(1.上海財經(jīng)大學 商學院，上海 200434；2. 上海工程技術(shù)大學 高職學院，上海 200437)

一、引言

隨著世界范圍內(nèi)經(jīng)濟一體化的不斷推進，各國對全球經(jīng)濟的依賴性不斷增強，各國貿(mào)易波動性也越來越大，保持貿(mào)易穩(wěn)定增長成為各國貿(mào)易發(fā)展的重要目標。然而，既有利用不同國家樣本數(shù)據(jù)的研究表明，貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間往往比較短[1]，很容易終止。既有研究還發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間差異是發(fā)達國家出口優(yōu)于發(fā)展中國家的重要原因，出口關(guān)系持續(xù)并深化是出口長期增長的主要原因[2]。中國是世界第一大出口國，但中國企業(yè)的出口持續(xù)時間均值僅為1.6年[3]。過短的出口持續(xù)時間首先意味著企業(yè)市場開拓成本的浪費。其次，企業(yè)出口持續(xù)時間越長，出口經(jīng)驗越豐富，企業(yè)的出口成本將越低[4]，即過短的出口持續(xù)時間也意味著企業(yè)出口效率較低。由此，研究我國企業(yè)出口持續(xù)時間的決定因素，探尋延長我國企業(yè)出口持續(xù)時間的途徑對于提升企業(yè)經(jīng)營效益、提高我國出口穩(wěn)定性無疑具有重要意義。

隨著近年來我國出口的不斷增長，我國與其他國家之間的貿(mào)易摩擦也不斷加劇。大量的對華反傾銷已經(jīng)成為制約我國出口增長的重要因素。根據(jù)WTO的統(tǒng)計，1995～2015年，我國累計遭受反傾銷調(diào)查達到1123次，占世界反傾銷調(diào)查總數(shù)的22.52%。同時，73.02%的調(diào)查以反傾銷措施結(jié)案，遠高于64.97%的平均水平①，這表明對華反傾銷具有一定的歧視性。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)對華反傾銷會抑制我國涉案產(chǎn)品的出口[5]。進一步的研究表明，反傾銷主要減少了出口企業(yè)的數(shù)量[6]?？紤]到出口持續(xù)時間的重要性，值得思考的問題是：反傾銷是否會縮短中國企業(yè)的出口持續(xù)時間？如果是，這一效應是否受到企業(yè)異質(zhì)性的影響？本文試圖以2003年具有較大社會影響力的美國對華木制臥室家具(wooden bedroom furniture，WBF)反傾銷案件為例來回答這些問題。這一研究能夠深化我們對企業(yè)出口持續(xù)時間決定因素、反傾銷貿(mào)易效應微觀形成機制的認識，從而為更有效地應對反傾銷、延長我國企業(yè)出口持續(xù)時間提供針對性的政策建議。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻綜述，第三部分為數(shù)據(jù)與實證方法，第四部分為實證結(jié)論，第五部分為穩(wěn)健性檢驗，第六部分為結(jié)論與政策建議。

二、文獻綜述

經(jīng)典的貿(mào)易理論大多認為，貿(mào)易關(guān)系一旦建立，就會長期持續(xù)下去。Besede? 和 Prusa利用1972～1988 年TS-7 位數(shù)和1989～2001 年HS-10位數(shù)高度細分的產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，卻發(fā)現(xiàn)美國進口貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間較短，通常只有2～4 年；進一步利用非參數(shù)生存分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間越長，該貿(mào)易關(guān)系終止的風險就越小[7]。受這一研究的啟發(fā)，不同學者利用不同國家、不同細分層級產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)均發(fā)現(xiàn)了類似的現(xiàn)象。同時，既有研究還分析了不同國家特征、產(chǎn)業(yè)特征和企業(yè)特征對貿(mào)易持續(xù)時間的影響[1]。

