构、形式和变化，也被称为“内生保护理论”。（16）其研究结果表明，在制定公共政策（如贸易政策）时，政府之所以选择次优政策，是因为其目标并非为了实现经济效率最大化，贸易政策可能是政府实现社会福利最大化的方法，可能是为了寻求政治支持而在政治市场上向利益集团出售的商品，也可能是兼顾二者的折中结果。（17）在贸易政策的新政治经济学领域，最具代表性的理论模型是Findlay和Wellisz的“关税形成”模型、Hillman的“政治支持”模型、Mayer的“中间选民”模型，以及Grossman和Helpman的“保护待售”模型。（18）这些模型从不同视角探讨了贸易政策背后所隐藏的各种政治经济因素，揭示出西方标准“民主制度”的社会中贸易政策的形成机制，Rodrik和Helpman对这些理论模型做出了精彩的评述。（19）近年来，“保护待售”模型在贸易政策新政治经济学中占据了主流地位，成为解读贸易政策内生机制的经典模型。
该模型从本质上说是一个特定要素模型，除计价物之外，每个行业使用一种特定要素，各行业基于共同利益可能会组成利益集团，动用政治捐资影响政府决策，使贸易政策对本行业有利。利益集团同政府之间进行两阶段非合作博弈。第一阶段，利益集团之间在“捐资表”上达成关于政治捐资的纳什均衡；第二阶段，政府在给定的政治捐资水平上决定最优的贸易政策。其中利益集团的决策依据是该集团（行业）的福利最大化，政府的决策依据是政府目标函数最大化。均衡的贸易政策形式如下：
表示均衡时政府对行业i的从价关税或补贴；
为虚拟变量，当行业i能有效地组成利益集团时，其值为1，否则其值取0；
为组成利益集团的人口占全部人口的比例；α为政府对全社会福利赋予的权重，即相对于利益集团的政治捐资，政府对全社会福利的相对重视程度；
为国内产值与进口额之比；
为进口需求或出口供给的弹性。由（1）式可知均衡的贸易政策具有如下性质：在结构参数一定的前提下，各行业获得的保护水平取决于该行业的进口弹性、进口渗透率（式中为倒数），以及是否能有效地组成利益集团。
“保护待售”模型不仅纳入了政治因素来考察贸易政策的形成机制，而且模型中仅包含极少的变量，最终的均衡结果十分简洁，由此引发了许多学者对其进行经验检验。
对（1）式稍作变化，可得到如下形式：
其中
，根据“保护待售”模型，应该有γ＜0，δ＞0，γ+δ＞0，并且显著。众多学者的经验检验支持了这样的结论。
Goldberg和Maggi（下称G-M）首开先河，使用美国制造业的横截面数据，通过各行业的政治捐资数额构建“门槛”，从而筛选出政治上有组织的行业，证明了美国的贸易保护结构支持“保护待售”模型的基本结论，并且，贸易政策新政治经济学文献中以往使用的衡量行业政治经济特征的各变量，均不如“保护待售”模型中纳入的变量解释力强。（20）同样运用美国数据，Gawande和Bandyopadhyay使用了与G-M不同的方法，并加入中间品因素，证实了“保护待售”模型的结论。（20）
此后，学者们对“保护待售”模型进行了扩展，将国际贸易领域的一系列重要问题纳入到模型中，并分别进行了有针对性的检验。（22）以下检验“保护待售”模型的文献与本文具有较高关联度。Cadot等在“保护待售”模型的框架之下考察印度关税保护结构的影响因素，证实了印度的关税保护是“待售”的。（23）Bown和Tovar则借助“保护待售”模型，考察印度的关税减让同非关税壁垒之间的关系，在验证了“保护待售”模型基本结论的同时，还发现，关税减让幅度大的行业往往会获得更多的非关税保护。（24）Evans和Sherlund利用1980年至1995年美国反倾销案件的数据，以反倾销税率为被解释变量，不仅证实了“保护待售”模型的结论，而且揭示出利益集团的政治压力对美国反倾销税裁定的影响作用。（25）
Evans和Sherlund为本文的研究提供了可资借鉴的范式：以往文献在检验时大都使用非关税覆盖率来代表保护水平，与此相比，以反倾销税率作为被解释变量，则与“保护待售”模型的内涵更加相符。另外，由于“保护待售”模型刻画的是西方代议制民主政体下贸易政策的内生过程，而印度是其中所谓的“民主国家”，因此我们可以如同Cadot等、Bown和Tovar那样使用印度数据进行经验分析。我们搜集、整理了新颖翔实的印度对华反倾销数据，构造出一系列行之有效的反映申诉者政治势力的变量，有针对性地考察印度对华反倾销裁定结果（税率）的影响因素，可以为更好地应对印度反倾销措施提供借鉴。
