美国反倾销对中国对美出口持续时间的影响

林常青

（中南财经政法大学 工商管理学院，湖北 武汉430073）

一、引言

2012年，中国出口到美国的贸易总额达到3 518.02亿美元，同比增长8.43%，排名第一，占到中国当年出口总额的17.17%，对美国市场的出口无疑是中国对外贸易中极其重要的部分。按照新新贸易理论，出口贸易的增长方式可以分为集约边际和扩展边际两种，相比推动出口多元化的扩展边际增长方式，贸易增长中的集约边际更能保障出口贸易的稳定增长，延长贸易持续时间就是从集约边际的角度促进贸易持续平稳增长最直接的方式。贸易持续时间是近年来国际贸易领域的一个重要新议题，但是出口贸易持续时间的延长在美国反倾销活动越演越烈的环境下面临极大挑战。

WTO所倡导的贸易自由化原则使得日益透明的关税政策越来越无用武之地，美国为了保护国内相关工业，将注意力集中到隐蔽性及针对性都较强的非关税壁垒上，而在上千种非关税壁垒中，反倾销政策成为了最受欢迎的贸易保护政策。反倾销政策在美国之所以如此流行，是因为其对国内产业具有保护及时、保护力度大、保护时间长以及针对性强等特征。美国发起的反倾销活动势必会对中国出口贸易的稳定产生重要影响，而贸易持续时间又是贸易关系稳定性的重要维度，因此研究美国反倾销政策对中国对美出口持续时间的影响非常必要。

本文其他部分的安排如下，第二部分将对相关文献进行回顾；第三部分将对生存分析模型进行设定，并对变量进行说明；第四部分对数据处理进行说明；第五部分采用生存分析模型对美国反倾销政策对中国对美出口持续时间的影响以及分阶段影响进行分析，并做稳健性检验；最后一部分为结论及政策建议。

二、文献综述

贸易持续时间已经被认可为一种测度微观层面贸易动态的新角度。自2006年Besedeš提出贸易持续时间以来[1]，国内外学者开始对各国进出口的持续时间进行研究，分别从产品层面或者企业层面对一国贸易持续时间的总体分布特征和决定要素进行估计和研究。例如，Besedeš和Prusa使用1972～2001年美国产品层面的进口数据，运用连续时间cox比例危险模型深度研究了产品的异质性对美国进口持续时间的影响程度[2]。Nitsch从产品层面采用分层的cox比例危险模型分析了德国进口持续时间[3]，Esteve-Pérez等从企业层面采用离散cloglog模型对西班牙企业出口持续时间进行了研究，他们的研究基本上都得到了贸易持续时间短暂的结论[4]。研究贸易持续时间的文献较多，但是关于贸易政策对贸易持续时间影响的研究文献较少。Besedeš2013年的两篇文献在分析贸易政策对持续时间的影响上取得了重大进展。首先，Besedeš研究了自由贸易区的成员国效应以及其成立对出口持续时间的影响[5]。其次，Besedeš和Prusa将贸易持续时间和反倾销较好地进行了结合，采用季度数据对反倾销政策对美国进口持续时间的影响进行了分析，并对反倾销政策不同阶段所带来的影响进行了剖析[6]。

国内对贸易关系持续时间的研究稍晚一些，开始于2011年，邵军对中国出口持续时间、陈勇兵等对中国农产品出口持续时间在产品层面进行了研究，均得到了出口持续时间较短的结论，同时也基于国家层面特征和产品层面特征对出口持续时间的决定因素进行了分析[7][8]。陈勇兵等还基于企业层面的贸易数据采用生存分析法进行了分析，结果发现除了传统的引力模型变量对持续时间有影响之外，企业层面的特征也会对持续时间产生显著影响，同时还发现企业出口持续时间存在显著的区域和所有制差异[9]。陈勇兵等又在HS6分位产品层面对中国进口贸易的持续时间进行了研究，发现传统的引力模型变量以及其他产品层面的因素也对中国进口持续时间产生了显著影响[10]。但是，国内对贸易持续时间的研究并未涉及贸易政策的影响效应。

