(西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 四川綿陽(yáng) 621010)

印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)動(dòng)因：引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征維度

楊 松 張 宇

(西南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 四川綿陽(yáng) 621010)

【摘要】利用1995-2016年宏觀和中觀層面數(shù)據(jù)，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征作為一個(gè)新維度引入實(shí)證分析，多維度檢驗(yàn)了印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)的動(dòng)因及其影響效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，宏觀經(jīng)濟(jì)因素、策略性因素、傳染性因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征能夠較好地解釋兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量的增加。中國(guó)與兩國(guó)同類(lèi)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)性加劇和中國(guó)產(chǎn)業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力的加強(qiáng)均對(duì)印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查的數(shù)量有顯著提升作用。除了學(xué)術(shù)界已經(jīng)注意到的其他維度對(duì)進(jìn)口國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的影響，研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征也是研究對(duì)華反傾銷(xiāo)動(dòng)因不可忽視的重要維度。

【關(guān)鍵詞】反傾銷(xiāo)；印度；巴西；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征

一、問(wèn)題的提出與文獻(xiàn)評(píng)述

近年來(lái)，中國(guó)與巴西和印度雙邊貿(mào)易發(fā)展迅速。UN COMTRADE DATABASE數(shù)據(jù)顯示，在貨物貿(mào)易方面，中國(guó)是印度和巴西最大的貿(mào)易伙伴國(guó)。2016年中巴和中印雙邊貨物進(jìn)出口總額分別達(dá)678.3億美元和701.6億美元，而在1992年分別僅為5.8億美元和3.4億美元。然而隨著雙邊貿(mào)易往來(lái)的增加，雙邊摩擦也日益頻繁。WTO統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1995-2016年，中國(guó)遭遇的1217次反傾銷(xiāo)調(diào)查中，印度和巴西是對(duì)華反傾銷(xiāo)的主要發(fā)起者。期間，印度累計(jì)對(duì)華發(fā)起199起反傾銷(xiāo)調(diào)查，占同期中國(guó)遭受反傾銷(xiāo)調(diào)查總數(shù)的16.4%；巴西累計(jì)對(duì)華發(fā)起96起反傾銷(xiāo)調(diào)查，占同期中國(guó)遭受反傾銷(xiāo)調(diào)查總數(shù)的7.9%。

通過(guò)大量閱讀國(guó)內(nèi)外有關(guān)文獻(xiàn)以及對(duì)雙邊貿(mào)易狀況的觀察分析，發(fā)現(xiàn)已有的關(guān)于反傾銷(xiāo)動(dòng)因的研究主要是關(guān)注進(jìn)口國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)因素[1][2][3][4]、進(jìn)口國(guó)與出口國(guó)之間的策略性因素和進(jìn)口國(guó)之間的傳染性因素[5][6][7][8]，而系統(tǒng)研究中進(jìn)口國(guó)與出口國(guó)之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的文獻(xiàn)還不多。

全球化打破了以比較優(yōu)勢(shì)為基礎(chǔ)的單一的國(guó)際分工格局，逐漸出現(xiàn)國(guó)際分工模式的多重均衡，各國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)被重構(gòu)和趨同，國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)一步加劇，導(dǎo)致了利益分配的失衡。各國(guó)政府為保護(hù)本國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，不同程度地推行貿(mào)易保護(hù)主義，以致貿(mào)易摩擦加劇。傳統(tǒng)的反傾銷(xiāo)研究并沒(méi)有將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征作為獨(dú)立的變量引入模型分析，這在分析發(fā)達(dá)國(guó)家與發(fā)展中國(guó)家之間的反傾銷(xiāo)問(wèn)題時(shí)缺陷并不明顯，因?yàn)閮烧咴谫Q(mào)易結(jié)構(gòu)上有一定的互補(bǔ)性。但由于發(fā)展中國(guó)家之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)源類(lèi)似，競(jìng)爭(zhēng)力相當(dāng)，所以不考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征就可能降低分析的有效性。

