国际缘何对华反倾销？——基于面板负二项回归的多样化动因分析

蓝 天 毛明月

一、引 言

反倾销作为贸易救济的主要形式，长期以来一直是许多国家保护本国市场和维护国家利益的重要手段。据中国贸易救济信息网数据显示，中国一直是遭受反倾销和反补贴调查的最大目标国。自 WTO成立以来，中国遭受国际发起的各类反倾销和反补贴调查案件共超过 1500起，占世界同类案件总数的 27%。1995—2015年中国共遭遇了 1136起反倾销案件和 99起反补贴案件，占同期世界总数量的 26%，居第一位。特别是在中国加入 WTO后，遭遇反倾销的数量明显呈上升趋势。2006—2009年中国遭遇反倾销调查数占全球的比率超过了35%，2015年这一比例仍然维持在31%左右。从反倾销最终实施的结果来看，1995—2015年中国共遭受国际对华反倾销裁决 820件，占世界总数的 25%，也居世界首位。同时，中国遭受的反倾销肯定性裁决比例和中国产品遭遇的反倾销税率也远高于世界平均水平。

随着中国在世界市场的深度融入和对外出口规模的急速增加，国际对华反倾销愈演愈烈，对华反倾销主体也发生了重要变化。1995—2015年共有 34个国家(地区)对中国发起反倾销诉讼，其中印度以180件居第一位，美国以127件、欧盟123件、阿根廷 94件和巴西 88件紧随其后，这五个国家占到中国遭遇反倾销总数的 55%。另外，对华反倾销诉讼超过10件的发起国有20个，其中发达经济体(美国、欧盟、加拿大、澳大利亚)共计340件，发展中经济体共计733件，这说明发展中国家逐渐取代发达国家成为了国际对华反倾销的主体。从行业层面来看，中国遭受的反倾销调查中金属制品最多，其次是化工产品和机械产品，这三类行业产品占中国遭受反倾销全部产品的59%。根据 WTO采用 HS92编码划分的行业分类，中国的生皮、皮革、毛皮及其制品等(100%)，鞋、帽、伞、杖、鞭及其零件(59.4%)，杂项或未分类商品(55.4%)，纺织原料及纺织制品(49.0%)，石料、石膏、水泥等制品(36.1%)，光学、照相、电影、医疗设备等(33.3%)，车辆、航空及有关运输设备(32.4%)，化学工业及其相关工业产品(24.9%)等行业产品遭受反倾销的比重均高于中国遭受反倾销数占世界总数 22.2%的平均水平①以上数据由笔者根据WTO Statistics on Anti-dumping整理计算。括号内数值为中国各行业遭受反倾销数占世界反倾销总数的比重。。众所周知，作为中国遭遇贸易摩擦的最主要方式，反倾销调查的成功实施会对被调查产业产生致命影响。那么，中国缘何频繁成为国际反倾销调查的目标国？国内政府、行业和企业该如何应对日益严重的反倾销态势？本文对这些问题的探索具有重要的现实意义。

文章余下结构安排为：第二部分对现有文献进行梳理并指出创新之处，第三部分设定实证研究的计量模型并介绍变量数据来源，第四部分为实证结果分析和稳健性检验，第五部分为结论与对策建议。