四、经验方法与数据
（一）经验分析方法
在（2）式的基础上进行改动，得到如下计量方程：
其中，为每起反倾销案件裁定的税率，
为残差项，其余各变量的含义同上。之所以将挪到左边，是因为是估计出的结果，会存在测量误差。我们按照G-M的做法，将其作为被解释变量的一部分，尽可能地减小误差带来的影响。
（3）式中的被解释变量是反倾销税率，因而只有被征税的案件才被考察，未被征税的案件将被剔除，这就可能带来样本选择问题。为克服该问题，我们先估计样本选择方程：
其中，Measure表示一起案件是否被征反倾销税，若是则取1，否则取0。V’为可能对裁定结果构成影响的向量，包括申诉者所属行业的经济特征，以及印度申诉者所属行业同中国之间的贸易差额。κ为常数，K为系数矩阵，
为误差项。
用Probit方法对（4）式进行估计后取残差，可得反米尔斯比率
，将其加入（3）式中，得到如下待估计的方程：
的加入可以在一定程度上克服样本选择问题。
在（5）式中，解释变量可能会存在内生性问题。一方面，行业的保护水平会对进口量产生直接的影响，因而影响进口渗透率；另一方面，尽管我们并非使用政治捐资数据构造虚拟变量I，但用于构造I的变量（见下文论述）可能会受到行业保护水平的影响。为保证估计结果的稳健性，我们又将和视为内生变量，选择工具变量对其进行估计，模型设定形式如下：
其中，A和B为系数矩阵，
和
为残差项。X’为影响进口渗透率的向量，Y’为影响的向量。在选取X’和Y’当中的变量时，我们使用了以往文献中最常出现的变量，包括反映行业规模、运营损益状况和资本形成的一系列指标，用系统广义矩方法（GMM）对（5）、（6）、（7）式进行联合估计。
综上，基准检验以（5）式为基础，并构造衡量申诉者政治势力的虚拟变量，对“保护待售”模型进行检验，重点考察的是系数γ、δ、γ+δ的符号和显著性，以及由此求出的α和的范围是否具有经济意义上的合理性。随后我们将进行一系列敏感性检验，考察计量结果的稳健性和有效性。
（二）数据描述
本文的考察期是1999年到2009年，这是因为1999年之前，印度使用反倾销措施进行贸易保护相对较少，对华反倾销案件更少，但1999年之后案件显著增多，因此选取之后的年份更具代表性。截至本文写作时，2010年之后发生的案件尚未公布终裁结果，因此考察期到2009年为止。
按照联合国的国际标准产业分类第3版（ISIC3）四分位标准，全部案件可以归入23个行业。每个行业的涉案数量从1件至42件不等，各行业被确认损害的比例也有所差异，从25%到100%不等。而各行业平均税率更是差异显著，最低的仅为7.2%（光学仪器），而最高的税率则高达1069%（测量仪器和器械）。涉案数量最多的基本化学品行业，由于案件数量多、行业内部的税率相差较大，因而平均税率为68%，在各行业中处于中下游水平。由于反倾销税率在行业之间具有显著差异，因此用科学的方法定量考察这种差异的形成原因，就更具必要性。（26）
样本选择方程中的被解释变量Measure为0—1变量，在剔除数据不可获得的影响之后，考察期内印度对华反倾销案件共有111件，最终导致征税的有74件。本文的核心计量方程（5）式中的被解释变量是印度反倾销总局裁定的倾销幅度，即反倾销税率，同“保护待售”模型相一致，本文使用的也是标准化的税率，即/（1+）。这两个变量的数据来源于Brandeis大学Bown教授建立的全球反倾销数据库。
进口需求弹性的计算难度很大，我们使用了Kee等的计算结果，（27）该结果被学者们广泛引用。（28）为减少估计误差的影响，我们将进口需求弹性移到方程左边，使其成为被解释变量的一部分。
使用美国以外国家的数据对“保护待售”模型进行经验检验，遇到的最大问题是如何确定虚拟变量I的取值。因为根据模型本身，使用利益集团政治捐资的数据来确定政治组织状况是最佳方法，美国利益集团捐资数据十分透明，因此衡量行业或申诉者的政治势力较为便利，而美国以外的捐资数据无法获得，政治组织状况难以确定。
