張振宇 張 燕 車 翼

(1.上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030；2.上海財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433)

0 引言

本文選取2000—2012年墨西哥對中國的反傾銷案例作為研究對象，此時全球雙邊貿(mào)易正在逐漸興起。在此期間，中國和整個拉美地區(qū)從幾乎沒有貿(mào)易往來逐漸變成重要的貿(mào)易伙伴，中國和拉美地區(qū)在2000—2011年貿(mào)易額的復(fù)合增長率高達(dá)31.2%。如今中國已經(jīng)成為拉美地區(qū)第二大貿(mào)易伙伴和墨西哥第二大貿(mào)易伙伴，墨西哥也成為了中國某些原材料的主要供貨商。但日漸繁榮的貿(mào)易往來，特別是中國工業(yè)制品的流入，使得墨西哥一些大型生產(chǎn)制造商不得不求助于政府采取反傾銷措施來避免其走向破產(chǎn)。1995—2014年，墨西哥共對中國發(fā)動了46次反傾銷調(diào)查。

盡管這些措施產(chǎn)生了很大影響，但是并沒有相關(guān)文獻(xiàn)對其進(jìn)行研究。因此，有些問題難以得到正確的解答：這種非關(guān)稅措施對阻止中國工業(yè)制品進(jìn)入墨西哥是否有效？中國出口商如何應(yīng)對墨西哥的反傾銷措施？在反傾銷措施實(shí)施后中國出口是否會存在顯著的轉(zhuǎn)移效應(yīng)？本文將基于這些問題展開研究。

本文主要采用兩套數(shù)據(jù)：中國海關(guān)數(shù)據(jù)與世界銀行全球反傾銷數(shù)據(jù)。根據(jù)中國海關(guān)數(shù)據(jù)，我們可以知道2000—2012年中國對墨西哥的年度出口數(shù)據(jù)，包括8位海關(guān)稅則編碼(HS-8)、出口額度、出口數(shù)量和出口商等。根據(jù)世界銀行全球反傾銷數(shù)據(jù)，我們可以知道2000—2012年墨西哥對中國采取的反傾銷措施情況，包括8位海關(guān)稅則編碼(HS-8)、調(diào)查開始日期、調(diào)查結(jié)束時間和最終調(diào)查結(jié)果。由于中國和墨西哥采用的海關(guān)稅則編碼略有差異，經(jīng)過調(diào)整，我們最后采用了國際統(tǒng)一的6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)。

本文采用雙重差分模型，將涉案產(chǎn)品的因變量(出口數(shù)量、出口企業(yè)數(shù)和出口價格)與非涉案產(chǎn)品的因變量在反傾銷前后進(jìn)行了比較，觀察其是否存在顯著變化。模型一共采用了兩組可替換控制組。首先，對于受到反傾銷措施的6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)產(chǎn)品，控制組為同一4位海關(guān)稅則編碼(HS-4)內(nèi)未受到反傾銷措施的其他6位編碼(HS-6)產(chǎn)品,我們稱其為控制組1。其次，參考Blonigen & Park (2004)的研究，另一組控制組是大概率受到反傾銷調(diào)查但實(shí)際沒有受到反傾銷調(diào)查的同一4位海關(guān)稅則編碼(HS-4)產(chǎn)品，我們稱其為控制組2。

1 墨西哥反傾銷措施程序

為了更好理解本文的實(shí)證結(jié)果，這部分主要介紹了墨西哥反傾銷措施的鑒定方式及具體程序(宋利芳，2007；Staiger & Wolak, 1994)。