二、文献综述

近几年来，受欧美政治和经济形势的影响，“逆全球化”潮流不断涌现，国际社会的贸易保护主义不断升级，国际对华反倾销的动因也愈发多样化。

首先，经济因素是国际对华实施反倾销的最重要原因，其中产品价格的影响是发起反倾销的最直接动因。Salehizadeh和 Raafat(2012)认为产品出口价格是发起反倾销的首要条件，出口价格越低，遭受的反倾销诉讼和措施就越多。Avsar(2012)提到反倾销无论立案还是实施均对出口商产生威胁，潜在的反倾销税将导致产品价格上升。梁俊伟和代中强(2015)利用17个发展中国家的20类产品数据进行研究发现，中国偏低的出口价格是发展中国家对华反倾销的主要原因。另外，经济运行状况、汇率、市场份额、就业变化、进出口贸易等宏观经济因素也是诱发反倾销的重要动因(Knetter和Prusa，2003；Feinberg，2005)。比如 Prusa(2005)指出美国对华反倾销数量的增长主要源于贸易增长，倾销指控数与中美贸易量呈正向关系。沈国兵(2007)认为从中国进口增加是美国对华反倾销的主要原因，而中国对美减少出口则会对美国反倾销行动产生抑制效应。于津平和郭晓菁(2011)发现加拿大对华反倾销受失业率影响严重，而印度货币的升值是导致印度对华反倾销数量增加的显著性原因。

其次，政治因素是各国发起反倾销诉讼的重要动机。Aggarwal(2004)利用 1980—2000年 99个国家的跨国面板数据验证了对于反倾销基本审判权，比起经济动因更偏向于政治动因的观点。谢建国(2006)认为美国对中国发起反倾销主要原因虽然仍是经济因素，但是中美政治关系的恶化也会加剧美国对中国的反倾销措施。王孝松和谢申祥(2013)则发现印度当局在裁定反倾销税率时，明显受到国内政治势力和利益集团的指使，存在打压中国出口、谋求在龙象之争中获取优势的政治意图。由此可见，反倾销的起诉和裁定过程具有诸多随机性和任意性，颇受政治因素影响。

再者，从战略动机上看，反倾销具有明显的报复特征。Prusa和 Skeath(2002)研究发现，全球反倾销案件中战略动机是反倾销诉讼的重要原因，其中 1/2的案件与报复有关，3/4的案件具有“俱乐部效应”。Feinberg和Olson(2006)同样认为尽管反倾销的使用在新老使用者①传统使用者包括美国、澳大利亚、欧盟、加拿大和新西兰，新使用者指 90年代初才开始使用反倾销工具的国家。中存在差异，但在过去的十年里报复是反倾销突起的重要因素。余萍和魏守道(2012)证实了美国、欧盟、印度和阿根廷的反倾销报复能力较强，是世界反倾销发起的主要国家和地区，而中国和韩国的反倾销报复能力较弱，是世界遭受反倾销的主要经济体。

最后，从国际制度因素来看，研究表明一旦加入 WTO，反倾销规则就会蔓延到发展中国家，这些国家会因为贸易自由化的压力而强化反倾销律法来维护自身的利益(Aggarwal，2004)。Bown和 Crowley(2007)发现中国即便加入了 WTO，成员国给予了中国最惠国待遇，但中国遭遇的反倾销状况并未因此而有所改善。事实也正是如此。2001年 11月中国为尽早加入世贸组织，签署了《中国加入世界贸易组织议定书》第15条，即“确定补贴和倾销时的价格可比性(Price Comparability in Determining Subsidies and Dumping)”条款。根据此条款，中国同意在入世 15年之内被视为“非市场经济地位”国家。该条款使中国在之后一系列的反倾销案件中陷于被动，“非市场经济地位”意味着中国将不被承认为市场经济国家，中国本国内生产的产品价格将不具有可比性，发起国可根据指定“替代国”同类产品的成本来判断对华反倾销是否成立。然而，指定“替代国”的生产成本、劳务成本、营销成本往往高于中国，于此情况下中国遭受肯定性裁决的可能性必然提高。截止到 2017年，此条款虽已到期，但欧盟、美国等仍不承认中国的市场经济地位②根据2001年签署的入世协定，中国到2016年年底可自动获得“市场经济地位”。截至到2017年6月，全球 80多个国家已承认中国为市场经济国家，其中包括新西兰、澳大利亚、瑞士等发达国家，但美国、欧盟等中国主要贸易伙伴却一直未承认中国的“市场经济地位”。，甚至加快对中国反倾销的案件调查和裁定。另外，自由贸易协定也会对反倾销产生影响。王孝松和谢申祥(2009)指出中国加入自由贸易协定仅对发起的反倾销诉讼数量有一定的影响，而与各国对华反倾销案件做出的确认倾销和损害的肯定性裁决数量无关。张燕和谢建国(2011)的研究也表明，缔结区域贸易协定反而增加了缔约国对其他成员国的反倾销申诉数。除此之外，双边贸易关系也在很大程度上影响反倾销措施的实施。这种贸易关系往往会通过贸易伙伴间出口品的竞争关系或者是贸易互补关系而得以体现。Bown和 McCulloch(2005)认为产品进口价格下降反映了比较优势的转移，这将导致美国采用更多的贸易救济措施来减缓国内产业的衰落；国际某些行业逐渐增长的显性比较优势和美国的显性比较劣势形成了鲜明对比，从而使美国更倾向于对这些行业发起反倾销诉讼。殷秀玲和范爱军(2009)也发现劳动生产率和显性比较优势指数高的行业，由于其比较优势突出，并没有向政府寻求反倾销贸易保护的意愿。

