劉愛東，趙金玲

（中南大學 商學院，湖南 長沙 410083）

由WTO統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知從1995—2009年的15年間，全球共提起反傾銷指控案件3865起，其中針對我國的高達746起，占據(jù)總體份額的19.3%。在過去的15年中，國外對華發(fā)起反傾銷案件數(shù)占全球發(fā)起反傾銷調查案件的比重，由1995年的12.73%上升到2008年的35.1%，增長了22.37%，如圖1。由圖1可知2009年這一比重有所下降，但實際上這一年國外對華發(fā)起反傾銷調查案件達到75起，是過去的15年中每年國外對華提起反傾銷調查案件數(shù)最多的年份。這說明國外對華反傾銷勢頭未減，我國已成為遭受反傾銷指控受害最大的國家?？甲C歷年我國企業(yè)應對反傾銷訴訟案件顯示，我國企業(yè)未參加應訴的情況占了相當大比例，應訴信心不足和應訴敗陣的案件也并不鮮見，這與應對反傾銷能力緊密相關。有學者通過研究有關國際反傾銷運作情況和我國企業(yè)歷次應訴獲勝的經驗，認為應對反傾銷除了企業(yè)作為應對主體必須提高自身應對能力外，政府與行業(yè)協(xié)會給予的支持力度也至關重要。然而，經由實地調研發(fā)現(xiàn)，由于被提起反傾銷訴訟是一種不確定性事件，大多數(shù)企業(yè)在常態(tài)下對應對反傾銷能力沒有全面的了解。

圖1 1995-2009年國外對華反傾銷數(shù)占全球反傾銷發(fā)起總數(shù)比率

一、應對反傾銷能力測度初始指標選取與測度模型構建

應對反傾銷涉及“多元利益相關方”，如應訴企業(yè)、調查當局、行業(yè)協(xié)會、涉案產品上下游等。為了提高應對成效，僅依靠企業(yè)自身能力的提升是不夠的。在我國基本形成了以企業(yè)為應對主體，行業(yè)協(xié)會協(xié)調，政府支持的“三位一體”應對機制。因此，考核我國應對反傾銷能力水平就不能單一從企業(yè)視角來衡量，必須考慮行業(yè)協(xié)會等中介組織與政府的支持力度。通過對現(xiàn)有文獻類屬性分析發(fā)現(xiàn)，針對反傾銷背景下，企業(yè)、行業(yè)協(xié)會與政府如何應對的研究并不鮮見。文獻［1］認為應訴反傾銷，企業(yè)應規(guī)范會計基礎工作，實行差異化和價格戰(zhàn)略，同時政府需要通過會計標準體系的國際化來維護我國企業(yè)的利益。文獻［2］指出應訴反傾銷貿易救濟是一個系統(tǒng)工程，應當在企業(yè)管理方式、出口策略、政府和行業(yè)協(xié)會的引導與配合等決策與宏觀層面，多方面協(xié)同行動才會不斷促使中國國際貿易健康、快速發(fā)展。文獻［3］的研究發(fā)現(xiàn)，在反傾銷聯(lián)合應訴過程中，商會等行業(yè)組織的良好發(fā)展是保障協(xié)商解決聯(lián)合應訴困境與提高應訴力度的關鍵所在。文獻［4］建議我國出口企業(yè)可以通過規(guī)范企業(yè)經營管理制度和市場競爭行為，減少反傾銷風險；還可以依靠完善會計制度；建立反傾銷應訴部門；加強反傾銷應訴人才的培訓；調整企業(yè)產品結構與經營戰(zhàn)略；運用進口國法律據(jù)理力爭；重視問卷調查填寫工作；積極申請市場經濟地位等方式積極應對。文獻［5］著重從完善我國戰(zhàn)略支持體系和整體性競爭制度安排入手對應對反傾銷進行研究，構建了政府、行業(yè)協(xié)會等中介機構、企業(yè)“三體聯(lián)動”的應對反傾銷聯(lián)合機制，并通過來自實踐的數(shù)據(jù)進行實證檢驗。以上的相關研究啟發(fā)了本文的研究構想，并為篩選應對反傾銷能力測度初始指標提供了理論支持。

