新兴经济体对华反倾销动因研究——基于1995-2016年的面板数据①

黄思雅 文拥军

(西南科技大学经济管理学院 四川绵阳 621010)

改革开放以来，随着中国对外贸易的迅猛增长，中国与贸易伙伴之间的贸易摩擦日益增多，其中反倾销最为引人关注。传统上，欧美发达国家是对华反倾销的主要发起国，但随着印度、阿根廷、巴西和土耳其等反倾销新兴使用者的加入，新兴经济体①对华反倾销呈愈演愈烈趋势，已经取代发达国家成为对华反倾销的主体。

WTO统计显示，1995-2016年，中国累计遭受反倾销诉讼1217起，占同期全球反倾销总量(5286起)的23.0%。期间，在中国遭受的42个国家反倾销诉讼中，10个新兴经济体累计发起638起，占中国遭遇反倾销总量的52.4%；7个发达国家累计发起397起，占中国遭遇反倾销总量的32.6%；其余25个发展中国家累计发起182起，占中国遭遇反倾销总量的15.0%。进一步看，在发展中国家共对华发起820起反倾销诉讼中，新兴经济体占78.0%，其余发展中国家仅占22.0%。考察期内，新兴经济体对华反倾销的总量和比重均占据主体地位。进一步分析全球对华反倾销的概况(表1)，能够更为清晰地看到其中的特征。

表1 新兴经济对华反倾销诉讼及其肯定性裁决(1995-2016)

说明：发达国家(地区)涵盖澳大利亚、加拿大、欧盟、日本、以色列、新西兰、美国，其余为发展中国家(地区)。

数据来源：WTO网站(www.wto.org)及作者计算。

首先，对华反倾销数量占新兴经济体对外反倾销总量的比重偏高，介于17.0%～37.6%之间，平均比重为25.7%，高于发达国家的22.7%和其余发展中国家的17.3%。其次，从新兴经济体对外反倾销的集中度看，中国是所有新兴经济体的最主要对象，呈现明显的地理偏向性。再次，新兴经济体对华反倾销的肯定裁决(73.8%)比重高于其全球肯定性裁决比重(68.8%)，也高于发达国家(66.5%)和发展中国家(72.0%)对华反倾销肯定裁决比重。

一、文献综述

通过阅读国内外有关反倾销的代表性文献，发现现有研究试图从多个维度对反倾销的动因展开研究，概括起来集中在四个方面：(1)宏观经济因素，主要包括进口国宏观经济状况[1-3]、汇率[4-6]、出口国产品进口渗透率[7-9]；(2)策略性因素，此类研究认为反倾销存在明显的“策略性动机”，包括“报复性动机”和“俱乐部效应”。“报复性动机”认为一国更倾向于向那些曾经对本国发起过反倾销的国家提起更多的反倾销。Prusa和Skeath[10]和Nelson[11]都发现报复性是反倾销的重要特征。“俱乐部效应”则认为“反倾销”是一种俱乐部活动， Feinberg和Reynolds[12]、Moore和Zanardi[13]以发达国家为研究对象的结果表明，反倾销传统使用者更倾向于向其他反倾销俱乐部成员发起反倾销调查。(3)传染性因素，此类研究反倾销可能在不同反倾销发起者之间传染。Bown和Crowley[14]通过研究美国对日本的反倾销提出了“贸易偏移效应”和“贸易偏向效应”。“贸易偏移效应”认为当反倾销减少了日本对美出口时，日本会增加对欧盟的出口，进而欧盟又会增加对日本的反倾销。“贸易偏向效应”则认为当其他国家对美国的出口因为反倾销减少，日本替代了其他国家在美国市场的份额时，由此美国对日本的反倾销可能增加。Messerlin[15]发现美国和欧盟对华反倾销存在“回声效应”，1990-1999年间，美国和欧盟对华反倾销调查的75%和68%都属于“回声效应”，即若上一年其他进口国对华某类产品发起过反倾销调查，次年美国和欧盟也会对华同类商品发起反倾销调查。(4)国际经济联系因素。该类研究认为进口国发起反倾销具有选择性，会受到国际环境、与出口国关系等的影响。比如，梁俊伟和代中强[16]则发现金砖国家对华反倾销诉讼的报复性动机低于非金转国家，但对中国在国际市场的竞争有更强烈的反应。鉴于反倾销措施在WTO体系下的合法性，多数研究[17-18]研究结论表明出口国加入WTO会显著加剧了进口国对华反倾销的数量，不过王孝松和谢申祥[19]研究结论却得出了相反结论，即中国加入WTO后进口国减少了对华反倾销的数量，原因可能是厂商在规避反倾销方面积累了一定的经验。由于部分进口国设置了专门针对非市场经济地位国家的反倾销措施，颜婷婷[20]和孟越[21]研究了进口国是否承认中国市场经济地位对其对华反倾销的影响，认为尽管市场经济地位对反倾销的影响是显著的，但并不意味着中国只要获得市场经济地位就能摆脱目前连遭反倾销诉讼的困境。

