王 晰

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一引言

理論上，傾銷是市場掠奪工具，扭曲了世界的經(jīng)濟(jì)效率。實(shí)踐上，各國反傾銷法有關(guān)傾銷的定義內(nèi)容沒有一個同掠奪性定價有關(guān)，但卻提供了以反不“公平”競爭為借口對國外企業(yè)施加高額關(guān)稅并大幅降低其出口的可能。對反傾銷戰(zhàn)略性的運(yùn)用以獲取全球市場利益已成為越來越多國際化企業(yè)和政府的目標(biāo)。“……一個事實(shí)日益明顯:反傾銷保護(hù)下，越來越多的企業(yè)不再追求在商業(yè)和貿(mào)易競爭中運(yùn)用市場戰(zhàn)略來擊敗競爭對手，更多的把時間花費(fèi)在管制者的門廳和走廊里尋求政治支持;政府和反傾銷管理機(jī)構(gòu)似乎也與企業(yè)達(dá)成了一定默契，試圖幫助其通過非商業(yè)競爭戰(zhàn)略取得在市場上的成功”［1］。產(chǎn)業(yè)層面這種戰(zhàn)略意圖更加明顯:第一，國際反傾銷的數(shù)量盡管不斷增長，然而多數(shù)案件都集中在金屬及其制品、化工產(chǎn)品、機(jī)電及電子設(shè)備、紡織品、塑料及橡膠制品等幾個大類，合計(jì)占案件總量82.4%。對華反傾銷中也存在同樣趨勢，主要申訴產(chǎn)業(yè)與國際案件相似，發(fā)起案件合計(jì)比重達(dá)78.1%。第二，從發(fā)起主體看，產(chǎn)業(yè)協(xié)會或者少數(shù)代表性企業(yè)在不同年份的案例中反復(fù)出現(xiàn)，具有一種長期戰(zhàn)略性特征。第三，代表性產(chǎn)業(yè)不僅占發(fā)起總數(shù)比重高，而且在裁決中也獲得了異乎尋常的成功率，特別是對華反傾銷更是獲得了平均超過70%的成功率?，F(xiàn)有文獻(xiàn)并未對以下問題進(jìn)行充分解釋:考慮到進(jìn)口產(chǎn)業(yè)數(shù)以千計(jì)，為何不同產(chǎn)業(yè)對于反傾銷的態(tài)度存在如此大的差異?為何少數(shù)產(chǎn)業(yè)會在不同年份反復(fù)發(fā)起反傾銷申訴?為何這些產(chǎn)業(yè)能在反傾銷裁決中獲得更理想的結(jié)果?本文擬對這些問題進(jìn)一步深入探究。

現(xiàn)存的國外文獻(xiàn)對反傾銷裁決的研究主要集中在美國和歐盟的案例。最早的文獻(xiàn)如Finger的實(shí)證結(jié)果顯示當(dāng)時美國財(cái)政部在傾銷裁定上是比較公正的，而ITC的損害檢驗(yàn)中，代表產(chǎn)業(yè)尋租的政治變量非常顯著［2］。Baldwin和Moore的研究對ITA裁定的傾銷邊際進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)無論是那些測量損害的變量還是那些測量政治影響的變量統(tǒng)計(jì)上都不顯著［3］。相反，Sabry的實(shí)證發(fā)現(xiàn)產(chǎn)能利用率、進(jìn)口滲透率是統(tǒng)計(jì)最顯著的傾銷邊際的決定變量，然而這兩個變量對于構(gòu)成傾銷邊際決定并沒有必然聯(lián)系，因而他推斷傾銷裁定中政治影響是存在的［4］。Hansen和Park同時以二元決定變量和連續(xù)的傾銷變量分析了ITA的裁決［5］。除了考慮 Finger歸納的政治經(jīng)濟(jì)因素，他們納入了許多變量推測國會的意圖，包括競選獻(xiàn)金、申訴產(chǎn)業(yè)在擁有國會委員的關(guān)鍵選區(qū)的分布。Blonigen和Bown使用Nested Logic框架實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)美國反傾銷立案受出口國是否有反傾銷法規(guī)、美國產(chǎn)業(yè)出口量大小影響。而裁決結(jié)果受外國政府是否尋求爭端解決機(jī)制以及美國出口量大小影響［6］。Prusa較早運(yùn)用兩階段裁決模型分析了ITC行為［7］。他將簽署終止協(xié)議的裁決作為第一階段，而執(zhí)行了最終損害裁決的為第二階段，推斷法律規(guī)則和政治影響同時左右了ITC損害裁定。國會一方面立法提供技術(shù)參數(shù)引導(dǎo)裁決，另一方面，當(dāng)無法滿足需求時重新修改法律。而國內(nèi)成果從20世紀(jì)90年代中后期開始對反傾銷研究逐步深入，代表性成果有楊仕輝［8］、鮑曉華［9］、謝建國［10］、王孝松［11］、馮宗憲和向洪金［12］、沈國兵［13］、鐘根元和王方華［14］等。