國內(nèi)學者對貿(mào)易持續(xù)時間相關(guān)研究開始得較晚。邵軍利用1995～2007年HS-6位數(shù)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)我國產(chǎn)品出口持續(xù)時間較短，均值和中位數(shù)分別為2.84年和2年；另外發(fā)現(xiàn)初始貿(mào)易額、出口目的地市場規(guī)模、出口商品類型、商品單位價值、匯率穩(wěn)定等因素對產(chǎn)品層面出口持續(xù)時間有顯著影響[8]。陳勇兵、李燕和周世民則利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)出口持續(xù)時間均值僅為1.6年，而中位數(shù)為3年；認為傳統(tǒng)引力變量、企業(yè)層面的特征均會影響出口持續(xù)時間，企業(yè)出口持續(xù)時間存在顯著的區(qū)域和所有制差異[3]。陳勇兵、錢意和張相文利用我國HS-6位數(shù)產(chǎn)品進口數(shù)據(jù)，陳勇兵、蔣靈多和曹亮利用中國農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)分別討論了產(chǎn)品層面的貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間和決定因素，得出了類似的結(jié)論[9][10]。許和連、劉婷和王海成發(fā)現(xiàn)出口信息網(wǎng)絡能夠顯著降低我國企業(yè)的出口風險，延長企業(yè)出口持續(xù)時間[11]。

隨著世界范圍內(nèi)反傾銷越來越頻繁地出現(xiàn)，大量的研究考察了反傾銷對涉案產(chǎn)品出口的影響[12]。但討論反傾銷對出口持續(xù)時間影響的研究比較少。Besede? 和 Prusa最早發(fā)現(xiàn)，反傾銷會導致HS-10位數(shù)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系失敗概率上升50%[13]。林常青發(fā)現(xiàn)美國對華反傾銷對HS-6位數(shù)產(chǎn)品出口持續(xù)時間存在顯著的負效應，其中初裁階段的影響最大[14]。沈立君和侯文滌試圖在企業(yè)層面考察美國對華反傾銷對出口持續(xù)時間的影響，但僅僅考慮了獲得單獨反傾銷關(guān)稅的部分企業(yè)[15]②。

不難看出，既有研究強調(diào)了出口持續(xù)時間的重要研究意義，并深入地分析了可能的影響因素，但對于反傾銷這種重要的非關(guān)稅壁壘關(guān)注較少，從企業(yè)層面進行的考察更少。本文的可能貢獻主要體現(xiàn)在：(1)本文研究是對既有反傾銷效應文獻的有益補充。本文除了在整體上考察反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響外，還進一步考察了企業(yè)異質(zhì)性對反傾銷這一效應的影響。尤其是對“企業(yè)是否獲得單獨反傾銷關(guān)稅”這一特征的考察，具有重要的政策含義。(2)與既有研究主要從年度衡量企業(yè)出口持續(xù)時間不同，本文充分利用了海關(guān)數(shù)據(jù)的高度細分性，從月度上進行度量，更加準確合理地描述了不同企業(yè)出口持續(xù)時間及其分布情況。(3)本文的企業(yè)樣本包含了大量的中小出口企業(yè)，能夠更加全面地衡量反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響。

三、實證方法與數(shù)據(jù)

(一)企業(yè)出口持續(xù)時間的度量

我們將某企業(yè)-產(chǎn)品組合的出口持續(xù)時間定義為該組合從進入市場到退出市場整個過程所持續(xù)的月度。本文使用的企業(yè)出口數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫(2000～2006年)。由于我們無法知道2000年以前和2006年以后企業(yè)是否有出口，我們首先依照陳勇兵、李燕和周世民的處理方法將2000年作為企業(yè)進入市場的觀察期[3]。也就是如果某個企業(yè)-產(chǎn)品組合在2000年沒有出口，我們將其在2000年以后的第一次出口視為其進入市場的時間。按照同樣的思路，我們將2006年作為企業(yè)退出市場的觀察期。如果某個企業(yè)-產(chǎn)品組合在2006年沒有出口，我們將其在2006年以前的最后一次出口時間作為企業(yè)退出市場的時間。在穩(wěn)健性檢驗中，我們考慮了使用2006年下半年，以及企業(yè)前期兩次出口平均間隔作為企業(yè)退出市場的觀察期。

相較于既有研究從年度上的度量，從月度上的度量會更加準確合理。首先，出口市場上會存在大量的一次出口企業(yè)。在本文的樣本中，這樣的企業(yè)占比達到34.19%。年度上的度量會認為企業(yè)出口持續(xù)了1年。而從月度上(中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的最小統(tǒng)計時間單位)進行度量，企業(yè)的出口僅僅持續(xù)了1個月。雖然這樣依然可能會存在高估，但高估的程度要遠小于年度上的度量。然后，當企業(yè)出現(xiàn)跨年出口時，年度上的度量會進一步高估其出口持續(xù)時間。一個比較極端的例子是如果某企業(yè)在某年12月和第二年1月有兩次出口，年度上會將其出口持續(xù)時間統(tǒng)計為2年，而實際上企業(yè)的出口持續(xù)時間僅為2個月。最后，使用年度統(tǒng)計會導致不同企業(yè)的出口持續(xù)時間變異非常有限。以使用中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫(2000～2006年)的研究為例，從年度來衡量，不同企業(yè)出口持續(xù)時間的差異僅為1～5年。而如果使用月度衡量，差異則可為1～60個月。

