墨西哥反倾销措施对中国企业出口的影响及启示

张振宇 张 燕 车 翼

(1.上海交通大学 安泰经济与管理学院，上海 200030；2.上海财经大学 经济学院，上海 200433)

0 引言

本文选取2000—2012年墨西哥对中国的反倾销案例作为研究对象，此时全球双边贸易正在逐渐兴起。在此期间，中国和整个拉美地区从几乎没有贸易往来逐渐变成重要的贸易伙伴，中国和拉美地区在2000—2011年贸易额的复合增长率高达31.2%。如今中国已经成为拉美地区第二大贸易伙伴和墨西哥第二大贸易伙伴，墨西哥也成为了中国某些原材料的主要供货商。但日渐繁荣的贸易往来，特别是中国工业制品的流入，使得墨西哥一些大型生产制造商不得不求助于政府采取反倾销措施来避免其走向破产。1995—2014年，墨西哥共对中国发动了46次反倾销调查。

尽管这些措施产生了很大影响，但是并没有相关文献对其进行研究。因此，有些问题难以得到正确的解答：这种非关税措施对阻止中国工业制品进入墨西哥是否有效？中国出口商如何应对墨西哥的反倾销措施？在反倾销措施实施后中国出口是否会存在显著的转移效应？本文将基于这些问题展开研究。

本文主要采用两套数据：中国海关数据与世界银行全球反倾销数据。根据中国海关数据，我们可以知道2000—2012年中国对墨西哥的年度出口数据，包括8位海关税则编码(HS-8)、出口额度、出口数量和出口商等。根据世界银行全球反倾销数据，我们可以知道2000—2012年墨西哥对中国采取的反倾销措施情况，包括8位海关税则编码(HS-8)、调查开始日期、调查结束时间和最终调查结果。由于中国和墨西哥采用的海关税则编码略有差异，经过调整，我们最后采用了国际统一的6位海关税则编码(HS-6)。

本文采用双重差分模型，将涉案产品的因变量(出口数量、出口企业数和出口价格)与非涉案产品的因变量在反倾销前后进行了比较，观察其是否存在显著变化。模型一共采用了两组可替换控制组。首先，对于受到反倾销措施的6位海关税则编码(HS-6)产品，控制组为同一4位海关税则编码(HS-4)内未受到反倾销措施的其他6位编码(HS-6)产品,我们称其为控制组1。其次，参考Blonigen & Park (2004)的研究，另一组控制组是大概率受到反倾销调查但实际没有受到反倾销调查的同一4位海关税则编码(HS-4)产品，我们称其为控制组2。

1 墨西哥反倾销措施程序

为了更好理解本文的实证结果，这部分主要介绍了墨西哥反倾销措施的鉴定方式及具体程序(宋利芳，2007；Staiger & Wolak, 1994)。

根据世界贸易组织(WTO)规定，各国政府对外国进口产品采取反倾销措施必须证明三点：第一，涉案进口产品存在倾销行为；第二，该产品进口对该国相关产业造成实质性损害；第三，该产品倾销与该国产业损害之间存在因果关系。第一点的确定相对容易，只要知道涉案产品的生产成本及其在进口国和其他国家销售市场上的销售价格即可确定该进口产品是否存在倾销行为。第二点的确定存在一定程度的主观判断，因为很难明确界定企业何种程度的利润下降算是国内相关企业受到实质性损害。第三点是最难确定的，因为国内生产涉案产品企业的盈利与否同时受到很多因素影响，无法确切知道是否是由进口企业的倾销行为所致。因此，墨西哥主要将第一点和第二点作为实施反倾销措施的判定依据。具体操作上，墨西哥反倾销事务主要由经济部、对外贸易委员会、税收法院和宪法法院负责。经济部是反倾销事务的主管机构，负责受理反倾销申诉、进行倾销与损害调查并给出裁决结果。对外贸易委员会负责审查经济部提交的反倾销措施结果和裁决。税收法院负责受理进口商不服经济部驳回其行政审查请求的上诉并做出裁决。宪法法院负责受理进口商对税收法院裁决不服而提起的上诉，并给出最终裁决。