總體看，已有研究大多未考慮反傾銷行動產(chǎn)生的內(nèi)生性，也即不同產(chǎn)業(yè)基于其特定屬性，對反傾銷參與的態(tài)度是有差異的，而在長期反復(fù)參與反傾銷的產(chǎn)業(yè)往往比較集中，這反映了產(chǎn)業(yè)根據(jù)自身政治經(jīng)濟(jì)屬性所進(jìn)行的自我選擇行為。因此，以往研究所選擇的樣本僅包括了那些參與申訴獲得立案的產(chǎn)業(yè)裁決案例，而遺漏了其他產(chǎn)業(yè)關(guān)于申訴行為的選擇，從而導(dǎo)致了研究結(jié)論有偏誤。本文考慮了這種內(nèi)生性，首先對申訴產(chǎn)業(yè)的自我選擇行為進(jìn)行分析，并引入Heckman選擇二階段回歸來控制這種內(nèi)生性，以得出更加準(zhǔn)確的結(jié)論。

二、反傾銷申訴與裁決的理論假說

選擇美國制造業(yè)進(jìn)行申訴與裁決的二階段實(shí)證的原因在于:第一，根據(jù)WTO數(shù)據(jù)，1995—2009年期間，美國累計(jì)對華發(fā)起反傾銷指控達(dá)101起，是世界上目前對華反傾銷的第二大國。第二，其對華反傾銷一個鮮明特征是多數(shù)指控都發(fā)生在制造業(yè)部門，特別以金屬和化工、塑料橡膠制品產(chǎn)業(yè)為典型，反傾銷實(shí)質(zhì)就反映這些行業(yè)在國際競爭中的長期戰(zhàn)略。第三，美國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)體系較為完善，這使得筆者能夠在產(chǎn)業(yè)層面上對反傾銷與產(chǎn)業(yè)變量的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。下面的內(nèi)容主要分析哪些因素影響產(chǎn)業(yè)層面的申訴和裁決行為。

第一個重要因素是產(chǎn)業(yè)的集中度。首先，產(chǎn)業(yè)集中度對于一個產(chǎn)業(yè)是否能組織起占有足夠市場份額的廠商以滿足反傾銷法的最低市場份額門檻是非常關(guān)鍵的。其次，根據(jù)Olson［15］的“集體行動邏輯”，如果一個產(chǎn)業(yè)中生產(chǎn)和所有權(quán)集中在少數(shù)的企業(yè)，那么這些較大的企業(yè)更能克服“免費(fèi)搭車”困境，也擁有更多資源來克服組織、游說、訴訟成本，從而有效地影響政策結(jié)果［15］。相反，一個由眾多分散的小廠商組成的產(chǎn)業(yè)，很難想象相互之間存在著激烈的競爭行為的企業(yè)會通過申訴行為為自己的競爭對手提供公共產(chǎn)品。Czinkota的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)，他的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集中度是決定ITC裁決結(jié)果的最顯著因素之一，他解釋ITC裁決中更加偏好那些具有穩(wěn)定而均衡市場份額的集中產(chǎn)業(yè)［16］。最后，從實(shí)踐角度觀察，Tansey發(fā)現(xiàn)，在美國產(chǎn)業(yè)反傾銷活動的政治商業(yè)周期中，始終保持較高活躍度的往往就是集中度較高的鋼鐵和化工產(chǎn)業(yè)，這些高度壟斷的產(chǎn)業(yè)不惜花費(fèi)大量政治資本實(shí)現(xiàn)其支持價格的基本目標(biāo)，甚至冒著失去解決要素成本、產(chǎn)業(yè)競爭力等實(shí)質(zhì)性問題的機(jī)會［17］。本文運(yùn)用產(chǎn)業(yè)的前4大廠商的產(chǎn)值比重來衡量一個產(chǎn)業(yè)的集中程度。

第二個影響因素是產(chǎn)業(yè)為立法者和政府官員競選活動提供的政治獻(xiàn)金水平。在一輪接一輪的選舉周期中，那些立法者和政府官員的競選活動對于競選融資的需求非常迫切。而產(chǎn)業(yè)勞工聯(lián)盟和產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)、產(chǎn)業(yè)協(xié)會往往就是重要的政治獻(xiàn)金來源。特別是對于反傾銷活動這種相對透明度不高的政策，由于一般公眾很難了解到整個案件的處理過程和細(xì)節(jié)問題，政治獻(xiàn)金往往可以對反傾銷機(jī)構(gòu)的裁決活動施加很大的壓力，增加肯定裁決的可能性。那些在周期性選舉活動中積極行動的產(chǎn)業(yè)與立法委員或政府候選人之間有長期的重復(fù)博弈關(guān)系，使得立法者和政府官員的保護(hù)政策提供有相當(dāng)程度的可信性 (若接受獻(xiàn)金者不能回饋預(yù)期的保護(hù)政策，可能在下期選舉中遭到懲罰)。因此，那些積極參與政治捐獻(xiàn)的產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)相比具有較優(yōu)的政治屬性，更傾向于反復(fù)參與反傾銷申訴活動，并可能獲得更好的回報(bào)。Wright［18］的文獻(xiàn)提到，那些長期持續(xù)參與向ITC申訴行為產(chǎn)業(yè)的平均PAC政治獻(xiàn)金水平以及游說活動支出遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他產(chǎn)業(yè)，而它們也獲得了高于平均水平的成功率。