综上所述，现有文献对发达国家对华反倾销问题研究已经较为透彻且逐步建立了一套较为完善的应对机制。但新兴经济体在我国对外贸易中的地位与其频繁对华发起反倾销之间的矛盾，迫切需要我们对新兴经济体对华反倾销问题进行深入研究。现有文献更多关注欧美发达国家对华反倾销问题，或比较发达国家和发展中国家反倾销或对华反倾销差异，但整体上，当前以发展中国家对华反倾销为研究对象的文献并不多见，尤其是研究新兴经济体对华反倾销的研究更为少见[22]，更缺乏利用严格计量方法进行实证研究的文献。本文基于1995-2016年新兴经济体对华反倾销数据，从宏观经济因素、策略互动因素和国际经济联系的视角系统考察新兴经济体对华反倾销动因，是对现有文献的丰富和补充。本文的主要贡献有：第一，以新兴经济体为样本，采用多维度数据，系统研究了其对华反倾销动因。第二，从反倾销诉讼和反倾销措施的属性、数量和强度三个层面作为被解释变量，综合分析动因并比较了动因差异性，增强了结果的可靠性和全面性。第三，在考虑策略互动因素时，不是采用反倾销诉讼而是采用相应反倾销措施作为解释变量，更准确地探究了其动因。第四，加入体现进口国是否承认中国市场经济地位的解释变量，考察了二者的差异性影响。

二、模型、变量及数据说明

(一)模型

充分借鉴现有研究成果和尽可能全面分析新兴经济体对华反倾销的动因，本文将被解释变量分为3大类共6组。第1类是属性变量，包括新兴经济体i第t年是否对华发起反倾销(ADit)和是否对华采取反倾销措施(Meit)，体现新兴经济体对华反倾销的属性特征，即对华反倾销行为是否发生。第2组是数量变量，包括新兴经济体i第t年对华发起反倾销的数量(NADit)和对华采取反倾销措施的数量(NMeit)，体现新兴经济体对华反倾销的数量特征，即新兴经济体对华有多少反倾销行为发生。第3组是强度变量，包括新兴经济体i第t年对华发起反倾销的强度(InADit)和对华采取反倾销措施的强度(InMeit)，体现新兴经济体对华反倾销的强度特征，即该国对华反倾销相对于其进口规模的真实水平，借以剔除不同经济体进口规模带来的反倾销数量的差异。借鉴Prusa[10]，计算进口国对华反倾销诉讼和反倾销措施的强度。具体公式如下：

(1)

(2)

(1)、(2)式中，ADijt、Meijt分别代表t年i国对华反倾销诉讼和反倾销措施的数量，vijt代表同期i国对华进口额，ADArgentina，1995、MeArgentina，1995分别代表1995年阿根廷对全球的反倾销诉讼量和反倾销措施量，vArgentina，1995表示1995年阿根廷对全球进口额。

从变量性质看，第1类变量ADit和Meit属于典型的二元变量，即所研究的现象存在两种不同的情况(反倾销行为是否发生)，“是”为1，“否”为0。考虑到本文使用的是面板数据，面板Logit模型被认为是解决二元变量的有利工具，本文构建的面板Logit二元变量回归模型如下：

(3)

其中，yit代表新兴经济体i第t年的ADit变量或Meit变量。F为累计分布函数，Xijt表示新兴经济体i第t年影响被解释变量的第j个影响因素，βijt表示解释变量增加一个单位引起的被解释变量发生比的变化倍数；εit为随机干扰项。