盡管少數(shù)文獻(xiàn)已分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征對(duì)于貿(mào)易摩擦存在的影響：雷達(dá)和于春海[9]認(rèn)為中美之間貿(mào)易摩擦的根源在兩國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)程中的特征和潛在的互補(bǔ)關(guān)系；柳建平和張興泉[10][11]則認(rèn)為只有通過(guò)縮小中美之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，強(qiáng)化同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的互補(bǔ)性，才能在一定程度上緩解中美貿(mào)易摩擦；王賓容和王久樂(lè)[12]運(yùn)用泊松模型對(duì)中美1984-2014年間反傾銷(xiāo)情況進(jìn)行了分析，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同是貿(mào)易摩擦頻發(fā)的重要原因。但這些文獻(xiàn)仍存在一定不足：雷達(dá)和于春海[9]只做了理論探討，缺乏實(shí)證支撐；柳建平和張興泉[10][11]并未直接實(shí)證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征和反傾銷(xiāo)的關(guān)系；王賓容和王久樂(lè)[12]關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)反傾銷(xiāo)的影響研究不夠全面，這說(shuō)明基于多指數(shù)系統(tǒng)直接研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征與反傾銷(xiāo)關(guān)系的實(shí)證研究非常少見(jiàn)。并且上述文獻(xiàn)普遍沒(méi)有將目前和中國(guó)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上存在激烈競(jìng)爭(zhēng)并且同為發(fā)展中大國(guó)的印度和巴西作為研究對(duì)象，不利于分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在其他貿(mào)易國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)中起到的特殊作用。

印度和巴西不僅是對(duì)華反傾銷(xiāo)的最主要來(lái)源國(guó)，①而且作為主要的發(fā)展中國(guó)家，印度和巴西與中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似，主要出口部門(mén)均集中在工業(yè)制成品領(lǐng)域，產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性強(qiáng)。綜合以上兩點(diǎn)，本文選擇了印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量為研究對(duì)象，分別研究其在1995-2016年內(nèi)對(duì)華反傾銷(xiāo)動(dòng)因。本文的創(chuàng)新點(diǎn)包括：第一，加入體現(xiàn)中國(guó)與印度和巴西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的相關(guān)指數(shù)，分析其在印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)中起到的特殊作用。第二，以典型的發(fā)展中大國(guó)——印度和巴西為樣本，采用包括宏觀經(jīng)濟(jì)因素、策略性因素、傳染性因素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的四維數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了其對(duì)華反傾銷(xiāo)的動(dòng)因。第三，提出并檢驗(yàn)了相關(guān)假設(shè)，檢測(cè)中國(guó)與發(fā)展中大國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征在其對(duì)華反傾銷(xiāo)中起到的特殊作用來(lái)引起學(xué)術(shù)界和有關(guān)部門(mén)對(duì)發(fā)展中大國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)研究的重視。

二、模型設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)說(shuō)明:計(jì)數(shù)模型及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)負(fù)二項(xiàng)式多變量回歸計(jì)數(shù)模型

在分析印巴兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)問(wèn)題時(shí)，考慮到被解釋變量反傾銷(xiāo)數(shù)是一個(gè)典型的非負(fù)離散隨機(jī)變量且數(shù)值較小，取零的個(gè)數(shù)多，不滿(mǎn)足經(jīng)典計(jì)量回歸的前提假定，所以采用計(jì)數(shù)模型是一種比較理想的方法。理論上，泊松分布是概率論中常用的一種離散型概率分布，其參數(shù)衡量單位時(shí)間內(nèi)隨機(jī)事件的平均發(fā)生率。實(shí)踐中，作為計(jì)數(shù)模型中常見(jiàn)的一類(lèi)，在滿(mǎn)足一定條件下，泊松分布在計(jì)數(shù)模型建模中也得到適用。

沈國(guó)兵[2]認(rèn)為，若設(shè)反傾銷(xiāo)數(shù)ADit=yit(yt取非負(fù)整數(shù)0，1,2，…n)代表i國(guó)t年對(duì)華發(fā)起的反傾銷(xiāo)指控，則可以用泊松分布來(lái)分析，相應(yīng)的泊松分布為：

yit=0，1，2，…，n，λit>0

(1)

其中，λit是一個(gè)指標(biāo)變量，以此來(lái)衡量一國(guó)在t年對(duì)華發(fā)起的反傾銷(xiāo)指控的平均發(fā)生率，它和解釋變量Xit有關(guān)，滿(mǎn)足關(guān)系式：

λit=exp(Xtβ)=exp(β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt)

(2)