综上所述，反倾销作为非贸易壁垒的重要手段一直备受国内外学者关注。国际对华反倾销实施的动因具有多样化特征，但现有文献以单个国家对华反倾销原因的研究居多。本文的主要贡献在于：第一，理论方面，从微观因素、宏观环境、国际制度、战略动机和贸易关系等方面探析了国际对华反倾销的多样化动因；第二，实证方面，采用面板负二项计数模型，使用对华反倾销的21个发达国家和发展中国家的微观产品数据，对国际对华反倾销的多样化动因进行实证检验，并对发展中国家和发达国家在对华反倾销上存在的差异进行了比较。

三、模型、变量和数据来源

(一)模型设定

本文按照国际对华反倾销诉讼数和实施措施数的数量设定实证分析模型。被解释变量设定为两种情形：情形1为一国i对华j产品在t年的反倾销诉讼数(ADchijt)和一国i对华产品j在t年的反倾销措施数(MEchijt)，使用负二项计数模型进行处理。情形2为国家i是否在t年对中国j产品进行反倾销诉讼(ADijt)和国家i是否在t年对中国j产品实施反倾销措施(MEijt)，将使用二元选择模型进行分析。根据前文论述，我们从微观价格、宏观经济、战略动机、国际制度和贸易关系五个方面验证国际对华反倾销的多样化动因。针对情形1设定如下回归方程(1)和(2)：

被解释变量 ADchijt代表国家 i在t年对中国 j产品发起反倾销诉讼的数量，MEchijt代表国家 i在t年对中国 j产品采取反倾销措施的数量。解释变量x1、x2、x3、x4、x5分别代表微观价格、宏观经济、战略动机、国际制度和贸易关系的向量，β1、β2、β3、β4、β5为系数矩阵，εijt为误差项。

回归方程的因变量是典型的非负离散计数变量，对于严格为正的因变量来说，通常对其进行自然对数变换后使用线性模型。但是，由于样本存在大量零值，无法将其对数化，我们的处理方法是将期望值转化成指数函数，即：

由于保证了等式右边为正，也就保证了y的预测值总为正。下面对方程(3)对数化得到方程(4)：

其中φijt= lnεijt，exp(φijt)服从 gamma分布。由于期望值的对数是线性的，因此可以利用对数函数的近似特征，即回归估计量表示xj变化一个单位，事件yijt平均发生次数机率增加或者减少原来的百分之几。若xj取对数，则偏回归系数就是一个弹性。

本文对情形 2设定二值选择模型，即对是否对华反倾销诉讼和是否采取对华反倾销措施设定虚拟变量，是为1，否为0。二值变量回归模型如下：

其中F为累积标准正态分布，X为某一国家是否对华发起反倾销诉讼或者是否对华采取反倾销措施的影响向量，εijt代表残差项。回归估计量βˆ表示解释变量增加一定单位对被解释变量发生机率的变化率。

