楊仕輝，郭艷春

(暨南大學經(jīng)濟學院，廣東廣州510632)

一、引 言

相比GATT下的47年有記載的280多起爭端案件，WTO自1995年成立截止到2011年12月31日的短短17年間，貿易爭端數(shù)已達427件(見表1)，約有三分之二的案件已經(jīng)得到解決或執(zhí)行。其中涉及到貿易救濟措施(TRM:Trade Remedy Measures，包括反傾銷、反補貼和保障措施)的爭端共136件(約占總爭端案的三分之一);中外貿易爭端共計31件(而且近年來有不斷增加的趨勢)，而涉及到貿易救濟措施的爭端共14件，約占中外貿易爭端的一半?？梢?，貿易救濟措施爭端無論是在WTO爭端解決還是在中外貿易爭端解決中都占有重要地位。眾所周知，中國近20年來一直是國際反傾銷、反補貼和保障措施打擊的首要目標，可以預知，隨著中國經(jīng)貿的日益強大，未來中外貿易爭端會不斷增加，特別是在貿易救濟措施領域的中外爭端會成為焦點。由于我國加入WTO的時間不長，缺乏利用WTO爭端解決機制的經(jīng)驗，究竟其績效如何，還很難下結論。我國許多學者一直認為中國加入WTO可以利用其爭端解決機制來解決中外貿易爭端，這有道理，事實上WTO爭端解決機制也解決了不少重大的貿易爭端，發(fā)揮了重要的作用。一方面，經(jīng)濟的發(fā)展使得貿易規(guī)模擴大從而產生更多的紛爭;另一方面，當出現(xiàn)貿易糾紛時，成員方也愿意尋求WTO爭端解決機構的援助。近年來，中國也主動、積極地尋求WTO爭端解決機制來解決中外貿易爭端。WTO建立了一套貿易規(guī)則，但其中的貿易保護措施也得以在WTO框架下合理地在全球日漸盛行，以致各國在理解各自利益的同時，也向對手學習有價值的保護本國利益的方法。那么，WTO爭端解決各階段的策略選擇及其貿易績效究竟如何，是否真的就和各成員方的美好愿望相一致?只有進行理論和實證分析后才可能明晰。

由于WTO受理的爭端涉及到GATT/WTO管轄的所有協(xié)議，目前能查齊全的爭端案件涉及的產品海關編碼的主要是貿易救濟措施爭端和個別領域(如農產品爭端)，本文重點就WTO爭端解決機制在貿易救濟措施爭端中的貿易績效進行實證分析，為我國政府在中外貿易爭端解決中的策略選擇提供重要的參考依據(jù)。本文的主要貢獻是基于四階段WTO爭端解決博弈策略選擇和WTO爭端解決的時間不等長的特點，并考慮爭端涉及的產品貿易數(shù)據(jù)的可獲得性，首次構建動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型，采用系統(tǒng)GMM檢驗方法對WTO貿易救濟措施爭端解決的績效進行實證分析。

表1 1995－2011年WTO受理的爭端及涉及中國的爭端案件統(tǒng)計

二、國內外研究動態(tài)

1995年成立的WTO在GATT的基礎上對其爭端解決機制在許多方面進行了改革創(chuàng)新，很大程度上改善了爭端雙方信息不對稱狀態(tài)，如設立了上訴機構以減少專家組報告中可能存在的錯誤，任何一方對專家組的決定不服均可向上訴機構提出上訴;同時為了避免被訴國不執(zhí)行WTO的最終決定，還引進了報復機制等;在專家組報告和上訴機構報告通過方面，廢除了GATT“一致同意”原則，實行“反向一致同意”原則，從而大大提高了爭端解決機構(DSB:Dispute Settlement Body)作出決定的效率，并避免了決定的不公正性等。WTO的爭端解決機制是以GATT爭端解決機制四十多年實踐為基礎發(fā)展起來的不斷完善與創(chuàng)新的機制，其特點、原則、目標、規(guī)則及程序都比GATT有明顯進步，更能體現(xiàn)公正、有效性，已逐漸得到各成員方的信賴與支持，尤其是發(fā)展中國家在參與國際貿易時對WTO爭端解決機制越來越重視。WTO爭端解決機制較GATT時期更能夠保障發(fā)展中國家在WTO協(xié)議下的貿易權益，但是，發(fā)展中國家受本身的人力、資本以及法律專業(yè)素養(yǎng)限制，而未能更有效使用爭端解決機制。