根據(jù)世界貿(mào)易組織(WTO)規(guī)定，各國政府對外國進(jìn)口產(chǎn)品采取反傾銷措施必須證明三點(diǎn)：第一，涉案進(jìn)口產(chǎn)品存在傾銷行為；第二，該產(chǎn)品進(jìn)口對該國相關(guān)產(chǎn)業(yè)造成實(shí)質(zhì)性損害；第三，該產(chǎn)品傾銷與該國產(chǎn)業(yè)損害之間存在因果關(guān)系。第一點(diǎn)的確定相對容易，只要知道涉案產(chǎn)品的生產(chǎn)成本及其在進(jìn)口國和其他國家銷售市場上的銷售價格即可確定該進(jìn)口產(chǎn)品是否存在傾銷行為。第二點(diǎn)的確定存在一定程度的主觀判斷，因?yàn)楹茈y明確界定企業(yè)何種程度的利潤下降算是國內(nèi)相關(guān)企業(yè)受到實(shí)質(zhì)性損害。第三點(diǎn)是最難確定的，因?yàn)閲鴥?nèi)生產(chǎn)涉案產(chǎn)品企業(yè)的盈利與否同時受到很多因素影響，無法確切知道是否是由進(jìn)口企業(yè)的傾銷行為所致。因此，墨西哥主要將第一點(diǎn)和第二點(diǎn)作為實(shí)施反傾銷措施的判定依據(jù)。具體操作上，墨西哥反傾銷事務(wù)主要由經(jīng)濟(jì)部、對外貿(mào)易委員會、稅收法院和憲法法院負(fù)責(zé)。經(jīng)濟(jì)部是反傾銷事務(wù)的主管機(jī)構(gòu)，負(fù)責(zé)受理反傾銷申訴、進(jìn)行傾銷與損害調(diào)查并給出裁決結(jié)果。對外貿(mào)易委員會負(fù)責(zé)審查經(jīng)濟(jì)部提交的反傾銷措施結(jié)果和裁決。稅收法院負(fù)責(zé)受理進(jìn)口商不服經(jīng)濟(jì)部駁回其行政審查請求的上訴并做出裁決。憲法法院負(fù)責(zé)受理進(jìn)口商對稅收法院裁決不服而提起的上訴，并給出最終裁決。

反傾銷調(diào)查主要由墨西哥經(jīng)濟(jì)部負(fù)責(zé)，具體程序如下：首先，由某些公司或個體向政府申請反傾銷保護(hù)，經(jīng)濟(jì)部受理并由其下設(shè)的國際貿(mào)易慣例總局開展具體工作，在收到申訴材料后30～70天內(nèi)確認(rèn)是否需要立案調(diào)查。如果確定立案，經(jīng)濟(jì)部將對傾銷行為與產(chǎn)業(yè)損害進(jìn)行調(diào)查，初裁結(jié)果將在130天內(nèi)給出。如果調(diào)查結(jié)果確認(rèn)不存在傾銷，則立案調(diào)查結(jié)束；如果調(diào)查結(jié)果確認(rèn)存在傾銷，則經(jīng)濟(jì)部將根據(jù)調(diào)查結(jié)果決定是否征收臨時反傾銷稅；如果決定征收臨時反傾銷稅，則進(jìn)口商在終裁結(jié)果出來前需支付4到6個月的臨時反傾銷稅。初裁結(jié)果出來后80天內(nèi)，經(jīng)濟(jì)部將給出終裁結(jié)果，并將結(jié)果申報給對外貿(mào)易委員會進(jìn)行審查。如果審查通過，經(jīng)濟(jì)部將反傾銷措施結(jié)果給予公示，進(jìn)口商則需要在公示后的7天內(nèi)繳納反傾銷稅。反傾銷調(diào)查整個過程持續(xù)較長時間，因此本文選取了終裁結(jié)果時間作為雙重差分模型的時間節(jié)點(diǎn)。

2 計量模型

為了檢驗(yàn)反傾銷措施存在的影響，本文采用雙重差分模型，并且分別對6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)出口產(chǎn)品和對應(yīng)企業(yè)進(jìn)行了回歸，隨后將結(jié)果進(jìn)行了橫向(反傾銷措施最終立決定前后)和縱向(涉案產(chǎn)品/公司和非涉案產(chǎn)品/公司)比較。若在反傾銷措施最終決定前涉案產(chǎn)品(公司)與非涉案產(chǎn)品(公司)有相同的價格(銷量或營收)趨勢，而在反傾銷措施最終決定出來后有明顯的差異，則說明反傾銷措施存在影響。

模型的形式如下：

ypt=βTreatmentp×Post+λp+λt+εpt

(1)