由于泊松分布的重要性質(zhì)是因變量的條件均值和方差相等，即：

E(ADit=yit|Xit)=VAR(ADit=yit|Xit)=exp(Xtβ)

(3)

其中，m(xi,β)代表每個(gè)觀測(cè)值yit都來(lái)自一個(gè)服從參數(shù)為m(xi,β)的泊松分布的整體。

由(2)、(3)可得：

E(ADit=yit|Xit)=exp(Xtβ)=exp(β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt)

(4)

對(duì)(4)式兩邊取自然對(duì)數(shù)，得到：

LN[E(ADit=yit|Xit)]=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt

(5)

泊松假定的約束條件要求因變量的條件均值和方差相等，在實(shí)際應(yīng)用中往往不成立，如果這一條件被拒絕，模型就會(huì)被錯(cuò)誤設(shè)定。據(jù)此，對(duì)計(jì)數(shù)模型的普遍選擇是用負(fù)二項(xiàng)式模型來(lái)替代泊松模型，后者考慮了過(guò)度離差現(xiàn)象。該方法通過(guò)引入個(gè)別的、未被觀察到的影響因素Vt進(jìn)入條件均值μt，可將泊松模型擴(kuò)展得到：

LN[E(ADit=yit|Xit，vT)]=LNμt=LNλt+LNvt

(6)

進(jìn)而可以得到負(fù)二項(xiàng)式回歸計(jì)數(shù)模型：

LN[E(ADit=yit|Xit，vT)]=LNμt=β0+β1x1t+β2x2t+…+βkxkt+εt

(7)

其中，εt=LNvt反映特征誤差或者截面單元異方差；exp(εt)服從γ分布。因此，在考慮到未觀察到的影響vt后，可以通過(guò)(7)式來(lái)估計(jì)t年印巴兩國(guó)對(duì)華的反傾銷(xiāo)的多個(gè)維度的動(dòng)因。其中，負(fù)二項(xiàng)回歸計(jì)數(shù)模型中的變量系數(shù)表示自變量對(duì)因變量的影響效應(yīng)。

(二)變量、數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

根據(jù)反傾銷(xiāo)動(dòng)因的理論分析，印巴對(duì)華提起反傾銷(xiāo)調(diào)查(ADit)的潛在動(dòng)因主要包括：一是宏觀經(jīng)濟(jì)因素(marco)，包括GDP增長(zhǎng)率(GDPR)、失業(yè)率(UER)、雙邊匯率(EXR)、進(jìn)口滲透率(IMR)；二是策略性因素(strategic)，包括進(jìn)口國(guó)遭遇的來(lái)自其他貿(mào)易國(guó)的反傾銷(xiāo)(AAD)和出口國(guó)對(duì)進(jìn)口國(guó)的反傾銷(xiāo)(RET)。三是其他貿(mào)易國(guó)對(duì)華發(fā)起反傾銷(xiāo)的傳染性因素(contagion)，包括貿(mào)易偏移效應(yīng)(DEF)、貿(mào)易轉(zhuǎn)向效應(yīng)(DIV)和回聲效應(yīng)(ECHO)。四是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征(structure)，分為產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性和產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力兩方面。產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性包括產(chǎn)業(yè)專(zhuān)業(yè)化系數(shù)(CS)、一致性系數(shù)(CC)、出口產(chǎn)品相似度指數(shù)(ESI)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)(GL)。②產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力包括相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)(RTCL)和相對(duì)顯性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)(RRCA)?；貧w模型各變量具體經(jīng)濟(jì)解釋和理論預(yù)期如表1所示。

鑒于中國(guó)遭受印巴兩國(guó)的反傾銷(xiāo)主要是從1995年WTO成立才開(kāi)始，本文選取了1995-2016年作為樣本期間。被解釋變量——?dú)v年印巴兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)量來(lái)自WTO數(shù)據(jù)庫(kù)和全球反傾銷(xiāo)數(shù)據(jù)庫(kù)(Global Antidumping Database)。解釋變量中策略性因素(AAD、RET)和傳染性因素(DEF、DIV和ECHO)也來(lái)源于這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)。宏觀經(jīng)濟(jì)因素解釋變量進(jìn)口國(guó)GDP增長(zhǎng)率(GDPR)和失業(yè)率(UER)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)(World Bank Database)。由于目前缺乏人民幣對(duì)印度盧布和巴西雷亞爾較為權(quán)威的官方匯率，所以本文利用OECD數(shù)據(jù)庫(kù)提供的數(shù)據(jù)，以美元為中介，計(jì)算得到人民幣兌印巴兩國(guó)貨幣的匯率。計(jì)算產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的各個(gè)指數(shù)所需的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)則來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)(UN COMETRADE)。此外，本文還在回歸方程中加入時(shí)間虛擬變量(Yeardummy)來(lái)控制樣本期間內(nèi)進(jìn)口國(guó)反傾銷(xiāo)僅隨時(shí)間變動(dòng)的趨勢(shì)。