本文的估计也需要首先解决虚拟变量I的构造问题。在整理反倾销数据过程中，我们发现涉案产品大多数为化工产品（ISIC3编号为24），并且在最终导致征税的案件中，化工产品也占很大比例（约为67%）。这意味着，化工行业在对华反倾销申诉中处于先锋地位，我们由此判断化工业可能具有较强的政治势力。在1991年印度经济改革之前，化工业长期受到保护，宽松的专利法和高关税对该行业发展起到了重要的扶植作用，使其一步步发展壮大。（29）在经济改革之后，印度逐步融入世界经济，关税壁垒的削减和严格的知识产权保护改变了化工业所处的环境，使其面临着激烈的竞争。但其作为国内重要的行业，在新的商业环境下仍然具有极强的政治势力。（30）
正如Aggarwal指出的，高昂的反倾销诉讼成本成为企业发起申诉的重要约束，化工业的主导厂商实力超群，并且行业获得的保护状况对他们意义重大，因此主导厂商会进行游说并支付高额的申诉费用。ISIC3编号为24的涉案产品中，有62%的产品为基本化学品（ISIC3编号为2411），而且该行业的集中度高达0.69，这表明基本化学品行业具有更为突出的政治势力。因而在本文的基准检验中，首先定义化工业的全部申诉者为“政治上有组织”，然后定义生产基本化学品的申诉者为“政治上有组织”。
为确保计量结果的稳健性，我们还采用其他方法对申诉者政治势力进行衡量。根据贸易政策新政治经济学的经典文献，以及现实中各变量所能体现政治组织状况的程度，本文选取了行业前四位厂商所在市场份额CR4、组成行业协会状况，以及生产性工人比重三个指标构建指数，衡量申诉者的政治势力。具体地，我们计算了申诉者申诉当年的CR4和申诉者所属行业的行业协会数，并求出各行业的行业协会数占全部涉案行业拥有行业协会总数的比重，以及生产性工人比重，对这三个指标取平均值作为“政治势力指数”，然后根据该指数的大小对行业进行排序，设定不同的“门槛”来定义申诉者的政治组织状况。（31）
本文的重要解释变量还包括z，它是行业i的国内产值与进口额之比，即进口渗透率的倒数。国内产值来源于印度国家统计局汇编的各年度《工业年度调查》（ASI），进口额来源于印度商工部的进出口数据库。
向量V＇、X＇、Y＇中包含一系列反映申诉者所在行业特征的变量。第一类是经营规模指标，如增加值、行业员工数、生产性工人数、总投入额等；第二类是企业运营状况指标，如支付工资额、投资额（包括总投资和净投资）、折旧、利润额等；第三类是各种资本形成指标，包括总资本、固定资本、生产性资本、净固定资本等。这些指标均来源于各年度的ASI。此外，向量中还包含中印双边在涉案行业的贸易差额，数据来源于联合国Comtrade数据库。
本文的数据来自于不同资源，这涉及不同来源数据的匹配问题。全球反倾销数据库中给出了涉案商品的海关协调编码制度（HS）编号；印度商工部的进出口数据和Comtrade的贸易数据也都使用HS分类标准；ASI中的行业是依照印度的国家产业分类（NIC）标准划分的，而NIC的制定基础是ISIC3标准。我们首先根据联合国统计署HS和ISIC3之间的转换表，确定涉案商品的ISIC3编号，然后再对照ISIC3和NIC编号，将ASI中的各数据对应于涉案商品，从而完成了不同来源数据的匹配。
印度ASI中的各指标均以卢比计价，而Comtrade数据库中的数据以美元计量，我们按照案件发生当年的汇率将美元价值折算为卢比价值，汇率数据来源于国际货币基金组织网站。为克服异方差，除变量I和z之外，我们对各个解释变量取了对数。
各个变量的含义及其统计描述列于下页表3之中。
五、经验检验结果
（一）基准检验
基准检验是依托（5）式进行的单方程OLS估计，估计结果列于表4（第63页）之中。（32）首先假定化工业的全部申诉者均为政治上有组织的，即化工业案件的I值均为1，此时估计系数的符号同预期符号相符，其中δ＞0且显著，γ+δ＞0且显著，γ＜0但不显著。这样的结果初步证明，印度对华反倾销裁定的税率结构符合“保护待售”模型的基本假说，即印度的反倾销保护是“待售”的。但由于I值的构造有武断之嫌，并且γ的估计结果不显著，因此我们进一步使用不同方法构造I值，以检验估计结果的稳健性。
将涉案商品为基本化工品（ISIC3编号为2411）的案件申诉者设定为政治上有组织，I值取1的比重降至42%（表3）。此时的估计系数全部与预期符号相符并且显著，说明我们的结果是稳健的，并且γ的显著性提高，意味着对I值设定方法的改进是必要的。