(一)WTO爭端解決的優(yōu)越性

Staiger(1995)［1］的調查結論顯示，理論界普遍認為GATT的爭端解決機制是一種國家間無限重復的、非合作的、關稅設定的觸發(fā)戰(zhàn)略。Bagwell，Staiger(1999，2001)［2－3］認為 GATT 中互惠原則和最惠國待遇原則可以確保多邊貿易效用，國家據(jù)以解決由強加單方面的最優(yōu)政策而引起的貿易驅動的“囚徒困境”問題，但是實證證據(jù)并不充足。Bown(2002)［4］收集整理了GATT下從1947年到1994年間的約250起正式的貿易爭端案例數(shù)據(jù)，Bown(2004)［5］首次使用實證方法分析了締約方在談判回合中調整貿易政策時選擇違背或是遵從GATT規(guī)則的成因，發(fā)現(xiàn)國家間實施報復性貿易政策是產生爭端的實質性原因。Jackson(1997)［6］在WTO建立之初就做過這方面的研究，他認為相比GATT的“權力導向”，WTO下新的爭端解決機制更強調“規(guī)則導向”，爭端解決機制被足夠合法化將會使得挑起爭端沒有障礙。Chang(2002)［7］從另一個角度來看WTO的進步性，研究發(fā)現(xiàn)，相比GATT時期的對專家組報告通過的阻擾概率，WTO爭端解決案件中敗訴方提出上訴的概率明顯要高，從而為自己爭取最大的潛在利益。

國內也有學者專門研究過WTO相比GATT爭端解決機制的改革效應，談毅、金玥瑤(2011)［8］在提出一系列假設的基礎上，以1980－1994年間GATT框架下的226個爭端案、2001－2006年WTO下的136個貿易爭端案件為樣本研究對象，通過實證論證了爭端解決機制改革的效用，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家作為申訴方會比發(fā)達國家作為申訴方獲得更多的應訴方讓步，WTO更加注重維護發(fā)展中國家的利益。然而，除了WTO爭端解決機制，國際貿易爭端解決機制還包含雙邊談判、諸邊一體化。李春頂、趙美英(2011)［9］用一個博弈的理論框架對這三種機制之間的選擇和優(yōu)劣進行比較，從國家及貿易產品市場類型差異的角度分析了不同解決機制下單國的福利以及世界的總福利狀況。結果發(fā)現(xiàn)，對于具有市場勢力的大國來說，參與國越少的機制對其越有利，而對于沒有市場勢力的小國則是參與國越多的機制對其越有利，同時多國參與的機制也更有利于世界的總福利。

多邊磋商一再陷入僵局，Iida(2004)［10］對WTO的效率提出質疑，而WTO司法性的體現(xiàn)——WTO爭端解決機制——首當其沖成為被問責的對象，作者從解決爭端、阻止單邊主義、確保公平的競爭環(huán)境、協(xié)調貿易和非貿易問題、平衡立法和司法職能五個方面衡量WTO爭端解決機制是否有效，從而界定了WTO爭端解決效應。左海聰(2004)［11］根據(jù)國際司法體制的構成要件，理論上論證了GATT爭端解決機制的準司法性和WTO爭端解決機制的司法性并分析了其獨特性，從而反駁了“WTO爭端解決機制是調節(jié)體制”、“WTO爭端解決機制是仲裁體制”等觀點。同時，國內的學者從研究發(fā)展中國家參與WTO爭端解決的有效性方面強調了爭端解決機制的公平合理性，指出其存在有力地保護了發(fā)展中國家的正當利益。如徐根旺、劉力(2005)［12］通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析與理論探討闡述了WTO爭端解決機制何以有效;張永昌、權家敏(2012)［13］基于單邊行動和WTO爭端解決機制選擇的基礎，采用Probit模型進一步檢驗了雙邊磋商和WTO爭端解決機制的選擇問題，考察了影響機制選擇的因素。

以上這些研究均是將WTO爭端解決機制與其他機制比較來體現(xiàn)其獨特性及優(yōu)越性，是橫向的對比研究，但是卻沒有考慮到WTO爭端解決機制本身在處理爭端時的績效。

(二)WTO爭端解決運作效率與策略選擇

Young和Umbricht(2001)［14］最早對WTO爭端解決實踐進行統(tǒng)計分析，總結了其實踐特點，統(tǒng)計指標為1995－2000年的219個爭端案件涉及的成員國、爭端解決的方式、WTO成員國對上訴機構評審機制的應用、爭端涉及的產品類型與措施類型及訴訟涉及的協(xié)定和條款。之后，Kara和Simon(2004)［15］做了新的分析，主要針對1995－2003年發(fā)生的WTO爭端案件涉及的領域和產品、申訴國和被訴國的分布情況以及爭端解決選擇的方式等方面，其結論是爭端參與方主要是美國與歐盟，爭端解決的方式以磋商解決為主。紀文華、姜麗勇(2005)［16］對1995－2004年間WTO爭端解決機制的運作效率進行了初步的統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)其效率不高，并具體地介紹了中國參與WTO爭端解決的兩個案例以及美國參與WTO爭端解決的基本情況。然而這種粗略的檢驗方法還有待在日后的研究中被嚴謹?shù)膶嵶C分析所取代從而對結論進行重新定位。楊仕輝、吳哲(2005)［17］對GATT/WTO爭端解決實踐進行統(tǒng)計分析，通過對比GATT時期貿易爭端解決實踐的情況分析，發(fā)現(xiàn)WTO爭端解決機制的特點、原則、目標、規(guī)則及程序都比GATT有明顯進步，更為公正、有效，并逐漸獲得了各成員方的信賴與支持，尤其是發(fā)展中國家對WTO爭端解決機制越來越重視。楊仕輝(2006)［18］率先對爭端解決策略的分類進行統(tǒng)計分析，分別從參與爭端的主要成員、貿易救濟措施爭端解決與其他措施爭端解決策略分析，重點比較了貿易救濟措施中反傾銷、反補貼和保障措施爭端解決的策略，得出了不同經(jīng)濟水平國家在各階段的策略選擇存在較大差異，而與貿易措施關系并不明顯的結論。