第三個重要的政治屬性是產(chǎn)業(yè)在美國各州的分布及其雇傭規(guī)模。產(chǎn)業(yè)除了可以通過政治獻(xiàn)金影響裁決外，還可通過在選舉中的投票行為對候選人施加政治壓力。產(chǎn)業(yè)在美國各州的分布越寬，特別是那些代表席位數(shù)量較多的州，那么其政治影響力就越大，越可能獲得更理想的裁決結(jié)果，參與申訴的積極性也越高。早期如Caves已經(jīng)探索了產(chǎn)業(yè)政治代表分布廣度對其尋求貿(mào)易保護(hù)有非常積極的作用［19］。近期文獻(xiàn)如前文提到的Hansen和Park已經(jīng)用實(shí)證方法驗(yàn)證了廣泛分布于大量政治選區(qū)的產(chǎn)業(yè)更有可能收到?jīng)Q策者對他們的偏好［5］。此外，產(chǎn)業(yè)的雇傭規(guī)模越大，則在候選人心目中的政治分量就越重，同時，雇傭規(guī)模較大的產(chǎn)業(yè)面對外來壓力的調(diào)整成本更加高昂，雇傭率下降的可能性更大，面臨勞工聯(lián)盟的壓力也越大，因此雇傭水平變動是又一個重要的技術(shù)參數(shù)。Eaton和Grossman也提出當(dāng)私人市場無法抵御未來收入水平因外國競爭而下降的風(fēng)險時，政府可通過貿(mào)易政策起到提供“社會保險”的作用，消除不確定性和風(fēng)險——特別是對于把充分就業(yè)和社會穩(wěn)定作為重要目標(biāo)的政府，顯然不會無視進(jìn)口競爭對這些高雇傭水平產(chǎn)業(yè)的沖擊［20］。所以，本文判斷，雇傭水平變動是同時影響產(chǎn)業(yè)申訴行為選擇和裁決結(jié)果的重要因素。

從經(jīng)濟(jì)因素考慮，一個產(chǎn)業(yè)所面臨的進(jìn)口滲透率越大，產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)福利水平則越可能遭受巨大的打擊，那么產(chǎn)業(yè)則越可能參與到反傾銷申訴之中。因?yàn)檫M(jìn)口滲透率無論是在傾銷裁決過程中還是在損害裁決判定的過程中，都是反傾銷機(jī)構(gòu)考慮的一個重要技術(shù)變量，低價產(chǎn)品的進(jìn)口滲透率越高，顯然更有可能壓低東道國市場的價格水平，造成更大的傾銷邊際，那些東道國企業(yè)損失的市場份額也越大，在價格水平下降的條件下，利潤損失加重，因此損害裁決肯定的可能性也越大。因此，較高的進(jìn)口滲透率不僅增強(qiáng)了產(chǎn)業(yè)參與申訴活動的激勵，同時也從規(guī)則層面提高了肯定裁決結(jié)果的可能性。Furusawa的文獻(xiàn)也進(jìn)行了分析，提出作為美國ITC衡量損害的重要指標(biāo)，與產(chǎn)業(yè)的同類制品的規(guī)模一起，成為影響廠商申訴動機(jī)和機(jī)構(gòu)裁決的主要因素［21］。