反倾销调查主要由墨西哥经济部负责，具体程序如下：首先，由某些公司或个体向政府申请反倾销保护，经济部受理并由其下设的国际贸易惯例总局开展具体工作，在收到申诉材料后30～70天内确认是否需要立案调查。如果确定立案，经济部将对倾销行为与产业损害进行调查，初裁结果将在130天内给出。如果调查结果确认不存在倾销，则立案调查结束；如果调查结果确认存在倾销，则经济部将根据调查结果决定是否征收临时反倾销税；如果决定征收临时反倾销税，则进口商在终裁结果出来前需支付4到6个月的临时反倾销税。初裁结果出来后80天内，经济部将给出终裁结果，并将结果申报给对外贸易委员会进行审查。如果审查通过，经济部将反倾销措施结果给予公示，进口商则需要在公示后的7天内缴纳反倾销税。反倾销调查整个过程持续较长时间，因此本文选取了终裁结果时间作为双重差分模型的时间节点。

2 计量模型

为了检验反倾销措施存在的影响，本文采用双重差分模型，并且分别对6位海关税则编码(HS-6)出口产品和对应企业进行了回归，随后将结果进行了横向(反倾销措施最终立决定前后)和纵向(涉案产品/公司和非涉案产品/公司)比较。若在反倾销措施最终决定前涉案产品(公司)与非涉案产品(公司)有相同的价格(销量或营收)趋势，而在反倾销措施最终决定出来后有明显的差异，则说明反倾销措施存在影响。

模型的形式如下：

ypt=βTreatmentp×Post+λp+λt+εpt

(1)

其中：ypt表示产品p在t年的相关因变量(出口产品数量对数值，出口商数量对数值，出口价格对数值，非墨西哥产品出口数量的对数值，出口至墨西哥最大贸易伙伴美国产品出口数量的对数值)；Treatmentp是虚拟变量，表示产品是否被反倾销，若产品p是被调查产品，则取值为1，反之则取值为0；Post也是虚拟变量，表示反倾销是否成立，若反倾销措施最终确定成立，则取值为1，反之则取值为0。λp是产品固定效应，表示不随时间变化的产品特征；λt是时间固效应，表示在同一个月内所有产品受到相同的环境影响；εpt为随机误差项。为了解决异质性和序列相关问题，我们在产品层面将标准误差进行聚类(Bertrand, Duflo & Mullainathan, 2004)。

双重差分模型回归的一致性要求反倾销措施前后控制组随机误差项变化量同实验组相一致，即

E[Δεpt|Treatmentp=0]=E[Δεpt|Treatmentp=1]

(2)

由于面板数据涉及了多个时期和多个组别，因此我们参考了Angrist & Pischke (2009)和Imbens & Wooldridge (2009)的研究结果对模型进行了有效性检验。首先检验反倾销措施前控制组和实验组的因变量趋势是否一致，其次是检验不同6位海关税则编码(HS-6)产品具有不同时间趋势时模型结果的显著性。

另外，为了防止同时期其他政策对趋势变化的影响，即在时间节点后控制组和实验组趋势的变化是由其他政策所导致的，模型共构建了两组替代控制组。第一组控制组包括涉案产品所在4位海关税则编码(HS-4)产品下所有非涉案的6位海关税则编码(HS-6)产品。第二组控制组的构建参考了Blonigen & Park (2004)的研究，我们首先估计了产品被反倾销的可能性。若产品被进行反倾销措施的可能性超过75%，我们则将其作为控制组(Konings & Vandenbussche, 2008; Pierce, 2011)。

3 数据

本文主要使用两套数据。首先是2000—2012年的中国海关数据，数据包括产品海关税则编码(HS-8)、交易数量、交易价格、进出口厂商的信息及对应的出口国家。我们主要整理了中国历年对墨西哥的出口情况。

第二个数据来源是世界银行的反倾销数据(GAD)，包括了1980—2014年全球所有的反倾销措施事件(Bown, 2010)。世界银行的反倾销数据(GAD)包含了每个反倾销案例的具体信息，包括调查产品海关税则编码(HS)、调查立案时间、调查最终结果和调查结果最终公布时间。我们主要整理了2000—2012年墨西哥对中国反倾销案例的相关信息。