接下来，我们计算出申诉者所在行业案件发生当年的CR4、该行业拥有行业协会占全部行业协会比重和生产性工人比重，取这三个指标的平均值作为政治势力指数。根据奥尔森的《集体行动的逻辑》，一行业能否有效组织起来对政府进行游说，关键在于其能否克服“免费搭车”问题，行业的集中度越高，越容易克服“免费搭车”，而CR4是刻画行业集中度的重要变量，因此我们构建指数时纳入了该变量。（33）通常，行业协会（Trade Association，亦称同业公会）是由特定行业的厂商组织起来，参与旨在加强公共联系的活动，包括营销、捐款、游说、出版等。由于行业的利益诉求主要是通过行业协会来实现的，因而一行业拥有行业协会的数目，在一定程度上反映了该行业的政治势力。（34）另一方面，生产性工人往往是劳动强度大、报酬相对较低的人群，这些“弱势群体”可能会成为政府制定政策优先眷顾的对象。（35）因此，我们采取了上述三个指标构建政治势力指数，这既符合印度社会经济发展的实际状况，又应用了经典文献的研究成果，从而具备理论依据和现实基础。
以政治势力指数的高低对反倾销申诉者进行排序，分别设定排在前20%、40%和60%的申诉者在政治上有组织，重新对（5）式进行估计。根据表5（见下页）中的（3）至（5）列所示，全部估计系数同预期符号相符并且显著，从而进一步证明了“保护待售”模型的结论。即一行业在政治上有组织，则可以“购买”到政府“出售”的贸易保护政策；一行业获得的保护水平同进口渗透率之间的关系取决于政治组织状况，对于政治上有组织的行业，保护水平同进口渗透率负相关，对于政治上无组织的行业，保护水平同进口渗透率正相关。
“保护待售”模型的一个重要特点是可以通过估计出的系数，求出结构参数α和αL。根据模型，越大，政府越关注全社会的福利，则政府给予的保护水平越低；αL越大，利益集团的人口比重越大，则政府也倾向于实行自由化的贸易政策。由表4的结果可以看出，根据γ和δ求出的在合理的区间范围之内（即0到1之间），而且与前定的比重较为接近，除（1）列的估计值比前定比重高出17%，其余各列的估计值与前定比重的离差不超过10%。α的取值波动较大的原因：当假定全部化工业申诉者为政治上有组织时，γ和δ估计系数的规模较小，因而计算出的α值超过了1000；以政治势力指数确定I值时，γ和δ估计系数的绝对值显著提高，从而计算出的α值有所降低。
α的取值离差很大，是由于γ和δ的估计结果对I值的设定方法比较敏感。根据模型中α的含义，我们的估计结果表明，印度政府对全社会福利的重视程度远远超过其对相关利益集团利益的重视程度。但赋予社会福利的权重超过利益集团权重一千余倍，似乎与直觉不符；当使用政治势力指数时，赋予社会福利的权重显著降低，这样的估计结果与人们在现实中观察到的现象更为相符。（36）
根据各项检验指标，估计方程在整体上显著，拟合优度较好，不存在严重的自相关问题。
（二）克服内生性的检验
在介绍经验分析方法时，我们指出，（5）式中的解释变量和可能具有内生性，这将导致估计结果有偏，从而使根据估计参数所进行的统计推断无效。（37）为此，我们选择了一系列工具变量，使用GMM方法对（5）、（6）、（7）式进行联合估计。（38）
在选取工具变量时，除使用滞后一期值以外，我们还加入了反映行业规模、运营损益状况、资本形成等的一系列指标。由表5可见，对进行估计时，只有其自身的滞后项显著为正，这说明印度各行业的进口渗透率在短期内未发生较大变化，而是保持在相对稳定的水平上。在对进行估计时，其本身的滞后项也显著为正，这说明政治上有组织的申诉者所属行业的进口渗透率也在短期内较为稳定。其他反映行业政治经济特征的变量均不显著，但两个估计方程的
均较高，味着进口渗透率未受某一特定指标的影响，而这些变量联合起来对进口渗透率产生了显著影响，因此计量方程的拟合优度较好。
由表6可见，同单方程的估计结果类似，γ显著为负，δ显著为正，γ+δ＞0并且显著。在使用GMM方法进行估计时，需要检验工具变量的有效性，以及估计方程的误差项是否存在序列相关。在以上五次估计中，Hansen检验的P值均大于0.1，表明工具变量是有效的；而且，AR（2）的检验结果表明，方程的误差项不存在二阶序列相关。
