中美相互反傾銷的因果關系范文

本站小編為你精心準備了中美相互反傾銷的因果關系參考范文，愿這些范文能點燃您思維的火花，激發您的寫作靈感。歡迎深入閱讀并收藏。

【摘要】運用1997至2015年中美間反傾銷申請數據分析中美反傾銷的因果關系，用中美反傾銷WTO申訴數據比較分析反傾銷的合理性。結果表明，中國反傾銷更傾向于由美國引起；美國對中國的反傾銷受到國內經濟增長不景氣的影響，同時受到中國對美反傾銷的抑制。比較中美兩國在WTO反傾銷案例的結案勝訴率，中國對美國反傾銷更具合理性。美國因國內經濟不景氣而實施的反傾銷有違WTO規則。

【關鍵詞】反傾銷；宏觀經濟因素；因果關系；世界環境；反傾銷申述

一、引言

反傾銷保護措施是當今最重要的針對傾銷的貿易保護措施之一，被認為是國家的安全閥，可以在世貿組織不能提供足夠的機制保護國內產業時適當減少進口，為國內廠商提供安全的成長空間。同時反傾銷調查也因其保護性被許多國家濫用，對全球貿易產生嚴重的影響。不同國家和地區的反傾銷立法法案不同，對產業和經濟的影響也不同。中國和美國是世界上的貿易大國，代表著新興經濟國家和老牌資本主義國家，無論是雙方之間還是各自與世界的貿易額都十分巨大。雙方間反傾銷調查在過去的十多年間迅速增長，同時中國作為世界上最大出口國家，也是反傾銷調查的最主要目標。在1997年至2015年，中國受到來自美國的反傾銷調查124起，同時美國受到來自中國的反傾銷調查42起。本文使用1997年至2015年雙方之間反傾銷措施的數據建立模型，比較了兩國在宏觀經濟、世界經濟環境等的相似與差異，探討驗證中國與美國之間的反傾銷因果關系。

二、前期文獻

1.國內GDP增長率會影響反傾銷強度。Fein⁃berg（1989）發現，在1982年至1987年美國的GDP增長放緩及美元貶值，帶來了美國反傾銷措施的增強。Knetter和Prusa（2003）利用1980年至1998年期間4個國家和地區（澳大利亞、加拿大、歐盟、美國）的反傾銷調查數據，發現進口國GDP增長率下降會導致其反傾銷措施力度增強，實際證明國家會在經濟下行的環境中實施相關政策，以保護國內企業的發展。有研究指出，行業生產的減緩也會導致國家反傾銷措施的強化。

2.反傾銷具有威懾性，或稱為抑制性。Bloni⁃gen和Bown（2003）利用美國的反傾銷數據，發現一些國家存在《反傾銷法》，有助于阻止美國對其濫用反傾銷措施。因為這些國家對美國采取的反傾銷措施對美國具有威懾力。王孝松和謝申祥（2009）提到中國總體的反傾銷能力對反傾銷也有較強的遏制作用。

3.反傾銷具有報復性。Blonigen和Prusa（2003）提出影響一個國家反傾銷措施的因素可以分為宏觀經濟因素和報復性因素兩類。宏觀經濟因素包括國家實際GDP增長率等，報復性因素為除宏觀經濟因素以外的因素。Niels和Francois（2006）發現，對墨西哥曾使用過反傾銷措施的國家受到其反傾銷的可能性是一般國家的3倍。周灝（2015）通過社會網絡分析方法研究得出，世界各國對美國反傾銷行為的報復幾率很大，但對歐盟的報復幾率則明顯降低。梁俊偉和王中華（2014）認為除了經濟形勢及本國受到的反傾銷數量會影響其反傾銷強度外，還提出報復性因素相關度與貿易體的反傾銷傳統相關。Bao和Qiu（2011）在研究中美反傾銷報復性文章中豐富了影響反傾銷措施的因素，將變量分為宏觀經濟變量、報復變量及其他變量三類，利用1991年至2004年美國對外反傾銷數據及1997年至2005年中國對外反傾銷數據建立模型，分析得出結論，中國對美國反傾銷報復性輕于美國。但是我們從1997～2015年的數據直觀發現，中國的反傾銷高峰多次出現在美國提起反傾銷措施之后，很難得出美國反傾銷更傾向于由中國引起的結論。本文在Bao和Qiu（2011）的研究基礎上，使用1997年至2015年中美間反傾銷申請數據，拉長時間以便更好地觀察中美間反傾銷因果關系，同時加入反傾銷申訴率驗證反傾銷的合理性。