(三)WTO爭端解決效率的實證分析

Bown(2004)［19］以爭端前一年到后三年的貿易差額作為被解釋變量，用來衡量貿易自由度，使用了GATT/WTO下1978－1998年間發(fā)起并結案的37起貿易爭端案例為截面數(shù)據(jù)做了OLS估計，解釋變量包括爭端產品進口占被訴國市場份額、雙邊救濟的份額、專家組判決的虛擬變量、是否涉及非關稅壁壘以及最主要考察的虛擬變量“是否為WTO案件”，考察比較了發(fā)展中國家參與GATT/WTO爭端解決績效。Bown(2004)［20］在研究GATT時期爭端解決與一國非法/合法保護措施策略選擇的關系時，選取1973－1994年間進口保護的245起案例做最大似然估計及固定效應模型。Moon(2010)［21］引入虛擬變量、建立多元回歸模型從多方面研究發(fā)展中國家在WTO爭端解決機制中地位的改變，發(fā)現(xiàn)WTO的爭端解決機制(DSM:Dispute Settlement Mechanism)在處理發(fā)達—發(fā)展中國家的爭端時并沒有出現(xiàn)顯著的不公平對待現(xiàn)象，肯定了該機制的公平性。國內學者中，曾寅初等(2007)［22］研究了農產品國際貿易爭端的影響因素，選取了四個特征因子——國家農業(yè)政治力量、農產品貿易特征、國家經(jīng)濟發(fā)展水平及國家農業(yè)資源稟賦，建立Logistic模型對二分變量估計。胡曉琳(2011)［23］選取1995－2005年提出訴訟并且結案的案例，用爭端前后兩國間的貿易額變化衡量爭端解決效應進行了計量分析，并進一步探討影響爭端解決效率的因素。實證結果表明，爭端解決用時、申訴國向被訴國出口比重、專家組的判決結果都會顯著地對爭端解決貿易效應產生影響，而被訴國向申訴國的進口比重并不具有顯著性。這些實證分析在研究方法上有了很大創(chuàng)新且剖析更加透徹，但也存在如下不足:一是受多種因素制約，作者在模型中選取的樣本數(shù)有限，即使不考慮爭端性質的差異化，其結果也是較難令人滿意;二是模型的實證方法過于簡單，作者僅通過建立的平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型使用一個普通最小二乘線性回歸來檢驗結果，不符合爭端解決時間長度不等的客觀事實(短的1年解決，長的8年多解決)，且沒有考慮到樣本本身存在的內生性與多重共線性等。

總之，上述這些研究都有很多值得借鑒的地方，使用的模型也各有特點，但不足之處是沒有考慮到爭端解決各案件非均等時長的特點。因此，本文的研究基于四階段WTO爭端解決博弈，針對WTO爭端解決的時間不等長的特點，構建非平衡面板數(shù)據(jù)模型采用系統(tǒng)GMM檢驗方法對WTO爭端解決績效進行實證分析。具體說來，文中實證分析的樣本將細分為反傾銷、反補貼與保障措施爭端案件三部分。

三、模型選取及變量描述

(一)動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型介紹

研究面板數(shù)據(jù)時，當案例中的個體都是在整個樣本范圍內進行觀測時，被稱為“完整的面板”或者是“平衡面板”，然而研究的樣本中有時會出現(xiàn)某些個體的數(shù)據(jù)缺失(比如個體死亡、企業(yè)倒閉或者兼并、個體不再參與調查等)，或者新的個體在后來才加入到調查中來。在這種情況下，每個時期觀測到的個體不完全相同或者每個個體所考察的時間長度不等，被稱為“非平衡面板數(shù)據(jù)”(unbalanced panel)或者“不完全面板”(incomplete panel)。國外很早就有學者開始了利用非平衡面板數(shù)據(jù)進行研究，Roodman(2006)［24］基于“小T大N”面板模型針對近年來頗受青睞的Arellano和Bond(1991)［25］、Arellano和Bover(1995)［26］以及Blundell和Bond(1998)［27］提出的線性廣義矩估計(GMM)的Stata實現(xiàn)做了詳細介紹，開發(fā)了xtabond2命令，有利于使用者用于做差分GMM和系統(tǒng)GMM估計，作者不僅介紹線性GMM的估計方法，還演示了如何控制固定效應的時間跨度、克服回歸因子的內生性與面板模型中自相關性的檢驗。