第2类变量NADit和NMeit是典型的非负离散随机变量，且数值较小，取零个数较多，不满足经典线性回归模型的基本假设，所以采用计数模型是一种比较理想的方法。计数模型中泊松分布要求被解释变量的方差等于其均值这一条件较为苛刻，故本文按照惯例采用计数模型中的负二项式回归模型，利用准最大似然估计法 (QML) 进行回归分析[23]。参照沈国兵[25]的做法，本文构建的负二项回归模型如下：

LN[E(Yit=yit)|Xit]=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εit

(4)

其中，yit分别取NADit和NMeit，xkt表示解释变量，βk的回归估计量表示解释变量变化一个单位，被解释变量的平均发生次数将会变化百分之几；εit为随机干扰项。

第3类变量InADit和InMeit从数据特征上看，属于连续变量，理论上可考虑基于OLS的面板数据模型。但作为强度变量，存在大量零值点且具有非负截断(truncated)的特性，对这类数据采用面板Tobit模型更加合适。基于固定效应的Tobit模型无法获取个体异质性，不能进行条件最大似然估计，因此只能选择随机效应模型[9]。本文构建的面板Tobit模型如下：

yit=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εit,yit≥0

(5)

其中，yit分别取InADit和InMeit，其余变量含义同(4)式。

(二)变量设定及数据来源

本文考察期为1995-2016年，如文献部分所示，本文的解释变量包括三大类。变量的具体含义见表2。

第一类解释变量是进口国面临的宏观经济压力，包括内部压力和外部压力。内部压力主要是该国国内经济景气程度，本文拟以GDP增长率(GDPR)、工业增加值增长率(Ind)、失业率(Ume)衡量，数据来自于世界银行数据库。外部压力则包括汇率的变化(EXC)以及中国产品的进口渗透压力(IMR)。其中，汇率数据由于缺乏人民币对新兴经济体货币较为权威的官方汇率，故本文利用OECD数据库提供的数据，以美元为中介，计算得到。针对进口渗透压力，现有文献中有两种计算方法：一是用自中国进口额与其GDP之比计算，目前大多数文献采用了这种做法；二是用一国自中国进口额与其总需求相比计算，梁俊伟和代中强[4]采用了该方法。本文采用前者，各国名义GDP数据来自于世界银行数据库，进口额数据来自于联合国贸发委数据库。

第二类解释变量是体现进口国反倾销策略互动的策略性因素，包括进口国由于报复动机可能使得其对外反倾销增长的因素(AAD，RET，ADClub)以及基于第三国贸易效应的传染性因素，包括贸易偏移效应 ( DEF)、贸易转向效应 ( DIV) 和回声效应 ( ECHO) 。其中，我们将反倾销俱乐部定义为反倾销数量排名全球前20位的国家。以上数据均来自于BownGAD数据库。

第三类解释变量是体现进口国与中国国际经济联系的因素，包括中国是否加入WTO，新兴经济体是否是金砖国家(BRICs)以及新兴经济体是否承认中国市场经济地位(Market economy status，MES)。其中，对于WTO，2002年以前取0，2002年以后取1。新兴经济体中，巴西、印度、俄罗斯和南非是金砖国家成员国，根据加入金砖组织时间，将巴、印、俄三国此项数据2009年以前设置为0，2009年以后设置为1，南非2011年以前设置为0，2011年以后为1。对于MES，考察期内，印度、墨西哥和土耳其仍未承认中国市场经济地位，故取0；其余国家，阿根廷、巴西2004年11月14日和12日正式宣布承认中国市场经济地位，故2005年以前取0，2005年以后取1。印尼2004年9月4日正式宣布承认中国市场经济地位，同年俄罗斯也宣布承认中国市场经济地位，故2005年以前取0，2005年以后取1。韩国在2005年11月16日承认我国是完全市场经济国家，故2006年以前取0，2006年以后取1。南非2004年6月29日正式承认中国市场经济地位，故2004年以前取0，2004年以后取1。

考虑到贸易保护政策往往具有时滞性，即从发起反倾销调查到做出最终裁决之间存在时滞，其他影响因素都已经发挥作用并产生后果。因此，我们也将模型中具有时间特征变量的一阶滞后变量纳入模型。