这样的结果再一次证实，印度对华反倾销税的裁定结果符合“保护待售”模型的预测。即印度反倾销申诉者的政治组织状况，对反倾销税率的裁定结果产生了显著影响，政治上有组织的申诉者获得的反倾销保护水平，显著高于政治上无组织的申诉者，也就是说，反倾销这种保护措施被相关决策部门“出售”给了政治势力强的申诉者。
的估计值仍在合理的区间范围之内，尽管有时与前定的比重有一定出入。与OLS估计结果的显著差异在于，GMM方法估计出的α值较小，仅介于4和6之间，比已有文献估计出的α值有明显的下降，表明印度政府对国民福利的重视程度相对较小，更符合人们的直观感受。由于我们的估计方程通过了一系列统计检验，因而估计结果是可信的。这样，我们在一定程度上解决了以往研究中a的估计值过大的问题。
（三）模型适用性检验：同时纳入其他变量
无论是单方程估计，还是处理了内生性问题的联立方程估计，都表明印度对华反倾销的税率结构符合“保护待售”模型的理论假说。然而，可能会存在这样的疑问：“保护待售”模型描述的政策制定过程，是否同现实世界中印度对华反倾销税的决策机制相符？模型之外的其他政治经济指标，是否会对反倾销税裁定产生显著影响？为此，需要进一步对“保护待售”模型的适用性进行检验。
我们选取以往文献中经常使用的行业特征，先以这些指标作为解释变量进行OLS估计，随后加入、和，考察各解释变量的符号和显著性，并对两次估计的拟合优度进行比较。由表7所示，以标准化的反倾销税率同进口需求弹性之积，作为被解释变量进行估计，增加值、利润水平、投入状况、雇员人数、资本状况以及印中贸易差额等变量，均会对税率裁定结果产生显著影响。但当同时纳入“保护待售”模型中的解释变量进行回归时，除贸易差额外，最初纳入的各变量都丧失了显著性；而γ和δ的估计结果同预期符号相符并且显著。另外，解释变量中纳入、后，计量方程的拟合优度有了一定的提高。这样的估计结果表明，“保护待售”模型的理论框架，就印度对华反倾销税的决策机制具有较强的适用性，模型中仅有的两个解释变量对税率结构的解释力，强于模型之外的其他各变量。（39）
变换一部分政治经济指标进行回归，如使用生产性工人数代替雇员总数、用净固定资本和生产性资本代替固定资本和总资本，可以得出与上一次估计相似的结果。仅使用模型以外变量估计时，这些变量大都显著；而加入和时，模型以外的各变量均不显著了。这说明，我们的经验分析结果是稳健的。（40）
需要指出的是，在纳入“保护待售”模型中的解释变量时，印度相关行业的对华贸易逆差显著影响了反倾销税率。这表明印度反倾销总局裁定案件时，除了受申诉者政治势力影响之外，还有借反倾销税打压中国优势产品向印度出口，从而谋求在“龙象之争”中抢得先机的考虑。
（四）稳健性检验：残差衡量政治势力
最后，我们按照Cadot等的方法，从模型本身“提取”相关信息，衡量申诉者的政治势力。假定全部行业在政治上无组织，即令所有等于0，（41）“保护待售”模型对印度反倾销决策过程有较强的适用性，（42）行回归后提取的残差，可以表示进口渗透率之外的其他影响因素，而其中最为重要的便是申诉者的政治势力。因此，残差越大，可以认为申诉者的政治势力越强。下面进行这样的检验，用残差衡量申诉者的政治势力，并设定“门槛”来确定的取值。
我们首先设定，残差值排在前10%的申诉者为政治上有组织的，被解释变量仍然同（5）式相同。表8（1）列结果显示，在这种构造I值的方法下，“保护待售”模型的基本结论得到了验证。随后，我们又将政治上有组织的门槛降低，设定残差值排在前20%和40%的申诉者为政治上有组织，得到了同（1）列十分相近的结果。即不仅估计系数符号相同并显著，而且系数的取值范围也未发生明显变化。根据残差的分布，我们又设定残差值大于1和大于0两个门槛，检验结果依然十分稳健。但与此同时，a的估计值很大，五次估计结果均在2000以上。这在使用印度对华反倾销数据验证了“保护待售”模型的同时，也引发了进一步探索计量模型设定和结构参数求解方法等问题。
（五）小结