(二)WTO爭端解決績效動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型的構建

1.模型選擇的理由。1995－2011年的WTO爭端解決實踐中，案例雖然只有427個，但案件涉及的領域眾多，涉及的產品HS編碼無法全部獲得，還有很多案件沒有結案，而已結案件中，爭端的結案時間持續(xù)長度從1年到8年不等，時間跨度太長，如使用平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型只能對結案時間在2－3年內的爭端進行實證，對于跨度超過3年的、且爭端解決中各階段策略選擇時間不等長的，就必須用非平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。另外，考慮到樣本長度的問題，Comtrade可以查得1993－2010年間的貿易數(shù)據(jù)，截取最大爭端跨越年度為5年，若選用平衡面板模型研究爭端前后兩年的貿易值時，只有1995年之后發(fā)起的爭端且在2004年之前結案的案例作為樣本，這是因為為使爭端持續(xù)時長只有一年的案例研究的時間序列長度也為9，需要考察的是爭端發(fā)起的前兩年到后5年，這時，使得面板模型被解釋變量有效的結案年度不可能超過2004年。然而，使用非平衡面板數(shù)據(jù)時，樣本選擇范圍為1995年之后發(fā)起且2008年前結案的爭端案件，相比平衡面板的情形考慮更為周到全面。非平衡面板數(shù)據(jù)的誤差項既考慮了未觀測到的個體效應，也關注到未觀測到的時間效應，是一個雙因素誤差的回歸模型。

2.模型設計與變量選擇。根據(jù)Wansbeek和Kapteyn(1989)［28］提出的非平衡面板雙因素誤差回歸模型:

其中，NT(NT≤N)表示第T年個體觀測值的數(shù)量。本文模型設定如下:

其中，Yit表示第i個個體第t個觀察年度的進口貿易額(美元)，考慮到模型使用的是貿易對數(shù)值，如果貿易數(shù)據(jù)為0會使其對數(shù)無意義，用1替代;Yi，t－1表示 Yit的一階滯后項;Dm(m=1，2，3，4，5)是虛擬變量，ΔTn(n=1，2，3，4)為爭端解決時間長度(年)，uit為隨機干擾項，μi為未觀測到的個體效應，λt為未觀測到的時間效應，vit表示剩余的隨機誤差項;對于第 i個個體，其觀察值的數(shù)量為 Ti∈［5，9］，t∈(3，Ti－2)為案件進行年，考察爭端前后兩年的貿易效應。具體含義和設置見表2。

表2 變量的含義與解釋

(三)樣本及數(shù)據(jù)來源

受制于模型實證需要的爭端產品HS編碼和貿易數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇的樣本來自于Bown整理的爭端案例(由于1992年前以及2011年后的貿易數(shù)據(jù)無法獲得，樣本為WTO成立以來1995－2008年間發(fā)起并結案的反補貼案例共11個)和臨時性貿易保護措施數(shù)據(jù)庫，并篩選符合研究條件的、具有HS編碼的爭端案例，再根據(jù)案例所屬爭端類別通過查找Bown建立的相對應的“臨時性貿易保護措施數(shù)據(jù)庫”，整理成HS6位的海關編碼，以便獲取進出口貿易數(shù)據(jù)。由于每個爭端案例所涉及的產品數(shù)量從1個到170個不等，為了彌補樣本案例數(shù)不足的缺陷，這里以每個案例對應的不同爭端產品為一個個體。樣本爭端產品進口貿易數(shù)據(jù)來自于Comtrade數(shù)據(jù)庫，自變量中虛擬變量分別根據(jù)爭端是否在該年發(fā)起、專家組成立、專家組決定申訴方、敗訴方上訴且上訴決定支持申訴方以及結案(磋商解決、中止專家組工作、達成相互滿意解決、被訴方執(zhí)行WTO決定)而設置，爭端解決過程中各階段時間長度根據(jù)實際天數(shù)除以365(保留四位小數(shù))得到，各案件各階段的時間數(shù)據(jù)和策略選擇來自于WTO爭端網(wǎng)。

表3 各變量的統(tǒng)計特征值

本文實際使用的是51個爭端案件的1023種產品作為研究的樣本，其中反傾銷(AD:Anti-Dumping)爭端數(shù)為20個(含雙反爭端案件)涉及90種產品;反補貼(AS:Anti-Subsidy)爭端案11件涉及到35種產品;保障措施(SG:Safeguard Measures)爭端案20件共898種產品?？疾炷甓葟臓幎松暝V方向WTO爭端解決機制提出磋商請求的年份前兩年開始，直到爭端結束后兩年。表3列出了三種貿易救濟措施爭端各變量的統(tǒng)計特征，實證分析軟件是Stata 11.1。