此外，筆者所在課題組在扎根理論指導下，在全國范圍邀請了來自反傾銷涉案企業(yè)的管理和財務高管、有關政府部門中參與應對反傾銷實務的相關人員，以及相關行業(yè)協(xié)會工作者21人就如何應對反傾銷和應對能力的測度問題進行了深度訪談。并經由三位博士生對訪談筆記、錄音數(shù)據(jù)，采用開放式、關聯(lián)式、核心式登錄處理。訪談發(fā)現(xiàn)，實務工作者們對構建應對反傾銷企業(yè)、政府、行業(yè)協(xié)會“三體聯(lián)動”機制基本達成了一致，認為在應對反傾銷時三者必須協(xié)調配合，發(fā)揮集成效應，提高應對反傾銷能力水平與成效。大部分受訪對象表示強有力的舉證是應對反傾銷獲勝的關鍵性因素。企業(yè)作為應對反傾銷主體，面對反傾銷時快速的響應能力和自身高水平的成本會計管理水平是能夠從容應對反傾銷訴訟的基礎。政府和行業(yè)協(xié)會等中介組織提供的支持能夠提高應對反傾銷能力水平。比如行業(yè)協(xié)會是企業(yè)自愿加入的、非營利的、以增進共同利益的自律性的社團法人，具有自律、協(xié)調、互助、服務、交流、調解和制衡等屬性。在面臨應對反傾銷時可以協(xié)助企業(yè)建立反傾銷會計信息系統(tǒng)、協(xié)助企業(yè)填寫調查問卷和應對反傾銷調查機構現(xiàn)場會計核查、協(xié)調行業(yè)內產品制定合理的出口價格等，這些行為能夠大大提升微觀層面企業(yè)應對反傾銷的能力。受訪對象中95.6%以上實務工作者認為企業(yè)應對反傾銷快速響應能力和企業(yè)產品成本會計管理水平，在某種程度上表明了應對反傾銷能力水平；近八成的人認為可以根據(jù)政府與行業(yè)對應對反傾銷的重視程度、相關法律法規(guī)的健全程度，以及發(fā)布與反傾銷相關信息完整程度等方面對政府與行業(yè)協(xié)會的支持力度進行測度。本文在相關研究成果基礎上，結合訪談意見，選取了測度反傾銷應對能力的初始指標，具體如表1。

表1 應對反傾銷能力測度初始變量指標

表1中從三個維度層面對應對反傾銷能力測度初始指標進行了設計與劃分。筆者認為可將企業(yè)產品成本會計管理水平、企業(yè)應對反傾銷快速響應能力以及政府、行業(yè)協(xié)會的支持力度三個維度作為潛變量，各潛變量維度測度指標作為觀測變量對以企業(yè)為主體的應對反傾銷能力(YDNL)進行測度。

二、應對反傾銷能力測度指標篩選

考慮到研究問題的屬性與相關資料獲取難易程度，本文采用了問卷調查方法對測度指標進行篩選，方案如下。

（一） 問卷設計

在明確了本研究目的前提下，查找了大量文獻資料，將專家學者們的觀點進行整理，并通過了電話采訪與面談的方式信息收集，構建了初始評價指標，在此基礎上，形成了初始問卷。本研究問卷分為兩個部分，一是被調查對象基本情況，二是所設計的初始評價指標題項。采用李克特5點尺度，5分表示完全同意、4分表示同意、3分表示中型評價、2分表示不同意、1分表示完全不同意。請被調查者對每個題項能否測量我國應對反傾銷能力表明個人意見。

（二） 樣本選擇與調查方法

由于應對反傾銷能力提升即涉及企業(yè)自身，又離不開政府與行業(yè)協(xié)會等中介組織的支持。因此，本研究選取了涉案企業(yè)參與反傾銷應訴的人員、有關政府部門中參與了應對反傾銷實務的公務人員和相關行業(yè)協(xié)會中參與應對反傾銷實務的工作者填答問卷。為優(yōu)化樣本來源結構，還把科研單位相關研究者也作為調查對象。問卷發(fā)放形式有：一是運用郵寄調查形式；二是通過電子郵件形式；三是進行實地發(fā)放。

（三）初始問卷預測及先導性測試

問卷正式發(fā)放前，邀請4位專家、4位具有五年以上反傾銷應訴工作經驗的人員開展預測試。讓被調查者從各自專業(yè)領域角度對測試內容、題項選擇、問卷格式、指標設計合理性等進行檢驗。總體上，8位被測試者都能夠分別獨立完成問卷，并提出了修改意見。筆者在綜合分析反饋意見基礎上，對初始問卷進行了修正。