從月度上度量企業(yè)-產(chǎn)品組合出口持續(xù)時間面臨的最大困難是出口中斷問題。企業(yè)在第一次出口和最后一次出口之間極有可能會出現(xiàn)部分月度沒有出口的現(xiàn)象。在本文的樣本中，企業(yè)-產(chǎn)品組合的平均兩次出口間隔為5.57個月③。Besede? 和 Prusa建議，當兩個時間段之間的間隔比較短，例如為1年時，將這兩個不同的時間段處理為同一個時間段會更加合適[7]?？紤]到本文樣本中企業(yè)兩次出口的平均間隔并不長，我們將同一個企業(yè)-產(chǎn)品組合在整個樣本期內(nèi)的出口視為在同一個出口持續(xù)時間段上的出口。也就是認為企業(yè)從第一次出口到最后一次出口期間，即使沒有實際出口，其依然保留著對產(chǎn)品的生產(chǎn)和出口能力，出口經(jīng)驗累積的過程依然在繼續(xù)。

基于這樣的處理，同樣的出口持續(xù)時間內(nèi)不同的企業(yè)可能有不同的出口中斷。由此本文進一步統(tǒng)計了企業(yè)在整個出口持續(xù)時間內(nèi)的出口頻率。我們發(fā)現(xiàn)出口頻率與出口持續(xù)時間的相關(guān)系數(shù)為0.67，這表明企業(yè)出口持續(xù)時間越長，其出口頻率越高。在穩(wěn)健性檢驗中，我們將出口頻率作為出口持續(xù)時間的代理變量進行了分析。

(二)反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間影響的實證模型

遵循陳勇兵、Besede? 和 Prusa等的研究[3][16]，我們采用生存分析方法來分析企業(yè)的出口持續(xù)時間及其影響因素。我們引入沒有受到反傾銷影響的企業(yè)作為參照組，通過比較兩個組別企業(yè)在出口持續(xù)時間上的差異，來說明反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響。

1．生存函數(shù)估計模型

2．實證檢驗模型

在估計時，我們采用如下模型：

(1)

式(1)中，ζhf為企業(yè)-產(chǎn)品層面的誤差項。我們關(guān)心的核心系數(shù)是β1，理論預期為正。同時我們也將企業(yè)特征的影響βi與既有研究的相關(guān)結(jié)論進行對照。為控制不可觀測異質(zhì)性，本文首先使用參照組來控制對兩個組別的企業(yè)具有同樣影響的可觀測和不可觀測因素，然后將企業(yè)樣本選定為同一年進入市場的企業(yè)，最后還控制了企業(yè)進入市場月度的固定效應。

反傾銷對出口持續(xù)時間的影響也可能存在企業(yè)異質(zhì)性，因此在進一步的討論中我們加入反傾銷變量與企業(yè)特征變量的交叉項。

(三)案例與出口企業(yè)樣本選擇

1．案例選擇

2003年，美國針對中國WBF出口發(fā)起反傾銷調(diào)查。該案件涉及金額高達10億美元，是截至當年涉案金額最高的案件⑥。由于WBF為勞動密集型行業(yè)，行業(yè)門檻較低，該案件涉及大量企業(yè)和工人，引起非常大的社會反響，研究這一案例具有很強的現(xiàn)實意義。既有的研究也對該反傾銷案件對我國WBF出口的影響進行了深入分析[5]，提供了可供參考和對照的研究結(jié)果。從本文實證研究的技術(shù)性角度看，首先，該案件從發(fā)起到最終終裁均在本文數(shù)據(jù)樣本期間內(nèi)，反傾銷發(fā)起前和終裁后具有足夠的觀測；然后，WBF行業(yè)出口企業(yè)數(shù)量較多，涵蓋了不同企業(yè)特征，從而能夠分析不同企業(yè)特征對其出口持續(xù)時間的影響；最后，該案件中有較多的企業(yè)通過積極應訴獲得了單獨反傾銷關(guān)稅，從而能夠識別單獨反傾銷關(guān)稅對反傾銷效應的影響。由此，本文以該案件為例，考察反傾銷對WBF企業(yè)出口持續(xù)時間的影響。