再就是要考慮第二階段影響反傾銷裁決的因素。顯然，影響到產(chǎn)業(yè)反傾銷參與選擇的經(jīng)濟(jì)政治屬性變量如產(chǎn)業(yè)的政治獻(xiàn)金規(guī)模，產(chǎn)業(yè)組織的集中度水平、產(chǎn)業(yè)的雇傭規(guī)模、產(chǎn)業(yè)在美國各州分布同樣有助于其在裁決中獲得良好結(jié)果。然而，從反傾銷保護(hù)供給看，管制者還要考慮一些其他因素。首先是反傾銷法所規(guī)定確定國外傾銷邊際及損害判定的技術(shù)參數(shù)，如產(chǎn)業(yè)的利潤率、產(chǎn)能利用率、市場份額變動、價格變動、投資能力、雇傭水平變化、資金流通、進(jìn)口滲透率等。如Sabry從美國反傾銷程序的角度研究發(fā)現(xiàn)美國ITC裁決的主要考慮因素由外國產(chǎn)品的滲透水平、行業(yè)生產(chǎn)設(shè)施利用率和商務(wù)部的傾銷估計(jì)決定［4］?；跀?shù)據(jù)可得性和技術(shù)參數(shù)的代表性，本文主要選擇了進(jìn)口滲透率、產(chǎn)能利用率、雇傭率這三個指標(biāo)衡量。一般國外低價產(chǎn)品進(jìn)口滲透率較高時，往往就意味著國內(nèi)產(chǎn)業(yè)市場份額損失和價格水平下降，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)的銷售和利潤損失，而產(chǎn)能利用率和雇傭率的下降則一定程度反映了在外部競爭壓力下產(chǎn)業(yè)生存狀況的惡化。

在政府的貿(mào)易保護(hù)供給考慮中，貿(mào)易收支平衡往往起到了一個非常重要的作用，它反映了一國產(chǎn)業(yè)參與國際分工過程與他國產(chǎn)業(yè)的利益分配狀況，當(dāng)產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易收支平衡狀況惡化時，政府更有可能予以保護(hù)機(jī)構(gòu)壓力進(jìn)行積極的反傾銷供給。比較典型的例子就是在20世紀(jì)80年代，美日的嚴(yán)重貿(mào)易赤字導(dǎo)致了日本成為美國的頭號貿(mào)易“敵人”。另外，我們考慮了反傾銷規(guī)則變遷對反傾銷裁決的影響。80年代以后，兩個重要的規(guī)則變遷大大增加了美國對華反傾銷的肯定裁決的可能，一個是1984年的對傾銷效應(yīng)的累積評估，另一個是2000年的博爾德修正案，這兩個法案的修改很大程度上反映了政府希望提高反傾銷保護(hù)供給滿足日益增長的保護(hù)需求的意圖。特別是后者從某種程度上反映了政府偏好的改變，從而可能影響裁決機(jī)構(gòu)的行為。Lee提出1984年關(guān)稅和貿(mào)易法不僅增加了幾個關(guān)于實(shí)質(zhì)性損害的具體衡量標(biāo)準(zhǔn)，而且規(guī)定要求美國ITC對遭遇調(diào)查的兩個或者以上的國家的進(jìn)口量和效應(yīng)進(jìn)行累積評估，之后肯定裁決的比重明顯地不斷增長［22］。而2000年的博爾德修正案將反傾銷收益分配給申訴廠商，不僅使得廠商更能夠克服集體行動難題滿足基本的申訴門檻要求，而且導(dǎo)致廠商愿意更多的以征稅而不是價格承諾的方式結(jié)案以獲得美國相關(guān)部門的高額補(bǔ)貼。最后，本文增加了一個中國因素的虛擬變量，衡量美國對華反傾銷裁決是否存在歧視性。

表1 產(chǎn)業(yè)層面的對華反傾銷裁決模型研究假說

三、申訴和裁決的二階段回歸模型構(gòu)建和實(shí)證分析

(一)申訴和裁決的二階段回歸模型構(gòu)建

樣本選擇偏誤在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，是屬于受限因變量 (Limited Dependent Variable)模型的研究領(lǐng)域之一，指的是所搜集的樣本無法完全代表研究的整體，若是只用傳統(tǒng)的最小二乘法(OLS)來估計(jì)模型參數(shù)，則會發(fā)生回歸偏誤的問題。本文研究中，在使用參與申訴的產(chǎn)業(yè)樣本與未參與申訴產(chǎn)業(yè)樣本共同建立反傾銷裁決模型時，由于無法觀察到放棄申訴的產(chǎn)業(yè)行為，所做的一般Probit模型回歸不具有代表性。因此要真實(shí)反映樣本總體的裁決影響因素特征，必須要考慮所有產(chǎn)業(yè)的申訴參與決定，需要通過Heckman兩步法，建立樣本選擇方程。樣本選擇方程如下:

同時滿足:

(εi，μi)～ 雙變量正態(tài)分布

Zi=1代表產(chǎn)業(yè)選擇申訴，Zi=0代表產(chǎn)業(yè)不申訴

Yi=1代表肯定裁決，Yi=0代表否定裁決

其中，Yi值僅當(dāng)Zi=1才可觀測到，而Zi值可在所有案例中可觀測到。其中 (1)式為申訴階段模型，ωi為影響產(chǎn)業(yè)選擇申訴的解釋變量。(2)式為裁決階段模型，Xi為影響參與申訴企業(yè)獲得肯定裁決的變量。由此可以推出，只有參與申訴企業(yè)的樣本中，才可以得到這些申訴者是否可獲得肯定裁決。在εi為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的假設(shè)下，傳統(tǒng)的Probit模型都是用選擇參與的申訴者的數(shù)據(jù)去估計(jì)裁決模型的參數(shù)，而在(εi，μi)～雙變量正態(tài)分布的假設(shè)下，可以得到一個聯(lián)合概率結(jié)果如下:

其中，φB為二元正態(tài)累積概率分布函數(shù)，φU為單變量累積概率分布函數(shù)，而似然函數(shù)如下:

由 (3)式可知，如果ρ=0，在樣本選擇過程中就不會造成系數(shù)βi偏誤估計(jì)，式 (3)結(jié)果和傳統(tǒng)的Probit模型估計(jì)結(jié)果相同。如果ρ≠0，則僅用傳統(tǒng)Probit進(jìn)行肯定裁決概率估計(jì)，會造成很大偏誤。ρ表示為申訴階段模型與裁決階段模型的相關(guān)程度。而事實(shí)上，如前文分析，反傾銷過程中，申訴與裁決兩個階段有相當(dāng)程度的聯(lián)系，即ρ≠0，因此必須使用Heckman二階段樣本選擇模型來進(jìn)行估計(jì)。

由于 Heckman［23］二階段樣本選擇模型中，第二階段被解釋變量屬性為連續(xù) (即工作時數(shù))，與本研究所探討被解釋變量 (裁決是否肯定)屬性并不相同，故本研究在第一階段與第二階段均采用Probit來構(gòu)建模型:第一階段，先使用最大似然估計(jì)法估計(jì)Probit模型，得到各個K'的估計(jì)值，并用K'的估計(jì)值計(jì)算出每個產(chǎn)業(yè)的Mill-λ。第二階段將Mill-λ當(dāng)作一個解釋變量與原解釋變量來建立第二階段Probit模型，得到

樣本i=1～n1為參與申訴產(chǎn)業(yè)未獲得肯定裁決個數(shù)，i=n1～n為參與申訴產(chǎn)業(yè)獲得肯定裁決個數(shù)，而i=n～m為一開始沒有參與申訴的產(chǎn)業(yè)個數(shù)。根據(jù)以上式子，可得到獲得肯定裁決的概率為:β'和λ'。若 λ'估計(jì)值顯著異于0，代表 Mill-λ 可解釋方程式的樣本選擇偏誤問題，亦即構(gòu)建反傾銷裁決模型需將樣本選擇偏誤考量進(jìn)去。

(二)數(shù)據(jù)收集和模型處理

1.數(shù)據(jù)收集與數(shù)據(jù)描述

本文的Heckman二階段回歸，第一階段被解釋變量為在某一年度，產(chǎn)業(yè)是否選擇發(fā)起1起申訴，為0—1變量，第二階段被解釋變量為裁決是否為肯定，也為0—1變量，模型考察的時間階段為1980—2005年 (因很多解釋變量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫僅更新到2005年)。第一階段的被解釋變量來源于世界銀行的全球反傾銷數(shù)據(jù)庫 (4－digit SIC)的反傾銷申訴數(shù)據(jù)，第二階段被解釋變量來源于美國《進(jìn)口損害調(diào)查案例統(tǒng)計(jì)1980—2007》。產(chǎn)業(yè)集中度的數(shù)據(jù)來源于美國國家統(tǒng)計(jì)局的《國家經(jīng)濟(jì)調(diào)查報(bào)告》第一卷報(bào)告系列，產(chǎn)業(yè)提供的政治獻(xiàn)金數(shù)據(jù)來源于美國聯(lián)邦選舉委員會FEC政治捐資數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)業(yè)在美國各州的分布數(shù)據(jù)取自美國國家統(tǒng)計(jì)局制造業(yè)統(tǒng)計(jì)系列數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)業(yè)的雇傭規(guī)模數(shù)據(jù)來源于NBER-CES制造業(yè)數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口滲透率數(shù)據(jù)和國家貿(mào)易收支平衡數(shù)據(jù)來源于美國國家統(tǒng)計(jì)局產(chǎn)業(yè)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫計(jì)算整理，產(chǎn)能利用率數(shù)據(jù)來源于《美國現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)報(bào)告:產(chǎn)能利用率調(diào)查》。

相關(guān)變量的描述如表2所示。

表2 變量描述和預(yù)期符號

2.模型估計(jì)

本文用Initiation作為第一階段被解釋變量，Wincase作為第二階段被解釋變量，運(yùn)用Heckman二階段Probit模型對兩個方程進(jìn)行了估計(jì)。我們設(shè)計(jì)了3種回歸形式，模型一為傳統(tǒng)Probit回歸，包含裁決階段解釋變量，后兩個模型為二階段回歸，模型二第二階段僅包含經(jīng)濟(jì)變量，模型3則包含所有解釋變量?；貧w的滯后結(jié)構(gòu)基于美國國際貿(mào)易委員會的調(diào)查期的規(guī)定。根據(jù)以前有關(guān)反傾銷裁決的文獻(xiàn)如 Baldwin和Moore［3］以及Hansen［24］，本文對雇傭率、產(chǎn)能利用率和貿(mào)易收支差額、進(jìn)口滲透率采用一期滯后。