(二)变量和数据来源

本文使用 1995—2015年间 21个国家和地区(包括印度、美国、欧盟、阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥、澳大利亚、哥伦比亚、南非、加拿大、韩国、印尼、秘鲁、泰国、马来西亚、新西兰、巴基斯坦、俄罗斯、乌克兰和委内瑞拉)①按照对华反倾销诉讼数排名，埃及排名16位，中国的台湾省排名20位，因Bown GAD数据库中核心数据缺失，故将其剔除。我们将欧盟28个国家视为发达经济体，将转型和发展中国家视为发展中经济体。的 20类产品数据进行实证分析，样本量为8820。被解释变量来源于Bown GAD数据库，把每一个发起国的对华反倾销案件按照产品归类到各行业，按年份分离出各国、各行业对华反倾销诉讼数和措施数。是否对华反倾销在反倾销诉讼数和措施数的基础上将有数值的情况标记为 1，没有数值的记为0。

出口单位价格(AUV)根据UN Comtrade贸易数据库中国对其他国家的贸易数据计算得出。考虑到出口单位的差异性，本文仅保留出口单位为“美元/千克”的数据，将4位编码的产品数据整合为WTO反倾销数据库HS92分类下的20类产品数据，计算出口单位价格等于中国对各国各行业在某年的总出口值比出口总重量。

对于宏观经济因素，本文首先采用各国各年度实际 GDP增长率(RGDP)作为对各国经济情况的考察。其次，因为国际对华反倾销存在明显的行业特征，本文利用工业产出增长率(IPI)体现工业景气程度。以上数据均来自 BvD-EIU数据库。关于进口冲击(lnIM)的考察，采用发起国在特定年份和行业从中国进口数量的对数形式；对大供应商(BIGIM)的考察，利用各国分行业从中国的进口与各国在该行业中从世界的总进口之比来衡量，比例大说明中国在某国某行业市场上属于大供应商；双边贸易数据来源于 UN Comtrade数据库。除此之外，宏观经济因素还有一个重要指标，即真实汇率(EXG)的影响，本文选取发起国货币兑人民币的汇率作为考察指标，该指标从UNCTAD数据库获得。

战略动机因素主要有俱乐部效应(CLUB)和报复效应(TFT)。本文将高于世界反倾销平均件数的国家视为俱乐部成员国(印度、美国、欧盟、巴西、阿根廷、澳大利亚、南非、加拿大、土耳其、墨西哥、韩国和印尼)。报复效应以前一年度中国是否对该国采取过反倾销调查为考察准则，是为1，否为0。

国际制度因素的考察变量主要是中国加入WTO和是否与中国签订FTA协定。对于中国入世，2001年之前设为0，2001年之后设为1。FTA数据来源于WTO区域贸易协定信息系统(RTA-IS)，在研究中的 21个国家里，中国与其中 6个国家直接签订了FTA协定。中国与印尼、泰国是东盟(ASEAN)成员，将其列入FTA范围。中国在2002年加入亚太贸易协定(APTA)，印度作为 APTA成员与中国在贸易往来执行双边互惠协定，我们对印度在2002年之前年份取0，2002年之后年份取1。中国与秘鲁在2010年签订 FTA，将秘鲁 2010年之前取 0，2010年之后取 1。中国与韩国、澳大利亚在2015年签订FTA，将这两个国家在2015年取1。

对贸易关系的考察变量以贸易互补指数(ICI)作为替代，贸易互补指数的计算方法是采用一国特定产业以出口计算的比较优势乘以该国的贸易伙伴国在特定产业以进口计算的比较劣势，公式为：