(四)內生性問題

無論是平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型還是非平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，在估計時可能存在以下問題:由于因變量的滯后項作為解釋變量，從而導致解釋變量與隨機擾動性相關(即解釋變量具有內生性)，滯后項的內生性會使得誤差項產生動態(tài)面板有偏從而導致估計結果發(fā)生偏差，使得根據(jù)估計參數(shù)進行的統(tǒng)計推理無效;對于非平衡面板數(shù)據(jù)模型來講，那些原來在樣本中但后來丟掉的個體，如果其被“丟掉”的原因是內生的，即與擾動項相關，還有可能發(fā)生會導致樣本不具有代表性，從而導致估計量不一致。廣義矩估計方法(GMM)用來克服動態(tài)面板數(shù)據(jù)出現(xiàn)的上述問題，GMM估計方法的好處在于它通過使用前期的解釋變量和滯后的被解釋變量作為工具變量克服內生性問題?？晒┻x擇的解決辦法有兩種:差分GMM或者系統(tǒng)GMM。由Hansen檢驗、AR(1)和AR(2)檢驗是否為無偏估計。Hansen檢驗可用來判別并選取合適的工具變量，Hansen檢驗的原假設為:過度識別限制是有效的，即工具變量有效。在原假設成立的條件下，Hansen統(tǒng)計量服從自由度為r－k的卡方分布(r是工具變量的秩，k是估計參數(shù)個數(shù))。在0.01的顯著性水平下，當p＜0.01時，拒絕原假設，即工具變量無效;當p＞0.01接受“過度約束正確”的零假設，即工具變量有效。根據(jù)Hansen檢驗“工具變量合適”的原假設，如果Hansen統(tǒng)計量p值大于0.01，表示在1%的顯著性水平上工具變量的選擇是合理的，否則就不合理。AR(2)在0.05以上表明不存在二階序列相關，其值越大越好。

四、WTO貿易救濟措施爭端解決績效的實證分析

本文首先采用固定效應模型對擴展的爭端解決績效方程(1)進行最小二乘法檢驗，接著選擇系統(tǒng)GMM估計方法進行參數(shù)估計，它同時解決了內生性與異質性所帶來的問題，得到穩(wěn)健估計值。

(一)WTO爭端解決績效實證結果

表4、表5中列出了以反傾銷、反補貼及保障措施爭端案件作為樣本的普通最小二乘法OLS和系統(tǒng)廣義矩估計法(SYS-GMM)檢驗的結果。在做OLS估計時，方程1的擬合優(yōu)度都很高，但是有部分的變量不能通過顯著性檢驗，且很多變量系數(shù)的正負號與預期相悖，除了一階滯后項解釋變量與常數(shù)項，僅反傾銷爭端的參數(shù)D5及D5*ΔT4、反補貼的參數(shù)D2*ΔT1以及保障措施案件的D1的回歸系數(shù)具有合理性且顯著。在SYS-GMM檢驗過程中，逐步回歸得到方程2的參數(shù)估計值，擬合優(yōu)度仍很高，反傾銷中D5及D5*ΔT4、反補貼的參數(shù)D3以及保障措施的D1、D2、D4、D5及D5*ΔT4的回歸系數(shù)都顯著。無論是方程1還是方程2，lnYit－1與常數(shù)項的系數(shù)值都高度顯著且合理。Hansen統(tǒng)計量的 p值(分別為0.011、0.423、0.022)均在0.01的水平下顯著，不拒絕過度識別限制有效的原假設，表明所選2階滯后項作為工具變量是有效的。同時，AR(2)的 p值分別為0.1370、0.4260、0.0270，接受殘差序列不存在二階自相關的原假設，因此，估計結果是穩(wěn)健的。

(二)結果分析

分析回歸結果可以得出如下結論:

1.發(fā)生貿易糾紛時，爭端案的申訴方上訴至WTO的爭端解決機構(D1)的回歸系數(shù)為正值，對于反傾銷、反補貼以及保障措施分別為0.1213(5%顯著水平)、0.4324(不顯著)、1.8402(1%水平上顯著)。說明一國在面對貿易爭端時，積極援引WTO爭端解決機制是能夠在一定程度上挽回貿易損失的。WTO爭端解決機制為向WTO多邊貿易體制提供安全以及預見性方面發(fā)揮著核心作用，其目的在于保證爭端獲得積極的解決。