表2 变量含义及描述统计

解释变量变量说明均值标准差宏观经济因素GDPRit按2010年价格计算的进口国i在t年的实际GDP增长率(%)4.8988 2.6412 GDPRi(t-1)按2010年价格计算的进口国i在(t-1)年的实际GDP增长率(%)4.9879 2.6345 Indit按2010年价格计算的进口国i在t年的工业附加值增长率(%)3.4461 5.4344 Indi(t-1)按2010年价格计算的进口国i在(t-1)年的工业附加值增长率(%)3.5657 5.4710 Umeit进口国i在t年总的失业率(%)8.5075 6.2074 Umei(t-1)进口国i在(t-1)年总的失业率(%)8.4974 6.1679 IMRit进口国i在t年自中国进口额与当年本国GDP之比(%)1.7423 1.5997 IMRi(t-1)进口国i在(t-1)年自中国进口额与当年本国GDP之比(%)1.6805 1.5740 EXCit进口国i在t年本币兑人民币间接标价1.0602 1.2116 策略互动因素AADi(t-1)(t-1)年进口国i遭受的反倾销数量(起)6.8307 6.0011 RETi(t-1)(t-1)年进口国i是否遭遇中国反倾销,是为1,否为00.1746 0.3806 ADClubitt年进口国是否是反倾销俱乐部成员,是为1,否为00.5758 0.7817 DEFi(t-1)(t-1)年进口国i以外的其他国家对华发起反倾销的数量(起)50.2500 15.2665 DIVi(t-1)(t-1)年进口国i对中国以外的其他国家发起的反倾销的数量(起)9.7672 13.0220 ECHOitt年除进口国i以外,其他国家对华发起的反倾销数量(起)51.8200 16.6047 国际经济联系因素WTOt年中国是否加入WTO,是为1,否为00.6818 0.4670 BRICSitt年进口国i是否加入金砖国家组织,是否1,否为00.3232 0.4689 MESitt年进口国i是否承认中国市场经济地位,是为1,否为00.3636 0.4823

注：策略互动因素中若被解释变量是反倾销措施，则相应解释变量也是反倾销措施数。

资料来源：详见文中描述。

三、经验研究结果及分析

(一)基准检验

运用Stata12.0计量软件，本文检验了9个新兴经济体1995-2016年对华反倾销动因，检验结果如表3所示。方程(1)和(2)、(3)和(4)、(5)和(6)分别报告了属性、数量和强度被解释变量反倾销诉讼和措施的检验结果。为了对反倾销诉讼和措施予以区分，当被解释变量为反倾销诉讼(反倾销措施)，相应策略互动因素的解释变量是相应反倾销诉讼(反倾销措施)，比如AAD代表进口国遭受的反倾销数量(反倾销措施)。对解释变量需做方差膨胀因子(VIF)检验，以排除变量间可能的严重多重共线性问题。检验结果显示，各解释变量的方差膨胀因子均值为1.94(1.93)，最大值为3.00(3.09)，远远小于10，说明不存在多重共线性。对数似然比LR检验显示模型不存异方差。

表3 基准回归结果及检验

说明：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著，括号内为聚类稳健标准误。FE表示固定效应，RE表示随机效应。