在“保护待售”模型的框架下，本文定量分析印度对华反倾销税率裁定的影响因素。由于印度反倾销申诉者为政府提供的政治捐资数据无法获得，我们使用了一系列替代方法，以确定申诉者的政治组织状况：将涉案最多的化工业的I值设定为1，将其中比重最大的基本化工品行业的I值设定为1，构建“政治势力指数”来设定I值。基准检验和联立方程检验的结果都支持了“保护待售”模型的核心结论，从而证明印度对华反倾销裁定结果受到申诉者政治压力的显著影响。
以贸易政策新政治经济学已有文献为基础，将反映行业政治经济特征的其他指标，作为反倾销税率的解释变量，大多数指标显著；而加入“保护待售”模型中的解释变量之后，和显著，模型之外的指标几乎都不显著。这表明，“保护待售”模型就印度对华反倾销的决策机制具有较强的适用性。模型之外的变量中，只有印度对华贸易逆差显著为正，表明印度当局谋求使用反倾销作为打压中国商品的有力武器。（43）
最后，将全部申诉者的I值设定为0，以回归残差作为政治势力的度量，采用不同方法设置“门槛”，以确定I的取值。计量结果稳健地表明，印度对华反倾销裁定符合“保护待售”模型的理论假说。
通过估计系数，可以计算出两个重要的结构参数和a。计算结果表明，的取值处于合理的区间范围之内；GMM方法估计出的a值较小，与直觉相符；而使用残差刻画政治势力进行估计时，a的取值过大，意味着印度政府非常重视全体国民的福利，这与现实中观察到的政府表现似乎不符，有待进一步考察。
六、结论性评述
中国和印度的崛起，对世界经济格局产生了重要的影响，两国在各个领域的合作与竞争并存。但从目前的发展态势来看，双方的竞争关系显著强于合作关系。印度谋求通过各种贸易保护措施，在经贸领域打压中国，成为目前发起对华反倾销最多、实施征税措施最严厉的国家，反倾销已成为阻碍中国产品进军印度市场的最大障碍。本文以反倾销为例，揭示两国间贸易摩擦的微观形成机制，以便于探讨未来中国应对反倾销措施，更好地同印度开展经贸往来的措施与方案。
以Grossman和Helpman的“保护待售”模型为理论框架，本文将印度对华反倾销税同申诉者的政治势力、申诉者所属行业的进口需求弹性和进口渗透率联系起来，考察印度对华反倾销案件裁定结果的影响因素。经验结果表明：在印度对华反倾销案件中，申诉者的政治势力对反倾销税率的裁定结果具有显著的正向作用，这证明印度对华反倾销税是“待售”的；税率与进口渗透率的关系则取决于申诉者的政治组织状况，若申诉者在政治上有组织，税率与进口渗透率负相关；若申诉者在政治上是无组织的，税率与进口渗透率正相关。“保护待售”模型就印度对华反倾销的裁定过程具有较强的适用性，模型中包含的变量比其他衡量行业政治经济特征的变量更具解释力。另外，在裁定对华反倾销时，印度对华贸易逆差成为当局重点考虑的因素之一，反映出印度政府在关注利益集团利益的同时，也具有利用反倾销措施，限制中国优势产品进口的目标。
中印之间的竞争关系将长期存在，因而经贸领域的摩擦与争端将不是短期现象。随着印度经济的进一步发展，两国的经济发展阶段将不断接近，可以预见，印度对华反倾销措施将进一步加剧。既然本文从利益集团的政治势力角度，揭示出印度对华反倾销背后的驱动力量，未来中国相关部门和企业组织可以将印度利益集团作为突破口，化解反倾销等贸易摩擦与争端。无论是相关的行业协会，还是企业本身，都要深入地探究印度的申诉者影响反倾销裁定结果的活动方式和特征，进行各种形式的协调与沟通，缓解中印企业及行业之间的利益冲突，从源起上抑制反倾销案件的发起。当对华反倾销案件发起后，中方也不要放弃同印度相关利益集团的磋商，本着互惠互利、利益协调的原则，调整日后的出口经营方案，在不损害自身核心利益的前提下做出一定的让步。由于印度当局明显对逆差大的行业给予更高的保护水平，因而在国家层面上，双边的贸易谈判与协调应进一步加强，努力避免贸易战的发生。一旦双方建立了互信关系，两国将在贸易领域努力营造互利共赢的新局面，贸易摩擦与争端将会缓和，反倾销问题将有可能从根本上得到缓解。
感谢匿名审稿人的建设性意见。
①欧阳峣、张亚斌、易先忠：《中国与金砖国家外贸的“共享式”增长》，《中国社会科学》2012年第10期。
②C.Bown,ed.,The Great Recession and Import Protection:The Role of Temporary Trade Barriers,Washington,DC:The World Bank,2011.