征收反倾销税将使进口品价格提高到进口国国内市场价格水平，甚至更高，从而保护了国内同类商品的生产者，但是终将导致资源配置不合理，额外增加经济运行成本。Messerlin就曾指出，欧盟对反倾销政策的使用所增加的成本等价于农产品保护成本[11]，这是从反倾销对进口国角度而言的。从出口国角度来看更加明晰，反倾销税的征收直接增加了出口商的贸易成本，从而使出口持续时间缩短，但反倾销税也是税收的一种，税收既会带来成本增加效应，也会带来竞争减少效应，出口持续时间也有可能因为竞争减少而延长，因此，美国反倾销政策对中国对美出口持续时间的具体影响程度以及分阶段影响还需通过实证分析来检验。

相比Besedeš和Prusa关于美国反倾销政策对产品进口持续时间影响的研究，本文的贡献体现在以下三点：一是本文从出口国的角度研究反倾销政策对产品出口持续时间的影响，从而补充了反倾销政策对持续时间的影响研究；二是采用年度数据，因为使用季度数据分析贸易持续时间存在一些不合理性，例如，某些季节性较强产品的持续时间终止可能源于产品的季节性，这部分数据将会影响估计结果的准确性；三是对反倾销案件按照其阶段的完整性进行分类，这将进一步证明反倾销政策不同阶段所产生效应的差异性。这将为中国对美出口贸易关系的稳定提供政策参考，并成为相关研究的有益补充。

三、模型设定及变量选取

（一）模型设定

生存分析法是将事件的结果和出现这一结果所经历时间结合起来分析的一种统计方法。Hess和Persson发现离散时间模型相比cox比例危险模型更适合分析离散时间数据的问题，因为它既不要求满足比例危险的假设，还能够有效处理结点问题以及右删失问题，同时也可以通过随机效应模型对不可观测的异质性进行控制[12]。离散时间模型包括probit模型、logit模型和cloglog模型，分别对应的函数形式是正态分布、逻辑斯蒂分布和极值分布。

令Ti表示某个贸易关系的持续时间，在离散时间模型中，贸易持续时间的重点在于一个特定的贸易关系在给定的时间区间[tk，tk＋1]内终止的概率，k＝1，2，…kmax且t1＝0，这一概率称为离散时间危险率，其基本形式为：

其中，i表示一个特定贸易关系的持续时间（i＝1，…，n），xik为时间依存协变量，γk是基准危险函数，危险率hik在不同的时间区间内是不同的，而F（·）为分布函数，它对所有的i和k都有0≤hik≤1。引入一个二分类变量yik，如果一个时间段在第k年停止了，取值为1，否则就为0。之后我们参考Hess和Persson的做法[12]，采用离散时间模型对美国反倾销政策对中国对美出口持续时间的影响进行研究。本文构建的cloglog模型设定如下：

其中，γj是区间基准危险率，X为解释变量的集合，β为美国反倾销政策相关变量的系数，η代表其他解释变量的系数。误差项u服从正态分布，包括了不可观测的随机效应。另外，probit模型、logit模型的形式与cloglog模型类似。

（二）变量的选取

离散时间probit模型、logit模型以及cloglog模型都为二项选择模型，其被解释变量为二分类变量。我们的样本区间是1990～2006年，如果一个贸易关系最后一年观测值为2006年，那么该贸易关系的每年观测值都设定为0，而如果该贸易关系最后一年的观测值为1991～2005中的某年，那么该贸易关系的最后一年观测值设定为1，意味着失败发生，其余年份设定为0。我们把影响变量分为产品层面特征变量和反倾销案件相关变量。同时，我们分别采用probit、logit以及cloglog随机效应模型来控制产品-出口目的国组合的不可观测异质性，另外，还将贸易发生年份作为控制变量。