其中：ypt表示產(chǎn)品p在t年的相關(guān)因變量(出口產(chǎn)品數(shù)量對數(shù)值，出口商數(shù)量對數(shù)值，出口價格對數(shù)值，非墨西哥產(chǎn)品出口數(shù)量的對數(shù)值，出口至墨西哥最大貿(mào)易伙伴美國產(chǎn)品出口數(shù)量的對數(shù)值)；Treatmentp是虛擬變量，表示產(chǎn)品是否被反傾銷，若產(chǎn)品p是被調(diào)查產(chǎn)品，則取值為1，反之則取值為0；Post也是虛擬變量，表示反傾銷是否成立，若反傾銷措施最終確定成立，則取值為1，反之則取值為0。λp是產(chǎn)品固定效應(yīng)，表示不隨時間變化的產(chǎn)品特征；λt是時間固效應(yīng)，表示在同一個月內(nèi)所有產(chǎn)品受到相同的環(huán)境影響；εpt為隨機(jī)誤差項。為了解決異質(zhì)性和序列相關(guān)問題，我們在產(chǎn)品層面將標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行聚類(Bertrand, Duflo & Mullainathan, 2004)。

雙重差分模型回歸的一致性要求反傾銷措施前后控制組隨機(jī)誤差項變化量同實(shí)驗(yàn)組相一致，即

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

(2)

由于面板數(shù)據(jù)涉及了多個時期和多個組別，因此我們參考了Angrist & Pischke (2009)和Imbens & Wooldridge (2009)的研究結(jié)果對模型進(jìn)行了有效性檢驗(yàn)。首先檢驗(yàn)反傾銷措施前控制組和實(shí)驗(yàn)組的因變量趨勢是否一致，其次是檢驗(yàn)不同6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)產(chǎn)品具有不同時間趨勢時模型結(jié)果的顯著性。

另外，為了防止同時期其他政策對趨勢變化的影響，即在時間節(jié)點(diǎn)后控制組和實(shí)驗(yàn)組趨勢的變化是由其他政策所導(dǎo)致的，模型共構(gòu)建了兩組替代控制組。第一組控制組包括涉案產(chǎn)品所在4位海關(guān)稅則編碼(HS-4)產(chǎn)品下所有非涉案的6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)產(chǎn)品。第二組控制組的構(gòu)建參考了Blonigen & Park (2004)的研究，我們首先估計了產(chǎn)品被反傾銷的可能性。若產(chǎn)品被進(jìn)行反傾銷措施的可能性超過75%，我們則將其作為控制組(Konings & Vandenbussche, 2008; Pierce, 2011)。

3 數(shù)據(jù)

本文主要使用兩套數(shù)據(jù)。首先是2000—2012年的中國海關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括產(chǎn)品海關(guān)稅則編碼(HS-8)、交易數(shù)量、交易價格、進(jìn)出口廠商的信息及對應(yīng)的出口國家。我們主要整理了中國歷年對墨西哥的出口情況。

第二個數(shù)據(jù)來源是世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)(GAD)，包括了1980—2014年全球所有的反傾銷措施事件(Bown, 2010)。世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)(GAD)包含了每個反傾銷案例的具體信息，包括調(diào)查產(chǎn)品海關(guān)稅則編碼(HS)、調(diào)查立案時間、調(diào)查最終結(jié)果和調(diào)查結(jié)果最終公布時間。我們主要整理了2000—2012年墨西哥對中國反傾銷案例的相關(guān)信息。

由于中國海關(guān)數(shù)據(jù)和世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)(GAD)的海關(guān)編碼有細(xì)微差別，為了使數(shù)據(jù)一致，我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，使用了國際統(tǒng)一的6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)。調(diào)整后2000—2012年墨西哥總共對華發(fā)動反傾銷調(diào)查29例，表1記錄了歷年墨西哥對中國反傾銷案例的情況。在這29例調(diào)查案例中，9例由于調(diào)查結(jié)果不存在傾銷或損害而終止調(diào)查，2例申訴人在反傾銷立案調(diào)查后提出了撤訴，最終有效實(shí)施反傾銷措施案例為18例，包含涉案產(chǎn)品1001項和涉案公司10050間。由于反傾銷措施是針對8位海關(guān)稅則編碼(HS-8)產(chǎn)品展開的，而我們使用的數(shù)據(jù)是6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)分類，因此數(shù)據(jù)的調(diào)整可能存在一定的加總偏誤。為了處理這個問題，我們加入8位海關(guān)稅則編碼(HS-8)產(chǎn)品后對模型進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)加總偏誤對結(jié)果影響并不顯著。另外，由于全球其他國家也可能會在墨西哥實(shí)施反傾銷措施的同時對中國產(chǎn)品進(jìn)行反傾銷調(diào)查，從而影響模型結(jié)果，因此我們將產(chǎn)品同時受到其他國家反傾銷措施的情況進(jìn)行了剔除。最后，由于某些中國出口商是幫助墨西哥企業(yè)進(jìn)行貿(mào)易加工的，而這些企業(yè)的出口顯然不會受到反傾銷措施的影響，因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時我們將這樣的案例也進(jìn)行了剔除。

