墨西哥反傾銷措施對中國企業(yè)出口的影響及啟示

張振宇 張 燕 車 翼

(1.上海交通大學 安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030；2.上海財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，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)易額的復合增長率高達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，但是并沒有相關文獻對其進行研究。因此，有些問題難以得到正確的解答：這種非關稅措施對阻止中國工業(yè)制品進入墨西哥是否有效？中國出口商如何應對墨西哥的反傾銷措施？在反傾銷措施實施后中國出口是否會存在顯著的轉(zhuǎn)移效應？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位海關稅則編碼(HS-6)產(chǎn)品，控制組為同一4位海關稅則編碼(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)查但實際沒有受到反傾銷調(diào)查的同一4位海關稅則編碼(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，各國政府對外國進口產(chǎn)品采取反傾銷措施必須證明三點：第一，涉案進口產(chǎn)品存在傾銷行為；第二，該產(chǎn)品進口對該國相關產(chǎn)業(yè)造成實質(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系。第一點的確定相對容易，只要知道涉案產(chǎn)品的生產(chǎn)成本及其在進口國和其他國家銷售市場上的銷售價格即可確定該進口產(chǎn)品是否存在傾銷行為。第二點的確定存在一定程度的主觀判斷，因為很難明確界定企業(yè)何種程度的利潤下降算是國內(nèi)相關企業(yè)受到實質(zhì)性損害。第三點是最難確定的，因為國內(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口企業(yè)的傾銷行為所致。因此，墨西哥主要將第一點和第二點作為實施反傾銷措施的判定依據(jù)。具體操作上，墨西哥反傾銷事務主要由經(jīng)濟部、對外貿(mào)易委員會、稅收法院和憲法法院負責。經(jīng)濟部是反傾銷事務的主管機構(gòu)，負責受理反傾銷申訴、進行傾銷與損害調(diào)查并給出裁決結(jié)果。對外貿(mào)易委員會負責審查經(jīng)濟部提交的反傾銷措施結(jié)果和裁決。稅收法院負責受理進口商不服經(jīng)濟部駁回其行政審查請求的上訴并做出裁決。憲法法院負責受理進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)濟部負責，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，經(jīng)濟部受理并由其下設的國際貿(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)確認是否需要立案調(diào)查。如果確定立案，經(jīng)濟部將對傾銷行為與產(chǎn)業(yè)損害進行調(diào)查，初裁結(jié)果將在130天內(nèi)給出。如果調(diào)查結(jié)果確認不存在傾銷，則立案調(diào)查結(jié)束；如果調(diào)查結(jié)果確認存在傾銷，則經(jīng)濟部將根據(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)易委員會進行審查。如果審查通過，經(jīng)濟部將反傾銷措施結(jié)果給予公示，進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。

2 計量模型

為了檢驗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位海關稅則編碼(HS-6)出口產(chǎn)品和對應企業(yè)進行了回歸，隨后將結(jié)果進行了橫向(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，表示不隨時間變化的產(chǎn)品特征；λt是時間固效應，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為隨機誤差項。為了解決異質(zhì)性和序列相關問題，我們在產(chǎn)品層面將標準誤差進行聚類(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誤差項變化量同實驗組相一致，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)果對模型進行了有效性檢驗。首先檢驗反傾銷措施前控制組和實驗組的因變量趨勢是否一致，其次是檢驗不同6位海關稅則編碼(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)點后控制組和實驗組趨勢的變化是由其他政策所導致的，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位海關稅則編碼(HS-4)產(chǎn)品下所有非涉案的6位海關稅則編碼(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年的中國海關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括產(chǎn)品海關稅則編碼(HS-8)、交易數(shù)量、交易價格、進出口廠商的信息及對應的出口國家。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信息。

由于中國海關數(shù)據(jù)和世界銀行的反傾銷數(shù)據(jù)(GAD)的海關編碼有細微差別，為了使數(shù)據(jù)一致，我們對數(shù)據(jù)進行了調(diào)整，使用了國際統(tǒng)一的6位海關稅則編碼(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位海關稅則編碼(HS-8)產(chǎn)品后對模型進行回歸，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施反傾銷措施的同時對中國產(chǎn)品進行反傾銷調(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)健性檢驗時我們將這樣的案例也進行了剔除。