2.專家小組的成立都會對雙邊貿易產生顯著影響，但這種影響是不定向的，可能是積極的也可能是消極的，這將視情況而定。當磋商階段雙方未達成和解時申訴方要求WTO成立專家組的請求被接受是會有效率的，雖然這種效應有時并不是很有說服力。專家小組的判決是支持申訴方時，明顯地增進了申訴方在整個爭端過程中獲勝的希望，從而形成對雙邊貿易正的促進力量。在反傾銷爭端的實證結果中這一系數(shù)值為0.3766，而在保障措施中為1.1331。WTO中的DSB決策程序具有準自動性的特點，在設立專家小組、通過專家小組及上訴機構報告等重大問題的決策方面，除非所有成員協(xié)商一致反對該請求(或報告)，否則，該請求(或報告)就被爭端解決機構接受或通過，這種稱之為“反向協(xié)商一致”的決策方式是相比過去GATT爭端解決“協(xié)商一致”決策方式的一項重大改進。

表4 WTO貿易救濟措施爭端解決績效OLS估計結果

3.敗訴方上訴至上訴機構時，上訴機構的裁決傾向于支持申訴方。在這種情況下，經(jīng)驗表明將不利于雙邊經(jīng)貿關系的發(fā)展，因為上訴機構的終裁報告已經(jīng)作出且仍然支持申訴方，這對申訴方出口貿易具有顯著的負面效應，但這種負面影響只是階段性的?？梢詮谋?中看出，D4的各系數(shù)為負，但除了保障措施中，其他情形下是不能通過顯著性檢驗的。敗訴方(申訴方或者被訴方)在專家小組階段沒有獲得滿意結果，繼而向上訴機構提出上訴請求對兩國貿易產生負向影響，WTO的爭端解決機制相比GATT時期的又一創(chuàng)新——設立了上訴機構以加強對專家組報告的審查，當任何一方對專家組的決定不服均可向上訴機構提出上訴，敗訴方繼續(xù)上訴導致兩國對于爭端產品的貿易變得更加謹慎。上訴機構的設立，在某種意義上說有助于防止和緩解自動通過專家小組報告所產生的消極因素，預防當事方阻擾專家組報告的通過。但同時，上訴機構的評審也會削弱專家組報告的權威性，以抵消部分專家組單方面產生的效應。

表5 WTO貿易救濟措施爭端解決績效SYS-GMM估計:穩(wěn)健性結果

4.結案D5(包括磋商解決、中止專家組工作、達成相互滿意解決和執(zhí)行WTO決定等結案情形)的回歸系數(shù)為正值，反傾銷案件的實證結果顯示該系數(shù)值為0.5947且通過1%顯著性檢驗。表明雙方在爭端解決過程中達成的磋商解決、請求中止專家組工作、取得相互滿意解決或者敗訴方執(zhí)行WTO決定對申訴方出口貿易具有顯著的促進作用。專家組報告或者上訴機構報告在DSB通過之后，案件正式進入執(zhí)行階段且其作出的裁決具有較強的法律效力，WTO爭端解決機制對敗訴方的執(zhí)行起到監(jiān)督的作用，被訴方必須在規(guī)定期限內向DSB通報其對所通過的報告中提出的建議所打算采取的措施，一般說來，當被訴方不能立即執(zhí)行時，雙方會協(xié)商一個合理期限。

5.本文所需重點考察的D5*ΔT4的系數(shù)在反傾銷情形下顯著為負，表明對上訴到WTO爭端解決機構的爭端案件，盡快結案或者敗訴方及時執(zhí)行WTO裁決將有利于促進雙邊貿易關系走向積極方向，這種影響的程度且是中度的(其系數(shù)值為－0.1680且在1%水平上顯著的)。在反補貼案件中該系數(shù)也符合預期為負值，但是并沒有通過顯著性檢驗。WTO爭端解決機構對爭端解決的運作實踐的時間有著嚴格的規(guī)定:其中磋商時間為60天;專家組階段一般不超過6個月;上訴機構作出報告不應超過60天，特殊情況下也決不能超過90天等。在本文研究的樣本中，自申訴方上訴之日起到結案時的平均時長(見表3)反傾銷為1.5242年，反補貼平均持續(xù)時間最長為3.0716年，保障措施為1.6867年。對于一些國家來說，尤其是出口依存度比較大的發(fā)展中國家作為申訴國時，即使在WTO爭端解決中最終獲得了DSB的支持，但由于敗訴方的執(zhí)行過程過于緩慢甚至是故意拖延執(zhí)行，在這期間該國出口所遭受的經(jīng)濟損失也將是巨大且無法彌補的。目前，尚沒有形成一種比較完善的強制性力量來約束這種肆意妄為的行為，因此當申訴國越依賴于被訴國市場時，敗訴的被訴國執(zhí)行DSB裁決的時間拖得越久，申訴國所遭受的貿易破壞效應就越明顯。