1.产品层面特征变量。本文选取的产品层面特征变量包括初始贸易额、单位价值、从价运费、从价关税、出口产品种类变量以及差异化产品虚拟变量。初始贸易额定义为每个贸易持续时间段第一年的贸易额，Besedeš和Prusa曾指出当影响贸易关系持续时间的其他因素一致时，初始贸易额越大，贸易关系持续时间将会越长[2]。产品的单位价值也会对贸易持续时间产生影响，Nitsch认为产品的单位价值越高，其对应的贸易持续时间往往越长，其原因是单位价值较高的产品往往具有较高的产品复杂度[3]。Besedeš等引入了产品单位价值变异系数，即指某一产品在同一年度②出口到所有目的国的单位价值变动程度[2][5][6]。本文只有中国对美国的出口样本，因此参考邵军以及陈勇兵等的做法选择产品的单位价值作为替代变量来衡量产品的复杂度[7][10]。产品的从价运费变量实际上是运费与保险费的总和与该产品总出口贸易额的比值，从价运费相比总运费而言，可以更准确地衡量产品的单位运输成本，因此本文选择从价运费变量。从价关税指总征税额与总出口金额的比值，关税征收一方面给出口商增加成本，另一方面也减少了出口目的国的市场竞争，因此从价关税对贸易持续时间的影响并不确定。参考Còrcoles等以及Besedeš的做法，使用两个变量对产品-出口目的国组合的信息溢出效应进行测量[13][5]，第一个变量为同一产品出口国数量，第二个变量为同一目的国出口产品种类，前者测量产品出口经验，后者测量国家出口经验。但由于本文仅研究中国对美国出口持续时间样本，无法选择同一产品出口国数量变量，仅选择同一目的国出口产品种类来衡量出口经验，以下简称出口产品种类。差异化产品分类法由Rauch最早提出来[14]，Hess和Persson曾根据Rauch产品分类法，研究得出产品的不同分类下贸易关系的持续时间存在显著差异[12]。本文也参照前人的做法引进了Rauch分类法，将产品分为差异化产品以及非差异化产品两种类型，非差异化产品包括同质产品和参考价格产品，本文在此基础上设定差异化产品虚拟变量，将非差异化产品作为参照组。

2.反倾销政策相关变量。首先，在对反倾销政策效应的总体估计中，设定了反倾销案件变量。如果某个持续时间段中某年观测值发生了反倾销申诉，那么反倾销案件变量设定为1，否则为0。其次，本文对反倾销政策的阶段性效应进行估计，阶段性效应较为复杂，因此分三种类型进行分类估计。其一，鉴于反倾销申诉可分为仅被调查案件、仅初裁定案件以及终裁定案件三类，为了区别这三种类型的反倾销活动对贸易持续时间的影响效应，设定了以上三种案件的虚拟变量。如果某个持续时间段中某年观测值发生了反倾销申诉，而且该起反倾销申诉案件仅有调查阶段，那么仅被调查案件虚拟变量设定为1，否则为0；如果有调查阶段和初裁定阶段，那么仅初裁定案件虚拟变量设定为1，否则为0；如果既有调查阶段和初裁定阶段，又有终裁定阶段，那么终裁定案件虚拟变量设定为1，否则为0。其二，反倾销政策一般分为三个阶段：反倾销调查启动阶段、反倾销初裁定阶段和反倾销终裁定阶段。为了确定不同阶段对贸易持续时间的影响，设定了初裁定阶段和终裁定阶段两个虚拟变量。如果某个持续时间段中某年观测值发生了反倾销申诉，而且该年处于反倾销调查或者初裁定阶段，那么初裁定阶段虚拟变量设定为1，否则为0；如果该年处于反倾销终裁定阶段，那么终裁定阶段虚拟变量设定为1，否则为0。需要指出的是，样本是年度数据，而美国反倾销案件的调查阶段、初裁定阶段的平均时间均为两个季度，因此无法区分调查阶段和初裁定阶段，只能将这两个阶段合二为一。其三，设定反倾销税额虚拟变量。据统计，初裁定阶段和终裁定阶段反倾销税的中位数分别为117.21%和137.73%。在此基础上设定了初裁定反倾销税中位数以下、以上以及终裁定反倾销税中位数以下、以上4个虚拟变量。

四、数据说明

1.贸易数据。本文采用1990～2006年中国对美国出口的所有HS10分位的贸易数据，全部来自于Feestra教授所建立的UCDAVIS网站，本文使用其中的贸易发生年份、总出口数量、总出口金额、征税总金额、总运费保险费等数据。总观测值有158 858个，存在数据缺失的观测值有21 148个，占总体的13%，删除存在数据缺失的样本。另外贸易持续时间数据存在左删失和右删失问题。前者是指事件在观测期之前既已发生并持续至观测期之内的样本，后者是指在观测期之后仍未停止的样本。目前生存分析并没有处理左删失数据的好方法，本文只能将中国从1990年开始出口到美国的第一个片段的观测值全部删掉，即左删失。左删失的观测值有47 294个，占总体的34%，左删失之后的观测值有90 416个。幸运的是，生存分析法能恰当地解决右删失的问题。