表1 變量含義和理論預(yù)期

變 量含 義被解釋變量ADitt年度進(jìn)口國(guó)i對(duì)華發(fā)起的反傾銷(xiāo)數(shù)量解釋變量:宏觀經(jīng)濟(jì)因素(marco)預(yù)期符號(hào)GDPRitt年度進(jìn)口國(guó)GDP增長(zhǎng)率(%)-UERitt年度進(jìn)口國(guó)國(guó)內(nèi)失業(yè)率+EXRitt年度人民幣兌i國(guó)本幣間接標(biāo)價(jià)+IMRitt年度i國(guó)進(jìn)口中國(guó)商品的進(jìn)口滲透度(%),即進(jìn)口自中國(guó)的產(chǎn)品占GDP的比重+解釋變量:策略性因素(stragetic)AADi(t-1)(t-1)年度進(jìn)口國(guó)i遭遇的反傾銷(xiāo)數(shù)量+RETi(t-1)(t-1)年度進(jìn)口國(guó)i是否遭遇中國(guó)反傾銷(xiāo)調(diào)查,是為1,否為0+解釋變量:傳染性因素(contagion)DEFi(t-1)(t-1)年度除進(jìn)口國(guó)i以外,所有國(guó)家對(duì)中國(guó)發(fā)起的反傾銷(xiāo)數(shù)量+DIVi(t-1)(t-1)年度進(jìn)口國(guó)對(duì)除了中國(guó)以外的其他所有國(guó)家發(fā)起的反傾銷(xiāo)調(diào)查總數(shù)+ECHOitt年度除進(jìn)口國(guó)i以外,所有國(guó)家對(duì)中國(guó)發(fā)起的反傾銷(xiāo)措施數(shù)量+解釋變量:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)———產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與互補(bǔ)CCitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的專(zhuān)業(yè)化系數(shù)+CSitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一致系數(shù)+ESIitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)的出口產(chǎn)品相似度指數(shù)+GLitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)n的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)-解釋變量:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)———產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力RTCLitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)+RRCAitt年度進(jìn)口國(guó)i與中國(guó)產(chǎn)業(yè)的相對(duì)顯性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)+其他控制變量(control)Yeardummy以2001年中國(guó)加入WTO為基準(zhǔn)期,yeardummy=(t-2001)+

三、實(shí)證分析結(jié)果及討論

(一)基準(zhǔn)檢驗(yàn)

由于被解釋變量——?dú)v年印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)量是一個(gè)典型的非負(fù)離散計(jì)數(shù)變量，不滿(mǎn)足經(jīng)典計(jì)量回歸的前提假定，并且計(jì)數(shù)模型中泊松分布要求被解釋變量的方差等于其均值這一條件較為苛刻，所以本文按照慣例采用計(jì)數(shù)模型中的負(fù)二項(xiàng)式回歸模型，利用準(zhǔn)最大似然估計(jì)法( Quasi-Maximum Likelihood，QML) 進(jìn)行回歸分析。表2給出了模型回歸結(jié)果?；诨貧w結(jié)果參數(shù)的顯著性、符號(hào)和數(shù)值，我們能夠驗(yàn)證假設(shè)預(yù)期的有效性和反傾銷(xiāo)調(diào)查的動(dòng)因。