表1 2000—2012年墨西哥對中國反傾銷調(diào)查案例情況

4 實(shí)證結(jié)果

本部分首先展示了4個中國出口商針對墨西哥反傾銷措施做出反應(yīng)的基本實(shí)證結(jié)論，然后展示了雙重差分模型的一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

4.1 產(chǎn)品層面對反傾銷措施的反應(yīng)

首先，我們對涉案產(chǎn)品出口數(shù)量進(jìn)行了回歸。我們將方程(1)關(guān)于中國涉案產(chǎn)品出口量的回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表2中。表2的第一列和第二列分別為使用控制組1和控制組2的結(jié)果。在1%的水平上，兩組回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，第一組回歸系數(shù)為-1.454，第二組回歸系數(shù)為-1.430，表明反傾銷措施對產(chǎn)品出口數(shù)量有顯著的抑制作用。和控制組1相比，涉案產(chǎn)品在反傾銷措施實(shí)施后出口量下降了76.64%；和控制組2相比，涉案產(chǎn)品在反傾銷措施實(shí)施后出口量下降了76.07%。

表2 墨西哥反傾銷措施對涉案產(chǎn)品出口數(shù)量的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；***表示統(tǒng)計結(jié)果在1%的置信水平下顯著

4.2 廣延邊際和集約邊際效應(yīng)

從4.1我們可以看到墨西哥對中國的反傾銷有顯著的抑制效應(yīng)。進(jìn)一步，我們希望了解這種抑制作用的實(shí)現(xiàn)機(jī)制，產(chǎn)品出口量的下降是由出口企業(yè)數(shù)的下降還是企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)下降所導(dǎo)致的。因此，我們觀察了反傾銷措施對中國出口企業(yè)數(shù)(廣延邊際效應(yīng))及中國企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)(集約邊際效應(yīng))的影響。表3的第1列和第3列顯示了與不同控制組相比反傾銷對出口企業(yè)數(shù)量的影響，在1%的水平上，回歸系數(shù)顯著為負(fù)，分別為-0.524和-515；第2列和第4列顯示了與不同控制組相比反傾銷對企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)量的影響，在1%的水平上，回歸系數(shù)顯著為負(fù)，分別為-0.512和-0.552。從回歸結(jié)果我們可以看出，與控制組1相比，反傾銷措施使得中國出口企業(yè)分別下降40.79%，企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)量下降40.07%；與控制組2相比，反傾銷措施使得中國出口企業(yè)分別下降40.25%，企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)量下降42.42%。因此，墨西哥反傾銷措施對中國出口企業(yè)數(shù)和企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)均有顯著的負(fù)面影響，即抑制效應(yīng)是由廣延邊際效應(yīng)和集約邊際效應(yīng)共同導(dǎo)致的。

表3 墨西哥反傾銷措施的廣延邊際效應(yīng)和集約邊際效應(yīng)

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

4.3 不同企業(yè)對反傾銷措施的反應(yīng)

4.2部分的研究結(jié)果表明，反傾銷措施會使得中國出口企業(yè)數(shù)量減少，但由于企業(yè)間存在異質(zhì)性問題，因此同樣的制裁措施可能對不同企業(yè)產(chǎn)生不同程度的影響。我們進(jìn)一步研究，什么企業(yè)在受到反傾銷措施后會更容易選擇離開墨西哥市場。根據(jù)Lu, Tao & Zhang(2013)的研究，我們主要對企業(yè)生產(chǎn)效率、企業(yè)性質(zhì)(直銷商和中間商)及企業(yè)出口產(chǎn)品種類(單一產(chǎn)品和多產(chǎn)品)進(jìn)行了研究。

