中国对外反倾销的寒蝉效应实证研究—基于动态面板模型的GMM检验

（一）模型的构建

Vandenbusscheand Zanardi(2006)利用1980-2000年121个出口国和58个进口国贸易流量的年度数据，定量分析了反倾销措施对贸易流量的影响。在经典的引力模型的基础上引入反倾销的相应变量。研究结果表明反倾销法具有贸易破坏效应，全球范围内反倾销措施的迅速扩散具有“寒蝉效应”，由此所带来的贸易流量的减少是不可忽略的，很大程度上抵消了贸易自由化的作用。

本文借鉴Vandenbussche andZanardi(2006)的寒蝉效应模型，定量分析中国对外反倾销的贸易效应。为了准确考察反倾销措施对中国从被诉国的进口贸易额的影响，将传统的标准时间序列模型或静态面板数据模型扩展为动态面板数据回归模型，即在解释变量中包含因变量的一阶滞后值，具体模型可表述为：

（1）

关于解释变量的含义、对因变量的理论预测影响(预期符号)及说明见表1。需要特别注意一下三点：1、反倾销立案数量和反倾销实施措施数量，用和表示，由于在某些年份中国对欧盟、台湾和其他一些国家和的反倾销立案数和反倾销肯定性措施数为零，均加上1，可以避免对其取对数后，其值不存在。另外反倾销的立案数的滞后一期作为解释变量，由于反倾销立案对贸易的影响存在滞后性；而反倾销立案与最终终裁之间存在较长的一段时间（一般为12个月至18个月），直接以当年反倾销措施数作为解释变量。2、固定效应和一阶差分GMM检验中，距离会导致多重共线性问题，本文不再考虑该变量。3、汇率，以往研究发现名义汇率的变动和实际汇率的变动高度相关，本文据此直接采用数据最容易收集的名义汇率代表汇率风险。另外由于国际贸易的签约和实际交货并不是同时进行，汇率波动的风险不会立即影响到当年的进出口，我们假设期间的时滞为1年，用来表示。

表1 解释变量的含义、预期符号和理论说明

(二)样本的确定与数据说明

本文主要研究2001——2008年中国反倾销措施对进口贸易的影响，建立横截面单元为中国对外反倾销调查涉及的26个国家和地区的面板数据。截至2010年10月1日，中国发起的反倾销调查主要集中在韩国、日本、美国、台湾、欧盟、俄罗斯、新加坡、德国、印度尼西亚、泰国、印度、马来西亚、英国、荷兰、沙特阿拉伯、法国、加拿大、芬兰、比利时、乌克兰、哈萨克斯坦、伊朗、南非、墨西哥、意大利、新西兰等共涉及26个国家和地区，这些国家都是中国的主要贸易伙伴。

其中从各个被诉国或地区的进口贸易流量数据来源于联合国的COMTRADE (商品贸易统计)数据库；各国的GDP、人口以及进出口占GDP的百分比来自www.worldbank.org/，通过整理得到Openness；欧盟的人口、名义汇率来自http://ec.europa.eu/eurostat/；欧盟的GDP来自http://www.imf.org/ ；各个国家的名义汇率来自http://unstats.un.org/unsd/snaama/selbasicFast.asp；台湾的GDP、人口、名义汇率来自http://xxw3441.blog.163.com/blog/static/75383624225/；案件根据中华人民共和国进出口公平贸易局进口反倾销案件公告整理：http://gpj.mofcom.gov.cn/。

(三)模型的实证方法及结果分析

动态面板数据模型在估计时可能存在以下问题：由于因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量与随机扰动性相关（即解释变量具有内生性），这会导致估计结果发生偏差，从而使得根据估计参数进行的统计推理无效。Arellano and Bond（1991）和Arellano and Bover（1995）建议采用广义矩估计方法（Generalized Method ofMoments，GMM）来克服动态面板数据出现的上述问题。GMM估计方法的好处在于它通过使用前期的解释变量和滞后的被解释变量作为工具变量克服内生性问题。

本文使用计量软件Eviews6.0首先采用固定效应模型，对扩展的中国进口贸易方程(1)进行最小二乘法检验。回归时权数选择按截面加权（cross-section weights）的方式，表示允许不同的截面存在异方差现象。“按截面取权数”的方法是以横截面模型残差的方差为权数，属于广义最小二乘法估计。接着选择动态矩估计(一阶差分GMM估计)来对模型参数进行检验，它同时解决了内生性和异质性所带来的问题，可以得到更为准确的估计。

一阶差分GMM估计的一致性在于所选择工具变量的有效性，所以实证时应用Sargan检验来判别并选取合适工具变量。Sargan检验的原假设为：过度识别限制是有效的，即工具变量有效。在原假设成立的条件下，Sargan统计量服从自由度为r-k的卡方分布(r是工具变量的秩，k是估计参数个数)。Eviews分析结果显示J统计量和工具变量的秩r (J统计量即为Sargan统计量)，据此通过scalar pval= @chisq(J,r-k)命令就可以求得检验的P值。在0.05的显著性水平下，当P＜0.05时，拒绝原假设，即工具变量无效；当P＞0.05接受“过度约束正确的零假设”，即工具变量有效。