宏觀經(jīng)濟(jì)因素：與預(yù)期不同，對(duì)于進(jìn)口國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度(GDPR和UER)，在1%水平上，我們發(fā)現(xiàn)巴西失業(yè)率(UER)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的正效應(yīng)，其影響系數(shù)為0.2418，表示樣本期間內(nèi)巴西失業(yè)率增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，則巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量會(huì)增加0.24%，但其他各項(xiàng)衡量進(jìn)口國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣程度的因素則不存在顯著關(guān)系。與預(yù)期一致，在5%水平下，雙邊匯率(EXR)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的正效應(yīng)，人民幣相對(duì)匯率每升值1個(gè)百分點(diǎn)，巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量將增加1.28%，而印度對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量則增加0.6%。與預(yù)期一致，在5%水平下，進(jìn)口滲透率(IMR)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的正效應(yīng)，進(jìn)口國(guó)中國(guó)產(chǎn)品進(jìn)口滲透率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查將增加1.31%，而印度對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查則增加0.14%。

表2 印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)實(shí)證結(jié)果

解釋變量預(yù)期符號(hào)進(jìn)口國(guó)巴西印度變量系數(shù)Z統(tǒng)計(jì)值p值變量系數(shù)Z統(tǒng)計(jì)值p值宏觀經(jīng)濟(jì)因素GDPR--0.0325 -0.4650 0.6419-0.0373 -0.3743 0.4628UER+0.2418*3.72070.00020.06780.22440.8224EXR+1.2874**2.18480.02890.6023**2.22040.0264IMR+1.31154.61590.00000.1397***1.95090.0511策略性因素AAD+-0.1579* -3.6192 0.0003-0.0318 -1.4306 0.1525RET+0.14310.15510.87670.6066**2.02400.0430傳染性因素DEF+0.0163 1.06070.28880.0166* 2.60600.0092DIV+0.0269***1.6940.09030.0134*3.20290.0014ECHO+0.0270**2.07580.03790.0161*2.58880.0096產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與互補(bǔ)CS+6.9639***1.77210.07643.5932** 2.09150.0365CC+7.4760**2.28710.02223.1739**2.30970.0209ESI+2.8589*3.68640.00020.1640**2.55310.0107GL--1.4457*-4.54890.0000-0.2497-0.72480.4685產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力RTCI+2.1519* 2.99850.00271.2468***1.78690.0739RRCA+1.2303*3.73270.00020.9539***1.82310.0683其他控制變量Yeardummy+0.0997* 3.78320.00020.0398* 2.62980.0085

注:*表示1%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平，**表示5%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平；***表示10%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平。

策略性因素：與預(yù)期不同，在1%水平下，其他貿(mào)易國(guó)對(duì)巴西出口產(chǎn)品提起的反傾銷(xiāo)數(shù)量(AAD)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的負(fù)效應(yīng)。上一年度巴西遭遇其他貿(mào)易國(guó)的反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量每增加1起，本年度其對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查會(huì)減少15.8%，說(shuō)明本年度巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)會(huì)因上一年度其出口產(chǎn)品遭遇更多的反傾銷(xiāo)調(diào)查而收斂，不過(guò)印度對(duì)華反傾銷(xiāo)沒(méi)有體現(xiàn)出這種收斂效應(yīng)。與預(yù)期一致，在5%水平下，印度對(duì)華反傾銷(xiāo)存在統(tǒng)計(jì)意義上“以牙還牙”的報(bào)復(fù)性特征(RET)，樣本期間內(nèi)如果上一年度中國(guó)曾對(duì)印度出口產(chǎn)品發(fā)起過(guò)反傾銷(xiāo)調(diào)查，則本年度印度對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)量將增加61%。不過(guò)巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)并不存在顯著正效應(yīng)，原因可能在于中國(guó)對(duì)巴西發(fā)起的反傾銷(xiāo)調(diào)查極少。數(shù)據(jù)顯示，1995-2016年中國(guó)僅在2013年對(duì)巴西發(fā)起過(guò)1起反傾銷(xiāo)調(diào)查，表明對(duì)巴西出口產(chǎn)品實(shí)施反傾銷(xiāo)可能不是中國(guó)實(shí)施報(bào)復(fù)性行為的方式。