我們以研究企業(yè)生產(chǎn)效率為例，對問題進(jìn)行了建模分析。由于數(shù)據(jù)限制，我們無法從中國海關(guān)數(shù)據(jù)中得知企業(yè)生產(chǎn)力情況。因此，我們將產(chǎn)品出口數(shù)量近似作為企業(yè)的生產(chǎn)力衡量標(biāo)準(zhǔn)，由此構(gòu)建如下方程：

Exitfp=γExportVolumefp+λp+εfp

(3)

其中：Exitfp生產(chǎn)產(chǎn)品p的企業(yè)f離開墨西哥的概率；ExportVolumefp為企業(yè)f產(chǎn)品p的出口量；λp為產(chǎn)品的固定效應(yīng)；εfp為隨機(jī)誤差項。當(dāng)研究企業(yè)性質(zhì)及企業(yè)出口產(chǎn)品種類時，我們建立相應(yīng)模型，分別得到如下方程：

Exitfp=γTradelntermediaryfp+λp+εfp

(4)

Exitfp=γSingleProductfp+λp+εfp

(5)

Tradelntermediaryfp為虛擬變量，表示企業(yè)性質(zhì)，若出口企業(yè)為中間商，則取值為1，若出口企業(yè)為直銷商，則取值為0。SingleProductfp為虛擬變量，表示企業(yè)出口產(chǎn)品種類，若企業(yè)僅出口單一產(chǎn)品，則取值為1，若企業(yè)出口多種產(chǎn)品，則取值為0。

從表4第1列可以看出，在1%的水平上回歸系數(shù)為-0.084，顯著為負(fù)，表明出口量越大的企業(yè)越不容易從市場中被淘汰，企業(yè)產(chǎn)品出口量每增加1%，其被市場淘汰的概率將降低8.4%。并且我們控制了企業(yè)性質(zhì)及企業(yè)出口產(chǎn)品類別(第3列和第5列)后可以得到同樣的結(jié)果?？刂破髽I(yè)性質(zhì)后，在1%的水平上回歸系數(shù)為-0.092，顯著為負(fù)，表明企業(yè)產(chǎn)品出口量每增加1%，其被市場淘汰的概率將降低9.2%。控制企業(yè)出口產(chǎn)品類別后，在1%的水平上回歸系數(shù)為-0.077，顯著為負(fù)，表明企業(yè)產(chǎn)品出口量每增加1%，其被市場淘汰的概率將降低7.7%。我們的研究結(jié)果與之前的文獻(xiàn)研究結(jié)果保持一致。Melitz (2003)的研究結(jié)果表明，由于企業(yè)在出口前期需要承擔(dān)一定的固定成本，而反傾銷使得企業(yè)受到了負(fù)面影響，后期收到的利潤無法覆蓋前期的成本，因此一些低效能的企業(yè)不得不離開。如果不考慮固定成本的出口，Melitz & Ottaviano (2008)則認(rèn)為反傾銷會降低企業(yè)的收入，也會使得低效能企業(yè)出現(xiàn)虧損的情況，從而選擇離開。

表4 反傾銷措施對直銷商和中間商，單一產(chǎn)品公司和多產(chǎn)品公司離開概率的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；***表示統(tǒng)計結(jié)果在1%的置信水平下顯著

表4同樣顯示了中間商和直銷商受反傾銷措施影響離開墨西哥的概率。從第2列我們可以發(fā)現(xiàn)，在1%的水平上回歸系數(shù)為0.484，顯著為正，表明中間商相比直銷商，其有48.4%的更高概率選擇離開。從第3列可以看出，我們控制企業(yè)出口量后，在1%的水平上回歸系數(shù)為0.510，顯著為正，即中間商離開墨西哥市場的概率比直銷商高51.0%。

表4還顯示了單一產(chǎn)品出口商和多產(chǎn)品出口商由于反傾銷措施而離開的概率。從第4列可以看出，單一產(chǎn)品出口商相比多產(chǎn)品出口商并沒有顯著的結(jié)果表明其更容易被市場淘汰。從第5列我們可以看出，在控制了企業(yè)出口量的情況下，依然沒有顯著的結(jié)果表明單一產(chǎn)品出口商更容易被市場淘汰。