根据表3的回归结果，对于属性变量，观察(1)和(2)的结果，首先，作为首要考察的宏观经济因素，GDPRit、GDPRi(t-1)、Umei(t-1)、IMRit、IMRi(t-1)、EXCit对反倾销发起国反倾销行为整体上不显著，仅有作为行业景气指标的工业产出增长率indit及其滞后一期Indi(t-1)项和Umeit对反倾销行为存在显著影响，根据面板logit回归结果，当期本国失业率每提高一个百分点，新兴经济体对华发起反倾销和采取反倾销措施的可能性分别增加94.3%和66.6%，但失业率滞后一期不存在显著影响，说明失业率因素对反倾销的影响更多集中于短期。Indit及其滞后一期Indi(t-1)对反倾销行为均存在显著影响，当期和滞后一期工业增加值增长率每下降1%，新兴经济体对华反倾销可能性将分别增长28.8%和16.1%，说明新兴经济体对华反倾销具有典型的行业特征。当期工业增加值增长率每下降1%，对华采取反倾销措施的可能性将上升9.1%，但滞后一期对采取反倾销措施不存在显著影响。其次，策略互动因素中，新兴经济体对华反倾销有典型的报复效应：当进口国遭受其他国家反倾销或其本身为反倾销俱乐部成员时，其对华发起反倾销和采取反倾销措施的数量都会显著增长。其中，上一年进口国遭受来自其他国家的反倾销数量(措施)每增加1起，其对华反倾销的数量或采取反倾销措施的可能性将分别增加15.3%和15.3%；与传统意义上的反倾销“俱乐部效应”相反，中国遭受反倾销俱乐部成员国反倾销诉讼和反倾销措施的概率均远高于其他非俱乐部成员国，其中发起反倾销的概率高达524.3%，采取反倾销措施的概率高达102.4%。但新兴经济体遭受来自中国的反倾销时，其对华反倾销的概率没有增长，反而符号为负，这可能是因为中国对其发起反倾销起到了某种震慑作用。基于第三国贸易效应的传染性因素在新兴经济体对华反倾销中体现得不明显，仅在当一期其他进口国对华反倾销数量增长时，本期新兴经济体对华发起反倾销的概率才会上升。最后，在国际经济联系因素中，新兴经济体是否承认中国市场经济地位并不影响其对华反倾销行为，说明是否承认中国的市场经济地位更多是从政治因素而不是市场因素考虑。中国加入WTO后，新兴经济体对华反倾销和采取反倾销措施的概率均显著上升，说明某种程度上WTO的存在使得反倾销行为被“正常化”，对华反倾销数量增加。金砖国家作为一种国际性组织，组织成员国降低了对同样作为成员国的中国的反倾销概率。

对反倾销诉讼和反倾销措施的数量变量和强度变量的回归采用非线性面板模型。考虑到反倾销措施的反应周期更长，对反倾销措施的回归我们优先选取含相关滞后项作为解释结果。根据表3的结果，我们发现各宏观经济变量对各国对华采取反倾销的数量和采取反倾销措施基本无显著影响但对各国对华反倾销的强度和采取反倾销措施的强度影响较大。其中，仅有进口渗透率上升会增加新兴经济体采取反倾销措施的数量。而GDP增长率和工业增加值增长率的下降均会使得新兴经济体对华反倾销的强度和采取反倾销的强度上升。进口国失业率和进口渗透率对强度变量均无显著影响，说明新兴经济体并未将本国失业问题和中国进口商品在本国占有率的上升作为对华反倾销的借口。人民币升值显著增加了新兴经济体对华反倾销的强度，说明新兴经济体认为人民币升值使得中国企业被指控以低于公平价值向新兴经济体出口产品的可能性增加，故对华倾销的强度和采取反倾销措施的强度均显著增加(74.265和103.883)。策略互动因素中，与属性变量有所不同，新兴经济体上一年度遭受其他国家的反倾销措施并未显著影响其对反倾销的数量变量和强度变量。与属性变量一致的是，中国对新兴经济体发起反倾销没有引起新兴经济体的报复效应，反而降低了其对华反倾销的数量，说明一定程度上中国对新兴经济体发起反倾销起到了抑制作用。新兴经济体对华反倾销具有较强的贸易偏移效应、贸易偏向效应和回声效应。其中，与传统贸易偏移效应和回声效应相反，当中国遭受了来自其他进口国的反倾销而增加对新兴经济体的出口时，所遭受的来自新兴经济体的反倾销行为整体有所下降，这可能是因为中国企业遭遇了其他国家的反倾销因而在应对新兴经济体潜在的反倾销行为时做了更为积极有效的准备。但当新兴经济体对其他国家的反倾销行为增加时，其对华反倾销的数量和强度同样呈上升趋势，即反倾销存在贸易转向效应。国际经济因素中，与属性变量一致：加入WTO显著增加了中国遭受的反倾销数量和强度；相比较于非金砖国家，金砖国家对华反倾销的强度有所降低(-90.658和-258.534)；是否承认中国的市场经济地位并不影响新兴经济体对华反倾销的数量和强度。

(二)稳健性检验

基准性检验中，通过从属性、数量和强度三个层面共6组对反倾销数量和反倾销措施进行了相应检验，一定程度上确保了模型的稳定性。由于宏观经济变量的时间特征，本文对其做了一期滞后处理，但实际中不少反倾销调查期限超过1年，进一步我们又分别加入了二期滞后和三期滞后进行回归。结果无明显变化，说明模型整体具有较好的稳健性。限于篇幅未报告具体回归结果。