五、結論、建議與展望

本文根據(jù)WTO爭端解決時長不等及在貿易數(shù)據(jù)可獲得的前提下，首次建立了WTO爭端解決績效的動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型，并分別就反傾銷、反補貼及保障措施爭端解決績效進行了實證分析。結果表明:積極援引WTO爭端解決機制是能夠在一定程度上挽回貿易損失的，尤其是雙方在爭端解決過程中達成的磋商解決、請求專家組中止工作、相互滿意解決或者敗訴方執(zhí)行WTO決定對申訴方出口貿易等均具有促進作用;盡快成立專家組以及越早結案將有利于申訴方;WTO爭端解決成立專家組耗時越久，案件的持續(xù)時間越長，將越不利于申訴方。

為此，本文提出如下政策建議:

第一，WTO爭端解決績效還是存在的，因此如果發(fā)生貿易爭端，我國無論是作為申訴方還是被訴方都應積極利用WTO爭端解決機制來解決中外貿易爭端。事實上WTO爭端案件中約三分之二的案件還是得到了解決，表明利用WTO爭端解決機制已成為各成員方解決貿易爭端的重要途徑和策略。

第二，短期來看，在現(xiàn)有WTO爭端解決機制存在缺陷的情況下，如果我國處于爭端申訴方，應盡快尋求磋商解決、請求專家組中止工作、相互滿意解決等途徑來結案，以盡快結案，減少中方貿易損失;如果對方敗訴，我方應積極監(jiān)督對方盡快執(zhí)行WTO決定;如果我方處于被訴方，則應主動堅持由WTO裁決，一方面爭取更長的時間結案，為我國產業(yè)提供有效的保護，另一方面也從中積累相關經(jīng)驗，畢竟我國對WTO爭端解決機制及其裁決、辯論等還缺乏全面的了解。

第三，長期來看，還應設計出更好的爭端解決機制，以避免成員方利用WTO爭端解決機制的缺陷來反向博弈。要縮短WTO爭端解決程序的時間規(guī)定并嚴格執(zhí)行，將爭端解決時間的負面效應降到最低。爭端雙方都要善意利用WTO爭端解決機制，如果反向博弈，利用WTO爭端解決機制的缺陷來選擇爭端解決策略，勢必會使WTO爭端解決效率低下，甚至重蹈GATT爭端解決機制癱瘓的覆轍。由于WTO存在致命的弱點，如果不加以改革，WTO爭端解決的績效是難以提高的。要將“損失補償”機制引進到WTO爭端解決機制中，即被訴方應對WTO爭端解決裁決有理且受損的一方給予“損失補償”。烏拉圭回合達成的WTO爭端解決機制屬于糾偏機制，目的是讓成員方回到執(zhí)行WTO協(xié)議的正常軌道上來，至于偏軌期間雙方的損失和收益，根本就沒有納入WTO爭端解決機制的考慮之中。因此，即使爭端能得到解決，通常也是違法方糾正錯誤行為，或被授權報復，沒有對敗訴方在爭端解決過程中給受害方損害的追溯懲罰措施。由于不考慮訴訟期間和執(zhí)行的合理期限內的損失，即使達成相互滿意解決，或者是違法方執(zhí)行了WTO決定，但損失終歸是回不來了。另一方面，這一延誤可能已使申訴方的出口受到實質性的影響。但問題是被訴方經(jīng)濟水平越高，其選擇上訴到上訴機構的概率也更高，兩者成正相關關系，如果都這么拖延下去，采取這種“針鋒相對”的博弈策略，恐怕WTO爭端解決機制將難有作為了。讓受損的一方來承擔過錯方引起的損失，權利與義務不對等，這本身就不利于受損方。

第四，為發(fā)展中國家提供法律援助。發(fā)展中國家訴訟難度大，面臨“選擇方面的明顯不對稱”。雖然WTO爭端解決不收取訴訟費用，但訴訟涉及到很多復雜和技術性的事項，發(fā)展中國家缺少能勝任的法律專家，只能求助于發(fā)達國家的律師和專家，不僅費用高昂，而且效果也似乎不明顯。

本文對未來研究的展望:對于WTO爭端解決機制的設計及其績效的評價，在GATT時期就成為各締約方關注的焦點，經(jīng)過近半個世紀才終于在烏拉圭回合達成現(xiàn)有的爭端解決機制，盡管已經(jīng)取得了巨大的成功。如1995－1999年期間解決了GATT時期遺留的、懸而未決的疑難案件，但2002年后隨著案件的增多，其缺點和績效的評價也逐漸引起學術界(尤其是法學界)和各國政府的高度重視。目前從實證角度來評價WTO爭端解決績效的研究成果還不多，且多使用的是平衡動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，本文建立的動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型可以更好地評價WTO爭端解決績效。但由于影響爭端解決績效的因素眾多，不僅僅是經(jīng)濟因素，還受到爭端方國家實力(及其報復能力)、對WTO爭端解決機制和WTO有關協(xié)議的理解、成員方國內游說集團的博弈、爭端敗訴的聲譽等的影響，本文的研究沒有考慮這些因素，且案件樣本還不夠多，有待進一步完善。可以相信，隨著案件的日益增多和未來多邊談判的推進，WTO爭端解決機制肯定會進一步得到完善，我國應對此加以重視和研究，客觀地提出改進方案;另一方面，關于WTO爭端解決績效的實證研究也會因此而得到豐富。

［1］ STAIGER R.International Rules and Institutions for Trade Policy［M］//GENE M GROSSMAN，KENNETH ROGOFF.Handbook of International Economics.New York:Elsevier，1995:1495－1551.