由于中国海关数据和世界银行的反倾销数据(GAD)的海关编码有细微差别，为了使数据一致，我们对数据进行了调整，使用了国际统一的6位海关税则编码(HS-6)。调整后2000—2012年墨西哥总共对华发动反倾销调查29例，表1记录了历年墨西哥对中国反倾销案例的情况。在这29例调查案例中，9例由于调查结果不存在倾销或损害而终止调查，2例申诉人在反倾销立案调查后提出了撤诉，最终有效实施反倾销措施案例为18例，包含涉案产品1001项和涉案公司10050间。由于反倾销措施是针对8位海关税则编码(HS-8)产品展开的，而我们使用的数据是6位海关税则编码(HS-6)分类，因此数据的调整可能存在一定的加总偏误。为了处理这个问题，我们加入8位海关税则编码(HS-8)产品后对模型进行回归，结果发现加总偏误对结果影响并不显著。另外，由于全球其他国家也可能会在墨西哥实施反倾销措施的同时对中国产品进行反倾销调查，从而影响模型结果，因此我们将产品同时受到其他国家反倾销措施的情况进行了剔除。最后，由于某些中国出口商是帮助墨西哥企业进行贸易加工的，而这些企业的出口显然不会受到反倾销措施的影响，因此在稳健性检验时我们将这样的案例也进行了剔除。

表1 2000—2012年墨西哥对中国反倾销调查案例情况

4 实证结果

本部分首先展示了4个中国出口商针对墨西哥反倾销措施做出反应的基本实证结论，然后展示了双重差分模型的一系列稳健性检验。

4.1 产品层面对反倾销措施的反应

首先，我们对涉案产品出口数量进行了回归。我们将方程(1)关于中国涉案产品出口量的回归结果呈现在表2中。表2的第一列和第二列分别为使用控制组1和控制组2的结果。在1%的水平上，两组回归系数均显著为负，第一组回归系数为-1.454，第二组回归系数为-1.430，表明反倾销措施对产品出口数量有显著的抑制作用。和控制组1相比，涉案产品在反倾销措施实施后出口量下降了76.64%；和控制组2相比，涉案产品在反倾销措施实施后出口量下降了76.07%。

表2 墨西哥反倾销措施对涉案产品出口数量的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；***表示统计结果在1%的置信水平下显著

4.2 广延边际和集约边际效应

从4.1我们可以看到墨西哥对中国的反倾销有显著的抑制效应。进一步，我们希望了解这种抑制作用的实现机制，产品出口量的下降是由出口企业数的下降还是企业平均产品出口数下降所导致的。因此，我们观察了反倾销措施对中国出口企业数(广延边际效应)及中国企业平均产品出口数(集约边际效应)的影响。表3的第1列和第3列显示了与不同控制组相比反倾销对出口企业数量的影响，在1%的水平上，回归系数显著为负，分别为-0.524和-515；第2列和第4列显示了与不同控制组相比反倾销对企业平均产品出口数量的影响，在1%的水平上，回归系数显著为负，分别为-0.512和-0.552。从回归结果我们可以看出，与控制组1相比，反倾销措施使得中国出口企业分别下降40.79%，企业平均产品出口数量下降40.07%；与控制组2相比，反倾销措施使得中国出口企业分别下降40.25%，企业平均产品出口数量下降42.42%。因此，墨西哥反倾销措施对中国出口企业数和企业平均产品出口数均有显著的负面影响，即抑制效应是由广延边际效应和集约边际效应共同导致的。

表3 墨西哥反倾销措施的广延边际效应和集约边际效应

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

4.3 不同企业对反倾销措施的反应

4.2部分的研究结果表明，反倾销措施会使得中国出口企业数量减少，但由于企业间存在异质性问题，因此同样的制裁措施可能对不同企业产生不同程度的影响。我们进一步研究，什么企业在受到反倾销措施后会更容易选择离开墨西哥市场。根据Lu, Tao & Zhang(2013)的研究，我们主要对企业生产效率、企业性质(直销商和中间商)及企业出口产品种类(单一产品和多产品)进行了研究。