鉴于部分文献[26]认为泊松检验和负二项式检验的结果会因为被解释变量过度离散而不存在显著差异，而部分文献[5]结论显示负二项式结果更优，所以本文亦对回归模型进行了泊松检验，结果未发现显著差异，支持了Knetter和Prusa[26]的观点，限于篇幅未报告。

结语

中国作为全球重要新兴经济体之一，与其他新兴经济体之间贸易往来频繁，也成为了后者主要的反倾销对象。本文从多个层面深入研究了新兴经济体对华反倾销背后的多重动因，主要研究结论如下：

第一，宏观经济因素层面，新兴经济体的GDP增长率、失业率在其对华反倾销行为中未产生显著影响，进口渗透率及其滞后一期在对华采取反倾销措施数量中产生显著正向影响，符合预期。人民币汇率在反倾销强度变量中产生正向影响，且显著为正，说明人民币升值更容易符合新兴经济体的“倾销”裁定。工业增加值增长率当期和滞后一期对发起反倾销诉讼和采取反倾销措施影响均为负，且普遍统计显著，说明反倾销具有明显的行业特征：由于中国出口产品主要是工业制成品，与新兴经济体出口产品结构存在一定程度上的相似性，故新兴经济体更容易因工业增加值增长率的下降而对华发起反倾销。

第二，策略互动因素中，首先，反倾销俱乐部成员国对中国这一“非成员国”存在反俱乐部效应，但却对中国的反倾销行为不存在报复性特征，甚至因中国的反倾销而有所收敛，但当新兴经济体遭受其他国家的反倾销增加时，其对华反倾销的概率也会提高。需要注意的是，新兴经济体对华反倾销的贸易偏移效应和回声效应均显著为负，但贸易偏向效应为正。

第三，国际经济联系因素中，中国加入WTO推动了新兴经济体对华反倾销行为的增长，这体现在三组被解释变量中；相比较于非金砖国家，金砖国家对华反倾销的行为更为收敛；是否承认中国的市场经济地位对新兴经济体反倾销行为没有显著影响。

综上所述，新兴经济体对华反倾销基于多重动因，背后机制较为复杂，既包括宏观经济因素又包括复杂的策略互动因素，国际经济联系因素也发挥一定作用。比较来看，策略互动因素的偏效应更加显著、解释力更强。同时，国际经济联系的作用也不容小觑。金砖国家与中国的政治和经济联系更为紧密，对华反倾销相对于非金砖国家有所收敛。

中国与其他新兴经济体作为推动世界经济发展的重要力量，未来彼此间的经贸往来会更加频繁，正确处理与新兴经济体的贸易摩擦对进一步扩大中国的贸易规模和促进中国经济发展意义重大。结合研究结论，我们认为，首先现行WTO规则为各国解决反倾销提供了成熟的争端解决机制，我国有关部门和企业要合理利用WTO规则，及时应诉或采取对等措施，保护我国相关产业免受损害。其次，各相关利益方应该认真研究各国反倾销传统和行业反倾销特征，认真分析全球贸易保护主义和反倾销动向，加强与贸易伙伴的沟通交流，建立互信机制，避免其他国家对贸易伙伴的倾销行为波及到我国出口。最后，企业应借助技术升级，提高产品附加值，避免长期和其他新兴经济体在价值链低端竞争，可考虑和新兴经济体国家开展更多产业内贸易，降低竞争性而增加互补性。

最后，感谢西南科技大学研究生创新基金 “新兴大国对华反倾销缘何增长：基于 1995-2016年 12国对华反倾销动因的研究”(项目编号：18ycx018)的资助。

注释

① 目前对于新兴经济体的概念尚未取得一致认可的定义，张宇燕和田丰[27]专门对此进行了研究，将20国集团中的11个发展中国家(阿根廷、巴西、中国、印度、印度尼西亚、韩国、墨西哥、俄罗斯、沙特阿拉伯、南非和土耳其)视为新兴经济体的代表(E11)，考虑到考察期内沙特阿拉伯未对中国发起过反倾销，本文未将其纳入后文的分析，故本文将E11中除中国和沙特阿拉伯以外的国家界定为新兴经济体。