［2］ BAGWELL B A，STAIGER R W.An Economic Theory of GATT［J］.American Economic Review，1999，89(1):215－248.

［3］ BAGWELL B A，STAIGER R W.Reciprocity，Non-Discrimination and Preferential Agreements in the Multilateral Trading System［J］.European Journal of Political Economy，2001，17(2):281－325.

［4］ BOWN C P.The Economics of Trade Disputes，the GATT's Article XXIII and the WTO's Dispute Settlement Understanding［J］.Economics and Politics，2002，14(3):283－323.

［5］ BOWN C P.Trade Disputes and the Implementation of Protection Under the GATT:An Empirical Assessment［J］.Journal of International Economics，2004，62(2):263－294.

［6］ JACKSON J H.The World Trading System:Law and Policy of International Economic Relations［M］.Cambridge MA:MIT Press，1997:1－453.

［7］ CHANG P.The Evolution and Utilization of the GATT/WTO Dispute Settlement Mechanism［R］.RSIE Paper，No.475，2002(8).

［8］ 談毅，金玥瑤.WTO爭端解決機制改革效用的實證分析［J］.國際經(jīng)貿探索，2011(1):52－56.

［9］ 李春頂，趙美英.國際貿易爭端解決機制的選擇及有效性:理論與中國抉擇［J］.財貿經(jīng)濟，2011(5):86－92.

［10］ IIDA K.Is WTO Dispute Settlement Effective?［J］.Global Governance，2004，10(2):207－225.

［11］ 左海聰.論 GATT/WTO 爭端解決機制的性質［J］.法學家，2004(5):152－160.

［12］ 徐根旺，劉力.發(fā)展中國家參與WTO爭端解決機制的有效性及其對中國的啟示［J］.財貿經(jīng)濟，2005(6):76－80.

［13］ 張永昌，權家敏.爭端解決機制選擇的經(jīng)驗研究［J］.國際經(jīng)貿探索，2012(2):103－112.

［14］ YOUNG D P，UMBRICHT G C.WTO Dispute Settlement 1995－2000:A Statistical Analysis［J］.Journal of International Economic Law，2001(1):213－230.

［15］ KARA L，SIMON L.WTO Dispute Settlement 1995－2003:A Statistical Analysis［J］.Journal of International Economic Law，2004，7(1):169－181.

［16］ 紀文華，姜麗勇.WTO爭端解決規(guī)則與中國的實踐［M］.北京:北京大學出版社，2005:209－261.

［17］ 楊仕輝，吳哲.GATT/WTO 爭端解決實踐的統(tǒng)計分析［J］.統(tǒng)計研究，2005(5):53－58.

［18］ 楊仕輝.貿易爭端解決的博弈分析與策略選擇［M］.北京:中國經(jīng)濟出版社，2006:81－110.

［19］ BOWN C P.Developing Countries as Plaintiffs and Defendants in GATT/WTO Trade Disputes［J］.The World Economy，2004，27(1):59－80.

［20］ BOWN C P.On the Economic Success of GATT/WTO Dispute Settlement［J］.The Review of Economics and Statistics，2004，86(3):811－823.

［21］ MOON D.The Changing Status of Developing Countries under the World Trade Organization Dispute Settlement Mechanism［J］.Pacific Focus，2010，25(1):136－160.

［22］ 曾寅初，吳金炎，夏薇.農產品國際貿易爭端及其影響因素的實證分析［J］.世界經(jīng)濟研究，2007(3):50－54.

［23］ 胡曉琳.WTO爭端解決機制績效的實證研究［D］.廣州:暨南大學經(jīng)濟學院，2011:25－29.

［24］ ROODMAN D.How to Do Xtabond2:An Introduction to“Difference”and“System”GMM in Stata［R］.Center for Global Development，No.103，2006(12).

［25］ ARELLANO M，BOND S.Some Tests of Specification for Panel Data:Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equation［J］.Review of Economic Studies，1991，58(2):277－298.

［26］ ARELLANO M，BOVER O.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models［J］.Journal of Econometrics，1995，68(1):29－51.

［27］ BLUNDELL R，BOND S.Initial Conditions and Moment Restrictions in Dynamic Penal Data Model［J］.Journal of Econometrics，1998，87(1):115－143.

［28］ WANSBEEK T J，KAPTEYN A.Estimation of the Erro-components Model with Incomplete Panels［J］.Journal of Econometrics，1989，41(3):341－361.