傳染性因素：與預(yù)期一致，在5%水平下，印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的“回聲效應(yīng)”(ECHO)。樣本期間內(nèi)本年度進(jìn)口國(guó)以外的其他貿(mào)易國(guó)對(duì)中國(guó)的反傾銷(xiāo)數(shù)量每增加1起，巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量會(huì)增加2.7%，印度對(duì)華反傾銷(xiāo)則增加1.6%。與預(yù)期一致，在10%水平下，印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的“貿(mào)易偏向效應(yīng)”(DIV)。樣本期間內(nèi)上一年度進(jìn)口國(guó)對(duì)除中國(guó)以外的其他貿(mào)易國(guó)反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量每增加1起，則本年度巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量會(huì)增加2.7%，而印度對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量會(huì)增加1.3%。與預(yù)期一致，在1%水平下，印度對(duì)華反傾銷(xiāo)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的“貿(mào)易偏移效應(yīng)”(DEF)。上一年度除印度外其他貿(mào)易國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量每增加1起，則本年度印度對(duì)華反傾銷(xiāo)增加1.7%。不過(guò)巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)則不存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的貿(mào)易偏移效應(yīng)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)：(1) 產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性。與預(yù)期一致，在10%水平下，印巴和中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的專(zhuān)業(yè)化系數(shù)(CS)和一致性系數(shù)(CC)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的正效應(yīng)。中國(guó)產(chǎn)品與進(jìn)口國(guó)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)性每增加1個(gè)百分點(diǎn)，CS系數(shù)顯示巴西和印度對(duì)華反傾銷(xiāo)將增加7%和3.6%，而CC系數(shù)顯示兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)將增加7.5%和3.2%。與預(yù)期一致，在5%水平下，印度和巴西與中國(guó)產(chǎn)品出口相似度指數(shù)(ESI)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的正效應(yīng)。出口產(chǎn)品相似度指數(shù)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，巴西和印度對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量將增加2.86%和0.16%。與預(yù)期一致，在1%水平下，中國(guó)與巴西產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)(GL)存在統(tǒng)計(jì)意義上顯著的負(fù)效應(yīng)。GL每上升1個(gè)百分點(diǎn)，巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量將下降1.45%。不過(guò)印度對(duì)華反傾銷(xiāo)則不存在這種負(fù)效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，整體而言，中國(guó)與印度和巴西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)性的上升會(huì)顯著增加印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量，而互補(bǔ)性增加會(huì)降低對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量。 (2)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。與預(yù)期一致，在10%水平下，中國(guó)產(chǎn)業(yè)與印度和巴西產(chǎn)業(yè)的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)(RTCI)和相對(duì)顯性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)(RRCA)存在顯著的正效應(yīng)。中國(guó)產(chǎn)業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力每增加1個(gè)百分點(diǎn)，RTCI顯示巴西和印度對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量將分別增加2.2%和1.2%，而RRCA則顯示巴西和印度對(duì)華反傾銷(xiāo)分別增加1.2%和0.95%?；貧w結(jié)果表明，中國(guó)產(chǎn)品相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力上升將顯著提高印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量，表明中國(guó)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力上升是印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)的重要原因。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒Prusa和Teh(2010)的方法，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，然后用核心變量進(jìn)行了回歸，結(jié)果與基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果一致，驗(yàn)證了回歸方程參數(shù)的穩(wěn)健性。限于篇幅，我們僅顯示核心結(jié)果的檢驗(yàn)結(jié)果，有興趣的讀者可以向作者索取。

鑒于部分文獻(xiàn)在被解釋變量存在過(guò)度離散的情形下，泊松檢驗(yàn)的結(jié)果與負(fù)二項(xiàng)式檢驗(yàn)的結(jié)果不存在顯著差異[1]，而有些結(jié)果則顯示負(fù)二項(xiàng)式結(jié)果更優(yōu)[5]，本文亦對(duì)回歸方程進(jìn)行了泊松檢驗(yàn)，結(jié)果未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

四、主要結(jié)論與簡(jiǎn)要評(píng)述

作為發(fā)展中大國(guó)，印度和巴西與中國(guó)的共同崛起對(duì)世界經(jīng)濟(jì)格局產(chǎn)生了極為重要的影響，三國(guó)在各個(gè)領(lǐng)域競(jìng)爭(zhēng)與合作并存，以反傾銷(xiāo)為主的貿(mào)易摩擦體現(xiàn)了這一復(fù)雜關(guān)系。本文將反傾銷(xiāo)發(fā)起國(guó)與出口國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征作為一個(gè)新維度引入反傾銷(xiāo)政策動(dòng)因的實(shí)證分析，多維度檢驗(yàn)了對(duì)華反傾銷(xiāo)的主要發(fā)起國(guó)也是發(fā)展中大國(guó)的印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)的動(dòng)因，主要研究結(jié)論如下：