建立模型前，須先對解釋變量進(jìn)行篩選，若解釋變量的特性重復(fù)且彼此間具有高度相關(guān)，將導(dǎo)致模型有過度擬合的情況產(chǎn)生。為避免錯誤的發(fā)生，本節(jié)進(jìn)行了方差膨脹因子檢驗(yàn) (Variance-Inflation-Factor)。若VIF值大于10，表示該變量與其它變量間有高度共線性存在，為了不使得模型過度擬合，必須將變量間有高度相關(guān)者剔除。故本研究以全體變量共線性檢定結(jié)果小于10為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行檢驗(yàn)，并將檢驗(yàn)結(jié)果匯總于表3。

表3 樣本選擇模型的VIF檢驗(yàn)

解釋變量經(jīng)過 VIF檢驗(yàn)后，本研究使用上述3個模型進(jìn)行了估計(jì)，如表4所示。首先我們根據(jù)傳統(tǒng)的Probit對影響反傾銷裁決的因素進(jìn)行了回歸，從解釋變量的符號看，基本與預(yù)期方向一致，但多數(shù)代表反傾銷規(guī)則涉及的經(jīng)濟(jì)因素的變量都表現(xiàn)不顯著，僅僅只有產(chǎn)業(yè)層面的進(jìn)口滲透率在10%的水平表現(xiàn)顯著，顯示當(dāng)產(chǎn)業(yè)面臨的進(jìn)口滲透率越高時，反傾銷機(jī)構(gòu)更可能給予肯定裁決。政治變量中有4個表現(xiàn)顯著。其中產(chǎn)業(yè)的政治獻(xiàn)金的對數(shù)值在1%的水平上通過顯著性測試，表明產(chǎn)業(yè)通過政治捐獻(xiàn)有效的施加了政治壓力，能明顯地提升產(chǎn)業(yè)獲得案件勝訴的概率。變量China在5%的水平顯著，且系數(shù)較大，說明當(dāng)反傾銷案例針對中國的產(chǎn)品時，裁決機(jī)構(gòu)更可能授予肯定裁決。變量YA1984和YA2000在10%水平顯著，說明立法機(jī)構(gòu)對反傾銷法案的修改一定程度上影響了裁決機(jī)構(gòu)的裁決行為，增加了肯定裁決獲得通過的概率。

之后，我們運(yùn)用Heckman二階段進(jìn)行了模型2的回歸。從對數(shù)似然值來看，與傳統(tǒng)一階段方法相比，模型的擬合優(yōu)度有所提高。而Mill-λ顯著異于0，并在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表示二階段模型間存在著顯著相關(guān)，也就是說有樣本選擇偏誤存在，這意味著如果不采取樣本選擇模型，而采用傳統(tǒng)的模型估計(jì)的話，將產(chǎn)生很大的偏誤。模型2僅僅考察了經(jīng)濟(jì)變量的影響，在裁決階段，產(chǎn)能利用率、雇傭增長率、產(chǎn)業(yè)集中率系數(shù)符號與預(yù)期相同，當(dāng)僅在10%的顯著性水平通過測試，說明美國反傾銷機(jī)構(gòu)裁決與反傾銷法律規(guī)定的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的聯(lián)系比較弱，機(jī)構(gòu)僅在較低的程度上根據(jù)反傾銷規(guī)則行事。產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口滲透率和貿(mào)易平衡在1%的顯著性下通過測試，說明進(jìn)行裁決時進(jìn)口滲透率和貿(mào)易平衡狀況是反傾銷機(jī)構(gòu)考慮的重要因素。在申訴階段，基本上所有代表產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)和政治屬性的變量都表現(xiàn)顯著，說明產(chǎn)業(yè)根據(jù)自身屬性優(yōu)勢進(jìn)行自我選擇的行為確實(shí)存在。