③根据万广华等人的研究，中印两国在第三方市场，特别是在纺织品与服装、皮革制品等方面，存在着激烈的竞争。他们的计算结果表明，1995年至2005年，衡量两国贸易竞争程度的分工系数介于0.4—0.5之间（该系数从0到1表示竞争程度逐渐提高）。（万广华、M.S.Qureshi、伏润民：《中国和印度的贸易扩张：威胁还是机遇》，《经济研究》2008年第4期）
④考察印度反倾销中涉及多国同一产品的反倾销税率，可以进一步为印度对华反倾销的严酷性和歧视性做出诠释。当同一产品有多个被诉国，且包含中国的时候，中国产品被征收的反倾销税率显著高于其他国家的产品。例如，1999年印度关于无缝合金与非合金钢方坯对俄罗斯、乌克兰和中国厂商发起反倾销诉讼，最终对三国产品裁定的反倾销税率为73%、0和105%；又如2005年印度发起的三元乙丙橡胶反倾销诉讼，被诉方欧盟、美国、巴西和中国被裁定的反倾销税率分别为50%、88%、66%和100%。
⑤R.E.Baldwin,The Political Economy of U.S.Import Policy,Cambridge:MIT Press,1985.
⑥G.M.Grossman and E.Helpman,"Protection for Sale," The American Economic Review,vol.84,no.4,1994,pp.833-850.
⑦本节的介绍主要来源于印度反倾销总局的相关文件，更详尽的内容参见http://commerce.nnc.in/traderemedies/ad_guidelines.asp?id=4。
⑧宋利芳：《印度反倾销政策及其特点分析》，《国际贸易问题》2007年第1期。
⑨高乐咏、王孝松：《利益集团游说活动的本质与方式：文献综述》，《经济评论》2009年第3期。
⑩张红凤、杨慧：《规制经济学沿革的内在逻辑及发展方向》，《中国社会科学》2011年第6期。该理论能在一定范围内揭示出利益集团活动的特征，需要指出的是，利益集团俘获政府的行为是在特定政治体制下发生的，并非普遍行为。
（11）该领域文献的综述参见B.A.Blonigen and T.J.Prusa，“Antidumping,” NBER Working Paper,no.8398，2003。
（12）谢建国：《经济影响、政治分歧与制度摩擦——美国对华贸易反倾销实证研究》，《管理世界》2006年第12期；沈国兵：《美国对中国反倾销的宏观决定因素及其影响效应》，《世界经济》2007年第11期。
（13）A.Aggarwal,"Anti Dumping Law and Practice:An Indian Perspective," Indian Council for Research on International Economic Relations,Discussion Working Paper,no.85,2002.
（14）P.Narayanan,"Anti-dumping in India:Present State and Future Prospects," Journal of World Trade,vol.40,no.6,2006,pp.1081-1097.
（15）G.Pursell,N.Kishor and K.Cupta,"Manufacturing Protection in India since Independence," Australian National University,ASARC Working Paper，no.7,2007.
（16）不同于马克思主义政治经济学，新政治经济学主要研究社会和个人、政治和经济、国家和市场三方面的关系，并在此基础上研究政策选择、发展、环境、经济转轨、国际组织、经济一体化和国际关系等问题。贸易政策的新政治经济学是新政治经济学应用于国际贸易领域的重要分支。（参见王正毅：《国际政治经济学通论》，北京：北京大学出版社，2010年）
（17）盛斌：《中国对外贸易政策的政治经济分析》，上海：上海人民出版社，2002年。
（18） R.Findlay and S.Wellisz,"Endogenous Tariffs and the Political Economy of Trade Restrictions and Welfare," in Jagdish Bhagwati,ed.,Import Competition and Response,Chicago:University of Chicago Press,1982; A.Hillman,"Declining Industries and Political-support Protectionist Motives," The American Economic Review,vol.72,no.5,1982,pp.1180-1187; W.Mayer,"Endogenous Tariff Formation," The American Economic Review,vol.74,no.5,1984,pp.970-985; G.M.Grossman and E.Helpman,"Protection for Sale," pp.833-850.
（19）D.Rodrik,"Political Economy of Trade Policy," in G.M.Grossman and K.Rogoff,eds.,Handbook of International Economics,vol.3,Amsterdam:North-Holland,1995; E.Helpman,"Politics and Trade Policy," NBER Working Paper,no.5309,1995.
（20）P.Goldberg and G.Maggi,"Protection for Sale:An Empirical Investigation," The American Economic Review,vol.89,no.5,1999,pp.1135-1155.
（21）K.Gawande and U.Bandyopadhyay,"Is Protection for Sale?:Evidence on the Grossman-Helpman Theory of Endogenous Protection," Review of Economics and Statistics,vol.82,no.1,2000,pp.139-152.
（22）该领域的综述，参见李坤望、王孝松：《“保护待售”模型的经验检验——一个文献综述》，《新政治经济学评论》2008年第2期。
（23）O.Cadot,L.Dutoit,J.Grether and M.Olarreaga,"Endogenous Tariffs in a Common-agency Model:A New Empirical Approach Applied to India," mimeo,2008.
（24）C.P.Bown and P.Tovar,"Trade Liberalization,Antidumping,and Safeguards:Evidence from India's Tariff Reform," Journal of Development Economics,vol.96,no.1,201 1,pp.115-125.