(一)宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)有顯著影響

宏觀經(jīng)濟(jì)景氣程度方面，我們僅發(fā)現(xiàn)巴西失業(yè)率存在顯著的正效應(yīng)，而GDP增長(zhǎng)率和印度失業(yè)率則不存在顯著作用，可能的原因在于樣本期間內(nèi)印度和巴西維持了較快增長(zhǎng)，并且印度失業(yè)率一直維持較低水平。和預(yù)期一致，人民幣升值顯著提高了兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量。同樣，中國(guó)產(chǎn)品進(jìn)口滲透率的上升也顯著提高了兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量。

(二)策略性因素和傳染性因素也在兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)中起到了顯著作用

策略性因素方面，巴西對(duì)于其他貿(mào)易國(guó)對(duì)其的反傾銷(xiāo)行為有效減少了其對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量，存在收斂效應(yīng)。而印度對(duì)中國(guó)的反傾銷(xiāo)行為則存在明顯“以牙還牙”的報(bào)復(fù)性特征。傳染性因素方面，印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)存在顯著的貿(mào)易偏向效應(yīng)，即兩國(guó)在上一年度對(duì)其貿(mào)易國(guó)反傾銷(xiāo)數(shù)量的增加，會(huì)在本年度顯著提高對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量。同樣巴西和印度對(duì)華反傾銷(xiāo)也存在回聲效應(yīng)，即本年度其他貿(mào)易國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)數(shù)量的增加，會(huì)提高本年度兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量，說(shuō)明兩國(guó)在對(duì)華反傾銷(xiāo)過(guò)程中存在一定的預(yù)防措施。印度對(duì)華反傾銷(xiāo)存在貿(mào)易偏移效應(yīng)，說(shuō)明中國(guó)出口因在其他出口目的地遭受反傾銷(xiāo)調(diào)查而減少?gòu)亩黾訉?duì)印度的出口時(shí)，印度也會(huì)增加對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查的數(shù)量。

(三)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征因素對(duì)兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)調(diào)查均有普遍顯著的影響

本文構(gòu)造的多個(gè)衡量中國(guó)與印度和巴西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的指數(shù)顯示，中國(guó)與巴西和印度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)性的加劇顯著提高了兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量，而中國(guó)產(chǎn)業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力的增強(qiáng)也對(duì)兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)存在顯著的正向效應(yīng)。說(shuō)明目前反傾銷(xiāo)措施已經(jīng)被印度和巴西政府作為實(shí)施貿(mào)易保護(hù)主義的一個(gè)工具，目的在于限制中國(guó)帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)，以損害中國(guó)企業(yè)利益來(lái)謀求其相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

綜上所述，盡管作為發(fā)展中大國(guó)——印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)背后的動(dòng)因機(jī)制較為復(fù)雜，宏觀經(jīng)濟(jì)因素、策略性因素和傳染性因素都在其中起到了一定作用。但不可忽視的是，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，包括中國(guó)產(chǎn)業(yè)與兩國(guó)同類(lèi)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性和中國(guó)產(chǎn)業(yè)相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力也是印度和巴西對(duì)華反傾銷(xiāo)顯著增加的重要解釋變量。與以往研究?jī)H關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)因素[1][2]、考慮了策略性因素和傳染性因素的影響[5][6]相比，本文將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征引入反傾銷(xiāo)動(dòng)因的研究，使得研究能夠更加全面。而與僅考慮單一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的研究[10][12]相比，本文不僅考察了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征對(duì)反傾銷(xiāo)的影響，而且構(gòu)造了多個(gè)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的指標(biāo)，深入系統(tǒng)地研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征的潛在影響，并得出了肯定性的結(jié)論，是對(duì)反傾銷(xiāo)領(lǐng)域現(xiàn)有文獻(xiàn)的補(bǔ)充和完善。