預測試之后，對修改后的問卷進行了先導測試。選取了3家涉案企業(yè)、2家行業(yè)協(xié)會、3個有關政府部門作為抽樣單位發(fā)放了61份問卷，測試對象能夠認真清晰地完成問卷，并提出修改意見。筆者再次綜合各個修改意見，對問卷題項進行了調整、修改，使其更加易于選擇觀察。本研究采用內部一致性Cronbach'α系數(shù)對先導測試的61份問卷進行初步信度分析，檢驗結果表明除指標ZFHY4制定企業(yè)產品出口規(guī)則的內部一致性Cronbach'α系數(shù)為0.29，低于0.45的標準沒有通過檢驗外，其他各指標變量Cronbach'α值分布在0.7035～0.8379間。采用Cuieford觀點來判定，Cronbach'α大于0.7為高等信度。因此，可以判定先導測試中所采用的問卷能夠滿足信度要求。經過預測試和先導測試的篩選，筆者刪除了指標ZFHY4，保留了剩余13個指標變量用以測度應對反傾銷能力，并對問卷中部分題項的表述做了進一步修正和調整。

（四）數(shù)據(jù)處理與結果分析

本研究對國家商務部、中國鋼鐵協(xié)會、中國五礦、中聯(lián)重科、衡陽鋼鐵廠、長沙紡織廠、永州躍進、岳陽紙廠、中南大學等有關政府部門、行業(yè)協(xié)會、涉案企業(yè)人員以及國內多所高校中從事相關理論研究的教授和副教授、講師和博士研究生等專家們共發(fā)放問卷362分，最終回收問卷148份，剔除缺添項太多、極端性反應嚴重以及矛盾明顯的問卷，共回收有效問卷135份，有效問卷回收率37.29%，滿足調查研究中樣本回收率不低于20%的要求。

(1)數(shù)據(jù)處理技術方法。本研究對回收的問卷數(shù)據(jù)采用SPSS15.0、Excel2003、LISREL8.54軟件進行處理分析，運用因子分析方法對所收集數(shù)據(jù)的信度、效度檢驗，通過實證研究最終確定測度應對反傾銷能力的指標。

（2)調查樣本結構分析。通過對調查樣本的結構性分析可知，調查樣本的年齡主要集中在45歲以下，所占比例為93%，說明以中青年為主；同時被調查對象，其中具有5年以上工作經驗的占據(jù)52%，具體如圖2、圖3所示。

圖2 被調查對象年齡構成

圖3 被調查對象工作經驗

本研究調查對象所在單位性質特征如表2。

表2 被調查對象所在單位性質

表2顯示被調查對象來自于國有企業(yè)、民營企業(yè)、政府主管部門和學校、科研機構等企事業(yè)單位。其中來自實務部門的調查對象占總體樣本近70%，剩余調查樣本是來自科研機構與高校，這樣的配置比例提高了信息獲取的全面性?？傮w上調查對象基本分布統(tǒng)計情況表明問卷填寫的質量可以得到保證。

(3)信度與效度檢驗。采用因子分析方法對測度指標進行信度、效度檢驗，因子分析之前，首先要對樣本數(shù)據(jù)進行KMO樣本檢驗和Bartlett球體檢驗，KMO檢驗是用于比較觀測相關系數(shù)與偏相關系數(shù)值的指標。Kaise指出：KOM值小于0.5時，不適合進行因子分析［6］。Bartlett球型檢驗是檢驗相關矩陣是否是一個單位矩陣，若Bartlett球型檢驗值達到顯著水平，說明各指標間具有相關性，數(shù)據(jù)適合做因子分析。

信度是測量結果具有一致性或穩(wěn)定性的程度。信度分析是為了驗證各個測量指標的可靠性，也就是不同測量者使用同一測量工具一致性水平，反映相同條件下重復測量結構近似度。LJ.Cronhach創(chuàng)立的內部一致性系數(shù)（Cronbach'α值）是常用的信度檢驗方法，本研究采用SPSS15.0軟件生成這一系數(shù)，檢驗指標信度。一般情況下，如果內部一致性系數(shù)大于0.7，則認為問卷的信度很高；內部一致性系數(shù)介于0.5至0.7之間，問卷就在可以接受的范圍。如果某一因子這一信度值比較低說明調查對象對這一問題看法差異性較大。此外，還運用LISREL8.54軟件對觀測變量信度檢驗值（R2）與潛變量組合信度檢驗值（CR）進行數(shù)據(jù)分析。開展驗證性因子分析時，由于需采用LISREL8.54默認的極大似然估計法（ML）進行參數(shù)估計，所以首先要檢驗數(shù)據(jù)是否符合多變量正態(tài)分布假定。檢驗結果顯示，13個觀測變量的Skewness系數(shù)絕對值介于0.00—0.89間，均小于1，Kurtosis系數(shù)的絕對值介于0.00—0.95間，均小于1，故符合正態(tài)分布的假設。因此，可利用LISREL8.54軟件進行驗證性因子分析，各具體檢驗值見表3。