（25）C.L.Evans and S.M.Sherlund,"Are Antidumping Duties for Sale?:Case-level Evidence on the Grossman-Helpman Protection for Sale Model," Board of Governors of the Federal Reserve System,International Finance Discussion Papers,no.888,2006.
（26）限于篇幅，我们略去了行业分布的具体数据，感兴趣的读者可向作者索取。
（27）Kee等估计了多个国家HS六分位水平的产品进口需求弹性 。参见 H.L.Kee,A.Nicita and M.Olarreaga,"Import Demand Elasticities and Trade Distortions," Review of Economics and Statistics,vol.90,no.4,2008,pp.666-682。
（28）K.Gawande,P.Krishna and M.Olarreaga,"What Governments Maximize and Why:The View from Trade," NBER Working Paper,no.14953,2009.
（29）Srinivasan提出，印度化工业在20世纪90年代早期是净进口行业，但90年代末转变为净出口行业，其产值占印度GDP的比重达到约3%，体现出该行业地位的重要性和谋求贸易保护产生的显著效果。（参见T.N.Srinivasan，“India's Reform of External Sector Policies and Future Multilateral Trade Negotiations," Yale Economic Growth Center Discussion Paper,no.830,2001）
（30）参见A.Aggarwal,"Anti Dumping Law and Practice:An Indian Perspective。”Aggarwal指出，在印度政府颁布的《2020年技术远景报告》中，化工业并未被列为战略性高技术行业，这就排除了印度政府采用“战略性贸易政策”扶植化工业的可能性，从而佐证了化工业发起反倾销诉讼最多是由于该行业具有强大的政治势力。
（31）CR4根据印度国家统计局《工业年度调查》的原始数据计算而得。行业协会数来源于Saur出版社2003年出版的World Guide to Trade Associations。
（32）我们先用Probit方法对（4）式进行估计并取其残差，得到反米尔斯比率M加入（5）式之中。估计（4）式的唯一目的在于取估计方程的残差，其结果本身对本文的研究并无意义，因而估计结果省略，感兴趣的读者可向作者索取。
（33）M.Olson,The Logic of Collective Action:Public Goods and the Theory of Groups,Cambridge:Harvard University Press,1965.
（34）Bown和Tovar使用印度数据、Mitra使用土耳其数据检验“保护待售”模型时，都使用了类似的指标来测度行业的政治组织状况。
（35）R.E.Baldwin and C.S.Magee,"Is Trade Policy for Sale?:Congressional Voting on Recent Trade Bills," Public Choice,vol.105,no.1-2,2000,pp.79-101.
（36）在以美国数据进行估计时，G-M估计出的a值接近100，而Gawande和Bandyopadhyay的估计值为数千，这似乎也与人们观察到的美国现实状况不符。针对这一问题，一些学者使用试验及模拟方法专门探讨了a值的估计问题，如Mitra等、Imai等，但并未对a值过大的原因得出一致的结论。（参见D.Mitra，D.Thomakos and M.Ulubasoglu,"Can We Obtain Realistic Parameter Estimates for the 'Protection for Sale' Model." Canadian Journal of Economics,vol.39,no.1,2006,pp.187-210; S.Imai,H.Katayama and K.Krishna,"Protection for Sale or Surge Protection," NBER Working Paper,no.12258,2006）
（37）M.Arellano and S.Bond,"Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations," The Review of Economic Studies,vol.58,no.2,1991,pp.277-297.
（38）相比于工具变量法和极大似然法，GMM方法对误差项的要求较少，因而所得到的参数估计量比其他方法更有效。为保证估计结果的稳健性，我们也使用了完全信息极大似然法（FIML）进行估计，所得结果与GMM方法没有本质差别，感兴趣的读者可向作者索取结果。
（39）此处的检验同G-M的检验有所不同。后者以“保护待售”模型为基准检验，在始终保留和的基础上，逐步加入更多变量，而未考虑去掉和的情形。这些检验同样证实了“保护待售”模型的适用性和解释力。
（40）表7中的结果是在化工业申诉者全部为政治上有组织的设定下得出的，其他设定I值的方法也得到了类似的结果，进一步表明计量结果的稳健性。限于篇幅未报出这些结果，感兴趣的读者可向作者索取。
（41）令所有等于1，可以得到相同的结果。
（42）这一点已在上一小节的检验中得到证明。
（43）这就反映出利益集团利益与国家利益并不一定绝对对立，有时是相一致的。从本文的经验分析结果来看，印度反倾销当局在裁定对华反倾销案件时，兼顾了利益集团的诉求和相关行业的进口渗透率。