我们以研究企业生产效率为例，对问题进行了建模分析。由于数据限制，我们无法从中国海关数据中得知企业生产力情况。因此，我们将产品出口数量近似作为企业的生产力衡量标准，由此构建如下方程：

Exitfp=γExportVolumefp+λp+εfp

(3)

其中：Exitfp生产产品p的企业f离开墨西哥的概率；ExportVolumefp为企业f产品p的出口量；λp为产品的固定效应；εfp为随机误差项。当研究企业性质及企业出口产品种类时，我们建立相应模型，分别得到如下方程：

Exitfp=γTradelntermediaryfp+λp+εfp

(4)

Exitfp=γSingleProductfp+λp+εfp

(5)

Tradelntermediaryfp为虚拟变量，表示企业性质，若出口企业为中间商，则取值为1，若出口企业为直销商，则取值为0。SingleProductfp为虚拟变量，表示企业出口产品种类，若企业仅出口单一产品，则取值为1，若企业出口多种产品，则取值为0。

从表4第1列可以看出，在1%的水平上回归系数为-0.084，显著为负，表明出口量越大的企业越不容易从市场中被淘汰，企业产品出口量每增加1%，其被市场淘汰的概率将降低8.4%。并且我们控制了企业性质及企业出口产品类别(第3列和第5列)后可以得到同样的结果。控制企业性质后，在1%的水平上回归系数为-0.092，显著为负，表明企业产品出口量每增加1%，其被市场淘汰的概率将降低9.2%。控制企业出口产品类别后，在1%的水平上回归系数为-0.077，显著为负，表明企业产品出口量每增加1%，其被市场淘汰的概率将降低7.7%。我们的研究结果与之前的文献研究结果保持一致。Melitz (2003)的研究结果表明，由于企业在出口前期需要承担一定的固定成本，而反倾销使得企业受到了负面影响，后期收到的利润无法覆盖前期的成本，因此一些低效能的企业不得不离开。如果不考虑固定成本的出口，Melitz & Ottaviano (2008)则认为反倾销会降低企业的收入，也会使得低效能企业出现亏损的情况，从而选择离开。

表4 反倾销措施对直销商和中间商，单一产品公司和多产品公司离开概率的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；***表示统计结果在1%的置信水平下显著

表4同样显示了中间商和直销商受反倾销措施影响离开墨西哥的概率。从第2列我们可以发现，在1%的水平上回归系数为0.484，显著为正，表明中间商相比直销商，其有48.4%的更高概率选择离开。从第3列可以看出，我们控制企业出口量后，在1%的水平上回归系数为0.510，显著为正，即中间商离开墨西哥市场的概率比直销商高51.0%。

表4还显示了单一产品出口商和多产品出口商由于反倾销措施而离开的概率。从第4列可以看出，单一产品出口商相比多产品出口商并没有显著的结果表明其更容易被市场淘汰。从第5列我们可以看出，在控制了企业出口量的情况下，依然没有显著的结果表明单一产品出口商更容易被市场淘汰。

由于不仅是企业本身，企业出口产品也存在异质性，因此我们进一步对出口不同产品的企业进行了研究。我们分析了反倾销对消费品出口企业和工业品出口企业的影响，表5展示了模型的回归结果。反倾销并没有显著降低消费品的出口数量，但对工业品却有显著的影响，工业品整体出口数量下降了76.73%，工业企业出口商减少了35.79%，工业企业平均出口量减少了48.31%。并且随着工业品出口量的减少，工业品价格上升了18.64%。我们的研究结果与之前的文献研究结果保持一致。由于中国工业制成品具有较强的竞争力，因此墨西哥反倾销措施主要是为了抑制中国的工业出口(宋利芳，2017)。

表5 墨西哥反倾销措施对中国消费品和工业品出口的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

4.4 贸易转移效应

根据4.3部分的结果我们知道一些企业在受到反倾销措施后会选择离开墨西哥市场，但是这些企业究竟是真的被市场淘汰了还是转而进入了其他国家或地区市场继续开展贸易活动？因此这一部分我们分析了墨西哥对中国反倾销是否存在贸易转移效应(e.g., Bown & Crowley, 2007)。我们建立如下方程：

ypt=βTreatmentp×Post+λp+λt+εpt

(6)