其中 ，RCAxjt=(Xjt/Xt)/(Xwjt/Xwt)，RCAmijt=(Mijt/Mit)/(Xwjt/Xwt)。Xjt代表中国第t年j产业出口额，Xt代表中国第t年的总出口额，Xwjt代表世界第t年j产业总出口额，Xwt代表世界第t年的总出口额；Mijt代表i国j产业在第t年的进口额，Mit代表i国第t年的总进口额。ICIijt指数在[0，1)之间，表明中国和i国在j产业上的贸易互补程度较弱，ICIijt指数大于 1，则说明中国与i国在j产业上有较强的贸易互补程度，并且数值越大说明两个国家之间产业贸易互补程度越强。

除此之外，考虑到个别解释变量对反倾销具有滞后性，模型将具有时间特征的变量均选择滞后一期(IPIt-1、RGDPt-1和ln IMij(t-1))。同时还在回归过程中加入了发展中国家哑变量(是为 1，否为 0)①前文提及有关传统使用者为发达国家，新使用者为发展中国家，所以在实证部分文章加入发展中国家哑变量，并与其他变量进行交互，用作比较传统使用者与新使用者的区别。与AUV和ICI的交互项，以考察发展中国家和发达国家对中国出口价格和贸易关系上的差异。各个变量的解释和统计描述见表1和表2。

表1 被解释变量说明

表2 解释变量说明

四、实证结果分析

(一)基于反倾销诉讼数和反倾销措施数的回归结果

由于被解释变量反倾销诉讼数和反倾销措施数是典型的非负离散计数变量，因此应选择泊松回归或者负二项回归的计数模型。但是，因为泊松回归要求因变量的均值与方差相同，而本文样本中反倾销诉讼数和反倾销措施数的方差是其均值的二倍，存在过度离散的情况，所以使用负二项回归效果会更好。为了验证这一判断，我们使用Stata软件做聚类稳健标准误混合负二项回归，得到过度分散参数α的 95%置信区间为[1.78，3.92]，故拒绝原假设“H0:α=0”，认为因变量的均值和方差存在过度分散的情况，应该选择负二项回归模型。回归结果整体拟合水平高，对数似然比拒绝原假设，不存在异方差的问题。对回归变量进行方差膨胀因子(VIF)检验，平均值为 1.49，最大值为 1.97，远小于 5，所以各解释变量之间不存在多重共线问题。考虑到模型使用的是面板数据，而面板数据往往存在对观测对象长时间的连续观察，导致观察值之间非独立；考虑到这种相关性，需用广义估计方程(GEE)对相关结构进行选择。GEE相关结构的选择是广义线性模型(GLM)选择的延伸，但它与GLM的方法不一致，GLM是基于对独立观察值的最大释然理论，GEE则基于拟释然理论且对观察值的分布没有要求。同时，由于AIC准则广泛用于GLM的模型选择而不能够直接用于GEE中，本文所选用模型的相关结构是根据Pan(2001)改进的QIC准则(Cui，2007)进行逻辑筛选，选择其最小QIC值相关结构进行回归。

表3给出了国际对华反倾销多样化动因分析的回归结果。对微观经济动因的考察发现，平均出口单位价格(AUV)对反倾销诉讼和反倾销措施影响均为负，且在 1%水平上显著。具有差异的是平均出口单位价格对反倾销措施数的影响机率大于反倾销诉讼数，即出口价格每降低 1%，国际对华反倾销诉讼数将增加 4.66%～6.19%，反倾销措施数增加5.99%～8.12%。这说明相比反倾销诉讼，国际对华反倾销的实施更加注重中国出口产品的价格。我们将AUV和发展中国家虚拟变量DEV进行交互，回归结果并不显著，说明无论是发展中国家还是发达国家，因为出口品价格的原因对华发起反倾销的行动具有一致性。由此可见，中国平均出口单位价格偏低是影响国际对华反倾销的重要动因。