由于不僅是企業(yè)本身，企業(yè)出口產(chǎn)品也存在異質(zhì)性，因此我們進(jìn)一步對出口不同產(chǎn)品的企業(yè)進(jìn)行了研究。我們分析了反傾銷對消費(fèi)品出口企業(yè)和工業(yè)品出口企業(yè)的影響，表5展示了模型的回歸結(jié)果。反傾銷并沒有顯著降低消費(fèi)品的出口數(shù)量，但對工業(yè)品卻有顯著的影響，工業(yè)品整體出口數(shù)量下降了76.73%，工業(yè)企業(yè)出口商減少了35.79%，工業(yè)企業(yè)平均出口量減少了48.31%。并且隨著工業(yè)品出口量的減少，工業(yè)品價格上升了18.64%。我們的研究結(jié)果與之前的文獻(xiàn)研究結(jié)果保持一致。由于中國工業(yè)制成品具有較強(qiáng)的競爭力，因此墨西哥反傾銷措施主要是為了抑制中國的工業(yè)出口(宋利芳，2017)。

表5 墨西哥反傾銷措施對中國消費(fèi)品和工業(yè)品出口的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

4.4 貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

根據(jù)4.3部分的結(jié)果我們知道一些企業(yè)在受到反傾銷措施后會選擇離開墨西哥市場，但是這些企業(yè)究竟是真的被市場淘汰了還是轉(zhuǎn)而進(jìn)入了其他國家或地區(qū)市場繼續(xù)開展貿(mào)易活動？因此這一部分我們分析了墨西哥對中國反傾銷是否存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)(e.g., Bown & Crowley, 2007)。我們建立如下方程：

ypt=βTreatmentp×Post+λp+λt+εpt

(6)

其中：ypt表示產(chǎn)品p在t年出口至墨西哥外所有國家的數(shù)量對數(shù)值；Treatmentp是虛擬變量，表示產(chǎn)品是否被反傾銷措施，若產(chǎn)品p是被調(diào)查產(chǎn)品，則取值為1，反之則取值為0；post也是虛擬變量，表示反傾銷是否成立，若反傾銷措施最終確定成立，則取值為1，反之則取值為0；λp是產(chǎn)品固定效應(yīng)；λt是時間固定效應(yīng)；εpt為隨機(jī)誤差項。由于美國是墨西哥最大的貿(mào)易伙伴，我們單獨(dú)檢驗(yàn)了反傾銷是否有將貿(mào)易出口轉(zhuǎn)向美國的趨勢。從表6我們可以看出，墨西哥對中國的反傾銷措施并不存在顯著的整體轉(zhuǎn)移效應(yīng)，出口也并沒有從墨西哥轉(zhuǎn)移至美國的趨勢，即大部分出口企業(yè)在受到墨西哥反傾銷調(diào)查后并沒有轉(zhuǎn)移市場，而是被市場所淘汰。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

這部分我們對4.1至4.4部分得到結(jié)果的雙重差分模型進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表6 反傾銷措施對產(chǎn)品出口轉(zhuǎn)移的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示

首先，雙重差分模型有效性要求控制組和實(shí)驗(yàn)組在反傾銷措施之前有相似的趨勢。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪怯行У?，我們控制了反傾銷措施最終實(shí)施一年前的時間趨勢，我們在方程(1)的基礎(chǔ)上引入了額外的回歸量Treatmentp×Prept。若Prepr∈[tp0-1,tpo)(tpo為反傾銷措施最終實(shí)施時間)，則其取值為1；若Prept屬于其他時間段，則其取值為0。表7展示了模型重新估計后的結(jié)果。在控制了反傾銷措施最終實(shí)施一年前的時間趨勢后，我們發(fā)現(xiàn)反傾銷依然對中國出口產(chǎn)品有顯著影響，中國產(chǎn)品在受到墨西哥當(dāng)局反傾銷后出口數(shù)量下降了76.09%，模型結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 控制時間趨勢后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

其次，我們需要檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組和控制組不同的時間趨勢是否會對結(jié)果產(chǎn)生影響。為了處理這個問題，我們允許產(chǎn)品具有不同的時間趨勢，如模型中包含額外的變量λp×t。表8匯報了允許產(chǎn)品時間趨勢差異后模型的回歸結(jié)果。表8第1列依然顯示反傾銷措施影響顯著，中國產(chǎn)品出口量在反傾銷措施實(shí)施后下降了73.23%，因此我們認(rèn)為結(jié)果是穩(wěn)健的。