其中：ypt表示产品p在t年出口至墨西哥外所有国家的数量对数值；Treatmentp是虚拟变量，表示产品是否被反倾销措施，若产品p是被调查产品，则取值为1，反之则取值为0；post也是虚拟变量，表示反倾销是否成立，若反倾销措施最终确定成立，则取值为1，反之则取值为0；λp是产品固定效应；λt是时间固定效应；εpt为随机误差项。由于美国是墨西哥最大的贸易伙伴，我们单独检验了反倾销是否有将贸易出口转向美国的趋势。从表6我们可以看出，墨西哥对中国的反倾销措施并不存在显著的整体转移效应，出口也并没有从墨西哥转移至美国的趋势，即大部分出口企业在受到墨西哥反倾销调查后并没有转移市场，而是被市场所淘汰。

4.5 稳健性检验

这部分我们对4.1至4.4部分得到结果的双重差分模型进行了一系列的稳健性检验。

表6 反倾销措施对产品出口转移的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示

首先，双重差分模型有效性要求控制组和实验组在反倾销措施之前有相似的趋势。为了检验模型是有效的，我们控制了反倾销措施最终实施一年前的时间趋势，我们在方程(1)的基础上引入了额外的回归量Treatmentp×Prept。若Prepr∈[tp0-1,tpo)(tpo为反倾销措施最终实施时间)，则其取值为1；若Prept属于其他时间段，则其取值为0。表7展示了模型重新估计后的结果。在控制了反倾销措施最终实施一年前的时间趋势后，我们发现反倾销依然对中国出口产品有显著影响，中国产品在受到墨西哥当局反倾销后出口数量下降了76.09%，模型结果是稳健的。

表7 控制时间趋势后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

其次，我们需要检验实验组和控制组不同的时间趋势是否会对结果产生影响。为了处理这个问题，我们允许产品具有不同的时间趋势，如模型中包含额外的变量λp×t。表8汇报了允许产品时间趋势差异后模型的回归结果。表8第1列依然显示反倾销措施影响显著，中国产品出口量在反倾销措施实施后下降了73.23%，因此我们认为结果是稳健的。

第三，由于模型结果可能受到某些异常值的影响，如某些年份因为国际关系等特殊原因使得出口数量出现异常。因此，我们将这些异常值(数据样本中前1%的数据和后1%的数据)剔除后对样本进行了回归。回归结果在表9中得到了汇报。表9第1列显示反倾销措施影响显著，中国产品出口量在反倾销措施实施后下降了74.99%。

第四，某些中国出口企业可能是和墨西哥地区当地的公司进行贸易加工合作，其对反倾销措施的反应情况和一般的贸易加工厂商有所区别，即来料加工的中国企业并不受反倾销措施的影响，从而影响回归结果。表10显示了将这些特殊情况剔除后模型回归的结果。表10第1列显示系数依然是显著的，中国产品出口量在反倾销措施实施后下降了79.11%。

第五，由于我们使用了6位海关税则编码(HS-6)产品，从而可能造成结果有潜在的加总偏误。因此，我们在模型(1)中加入了一项8位海关税则编码(HS-8)涉案产品与关键解释变量的交互项并对其进行检验，结果在表11中得到了汇报。表11第2行表明交互项系数并不显著，即不存在加总偏误，模型结果是稳健的。

表8 允许产品时间趋势差异后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

表9 剔除贸易异常情况后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

表10 一般贸易企业受墨西哥反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

表11 包含与HS-8产品交互项后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

第六，由于中国在2001年加入了WTO，导致了中国进口关税的减少和更具竞争力的国内市场。这可能会影响企业的进出口行为，减少对墨西哥的产品出口转而内销中国。因此，如果中国的关税减少和墨西哥的反倾销措施同时实施，可能会对模型结果有影响。为了控制这种情况，我们在模型中增加了一个中国进口关税变量后对模型重新回归。表12第1列结果显示依然显著，中国产品出口量在反倾销措施后下降了79.65%。