遵循Lu 等的方法[6]，本文選擇所有出口“940360其他非臥室用木制家具”(以下簡稱為WOF)的企業(yè)作為參照組。原因包括：首先，WOF與WBF隸屬于同樣的HS-4位數(shù)產(chǎn)品(9403)，絕大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟因素和行業(yè)因素對二者有著類似的影響⑦。其次，由于這兩種產(chǎn)品都是木制家具，二者主要是功能上的區(qū)分，生產(chǎn)設備、生產(chǎn)工藝等具有很高的相似性。在本文的樣本中，24.85%的企業(yè)同時從事WOF和WBF的出口，因而二者的可比性比較高。最后，在整個家具行業(yè)(9403)中，最主要的三種出口產(chǎn)品是WOF、WBF和金屬非辦公家具(940320)，但金屬非辦公家具于2003年7月遭到美國反傾銷調(diào)查，因而不適合作為參照組產(chǎn)品。

本文實證所采用的倍差分析方法的有效性依賴于反傾銷發(fā)起以前，處理組企業(yè)和參照組企業(yè)在出口持續(xù)時間上沒有系統(tǒng)性差別，本文將在穩(wěn)健性檢驗中予以重點考察。

2．企業(yè)樣本選擇

生存分析往往并不考慮企業(yè)實際進入市場的時間。但由于反傾銷發(fā)生在特定的時間點，對不同進入時間的企業(yè)影響可能會有差異，我們選定同一年度進入市場的企業(yè)來進行實證分析。經(jīng)綜合比較，我們選定2002年進入市場的企業(yè)作為研究樣本。理由如下：第一，由于反傾銷發(fā)起(2003年10月)以后進入市場的企業(yè)在進入時能夠觀測到或者預期到未來的反傾銷關(guān)稅，這種自我選擇效應會帶來內(nèi)生性，因而被排除在樣本之外；第二，2000年被用作確定企業(yè)進入市場時間的觀察期而不能使用；第三，為檢驗參照組的有效性，本文需要比較兩個組別的企業(yè)在沒有遭遇反傾銷的時間段內(nèi)的出口持續(xù)時間分布，而2003年進入市場的企業(yè)相關(guān)觀測過少；第四，根據(jù)陳勇兵、李燕和周世民的測算，中國企業(yè)平均出口持續(xù)時間為1.6年[3]，本文測度的企業(yè)平均出口持續(xù)時間為15個月。過早進入市場的企業(yè)可能在反傾銷發(fā)起以前就已經(jīng)大量退出了，將其納入可能會帶來反傾銷效應估計偏誤，于是選擇2002年進入市場的企業(yè)樣本要優(yōu)于2001年。在穩(wěn)健性檢驗中我們使用了2001年和2003年進入市場的企業(yè)樣本。

(四)數(shù)據(jù)來源

本文使用的企業(yè)出口數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫(2000～2006年)。該數(shù)據(jù)包含了2000～2006年間所有出口企業(yè)對所有目的地的全部產(chǎn)品出口信息。本文使用的美國對華WBF反傾銷案件相關(guān)信息來自世界銀行反傾銷數(shù)據(jù)庫(World Bank Global Antidumping Database，GAD)，本文提取了案件裁決的相關(guān)信息如初裁和終裁時間、反傾銷稅率、獲得單獨反傾銷關(guān)稅企業(yè)名稱等。不過，GAD數(shù)據(jù)庫中關(guān)于獲得單獨反傾銷關(guān)稅企業(yè)的信息僅限于企業(yè)的英文名稱，有些甚至是縮寫。因此，我們不能直接將GAD數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)進行匹配。為確定獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)，我們首先利用聯(lián)邦公報文件⑧對GAD數(shù)據(jù)庫中獲得單獨反傾銷關(guān)稅企業(yè)的信息進行了必要的補充和修正，然后利用百度檢索企業(yè)英文名稱或者縮寫以獲得部分企業(yè)的中文名稱，我們也可以直接通過GAD數(shù)據(jù)庫提供的企業(yè)名稱拼音來猜測企業(yè)的中文名稱。然后，利用得到的企業(yè)中文名稱來進行匹配。匹配過程中，本文利用兩個標準進行進一步的篩選：第一是企業(yè)所在地區(qū)，因為很多英文名稱中具有區(qū)域信息；第二，企業(yè)在調(diào)查期間(2003年4月1日-2003年9月30日)是否有過WBF出口。在美國對華WBF反傾銷案件終裁時獲得單獨關(guān)稅的113家企業(yè)中，本文成功匹配了84家。在2002年進入市場的企業(yè)中，處理組中有14家企業(yè)最終獲得了單獨關(guān)稅。