表3 問卷信度檢驗值

表3顯示各潛變量維度內部一致性系數(shù)分別達到0.870、0.848、0.886，全部超過0.70的標準；總體量表內部一致性系數(shù)為0.880遠超過0.70的標準；在各潛變量維度內分別刪除選定觀測變量后內部一致性系數(shù)全部小于未刪除前各潛變量內部一致性系數(shù)，說明各潛變量內部各指標存在的重要性與必要性；此外，R2作為觀測變量信度檢驗值是評價觀測變量在潛變量上的因子載荷及每個載荷統(tǒng)計是否具有顯著性。如果R2小于0.5必須刪除，說明這一觀測變量不符合信度要求。由表4可知正式問卷中各觀測變量R2均大于0.5，表明觀測變量信度達到要求。此外，表4顯示各潛變量的組合信度檢驗值CR介于0.7286～0.8574間，均大于0.6臨界值。表明模型通過了組合信度檢驗。通過數(shù)據(jù)內部一致性、觀測變量信度與潛變量組合信度檢驗，表明問卷信度較高。

效度通常包括聚合效度與辨別效度。聚合效度指測度同一潛變量的不同測度題項即觀測變量間的相關程度；區(qū)別效度指潛變量概念維度間的差異程度。聚合效度主要通過探索性因子分析來檢驗，本研究采用spss15.0軟件運用最大方差法對對原始數(shù)據(jù)的方差矩陣進行正交旋轉，得出各因子在各測量潛變量上的因子載荷值，如表4所示。

表4 正交旋轉因子負荷矩陣

表4中所示各觀測變量在相應公因子上的因子載荷在0.728—0.911間，均高于Bentler和Wu提出地臨界值0.45，符合要求，說明一半以上方差由此相對應潛變量捕獲，測量具有較好聚合效度。此外，通過驗證性因子分析獲取的各因子（觀測變量）標準化估計值與潛變量平均提取方差（AVE）也可判別問卷的聚合效度水平，具體數(shù)據(jù)見表5。

表5 驗證性因子分析結果

表5分析結果顯示，各觀測變量標準化估計值在0.60以上，而且T值分布于7.78-13.74區(qū)間，p＜0.001水平上顯著，全部通過了T檢驗；各潛變量平均提取方差也均大于0.5可接受水平。結合探索性因子分析結果，說明各變量具有較充分聚合效度。

關于區(qū)別效度的檢驗Bassellier（2004）認為可以通過觀察潛變量與觀測變量的交叉載荷系數(shù)據(jù)矩陣［7］。如表5已描述，各觀測變量對應的公因子上載荷系數(shù)均高于在其他非公因子上的載荷系數(shù)，這表明該測量模型具有較好區(qū)別效度。綜合以上分析，說明本研究問卷具有較好的信度與效度。此外，由表6中可知各指標標準誤差在0.07-0.34間，誤差較小，無重大誤差,可以進一步對該模型進行擬合檢驗。

（4）模型擬合度評價。通常模型檢驗的常用指數(shù)很多，一般研究主要采納 x2、df、RMSEA、AGFI、CFI、NFI、NNFI、IFI、GFI等指標，本文也選用了以上指標進行模型擬合度評價。本研究采用LISREL8.54軟件采用最大似然估計方法進行了擬合度評價，具體結果如下：本研究中測度模型x2與df比值為1.0937，大于1小于2，說明模型具有較好的擬合度；SRMR為0.052小于0.08的參考值；RMSEA為0.038遠遠低于0.08的要求，說明模型擬合較好；NNFI與NFI都大于0.90說明模型擬合較好；而CFI和IFI接近于1說明模型擬合非常好；GFI大于0.9的標準符合要求，也表明了良好的擬合度；AGFI為0.90與參考值恰好相等，表明模型擬合度可以接受。綜上，各個指標表明理論模型與數(shù)據(jù)適配程度較好，測度指標模型可接受。

三、指標測算方法與應用

本研究選取主成分分析方法對應對反傾銷能力測度指標進行賦權，并構造測度函數(shù)。主成分分析法是利用降維的思想，將多指標轉化為少數(shù)幾個綜合指標的多元統(tǒng)計分析方法。一般是把p個原始變量x1,x2,…,xp的總方差分解成p個相互獨立的變量Y1,Y2,…YP的方差之和表示第i個主成分。然后，通過因子得分系數(shù)矩陣，構造出各個主成分因子表達式： Fi=α1iX1+α2iX2+…+αPiXP(i=1,2,…,p)。其中α代表各公因子得分系數(shù)，X代表原始變量(測度指標具體得分值)。該方法在測度應對反傾銷能力指標之間存在較高相關性時能消除指標間信息重疊，而且可以根據(jù)各主成分因子方差貢獻率占所有累計方差貢獻率的比重生成非人為的權重系數(shù)θi(i=1,2,…,p)，最后匯總可構造綜合得分函數(shù)如下：F=θ1F1+θ2F2+…+θPFP。