第三，由于模型結(jié)果可能受到某些異常值的影響，如某些年份因?yàn)閲H關(guān)系等特殊原因使得出口數(shù)量出現(xiàn)異常。因此，我們將這些異常值(數(shù)據(jù)樣本中前1%的數(shù)據(jù)和后1%的數(shù)據(jù))剔除后對樣本進(jìn)行了回歸?；貧w結(jié)果在表9中得到了匯報。表9第1列顯示反傾銷措施影響顯著，中國產(chǎn)品出口量在反傾銷措施實(shí)施后下降了74.99%。

第四，某些中國出口企業(yè)可能是和墨西哥地區(qū)當(dāng)?shù)氐墓具M(jìn)行貿(mào)易加工合作，其對反傾銷措施的反應(yīng)情況和一般的貿(mào)易加工廠商有所區(qū)別，即來料加工的中國企業(yè)并不受反傾銷措施的影響，從而影響回歸結(jié)果。表10顯示了將這些特殊情況剔除后模型回歸的結(jié)果。表10第1列顯示系數(shù)依然是顯著的，中國產(chǎn)品出口量在反傾銷措施實(shí)施后下降了79.11%。

第五，由于我們使用了6位海關(guān)稅則編碼(HS-6)產(chǎn)品，從而可能造成結(jié)果有潛在的加總偏誤。因此，我們在模型(1)中加入了一項8位海關(guān)稅則編碼(HS-8)涉案產(chǎn)品與關(guān)鍵解釋變量的交互項并對其進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果在表11中得到了匯報。表11第2行表明交互項系數(shù)并不顯著，即不存在加總偏誤，模型結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 允許產(chǎn)品時間趨勢差異后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

表9 剔除貿(mào)易異常情況后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

表10 一般貿(mào)易企業(yè)受墨西哥反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

表11 包含與HS-8產(chǎn)品交互項后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

第六，由于中國在2001年加入了WTO，導(dǎo)致了中國進(jìn)口關(guān)稅的減少和更具競爭力的國內(nèi)市場。這可能會影響企業(yè)的進(jìn)出口行為，減少對墨西哥的產(chǎn)品出口轉(zhuǎn)而內(nèi)銷中國。因此，如果中國的關(guān)稅減少和墨西哥的反傾銷措施同時實(shí)施，可能會對模型結(jié)果有影響。為了控制這種情況，我們在模型中增加了一個中國進(jìn)口關(guān)稅變量后對模型重新回歸。表12第1列結(jié)果顯示依然顯著，中國產(chǎn)品出口量在反傾銷措施后下降了79.65%。

第七，由于上述得到的反傾銷措施結(jié)果是對整體產(chǎn)品而言的，但不同需求替代彈性產(chǎn)品在受到反傾銷措施后，出口量變動可能存在差異。因此我們進(jìn)一步考慮了不同產(chǎn)品的進(jìn)口替代彈性，在回歸方程中加入了一個反傾銷調(diào)查與產(chǎn)品需求彈性的交互項。這里我們主要關(guān)注6位海關(guān)稅則代碼(HS-6)商品層面的進(jìn)口替代彈性(Broda & Weinstein, 2006; Nizovtsev & Skiba, 2010)。表13第1列結(jié)果顯示，并沒有反傾銷措施由于產(chǎn)品需求彈性產(chǎn)生異質(zhì)作用，模型結(jié)果依然穩(wěn)健。

表12 剔除中國稅率影響后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

表13 包含進(jìn)口需求彈性交互項后墨西哥對中國反傾銷措施的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；*、**和***分別表示統(tǒng)計結(jié)果在10%、5%和1%的置信水平下顯著

最后，由于4.3部分我們所使用的是包含固定效應(yīng)的logit模型，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們用OLS模型進(jìn)行了回歸，結(jié)果在表14中得到匯報。表14第1列、第2列和第4列顯示，生產(chǎn)效率低下的企業(yè)和貿(mào)易中間商仍然更容易受到反傾銷措施的影響而離開墨西哥市場，單一產(chǎn)品出口商相比多產(chǎn)品出口商并沒有更顯著的概率離開墨西哥市場。因此，本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