2.其他产品层面数据。除差异化产品分类外，其他变量数据均可以从贸易数据库中计算得到。差异化产品分类则参考Rauch分类法进行分类[14]，该分类法基于SITC第二版对国际贸易商品进行分类，该版为2007年7月更新版，由于本文采用的产品编码为HS10分位，因此通过UN-CONTRADE网站中的对照表进行转化，然后将分类数据和前面的贸易数据进行合并，合并过程中有些产品Rauch分类缺失，因此只能删掉这些观测值，删掉观测值6 405个，占总体的7%，最后剩下83 909个观测值。

3.美国对中国的反倾销数据。美国反倾销数据来自于Bown网站①，本文使用1990～2006年美国针对中国启动反倾销调查的所有案件信息，具体包括反倾销调查启动时间、反倾销初裁定时间，反倾销终裁定时间、所针对国家以及产品代码、反倾销初裁定和终裁定阶段的反倾销税，经统计，1990～2006年美国针对中国的反倾销案件有102件，占到同时期美国反倾销案件总量的15%，涉及的HS6、HS8以及HS10层面的产品种类达547种。美国启动反倾销的程序是从国内产业向美国商务部和国际贸易委员会两个部门起诉开始，之后这两个机构将分别对进口产品是否构成倾销和是否对本国同类工业造成损害进行调查，如果调查的结果都为肯定，那么即将启动初裁定阶段，初裁定阶段结束之后，两个机构将继续对进口产品是否构成倾销和是否对本国同类工业造成损害进行复查，如果复查结果都为肯定，将启动终裁定阶段。本文将美国反倾销程序仅分为初裁定阶段和终裁定阶段。初裁定阶段指从调查启动开始到美国商务部做出终裁定决定日期为止的时间，终裁定阶段指从终裁定决定日期开始到反倾销案件被撤回为止的时间。如果样本中无撤回时间，鉴于WTO乌拉圭回合谈判通过的对反倾销案件定期复查的期限设定为5年的条款已于1995年1月生效，并参考Besedeš和Prusa的做法，将撤回时间不明案件的失效时间设定为终裁定日期之后的第5年[6]，另外，值得注意的是，有些案件仅有调查阶段，鉴于年度数据的局限性，在分析初裁定和终裁定的阶段性效应时本文将仅有调查阶段的案件所产生的效应作为初裁定阶段的效应处理。

美国对中国的反倾销案件样本呈现如下特征：第一，反倾销案件数量大，占比高。美国的反倾销案件总量为675件，而中国就占了102件，占总体比重15%。第二，裁定通过率非常高，1990～2006年美国针对中国的反倾销案件中，有68%的案件通过了终裁定，18.4%的案件仅通过初裁定，只有13.6%的案件没有通过初裁定。第三，初裁定和终裁定的反倾销税高。在1990～2006年美国对所有国家的反倾销案件样本中，初裁定反倾销税的中位数为34.52%，终裁定反倾销税的中位数为39.69%，而同时期美国对中国的反倾销样本中这两者的中位数依次为129.73%和128.63%。

4.数据的合并。将贸易数据库与反倾销数据库合并之后，为了进行生存分析，必须将所有样本的观测值数据转化成贸易持续时间段数据。贸易关系是指国家-产品组合，由于只有一个国家，因此每种产品的所有观测值代表一个贸易关系，贸易持续时间段则是由某种产品从进入进口国开始到停止出口该种产品（中间没有时间间隔）为止的所有观测值所组成，在一定时期内，某个国家的某个产品出口持续一段时间，停止出口后（至少一年），有可能再次出口同一个产品到该国，所以一个贸易关系可能会存在多个贸易片段。Besedeš和Prusa分析表明，无论同一贸易关系经历多少持续时间段，将仅取第一个持续时间段的处理方法，与将多个持续段视为相互独立的若干持续时间段的方法并无二致[2]。同时，鉴于两个持续时间段以上的贸易关系比重几乎达到50%，因此本文参照陈勇兵等的方法将同一贸易关系的多个持续时间段视为相互独立持续时间段[9]。

五、估计结果及稳健性检验

（一）估计结果

我们基于式（2）对中国对美出口贸易关系的危险率进行了probit、logit以及cloglog估计，得到的结果如表1所示，从表示产品不可观测异质性的方差占总误差方差的比重ρ来看，控制不可观测异质性非常必要，因此表1仅列出控制不可观测异质性的估计结果。