本文實證分析中最終樣本企業(yè)-產(chǎn)品組合有1278項，其中處理組企業(yè)-產(chǎn)品組合有469項，參照組企業(yè)-產(chǎn)品組合有809項。

四、實證結(jié)論

(一)描述性統(tǒng)計分析

表1給出了對樣本企業(yè)出口生存函數(shù)進行估計的結(jié)果。在整個樣本期間的1278個觀測中，有1108個企業(yè)-產(chǎn)品組合最終退出了市場。其中處理組的469個企業(yè)-產(chǎn)品組合中，有436個企業(yè)-產(chǎn)品組合退出了市場。參照組的809個企業(yè)-產(chǎn)品組合中，有672個企業(yè)-產(chǎn)品組合退出了市場。從而表明，企業(yè)-產(chǎn)品層面上的市場退出是比較普遍的現(xiàn)象。從出口持續(xù)時間來看，我國企業(yè)出口持續(xù)時間非常短。企業(yè)出口持續(xù)時間平均值為15個月，中位數(shù)僅為6個月。利用同樣的樣本數(shù)據(jù)，如果從年度上進行統(tǒng)計，平均出口持續(xù)時間為2年，中位數(shù)也是2年。一方面，從年度上進行估計會大幅度高估企業(yè)的出口持續(xù)時間；另一方面，從平均值與中位數(shù)的關(guān)系來看，月度上的統(tǒng)計表明不同企業(yè)出口持續(xù)時間存在較大的差異，而且絕大多數(shù)企業(yè)的出口持續(xù)時間非常短。

表1企業(yè)-產(chǎn)品組合的出口生存函數(shù)估計

由表1可知，出口持續(xù)時間超過6個月的企業(yè)-產(chǎn)品組合占49.84%，持續(xù)時間超過15個月的企業(yè)-產(chǎn)品組合則占34.51%。進一步，我們比較了被反傾銷的處理組企業(yè)和未被反傾銷的參照組企業(yè)：被反傾銷企業(yè)的平均出口持續(xù)時間平均值為12個月，中位數(shù)為5個月；而未被反傾銷企業(yè)的出口持續(xù)時間平均值則為17個月，中位數(shù)為7個月。在平均和中位數(shù)出口持續(xù)時間上，被反傾銷企業(yè)的出口持續(xù)時間明顯低于未被反傾銷企業(yè)。

圖1～2給出了被反傾銷的處理組企業(yè)和沒有被反傾銷的參照組企業(yè)更為直觀的Kaplan-Meier生存函數(shù)的生存曲線圖及危險曲線圖。首先，生存曲線圖1表明，不論是否受到反傾銷，大量的企業(yè)出口持續(xù)時間都只有1個月，僅有少量的企業(yè)出口能夠超過40個月。生存曲線斜率越來越小，超過50個月以后幾乎接近水平，表明當企業(yè)出口持續(xù)時間超過50個月以后，退出市場的概率將變得很小。市場退出危險比率圖2也進一步證實了這一規(guī)律。企業(yè)-產(chǎn)品在剛剛進入市場時會面臨非常高的市場退出率。但隨著出口持續(xù)時間的延長，企業(yè)退出市場的危險比率迅速下降。這種負的時間依存性與既有的研究是一致的[1]。從組別差異來看，處理組企業(yè)表現(xiàn)出了更低的存活率和更高的退出危險比率，即遭遇反傾銷導致了出口企業(yè)更容易退出市場。進一步利用log-rank檢驗表明，卡方檢驗值為24.56，拒絕了兩個組別企業(yè)出口持續(xù)時間相同的原始假設。