本研究應用SPSS15.0統(tǒng)計軟件進行主成分分析，使用方差最大正交旋轉策略，抽取特征值大于1的因子，共獲得了3個公共因子，方差累計貢獻率達到了70.652%，說明因子提取的總體效果較為理想。同時通過方差貢獻率可獲取3個主成份權重分別為：0.38、0.34、0.28。SPSS15.0統(tǒng)計軟件在調用Factor Analyze過程中生成的因子得分系數(shù)表，如表6。

表6 因子得分系數(shù)矩陣

因此，根據(jù)表6主成份因子得分系數(shù)矩陣，各主成份因子表達式為：

F1=0.005X1+0.001X2+0.013X3-0.028X4+0.241X5+0.261X6+0.257X7+0.208X8+0.222X9-0.004X10-0.014X11+0.009X12+0.021X13

F2=0.278X1+0.297X2+0.305X3+0.289X4+0.019X5-0.004X6-0.001X7+0.10X8-0.037X9-0.025X10+0.024X11+0.037X12+0.010X13

F3=-0.016X1+0.021X2+0.032X3+0.013X4+0.017X5+0.002X6+0.039X7+0.001X8-0.043X9+0.298X10+0.302X11+0.313X12+0.280X13

最終構建測度應對反傾銷能力水平的綜合函數(shù)為：F=0.38F1+0.34F2+0.28F3。

為驗證與更加明確本研究設計的指標體系與測算方法，本文展開算例研究。采用這一指標對某大型鋼鐵出口企業(yè)進行了應對反傾銷能力的測度。為保證測度結果的公平性，邀請該企業(yè)曾經參與過應訴反傾銷實務的三位高管和兩位財務人員、該企業(yè)所在地曾支持其應對反傾銷的政府部門（商務局）中的兩位相關人員，以及鋼鐵協(xié)會曾協(xié)助該企業(yè)應訴反傾銷的兩位工作者分別按照測度指標進行打分（本指標體系采取Likert-7點尺度,最大分值為7分，按主成分分析方法和各主成分權重計算滿分為8.713）。然后，運用主成份分析方法與已計算出的各主成分權重參數(shù)（0.38、0.34、0.28）對每人的測度結果進行計算。最后，對測算結果匯總并取其均值為該企業(yè)應對反傾銷能力水平的最終結果。由于篇幅所限主成分表達式具體運算過程不再贅述，被測對象測算得分及應對反傾銷能力最終得分見表7。

表7 被測對象測算得分及應對反傾銷能力最終得分

經測算該企業(yè)應對反傾銷能力綜合得分為3.024，這一分數(shù)占滿分的34.71%，沒有達到60%的及格線，說明該企業(yè)應對反傾銷能力位于中下水平，有待提高。另一方面，企業(yè)應對反傾銷的應訴率與勝訴率雖然不能夠完全說明應對反傾銷的能力，但也可以部分反應這一水平。該企業(yè)在過去十年中受到反傾銷調查的案件達到27起，其中參與應訴的比例為51.3%，但勝訴率不足30%。參考這一現(xiàn)實狀況，應該說我們通過指標測度的結果還是比較客觀的。企業(yè)通過運用所設計指標進行測度，不僅宏觀上能夠了解應對反傾銷的能力水平，而且通過對指標的分值判斷也能夠從微觀領域挖掘影響企業(yè)應對反傾銷能力的因素，從而為提升這一能力的策略方案與機制提供了導向性支持。

四、結束語

本文從文獻研究入手，結合對反傾銷涉案企業(yè)高層管理與財務人員、行業(yè)協(xié)會參與應訴反傾銷的工作者以及相關政府部門公務人員開展的深入訪談分析結果，選取了應對反傾銷初始測量指標，進而設計了調查問卷。然后，經由問卷預測試與先導性測試，刪除了1個指標保留了其他13個指標，并通過因子分析對獲取的數(shù)據(jù)進行了實證研究。實證結果表明該測度指標具有較高的信度和效度，測度模型可以接受。最后，對指標測算方法進行了闡述，并結合具體企業(yè)應用本指標展開了算例研究。算例結果說明，所提出的指標與測算方法可以較好的測度應對反傾銷能力水平，有助于挖掘影響應對反傾銷能力的瓶頸因素，提升應對反傾銷能力。

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