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的基本實證結(jié)論，然后展示了雙重差分模型的一系列穩(wěn)健性檢驗。

4.1 產(chǎn)品層面對反傾銷措施的反應

首先，我們對涉案產(chǎn)品出口數(shù)量進行了回歸。我們將方程(1)關于中國涉案產(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，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：標準差在產(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

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。進一步，我們希望了解這種抑制作用的實現(xiàn)機制，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)及中國企業(yè)平均產(chǎn)品出口數(shù)(集約邊際效應)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，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，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)均有顯著的負面影響，即抑制效應是由廣延邊際效應和集約邊際效應共同導致的。

表3 墨西哥反傾銷措施的廣延邊際效應和集約邊際效應

注：標準差在產(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

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)進行了研究。

我們以研究企業(yè)生產(chǎn)效率為例，對問題進行了建模分析。由于數(shù)據(jù)限制，我們無法從中國海關數(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)力衡量標準，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；εfp為隨機誤差項。當研究企業(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，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，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%?？刂破髽I(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，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一定的固定成本，而反傾銷使得企業(yè)受到了負面影響，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：標準差在產(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，因此我們進一步對出口不同產(chǎn)品的企業(yè)進行了研究。我們分析了反傾銷對消費品出口企業(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)果與之前的文獻研究結(jié)果保持一致。由于中國工業(yè)制成品具有較強的競爭力，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品和工業(yè)品出口的影響

注：標準差在產(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

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(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；λt是時間固定效應；εpt為隨機誤差項。由于美國是墨西哥最大的貿(mào)易伙伴，我們單獨檢驗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，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

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行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

表6 反傾銷措施對產(chǎn)品出口轉(zhuǎn)移的影響

注：標準差在產(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驗組在反傾銷措施之前有相似的趨勢。為了檢驗模型是有效的，我們控制了反傾銷措施最終實施一年前的時間趨勢，我們在方程(1)的基礎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：標準差在產(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，我們需要檢驗實驗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施后下降了73.23%，因此我們認為結(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，如某些年份因為國際關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?shù)氐墓具M行貿(mào)易加工合作，其對反傾銷措施的反應情況和一般的貿(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施后下降了79.11%。

第五，由于我們使用了6位海關稅則編碼(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位海關稅則編碼(HS-8)涉案產(chǎn)品與關鍵解釋變量的交互項并對其進行檢驗，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：標準差在產(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：標準差在產(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：標準差在產(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：標準差在產(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，導致了中國進口關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，如果中國的關稅減少和墨西哥的反傾銷措施同時實施，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口關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。因此我們進一步考慮了不同產(chǎn)品的進口替代彈性，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。這里我們主要關注6位海關稅則代碼(HS-6)商品層面的進口替代彈性(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：標準差在產(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：標準差在產(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的logit模型，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們用OLS模型進行了回歸，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：標準差在產(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。為了保護本國產(chǎn)業(yè)，各國政府紛紛采取貿(mào)易保護措施。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工具。本文以全球雙邊貿(mào)易興起為背景，實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驗組在反傾銷措施前后是否存在顯著變化。

我們的實證結(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，并且這種抑制效應是由廣延邊際效應(出口企業(yè)數(shù)下降)和集約邊際效應(企業(yè)平均出口產(chǎn)品數(shù)下降)共同導致的。進一步研究發(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)易中間商更容易因為受到反傾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。

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，從而保護了當?shù)仄髽I(yè)，但這一行為也切實損害了中方利益。我們認為中國應采取有效的應對措施。首先，中墨雙方應該積極溝通，就貿(mào)易合作達成共識，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口來源國，也是墨西哥第三大產(chǎn)品出口國，雙方有扎實的貿(mào)易合作關系。中國應該在此基礎上積極和墨西哥溝通，就貿(mào)易促進兩國共同發(fā)展達成共識，減少墨西哥對中國企業(yè)采取的反傾銷措施。第二，中方應該積極應對墨西哥的反傾銷措施。由于反傾銷會切實損害中國企業(yè)的利益，因此中國應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行了46次。鑒于此，中方應該適當加強對墨西哥反傾銷措施的強度，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，切實保護中方企業(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)，中國政府應該考慮幫助開拓新興市場，從而進行貿(mào)易轉(zhuǎn)移，使其不要在還有挽救機會的情況下過早破產(chǎn)。