三、模型設立與變量說明

Bao和Qiu（2011）將進口國（i國）對出口國（j國）申請反傾銷總數設為因變量，設定模型為：ADijt=a0+α'∙e+β'∙r+γ'∙x+ε，自變量分為三類，分別為宏觀經濟變量e、報復變量r及其他變量x。其中宏觀經濟變量包括i國實際GDP增長率、兩國間貨幣平均利率變化及進口總值在i國GDP總值中的占比。報復變量為上一年j國對i國反傾銷申請情況、上一年各國對i國反傾銷申請情況及上一年j國對各國總反傾銷申請數與i國出口占比乘積。其他因素包括上一年與研究年份除i國外各國對j國反傾銷措施情況、上一年i國對除j國以外各國反傾銷申請情況、上一年i國對j國反傾銷申請情況及兩國間首都距離。根據已有文獻，我們選取主要影響因素為自變量，設立模型如下：DUSAt=α0+α1USA_GDPt+α2DCHNt-1+α3X1t-1+εt（1）DCHNt=β0+β1CHN_GDPt+β2DUSAt-1+β3X2t-1+μt（2）以模型（1）美國對中國反傾銷數為例，其中因變量是t年美國對中國反傾銷總數，自變量是美國GDP增長率、上一年中國對美國反傾銷數及上一年所有國家對美國反傾銷數。這些變量都已經被現有文獻考慮。USA_GDPt是t年美國的實際GDP增長率，GDP增長率和反傾銷措施存在密切聯系。當一個國家經濟迅速增長時，國內企業發展迅速，產品競爭力強，貿易上呈現開放趨勢；當一個國家經濟放緩時，企業的盈利能力下降，國內更可能轉向貿易保護措施，對進口商的反傾銷措施會加強。國內生產增長率是反傾銷的宏觀決定因素之一，美國生產增長率下降會增加美國對外反傾銷調查及最終措施的數量（沈國兵，2007）。

反傾銷措施對國內生產也不是絕對有利的，因為反傾銷措施是一種臨時性保護措施，從申請到期中復審是一個相當復雜的過程，對進口品的價格和數量有很大的影響。因此在分析反傾銷措施對國內生產影響時不僅要考慮短期效應，還要研究長期效應（賓建成，2003）。DCHNt-1是上一年中國對美國的反傾銷數。為了研究中美之間反傾銷措施因果關系問題，采用的數據是上一年中國對美國的反傾銷數。該數值較大，美國反傾銷更傾向于由中國引起，意味著美國可能是“反傾銷俱樂部”的成員（Prusa和Skeath，2004）；數值趨于零甚至為負，則表示美國對中國的反傾銷措施與中國對美國的上一年的反傾銷措施反向相關，美國對中國采用較少的反傾銷措施，這可能是害怕報復（Feinberg和Reynolds，2006）。X1表示的是上一年世界各國對美國提出反傾銷申請數。本國受到的反傾銷數量極大地影響普遍性反傾銷強度，受到的反傾銷數量越大，國家越有可能加大對外反傾銷強度（梁俊偉和王中華，2014）。若前一年世界各國對進口國的反傾銷申請較為嚴重，則在這一年中進口國更傾向于使用更多的反傾銷手段（Bao和Qiu，2011）。

四、中美間反傾銷的因果關系

選取1997年至2015年美國對中國的反傾銷數（DUSA）、中國對美國反傾銷數（DCHN）、美國GDP增長率（USA_GDP）、中國GDP增長率（CHN_GDP）、所有國家對美國反傾銷數（X1）、所有國家對中國反傾銷數（X2）的指標值作為本文研究的對象。數據來源于聯合國數據庫及世界銀行網站。1.變量的描述性分析。利用Eviews7.0軟件對1997～2015年美國對中國的反傾銷數（DUSA）、中國對美國反傾銷數（DCHN）、美國GDP增長率（USA_GDP）、中國GDP增長率（CHN_GDP）、所有國家對美國反傾銷數（X1）、所有國家對中國反傾銷數（X2）的指標值進行描述性分析，得到結果如表1所示。由表1可以得到1997年至2015年間美國對中國的反傾銷數的均值為6.526，最大值為12；中國對美國的反傾銷數的均值為2.211，最大值為5。相對中國對美國的反傾銷數，美國對中國的反傾銷數更加頻繁。樣本期間內，所有國家對美國反傾銷數的均值為8.263，最大值為13，所有國家對中國反傾銷數的均值為40.895，最大值為61，遠大于所有國家對美國的反傾銷數。2.變量平穩性檢驗。本文應用ADF檢驗，進一步確定是否采用協整分析法。表2為ADF的檢驗結果。由表2可知，在5%的顯著水平下，上述各時間序列變量均存在單位根，是不平穩序列。而DU⁃SA、DCHN、USA_GDP、CHN_GDP、X1和X2的一階差分序列均不存在單位根，即各變量為一階單整序列I(1)，可以進行回歸分析。3.回歸分析。利用Eviews7.0軟件，采用普通最小二乘法（OLS）對上述回歸方程進行回歸分析，得到表3的結果。（1）中國反傾銷對美國反傾銷的影響。模型一的判定系數R2=0.503891，調整后的R2=0.397582，說明方程整體的擬合度較好，自變量可以解釋因變量50.39%的變動。同時模型一整體的F值為4.7399，通過了F檢驗，并且在5%的基礎上顯著，說明自變量有95%的概率對因變量有顯著的影響。