表4 反傾銷裁決的Heckman二階段法估計(jì)結(jié)果

最后，我們在二階段模型中加入政治變量和制度變量，從對數(shù)似然值來看，模型擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，說明政治因素在反傾銷過程中有不可忽略的重要影響。模型3的Mill-λ同樣證實(shí)了二階段模型的相關(guān)性。從模型3看，反傾銷機(jī)構(gòu)裁決的經(jīng)濟(jì)依據(jù)依然比較微弱，產(chǎn)能利用率、雇傭增長率、產(chǎn)業(yè)集中率只在1%的水平顯著，而進(jìn)口滲透率和貿(mào)易平衡依然保持1%的顯著性。加入的政治變量和制度變量表現(xiàn)全部通過了5%水平的測試，說明產(chǎn)業(yè)通過政治捐獻(xiàn)、在產(chǎn)業(yè)分布的各選區(qū)通過游說和投票有效地對立法者和反傾銷機(jī)構(gòu)委員施加了影響，將裁決結(jié)果導(dǎo)向他們理想的方向，而雇傭水平較大的產(chǎn)業(yè)也在裁決過程中獲得了反傾銷機(jī)構(gòu)更多的同情。YA1984和YA2000依然在5%水平顯著，再一次證實(shí)了反傾銷規(guī)則修訂對于裁決結(jié)果的引導(dǎo)作用。在二階段模型中，China的系數(shù)有所提高，說明針對中國產(chǎn)品的反傾銷案例中，申訴產(chǎn)業(yè)總是能夠獲得相比其他國家的案件得到反傾銷機(jī)構(gòu)更多的照顧。在模型3的申訴階段，所有代表產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性的變量全部在5%以上顯著性水平通過測試，其中產(chǎn)業(yè)的政治捐獻(xiàn)和產(chǎn)業(yè)的地區(qū)分布廣度在1%水平通過檢驗(yàn)，有力確認(rèn)了來自經(jīng)濟(jì)沖擊、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)政治通道差異所引致的產(chǎn)業(yè)層面的異質(zhì)性引發(fā)了不同的國內(nèi)產(chǎn)業(yè)對于反傾銷不同的態(tài)度，那些政治行動活躍、產(chǎn)業(yè)組織程度比較高、受外部沖擊大、調(diào)整成本較高的產(chǎn)業(yè)已經(jīng)把反傾銷行動作為一種長期戰(zhàn)略競爭工具，通過反復(fù)的反傾銷行為，從市場競爭狀態(tài)的即時改變中獲取收益。

將傳統(tǒng)的一階段模型回歸結(jié)果與二階段結(jié)果對比，可以發(fā)現(xiàn)，二階段的回歸中反傾銷規(guī)則依據(jù)的經(jīng)濟(jì)變量是在一定程度顯著的，反傾銷機(jī)構(gòu)并非完全不按技術(shù)參數(shù)行事，同時一階段回歸僅少數(shù)政治變量顯著，而二階段回歸多數(shù)政治變量顯著性水平提高，更印證了政治因素在反傾銷過程中發(fā)揮的作用。

綜上所述，反傾銷的裁決結(jié)果在一定程度是依據(jù)反傾銷法規(guī)定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上，優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)利益集團(tuán)反傾銷需求與政府反傾銷供給之間的博弈產(chǎn)物。那些具備結(jié)構(gòu)和政治屬性優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，通過各種政治渠道有效地對政府和立法機(jī)構(gòu)施加政治影響。而政府和立法機(jī)構(gòu)基于自身的選舉利益，通過反傾銷規(guī)則的操縱、立法的修改、對機(jī)構(gòu)預(yù)算和人員任命的控制，引導(dǎo)反傾銷機(jī)構(gòu)保護(hù)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)利益，同時保證自身政治回報(bào)處于最優(yōu)。在此過程中，與其他國家相比，中國的出口廠商是最大的受害者，基于中美貿(mào)易的嚴(yán)重不平衡以及非市場經(jīng)濟(jì)地位、應(yīng)對經(jīng)驗(yàn)缺乏，在反傾銷裁決中中國廠商往往遭受與其他國家相比更加不利的結(jié)果。

3.模型擬合能力與預(yù)測準(zhǔn)確率

為驗(yàn)證Heckman樣本選擇模型與傳統(tǒng)Probit模型在樣本內(nèi)與樣本外的預(yù)測準(zhǔn)確率與擬合能力是否如本文所預(yù)期，本文分別計(jì)算了兩模型樣本內(nèi)的K－S值、AUC值與AR值，此外同時以樣本外數(shù)據(jù)做驗(yàn)證，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯τ跇颖就鈹?shù)據(jù)的擬合度與預(yù)測能力。AUC(Area Under Curve)為在所有可能的臨界值下，模型對區(qū)別正常產(chǎn)業(yè)和具有屬性優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的平均能力，比率介于0—1之間，當(dāng)AUC越接近于1，表示模型的預(yù)測正確性越高;當(dāng)K－S(Kolmogorov-Smirnov)值可用于檢驗(yàn)預(yù)測模型對正常產(chǎn)業(yè)與具有屬性優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)區(qū)分能力好壞。越高時，代表模型本身越能有效區(qū)別兩群體;當(dāng)模型的AR(Cumulative Accuracy Profile)值越大時，代表模型的預(yù)測準(zhǔn)確率越佳。表5為兩個模型的K－S值、AUC值與AR值，其中Heckman樣本選擇模型樣本內(nèi)的K－S值、AUC值與 AR分別為 0.76、0.85與0.78;傳統(tǒng)Probit模型樣本內(nèi)的K－S值、AUC值與AR分別為0.68、0.81與0.75;Heckman樣本選擇模型樣本外的K－S值、AUC值與AR分別為0.76、0.84與0.77;傳統(tǒng)Probit模型樣本外的 K－S值、AUC值與 AR分別為0.67、0.80與0.70。