对宏观经济动因的回归结果发现，汇率(EXG)对反倾销诉讼数和措施数均具有显著负向性影响。这说明人民币贬值幅度越大，国际对华反倾销的程度就越激烈。人民币汇率每下降 1%，国际对华反倾销诉讼数将增加 0.51%～2.26%，反倾销措施数增加0.71%～2.83%。当期工业产出变化率(IPI)对反倾销诉讼数影响为负，对反倾销措施数影响为正，具有不确定性。其滞后 1期变量 IPIt-1对反倾销的影响均显著为负，I PIt-1每下降 1%，国际对华反倾销诉讼数和措施数将增加 2.32%～2.94%。这说明受我国出口结构的影响，国际对华反倾销裁定具有明显的行业特征。对此，我们选取了易受反倾销的化学品、纺织品、金属制品和机械制品，对其反倾销的行业效应做了分析，回归结果在 1%的水平上验证了国际对华反倾销的行业特征。当期RGDP对反倾销诉讼数的影响为正，对反倾销措施数影响为负，也不确定；其滞后 1期变量 RGDPt-1对反倾销呈正向影响，R GDPt-1每增加变化 1%，反倾销诉讼数和措施数将上升 1.55%～5.74%。这个结论与理论预期相反，说明宏观经济环境下行时，各国对华反倾销数量的作用不明朗，无论经济状况好坏，各国都不放松对中国发起反倾销。当期进口冲击lnIM对反倾销诉讼数和措施数的影响显著为负，但滞后期 lnIMt-1的影响不确定。这说明来自中国的进口不但没有增加反倾销，反而一定程度减少了反倾销数量，进口国从中国的当期进口每增加 1%，反倾销诉讼数和措施数反而减少 2%～3%。各国从中国进口并未对本国经济造成损害。这一结论不同于梁俊伟和代中强(2015)的研究。从大进口商角度来看，各国大进口商对中国发起反倾销的几率较低，对反倾销诉讼数和措施数的影响仅为0.1%～0.3%。这说明各国在严格控制对外进口，中国遭受反倾销的产品未必是中国出口数量最多的产品。例如，中国对墨西哥出口的化学和轻工业产品，其比重不足中国对墨西哥总出口的 30%，而墨西哥之所以因化学和轻工产品对华进行反倾销，缘于这两类产品是墨西哥国内的支柱产业，与中国具有较强的竞争性。

从战略动机因素看，主要包括俱乐部效应(CLUB)和“以牙还牙”的报复效应(TFT)。从回归结果来看，CLUB对国际对华反倾销诉讼数和措施数具有显著的正向影响，俱乐部成员国在逐步建立起自己的反倾销法律体系以及加入反倾销阵营后，将极大增加反倾销数量；相比非成员国反倾销，成员国反倾销数量明显更高。CLUB系数范围在0.60～2.13，远超其他变量指标，很大程度上说明了中国遭受反倾销主要缘于反倾销俱乐部成员国的策略。同样的，报复效应的回归结果显示，如果中国上一年对其国家发起过反倾销诉讼，那么下一年该国家对中国反倾销诉讼数和措施数将会提高 50%以上。这说明对中国的报复效应是国际频繁对华发起反倾销的重要动因。这也印证了Prusa(2005)认为策略因素是反倾销主要动因的结论。事实上，全球反倾销案件几乎都是出于战略考虑，宽泛的 WTO规则容易屈服于其他势力的反倾销行动，因此多数国家都会使用反倾销手段来阻止或者惩罚贸易伙伴国。

对国际制度动因的考察发现，中国加入 WTO对遭受反倾销诉讼数和措施数的影响显著为正。从回归结果来看，加入 WTO使国际对华反倾销的诉讼数增加了 22%～28%，反倾销措施数增加了 31%～54%。中国加入 WTO，具有明显的“入世效应”。FTA对反倾销的影响显著为负，说明建立良好的合作伙伴关系将显著减少国际对华反倾销的可能性。这与 Blonigen(2005)结论一致，即北美自由贸易区签订的自由贸易协定会影响反倾销和反补贴决策，自由贸易协定会减少美国对加拿大的反倾销肯定性裁决。回归结果也表明，良好的经贸合作关系，对于降低反倾销的诉讼数和措施数具有显著的缓解效果，反倾销肯定性裁决会更重视双边关系。由表3可知，中国与其他国家签订FTA协定，能够使反倾销诉讼数下降29%～37%，使反倾销措施数下降26%～54%。