第七，由于上述得到的反倾销措施结果是对整体产品而言的，但不同需求替代弹性产品在受到反倾销措施后，出口量变动可能存在差异。因此我们进一步考虑了不同产品的进口替代弹性，在回归方程中加入了一个反倾销调查与产品需求弹性的交互项。这里我们主要关注6位海关税则代码(HS-6)商品层面的进口替代弹性(Broda & Weinstein, 2006; Nizovtsev & Skiba, 2010)。表13第1列结果显示，并没有反倾销措施由于产品需求弹性产生异质作用，模型结果依然稳健。

表12 剔除中国税率影响后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

表13 包含进口需求弹性交互项后墨西哥对中国反倾销措施的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；*、**和***分别表示统计结果在10%、5%和1%的置信水平下显著

最后，由于4.3部分我们所使用的是包含固定效应的logit模型，为了保证结果的稳健性，我们用OLS模型进行了回归，结果在表14中得到汇报。表14第1列、第2列和第4列显示，生产效率低下的企业和贸易中间商仍然更容易受到反倾销措施的影响而离开墨西哥市场，单一产品出口商相比多产品出口商并没有更显著的概率离开墨西哥市场。因此，本文的主要结论是稳健的。

表14 反倾销措施对中间商和直销商，单一产品公司和多产品公司离开概率的影响

注：标准差在产品层面聚类，并在括号中表示；***表示统计结果在1%的置信水平下显著

5 结论与建议

随着国际贸易活动的日趋活跃，各国贸易摩擦不断加剧。为了保护本国产业，各国政府纷纷采取贸易保护措施。在世界贸易组织(WTO)允许的条件下，反倾销措施已经成为各国政府最常用的保护工具。本文以全球双边贸易兴起为背景，实证研究了墨西哥对中国产品的反倾销调查对中国出口的影响。本文使用中国海关数据及世界银行反倾销调查数据构建了2000—2012年的分析样本，通过构建双重差分模型来观察控制组和实验组在反倾销措施前后是否存在显著变化。

我们的实证结果显示墨西哥反倾销措施对中国出口有显著的抑制效应，并且这种抑制效应是由广延边际效应(出口企业数下降)和集约边际效应(企业平均出口产品数下降)共同导致的。进一步研究发现，不同企业会受到不同程度的反倾销影响，生产效率低下的企业和贸易中间商更容易因为受到反倾销措施影响而选择退出墨西哥市场。对于留存下来的企业，反倾销措施使得涉案工业品的出口价格显著上升。但墨西哥的反倾销并不会引起中国涉案产品出现显著的贸易转移效应。

基于研究结果，我们发现墨西哥对中国的反倾销措施有效抑制了涉案产品的进入，特别是涉案工业品，反倾销显著降低了其在墨西哥市场的竞争优势，从而保护了当地企业，但这一行为也切实损害了中方利益。我们认为中国应采取有效的应对措施。首先，中墨双方应该积极沟通，就贸易合作达成共识，避免过多的贸易摩擦，防止墨西哥对中国采取更大范围的反倾销调查。中国已经成为墨西哥第二大进口来源国，也是墨西哥第三大产品出口国，双方有扎实的贸易合作关系。中国应该在此基础上积极和墨西哥沟通，就贸易促进两国共同发展达成共识，减少墨西哥对中国企业采取的反倾销措施。第二，中方应该积极应对墨西哥的反倾销措施。由于反倾销会切实损害中国企业的利益，因此中国应该深度研究墨西哥反倾销法案(《对外贸易法》《对外贸易法实施条例》 《不公平贸易行为条例》)，了解其反倾销措施程序，积极应诉和沟通，争取撤诉、无倾销结案或者降低反倾销税率等结果，最大程度减少反倾销对中国出口企业的损害。第三，适当对墨西哥采取反倾销措施，抑制其对中国采取反倾销措施。1995—2014年，中国对墨西哥仅采取过1次反倾销措施，而墨西哥对中国累计进行了46次。鉴于此，中方应该适当加强对墨西哥反倾销措施的强度，在一定程度上震慑对方，遏制其过于频繁地对中国采取反倾销措施，切实保护中方企业的利益。最后，对于那些因受到反倾销调查而被淘汰的企业，中国政府应该考虑帮助开拓新兴市场，从而进行贸易转移，使其不要在还有挽救机会的情况下过早破产。