表5 樣本內(nèi)與樣本外 K－S值、AUC值、AR值

首先，兩模型的K－S值無論在樣本內(nèi)或是樣本外基本處于60—75范圍內(nèi)，表示兩模型無論在樣本內(nèi)或是樣本外均具有良好的區(qū)別能力，且Heckman樣本選擇模型的K－S值明顯優(yōu)于傳統(tǒng)Probit模型的K－S值。其次，兩模型的AUC值無論在樣本內(nèi)或樣本外基本在80—90范圍內(nèi)，代表兩模型無論在樣本外或是樣本內(nèi)均有強(qiáng)的擬合能力，且Heckman樣本選擇模型在樣本外的擬合度也明顯地優(yōu)于傳統(tǒng)Probit模型。最后，兩模型在樣本內(nèi)預(yù)測準(zhǔn)確率AR表現(xiàn)上差距不大，且Heckman樣本選擇模型在樣本外的預(yù)測準(zhǔn)確率明顯的優(yōu)于傳統(tǒng)Probit模型。綜上，兩模型在樣本內(nèi)與樣本外的預(yù)測準(zhǔn)確率與擬合優(yōu)度上的表現(xiàn)大致符合本文預(yù)期。

四、結(jié)論和不足

反傾銷作為當(dāng)今主流的管理保護(hù)工具，其運(yùn)作過程特征及結(jié)果是在WTO反傾銷守則約束下、不同的制度安排下規(guī)則導(dǎo)向、產(chǎn)業(yè)屬性、企業(yè)策略和政府偏好多階段交織作用的產(chǎn)物。其復(fù)雜性和特殊性已吸引了大量學(xué)者從不同角度進(jìn)行分析?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多未考慮基于產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性所導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)對反傾銷申訴的參與選擇以及裁決結(jié)果的影響。本文則以此為切入點(diǎn)進(jìn)行了分析:第一，基于經(jīng)濟(jì)或規(guī)則層面因素，東道國產(chǎn)業(yè)將根據(jù)國內(nèi)需求狀況、進(jìn)口滲透率這些經(jīng)濟(jì)規(guī)則條件進(jìn)行申訴的自我選擇。第二，那些廠商數(shù)量較少、分布較集中、雇傭規(guī)模大的產(chǎn)業(yè)具有更優(yōu)良的結(jié)構(gòu)屬性，從反傾銷活動中可以獲得更大收益。第三，從政治屬性看，那些在選舉周期中與政治家頻繁互動并積極進(jìn)行政治捐獻(xiàn)的產(chǎn)業(yè)具有更大的政治影響，而反傾銷活動也成為其主導(dǎo)的游戲。進(jìn)一步的，本文引入了Heckman二階段模型對這種內(nèi)生性進(jìn)行了控制，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)在申訴階段的選擇行為的確影響了裁決階段的結(jié)果，很明顯反傾銷裁決很大程度表現(xiàn)出對這些具有屬性優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的偏好。就政府本身而言，對授權(quán)機(jī)構(gòu)的反傾銷過程的操控事實(shí)上也滿足了自身政治回報(bào)最優(yōu)的目標(biāo)。而基于非市場經(jīng)濟(jì)地位、出口的過度滲透、應(yīng)訴效率和經(jīng)驗(yàn)的欠缺，中國的出口廠商往往成為最大的受害者。

本文的研究豐富了反傾銷的政治經(jīng)濟(jì)研究的理論文獻(xiàn)，有效解釋了為何少數(shù)產(chǎn)業(yè)會將反傾銷作為其競爭的長期戰(zhàn)略并始終維持異乎尋常高的成功率，也為中國出口產(chǎn)業(yè)的國際市場戰(zhàn)略調(diào)整和持續(xù)發(fā)展提供了理論啟示。但本文的研究也可能存在以下方面不足:第一，對產(chǎn)業(yè)屬性的歸納是初步和嘗試性的，可能不能全面反應(yīng)產(chǎn)業(yè)的異質(zhì)性。第二，由于各國提供的產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)有限且少數(shù)數(shù)據(jù)涉及商業(yè)機(jī)密進(jìn)行了加密處理，本文未能在產(chǎn)業(yè)層面進(jìn)行跨國一般性檢驗(yàn)。第三，除了不少文獻(xiàn)已關(guān)注的國家和產(chǎn)業(yè)層面，反傾銷機(jī)構(gòu)的特征變量如執(zhí)行屬性、組織結(jié)構(gòu)屬性、投票規(guī)則在反傾銷過程中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用值得未來進(jìn)一步探討。

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