從回歸系數上看，DCHNt-1的回歸系數為-0.5880，t值為-1.7674，在10%的顯著性水平上是顯著的。表明在其他條件不變的情況下，上一年中國對美國反傾銷每增加1起，美國對中國反傾銷數平均減少0.5880起。這說明中國對美國反傾銷起到了抑制美國對中國濫用反傾銷措施的作用，對中國而言具有積極作用。USA_GDP的回歸系數為-0.9753，并且t值為-2.8719，在5%的顯著性水平上顯著，說明美國GDP增長率與美國對中國反傾銷數顯著負相關，在其他條件不變的情況下，美國GDP每增加1個百分點，DUSA平均減少0.9753起。說明美國反傾銷受到國內經濟不景氣的內因驅動。（2）美國反傾銷對中國反傾銷的影響。模型二的判定系數R2=0.455284，調整后的R2=0.338559，說明方程整體的擬合度較好，自變量可以解釋因變量45.53%的變動。同時模型二整體的F值為3.900481，通過了F檢驗，并且在5%的基礎上顯著，說明自變量有95%的概率對因變量有顯著的影響。從回歸系數上看，DUSAt-1的回歸系數為0.3375，t值為3.1046，在1%的顯著性水平上是顯著的。表明在其他條件不變的情況下，上一年美國對中國反傾銷每增加1起，中國對美國反傾銷平均增加0.3375起。這說明中國反傾銷更傾向于由美國的反傾銷引起。

五、合理性

為說明中美間反傾銷措施的合理性，引入申訴率和勝訴率指標加以說明。申訴率=申訴數/發起數。申訴率代表的是申訴國面臨反傾銷調查的質疑，申訴率越高說明被申訴國運用報復性反傾銷的可能性越高。勝訴率指標=勝訴數/結案數。勝訴率能體現對方國反傾銷調查的合理性。一國勝訴率越高，就說明對方國反傾銷越不合理。根據WTO爭端解決數據庫數據，2007年至2016年，中國對美國反傾銷措施提起申訴6起，其中3起有結果，判定結果均為美方應撤銷其反傾銷措施，中國勝訴。中國申訴案件的結案勝訴率為100%。而美國申訴中國反傾銷措施的有3起，全部有結果，其中中國勝訴2起，敗訴1起，集中于2011年。結合考慮出口量，美國申訴率遠大于中國，即美方認為中方使用反傾銷措施較頻繁。美國對中國反傾銷的申訴案件的結案敗訴率為30%。這說明美國更善于利用WTO爭端解決機制申訴中國反傾銷。詳見表4。發起申訴的年限全在2007年之后，為了更好地說明數據，選取2007～2015年反傾銷發起數作為對比數據。申訴數據中，有1起中國對美國反傾銷的申訴在2016年，鑒于反傾銷的發起數年限到2015年為止，此處不予考慮。從反傾銷發起數看，2007～2015年美國對中國反傾銷申請數多于中國對美國，且前者約為后者的3倍，這和中國出口美國貿易量及美對華貿易政策等都有關系。從2007～2015年數據來看，美國申訴率明顯高于中國。美國勝訴率為66.7%，反傾銷結案中存在敗訴，這說明中國在反傾銷方面具有相當合理性，且在2007～2015年中國結案勝訴率為100%（高于美國），進一步說明中國在反傾銷上更傾向于由美國引起，并且反傾銷申訴的合理性強于美國。

六、結論

國際新貿易保護主義的抬頭、中美間歧視性待遇貿易摩擦加重、人民幣匯率問題激化、美中不斷拉大的貿易逆差，都會造成美國對中國反傾銷措施的濫用。從以上研究可知，中國對美國反傾銷的因果關聯性強于美國對中國；美國反傾銷顯著受到國內經濟增長不景氣的驅動；中國反傾銷存在較高的合理性。由此我們可以得到啟示，在國際貿易利益分配不斷變化中，我們要依據WTO規則合理運用反傾銷手段，這不僅可以降低別國對我國的傾銷，還可以遏制國外對我國正當出口而實施的濫用反傾銷。中國對外實施反傾銷措施，給國內產業提供了公平安全的市場環境，有利于保護本國產業。與此同時我們也必須關注長期效應與社會效益，我國必須加快產業技術進步與轉型升級，注重國民福利及社會整體利益。

作者：桑恬；姚利民