表14 反傾銷措施對中間商和直銷商，單一產(chǎn)品公司和多產(chǎn)品公司離開概率的影響

注：標(biāo)準(zhǔn)差在產(chǎn)品層面聚類，并在括號中表示；***表示統(tǒng)計結(jié)果在1%的置信水平下顯著

5 結(jié)論與建議

隨著國際貿(mào)易活動的日趨活躍，各國貿(mào)易摩擦不斷加劇。為了保護(hù)本國產(chǎn)業(yè)，各國政府紛紛采取貿(mào)易保護(hù)措施。在世界貿(mào)易組織(WTO)允許的條件下，反傾銷措施已經(jīng)成為各國政府最常用的保護(hù)工具。本文以全球雙邊貿(mào)易興起為背景，實(shí)證研究了墨西哥對中國產(chǎn)品的反傾銷調(diào)查對中國出口的影響。本文使用中國海關(guān)數(shù)據(jù)及世界銀行反傾銷調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建了2000—2012年的分析樣本，通過構(gòu)建雙重差分模型來觀察控制組和實(shí)驗(yàn)組在反傾銷措施前后是否存在顯著變化。

我們的實(shí)證結(jié)果顯示墨西哥反傾銷措施對中國出口有顯著的抑制效應(yīng)，并且這種抑制效應(yīng)是由廣延邊際效應(yīng)(出口企業(yè)數(shù)下降)和集約邊際效應(yīng)(企業(yè)平均出口產(chǎn)品數(shù)下降)共同導(dǎo)致的。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，不同企業(yè)會受到不同程度的反傾銷影響，生產(chǎn)效率低下的企業(yè)和貿(mào)易中間商更容易因?yàn)槭艿椒磧A銷措施影響而選擇退出墨西哥市場。對于留存下來的企業(yè)，反傾銷措施使得涉案工業(yè)品的出口價格顯著上升。但墨西哥的反傾銷并不會引起中國涉案產(chǎn)品出現(xiàn)顯著的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

基于研究結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)墨西哥對中國的反傾銷措施有效抑制了涉案產(chǎn)品的進(jìn)入，特別是涉案工業(yè)品，反傾銷顯著降低了其在墨西哥市場的競爭優(yōu)勢，從而保護(hù)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，但這一行為也切實(shí)損害了中方利益。我們認(rèn)為中國應(yīng)采取有效的應(yīng)對措施。首先，中墨雙方應(yīng)該積極溝通，就貿(mào)易合作達(dá)成共識，避免過多的貿(mào)易摩擦，防止墨西哥對中國采取更大范圍的反傾銷調(diào)查。中國已經(jīng)成為墨西哥第二大進(jìn)口來源國，也是墨西哥第三大產(chǎn)品出口國，雙方有扎實(shí)的貿(mào)易合作關(guān)系。中國應(yīng)該在此基礎(chǔ)上積極和墨西哥溝通，就貿(mào)易促進(jìn)兩國共同發(fā)展達(dá)成共識，減少墨西哥對中國企業(yè)采取的反傾銷措施。第二，中方應(yīng)該積極應(yīng)對墨西哥的反傾銷措施。由于反傾銷會切實(shí)損害中國企業(yè)的利益，因此中國應(yīng)該深度研究墨西哥反傾銷法案(《對外貿(mào)易法》《對外貿(mào)易法實(shí)施條例》 《不公平貿(mào)易行為條例》)，了解其反傾銷措施程序，積極應(yīng)訴和溝通，爭取撤訴、無傾銷結(jié)案或者降低反傾銷稅率等結(jié)果，最大程度減少反傾銷對中國出口企業(yè)的損害。第三，適當(dāng)對墨西哥采取反傾銷措施，抑制其對中國采取反傾銷措施。1995—2014年，中國對墨西哥僅采取過1次反傾銷措施，而墨西哥對中國累計進(jìn)行了46次。鑒于此，中方應(yīng)該適當(dāng)加強(qiáng)對墨西哥反傾銷措施的強(qiáng)度，在一定程度上震懾對方，遏制其過于頻繁地對中國采取反傾銷措施，切實(shí)保護(hù)中方企業(yè)的利益。最后，對于那些因受到反傾銷調(diào)查而被淘汰的企業(yè)，中國政府應(yīng)該考慮幫助開拓新興市場，從而進(jìn)行貿(mào)易轉(zhuǎn)移，使其不要在還有挽救機(jī)會的情況下過早破產(chǎn)。