最后，通过对贸易关系动因的考察发现，贸易互补指数ICI在 1%水平上正向显著，其每增加 1%，反倾销诉讼数将增加 15%～18%，反倾销措施数增加 13%～20%。这充分说明中国的出口品与进口国本国的产品之间存在强烈的竞争关系，进口国会采取一些诸如非关税壁垒的手段，用以保护本国市场。值得注意的是，我们将ICI与发展中国家哑变量DEV进行交互，模型(6)中的回归结果显示在 10%水平上显著，说明发展中国家与发达国家在与中国的贸易竞争关系上有所不同，发展中国家对中国ICI的反应不及发达国家敏感。这意味着相对于发达国家，发展中国家对中国的出口产品可能更加依赖，中国与发达国家的贸易竞争关系可能更加激烈。

表3 国际对华反倾销多样化动因的负二项回归结果

续表3

(二)基于是否遭遇反倾销诉讼和反倾销措施的回归结果

是否遭遇反倾销诉讼和是否采取反倾销措施是典型的二值选择模型，一般采用Logit或者 Probit模型。因 Probit模型尚无法解决伴生参数的问题，所以优先选择Logit模型。通过与负二项回归模型进行比较发现，Logit回归模型得到的结果、符号和结论与负二项回归结果基本一致，仅在显著性水平上存有差异。

由表4可知，在微观经济层面，出口单位价格对反倾销诉讼和反倾销措施影响仍然为负，AUV每降低 1%，反倾销诉讼几率增加 5.1%～6.9%，反倾销措施几率增加11.1%～12.1%，不改变负二项回归的结论。这说明反倾销肯定性裁决同样注重出口价格。在 Logit回归模型中，AUV与DEV的交互项同样不具备统计上的显著性。宏观经济变量中，汇率EXG依然对反倾销有负向影响，但仅有模型(4)在 10%水平上显著。工业产出变化率当期IPI和滞后期 IPIt-1的影响均为负，但当期不显著，滞后期在模型(5)和(6)中在 10%的水平上显著。加入行业的固定效应后仍支持国际对华反倾销具有显著行业特征的结论。GDP当期和滞后期均不显著。进口冲击lnIM与负二项回归得到的结论一致，均认为来自中国的进口对反倾销有减弱影响，不认为中国的进口冲击是国际发起反倾销的主要动因。战略动机因素中，俱乐部效应CLUB显著为正，结论与负二项回归一致。报复效应TFT仅对反倾销措施影响显著，对反倾销诉讼的影响仍为正效应但不显著。国际制度因素中，Logit回归支持FTA抑制国际对华反倾销发生几率的结论，且模型(2)和(5)在 1%水平上显著，模型(3)和(6)在 5%的水平上显著。WTO虽然也表现出正向影响，但仅有模型(1)的回归结果在 5%水平上显著。对贸易关系的考察结果发现，ICI每增加 1%，对反倾销诉讼和措施实施的几率将增加 16.2%～25.1%。ICI与DEV的交互项，在模型(3)和(6)中呈正向影响，但不显著。