表1 中国对美国出口贸易关系的危险率估计

1.产品层面特征变量的估计结果。如表1所示，初始贸易额系数符号为负，根据Besedeš和Prusa的解释，初始贸易额越大，进出口双方对对方的信心越大，该贸易关系的持续时间也将更长[1]。出口产品种类变量的符号为正，表明出口的产品种类越多，出口危险率将提高，出口持续时间反而缩短，同一国家的出口经验起到了反向的作用，这可能与向美国出口的产品竞争性较强有关，竞争性较强意味着可替代性强，从而导致各类产品的持续时间就会出现一定程度的缩短。差异化产品虚拟变量的系数符号为负，与预期和以往的研究成果基本一致，根据邵军的解释，差异化产品的替代性较低，进口商选择替代的成本较高，因此差异化产品相比同质产品以及参考价格产品而言，持续时间将更长[7]。单位价值变量的符号为正，意味着单位价值越高的产品危险率越高，持续时间反而越短，这与Besedeš和Prusa使用产品单位价值变异系数得到的结果相反，原因可能是单位价值并不能较好地反映产品的差异化程度。从价运费的符号与我们预期一致，两国之间的从价运费越低，自然将增加出口商的利润，从而延长贸易持续时间。从价关税的符号为负，意味着关税越高，产品的危险率越低，贸易持续时间将越长，这可能是由于关税所产生的竞争效应大于成本效应。

2.反倾销案件效应变量的总体估计结果。如表1所示，无论是哪个模型，反倾销案件效应变量的系数都为正，而且在统计意义上非常显著，意味着涉及反倾销案件的产品危险率高，持续时间短。反倾销案件的发生很大程度上增加了出口商的贸易成本，从而提高产品出口危险率，缩短其出口持续时间。

3.反倾销案件不同类型的估计结果。为了重点分析反倾销案件相关变量对产品出口危险率的影响，下文仅列出这些相关变量的估计结果，另外其他变量的估计结果与表1的总体估计结果基本一致，因此省略其结果影响不大。根据反倾销案件阶段的完整性分为仅有调查阶段、仅有初裁定阶段以及终裁定的反倾销案件三类，从表2的结果来看，三个类型变量的估计系数符号均为正，意味着反倾销案件的存在提高了产品的危险率，缩短了出口持续时间，这也进一步验证了总体估计结果。但是，仅有调查阶段反倾销案件的系数虽为正，但系数非常小，而且在统计意义上不显著。而仅有初裁定阶段反倾销案件的系数最大，而且统计意义显著。完整执行的终裁定反倾销案件变量系数虽也为正，但系数明显小于初裁定的反倾销案件变量，这在一定程度上说明初裁定阶段效应最大的特征。

表2 美国对中国反倾销案件不同类型下的危险率估计

4.反倾销案件效应分阶段的估计结果。为了进一步对反倾销案件的不同阶段对产品危险率的影响效应进行分析，将美国反倾销案件分成初裁定阶段和终裁定阶段，结果如表3所示，初裁定阶段变量和终裁定阶段变量的系数都为正，在统计意义上均显著，这也进一步验证了表1的总体估计结果。但是相比较而言，初裁定阶段的系数更大，显著性更强。这意味着反倾销案件的初裁定阶段对产品危险率影响更大，更大程度上缩短了中国对美出口持续时间，这与表2得到的结论基本一致。这可能是由于以下两方面原因造成的：其一，初裁定阶段的反倾销税公布之后，由于高昂的反倾销税以及其带来的威胁效应足以在短时间之内终止大批量的企业出口相应产品到美国；其二由于美国终裁定通过率非常之高，大部分企业均预测到了终裁定阶段的发生，同时为了避免沉没成本的进一步发生，从而决定在初裁定阶段就退出美国市场。