由于彼此間緊密的貿(mào)易聯(lián)系將長(zhǎng)期存在，因此可預(yù)期中國(guó)與印度和巴西的貿(mào)易摩擦不會(huì)是短期現(xiàn)象。隨著印度和巴西經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，未來(lái)兩國(guó)對(duì)華反傾銷(xiāo)的數(shù)量有進(jìn)一步增加的趨勢(shì)。相比較于中國(guó)難以改變的反傾銷(xiāo)發(fā)起國(guó)國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)因素，根據(jù)研究結(jié)論，中國(guó)需要更好地利用印巴對(duì)華反傾銷(xiāo)其他決定因素來(lái)有效緩解中國(guó)與印度和巴西以反傾銷(xiāo)為主的貿(mào)易摩擦與爭(zhēng)端。比如，根據(jù)策略性因素和傳染性因素，中方應(yīng)該認(rèn)真研究印度和巴西對(duì)外反傾銷(xiāo)的特點(diǎn)，積極推動(dòng)與發(fā)展中大國(guó)的全面互信機(jī)制，努力避免貿(mào)易戰(zhàn)的發(fā)生，理性地面對(duì)和發(fā)展中大國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)與合作關(guān)系，營(yíng)造互利共贏的新局面。而根據(jù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素，由于目前中國(guó)與印度和巴西在工業(yè)化發(fā)展階段的同質(zhì)性，相關(guān)管理部門(mén)、產(chǎn)業(yè)政策制定機(jī)構(gòu)以及出口企業(yè)有必要深入研究發(fā)展中大國(guó)具體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征以及反傾銷(xiāo)程序，同時(shí)法律部門(mén)應(yīng)該積極完善反傾銷(xiāo)法律體系，除此之外，產(chǎn)業(yè)政策制定部門(mén)應(yīng)該加強(qiáng)政策的制定，推動(dòng)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，企業(yè)應(yīng)該加大技術(shù)研發(fā)投入，提升出口產(chǎn)品質(zhì)量，避免長(zhǎng)期和發(fā)展中國(guó)家在低端產(chǎn)業(yè)低價(jià)競(jìng)爭(zhēng)。

注釋

① 數(shù)據(jù)顯示，1995-2016年對(duì)華發(fā)起反傾銷(xiāo)調(diào)查數(shù)量前五位的國(guó)家分別是：印度(199起)、美國(guó)(141起)、歐盟(129起)、阿根廷(106起)和巴西(96起)。

② 由于篇幅有限，本文沒(méi)有給出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征各系數(shù)(指數(shù))的計(jì)算方法，有興趣的讀者可向作者索取。電子郵箱：ys_swust@163.com.

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[12] 王賓容, 王久樂(lè). 國(guó)際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同與中美貿(mào)易摩擦動(dòng)因[J]. 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào), 2016, 18(6):58-66.

ReasonsforIndiaandBrazil’sAnti-dumpingActionsagainstChina:
IntroductionofCharacteristicDimensionofIndustrialStructure

YANG Song，ZHANG Yu

(School of Economics and Management, Southwest University of Science and Technology, Mianyang 621010, Sichuan, China)

Abstract:This paper utilizes the macro-level and middle-level data collected from 1995 to 2016, by using the negative binomial counting model, to examine the India and Brazil’s anti-dumping motivation agains China and its effect. The results show that macroeconomic factors, strategic factors, contagious factors and the characteristics of industrial structure can better explain the increase of the anti-dumping investigations against China in India and Brazil. The competitive intensification of Chinese industries with their counterparts in the two countries and the relative competitiveness of Chinese industries have significantly raised the number of anti-dumping investigations against China by India and Brazil. In addition to the other dimensions that academia has noticed about the anti-dumping impact on importing countries, the results of this study show that the characteristics of industrial structure is also an important dimension for studying the anti-dumping motivation toward China.

Keywords:Anti-dumping； India； Brazil； industrial structure characteristic

【中圖分類(lèi)號(hào)】F493/497

A

1672-4860(2018)03-0009-7

2018-03-21

楊 松(1993-)，男族，漢族，四川瀘州人，研究生。研究方向：拉美經(jīng)濟(jì)。
張 宇(1974-)，男，漢族，四川射洪人，碩士生導(dǎo)師，博士，副教授。研究方向：拉美經(jīng)濟(jì)。

教育部項(xiàng)目“拉美主要國(guó)家面臨的政治經(jīng)濟(jì)挑戰(zhàn)及其前景研究”(17GBQY122)。西南科技大學(xué)研究生創(chuàng)新基金資助(18YCX015)。