表4 国际对华反倾销多样化动因的二值选择回归结果

续表4

(三)稳健性检验

为确保实证结果的可靠性，本文借鉴Prusa和Teh(2010)的方法进行稳健性检验。因印度对华反倾销存在过度影响，可能对结果产生显著的偏向性，因此将印度从样本中剔除，再将核心变量按照当期和滞后 1期分别进行负二项回归和泊松回归。表5的负二项回归结果中，除当期进口冲击lnIM外，所有解释变量对反倾销诉讼和措施的影响仍然非常显著，得到的结果与前文负二项回归基本一致。这说明模型整体表现出良好的稳定性。表6泊松回归的结果也得到一致性结论，与前文负二项回归没有显著差异。稍有区别的地方在于模型回归的显著性以及解释变量系数变化的大小。比如，泊松回归中AUV对反倾销措施数的影响更大，回归结果显示AUV每降低 1%，对华反倾销的措施数将增加 10.5%～11.2%。汇率EXG对反倾销的影响同样显著为负，但是至多只在 5%的显著性水平上具有统计意义，等等。总之，我们在改变研究样本和更换实证分析模型之后，依然得到了显著的回归结果，因此可以认为基准模型中的研究结论是稳健的。

表5 负二项稳健性检验结果(不含印度)

续表5

表6 泊松回归结果(不含印度)

续表6

五、结论与对策建议

本文对国际对华反倾销的多样化动因进行了分析。研究发现，在微观经济层面，中国产品的出口价格低是造成国际对华反倾销的直接原因。在宏观经济层面，GDP增长对国际对华反倾销的影响不确定，工业产出变化和人民币汇率下降加剧了国际对华反倾销，但来自中国的进口冲击和大供应商不仅没有加强反倾销，反而一定程度上降低了反倾销数量。此外，国际对华反倾销具有明显的行业特征，中国出口的金属制品、纺织产品和化学品最容易受到反倾销。在战略动机层面，俱乐部效应和报复效应是国际对华反倾销的另一重要原因。在国际制度层面，中国加入 WTO对中国遭受频繁的反倾销调查具有明显的入世效应。在贸易关系层面，签订自由贸易协定，维持良好的经贸合作关系能有效减少对华发起反倾销诉讼和实施反倾销措施的数量。出口产品贸易互补指数说明，在世界市场上中国出口产品竞争力越大，给进口国同类产品产生的压力越大，进而将加大国际对华反倾销的可能性。

基于上述结论，我们提出如下建议：第一，对于企业主体，一方面应借助技术升级提升出口产品质量，了解进口国同类产品竞争者的生产结构、生产规模、价格水平等，以便制定合理价格，通过提升质量边际避免低价快速扩张；在出口产品的质量、科技含量、售后服务、产品价格以及结构方面都应做到统一科学合理，不能带有盲目性和随意性，注重国与国之间经济管理的理念、体制和文化等方面的差异性；另一方面，根据自身的时间、物力和人力等资源重点关注一些主要国家和主要产品的反倾销动态，也可以根据不同国家执行率和不同产品被执行率各不相同的特点，作出最佳应诉决策。第二，对于行业组织，有必要研究贸易伙伴的行业特征和产品结构，加强监管，协调配合，助力企业培训和人才发展。改革我国行业协会存在的政会不分、重复设立、缺乏威信、无所作为等问题，大力扶持使其真正成为服务于企业的独立社团。鼓励引导企业采用以质取胜的经营战略，在巩固主要发展中国家市场的同时，大力开拓周边邻国市场以及拉美、中亚及东欧等一些中小国家市场，以减少经营风险。第三，从政府层面来看：首先，不能忽视发展中国家对华反倾销的形势，发展中国家对华反倾销强度大，不仅会影响到我国出口，也会加剧双边贸易关系。其次，反倾销是一种有效的贸易救济措施，我国在应对国际对华反倾销的同时，应该建立自身的贸易救济体系和法律体系，灵活运用反倾销手段来保护国内产业免受不公平竞争及过量进口造成的损害，尤其是对发展中国家使用救济措施，在遵循 WTO规则的同时，用合法的手段保护国内利益，尽快取得完全市场经济地位。再次，政府调整产业结构的同时也需要调整利益制衡机制，例如降低低价竞销比较严重的出口产品退税等。最后，政府应该加强与贸易伙伴国的外交关系，通过双边贸易谈判，建立一种竞争与合作双赢的经贸关系，通过外交手段争取市场经济地位，为企业创造良好的外部环境。