表3 美国对中国反倾销案件不同阶段下的危险率估计

5.反倾销税率分阶段的估计结果。为了更为准确地衡量不同阶段反倾销税的效应，本文参考Besedeš和Prusa的做法，在每个阶段设立4个虚拟变量，因此得到了分阶段反倾销税率4个虚拟变量[6]。估计结果如表4所示，初裁定反倾销税中位数以下、以上以及终裁定阶段反倾销税中位数以下3个变量的系数都为正，但终裁定阶段反倾销税中位数以下变量的系数在10%的统计水平下并不显著。终裁定反倾销税中位数以上的系数为负，而且统计意义显著。高于中位数的反倾销税在初裁定阶段的效应最大，说明其最大程度上提高了产品的危险率，缩短了中国对美的出口持续时间。但高于中位数的反倾销税在终裁定阶段的效应系数变为负，反而延长了持续时间，这可能是因为反倾销税率在初裁定阶段过高，基本淘汰了所有竞争力较弱的出口企业，从而在终裁定阶段为竞争力较强的企业减少了美国市场的竞争，从而延长了其出口持续时间。低于中位数的反倾销税在初裁定阶段的效应较小，但是它的效应延伸到了终裁定阶段，虽然在10%的统计水平上不显著，但在12%的水平上是显著的。基于以上结果，得出如下结论，较高的反倾销税率在初裁定阶段对产品出口持续时间的缩短效应最大，但其在终裁定阶段将延长出口持续时间，因而部分抵消了其带来的缩短效应；较低的反倾销税率虽然在每个阶段对出口持续时间的缩短效应均较小，但是其缩短效应的影响时间长。

表4 反倾销税率分阶段下的危险率估计

（二）稳健性检验

Besedeš和Prusa曾指出具有多个贸易片段的贸易关系可能存在数据统计偏误的问题[2]，如果这个间隔时间非常短，例如1年，那么很有可能这个间隔是统计偏误问题。因此，本文参照陈勇兵等的做法，将左删失样本数据中每个贸易关系只有1年间隔的片段合并成1个片段[10]，从而得到调整一年间隔的数据，然后分别进行probit、logit、cloglog模型估计。在稳健性检验中也控制了不可观测异质性，同时也对年份变量进行了控制③。产品层面变量的系数符号和表1完全一致，而且统计意义上显著。对反倾销案件的相关变量的估计结果也与表2～4的结果一致，反倾销案件变量的系数为正，初裁定阶段与终裁定对于产品危险率的影响均为正，但前者相比后者而言效应更大；较高的反倾销税产生的危险率提高效应较大，但影响时间不长；较低的反倾销税的影响效应较小，但影响时间长。无论从各变量的系数符号，还是从显著性来看，中国对美出口贸易关系危险率估计的结果都是稳健的。

六、结论及政策建议

本文将1990～2006年中国出口到美国HS10分位层面的产品年度数据以及美国反倾销案件数据库合并之后，采用生存分析法研究了反倾销案件及反倾销案件不同阶段对中国对美出口持续时间的影响效应。结果发现，美国反倾销案件的影响效应不仅大，而且其效应还因实施阶段而不同。反倾销案件在不同的阶段都缩短了出口持续时间，但在初裁定阶段的影响效应相比终裁定阶段更大。另外，我们还发现反倾销税率的高低也对持续时间产生不同影响。较高反倾销税率影响效应大，但影响时间不长，较低反倾销税率影响较小，但是影响时间长，并且之后也通过了稳健性检验。

通过美国反倾销政策对中国对美出口持续时间的实证分析，得到如下启示：首先，目前美国尚未从金融危机的阴影中走出来，可以预测美国对中国的反倾销在未来仍会非常盛行，同时通过实证分析证明反倾销调查及初裁定阶段对出口持续时间带来的影响更大，因此当企业遭遇反倾销调查时，企业就应以最快的速度在行业协会和政府的帮助下积极应对；其次，美国反倾销政策已经严重影响到了中国对美出口贸易关系的稳定，因此应进一步在WTO框架内推动与美国等国的双边、多边贸易条约协定的谈判，争取建立更多的双边、多边自由贸易区[7]。这将很大程度上有利于与美国的贸易往来，降低中国出口美国的贸易成本，建立更稳定的贸易联系。最后，鉴于不同阶段反倾销税率的高低对中国对美出口持续时间的不同影响，应呼吁更多的中国企业警惕初裁定阶段较低税率的反倾销政策的执行，虽然其在初裁定阶段相比高税率的反倾销所带来的影响小，但是其对出口持续时间的缩短效应持续时间长。

注释：

①来自于Bown所建立的The Global Antidumping Database网站。

②如果样本数据为年度数据，就是同一年度；如果是季度数据，则为同一季度，因此其定义依样本数据类型而定。

③为了节省篇幅，并未列出稳健性检验结果，如果需要可提供。

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