表2的回归结果显示通过最小二乘法和一阶差分GMM检验，方程(1)的拟合优度和显著性均较好，除和未通过t检验，其他各个回归变量系数的t检验值都在1%——10%的水平上显著。随后，对通不过检验的变量用“后向法”逐次减少，每次减去t值不显著且最小的解释变量，直到分别得到扩展方程（3）和方程（6）如下：

(3)

(6)

Sargan统计量的p值分别为: 0.117238、0.152722、0.198873在0.05的显著水平下，不拒绝过度识别限制有效的原假设，认为所选工具变量有效，因此估计结果合理中国论文下载中心。且一阶差分GMM检验所得的结果和最小二乘法的固定效应模型十分接近。

表2 中国对外反倾销贸易效应实证结果

注：表中所列数据位各变量回归系数，括号内为参数估计对应的标准差值，*、**、***分别代表显著性水平为10%、5%、1%。

从回归结果做进一步分析可以得出如下结论：

（1）反倾销立案数量的回归系数为负而肯定性终裁或签订价格承诺协议的反倾销措施数量的回归系数为正，说明中国对各个被诉国或地区进行反倾销立案调查，存在明显的贸易调查效应，对中国的进口贸易有一定的破坏作用，这与之前的预期一致。而最终的肯定性终裁或签订价格承诺协议的反倾销措施对进口贸易的影响较小，并不会抑制进口贸易的增加。可见中国对外反倾销措施并不带有贸易保护性质，而只是对国外产品的倾销起到一定的震慑作用。

（2）Openness的回归系数为正，由于对外贸易依存度反应一国对国际市场的依赖程度，一国对外依存度越大，贸易流量越大(一般地，进口国经济对外贸易的依赖程度越高，其进口贸易水平也越高)。虚拟变量WTO的回归系数为正，作为世界上唯一的多边贸易组织，WTO的根本宗旨是消除国际贸易间的关税和非关税壁垒，推进自由贸易的发展。当中国与被诉国或地区均属于WTO成员时，由于贸易优惠政策的存在，极大地促进了双边贸易的增长。

（3）中国和被诉国（地区）的GDP回归系数显著为正，与预期符号相同，表明随着国内生产总值的增长，带来双边供给与需求能力的增长，对双边贸易流量产生正向影响，促进双边贸易量的增加。

（4）人口因素对双方贸易的影响。实证结果显示中国（进口方）的人口的回归系数为负毕业论文题目，一方面，随着人口的增加创造需求，从而导致进口贸易量增加；另一方面，人口越多，国家规模就会越大，其产业丰富程度也就越高，该国就越有可能拥有一个独立的经济体系，其供给和需求在国内实现的可能性就会越高，从而降低贸易的倾向。由于存在这两方面因素的共同作用，模型结果中体现出其总的效应。中国（进口方）的人口的回归系数为负，说明人口增加创造需求的影响要明显小于其造成的国内分工深化带来的影响。

四、结论与启示

本文利用动态面板数据，一方面从国家层面考察了中国对外反倾销的贸易效应，结果表明反倾销立案申诉对进口贸易有一定的限制作用，即存在调查效应。但与以往学者对美国、欧盟等国家的反倾销研究结果不同，中国对外反倾销肯定性终裁或签订价格承诺协议对中国的进口贸易并不存在破坏效应，即中国对被诉国或地区征收反倾销税或价格承诺协议并不阻碍进口贸易的增长。说明中国的反倾销措施并不是带有贸易保护性质，而是作为一种手段，达到震慑国外倾销的目的。中国国内企业应积极有效地运用反倾销措施来保护本国产业进而免于不公平竞争手段的损害。另一方面，贸易自由化对中国的贸易影响效果较为明显。经过三十年的改革开放，中国对外贸易有了长足的发展。2008年中国进出口贸易总额比1978年增长了将近100倍，对外贸易依存度也由2001年的43.1%上升到2007年的75.3%和2008年的63.4%。随着中国加入WTO等因素的影响使中国对外开放的程度不断提高，必然会对中国对外贸易流量产生重要的影响。世界贸易组织的目标是建立一个完整的、更具有活力和永久性的多边贸易组织。2001年我国正式成为世界贸易组织成员，为履行入世的承诺，以及适应新的国际经济环境，我国的对外贸易政策出现了大幅度的调整。对外贸易政策目标已经成为：促进对外贸易发展，构造有利于经济均衡发展的产业结构，实现产业的持续升级，推动我国经济在适度内外均衡基础之上高速发展。WTO为中国开展对外贸易提供了一个良好的平台，中国与其他成员国/地区通过互惠互利的安排，切实降低关税和其他贸易壁垒，在国际贸易中消除歧视性待遇，实现贸易自由化，促进经济高速发展。

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