圖1 處理組和參照組企業(yè)出口持續(xù)時間生存曲線對比圖

圖2 處理組和參照組企業(yè)出口持續(xù)時間危險曲線對比圖

(二)實證檢驗

1．反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響

利用計量模型(1)進行基本回歸分析，結(jié)果如表2所示。反傾銷導致出口企業(yè)退出概率上升。在控制了企業(yè)層面特征后，這一結(jié)果同樣顯著。反傾銷導致企業(yè)退出市場危險比率增加了30.28%～35.45%。

表2第(2)～(6)列的結(jié)果還顯示，初始出口更高的企業(yè)、外資企業(yè)退出出口市場的概率更低，這與陳勇兵、李燕和周世民的研究結(jié)論一致[3]。表2第(4)～(6)列表明，多出口目的地市場企業(yè)出口持續(xù)時間更長，更不容易退出市場。原因在于，如果在進入市場時已經(jīng)有過對其他國家出口的經(jīng)驗，就可以通過其他市場的銷售調(diào)整來應對在某個市場上受到的沖擊，從而更好地分散市場風險。

表2 第(5)～(6)列表明，企業(yè)所在的區(qū)域以及企業(yè)是否為貿(mào)易中介對企業(yè)退出市場的影響均不顯著。陳勇兵、李燕和周世民則發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的企業(yè)出口持續(xù)時間更長一些[3]，與本文結(jié)論存在一定差異。主要原因可能是木制家具行業(yè)主要集中在東部地區(qū)(本文樣本中東部企業(yè)數(shù)量占比為92%)，造成了企業(yè)所在區(qū)域這一變量的變異不足。貿(mào)易中介一方面往往經(jīng)營多種產(chǎn)品，出口到多國市場，其退出某單一產(chǎn)品或單一市場的機會成本比較??；另一方面又可以利用其他的產(chǎn)品或者市場的利潤來補貼某單一產(chǎn)品和單一市場[6]，從而導致其對出口持續(xù)時間的影響具有不確定性。

2. 反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間影響的異質(zhì)性

進一步，我們通過在模型(1)中加入反傾銷變量與企業(yè)異質(zhì)性因素的交叉項，來考察不同企業(yè)特征對反傾銷效應的影響，相關(guān)回歸結(jié)果列于表3中。其中，企業(yè)特征變量的結(jié)果與表2第(6)列結(jié)果在符號、顯著性以及幅度上都非常相似，為了節(jié)約篇幅我們省略了這些變量的結(jié)果。

由表3可知，主要的企業(yè)特征對反傾銷效應的影響并不顯著。這可能與本案例中的全國統(tǒng)一反傾銷關(guān)稅高達198.08%有關(guān)。在如此高的反傾銷關(guān)稅之下，所有的企業(yè)都會受到非常嚴重的影響，而不論企業(yè)初始出口金額如何，是否為外資企業(yè)，是否具有多出口目的地經(jīng)驗，是否為貿(mào)易中介或是否為東部企業(yè)⑨。

表2企業(yè)出口持續(xù)時間的影響因素：半?yún)?shù)分析

注： *、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著。表格中報告的是各變量對危險比率(hazard ratio)的影響，系數(shù)大于1表示更高的市場退出風險。以下各表除特殊說明外均相同。

表3企業(yè)異質(zhì)性與反傾銷對出口持續(xù)時間的影響

注： *、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著。為方便表述，表3報告的是風險函數(shù)回歸系數(shù)，相應的危險比率影響為exp(b)。

根據(jù)美國反傾銷調(diào)查實踐，不同的企業(yè)在反傾銷調(diào)查中獲得的反傾銷關(guān)稅并不相同。在本文美國對華WBF反傾銷案的最終裁決中，6家企業(yè)分別獲得了從0.83%到15.78%的個別反傾銷關(guān)稅稅率，另外115家企業(yè)獲得了這6家強制性調(diào)查企業(yè)個別反傾銷關(guān)稅的加權(quán)平均值6.65%。其余的企業(yè)被征收的統(tǒng)一關(guān)稅稅率為198.08%。單獨反傾銷關(guān)稅與統(tǒng)一反傾銷關(guān)稅之間存在巨大差異，獲得不同反傾銷關(guān)稅的企業(yè)受到反傾銷的影響可能不同，因此我們考察了獲得單獨反傾銷關(guān)稅的影響。表3第(6)列結(jié)果表明：第一，遭遇反傾銷的企業(yè)中，獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)⑩相較于沒有獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)，退出市場概率要更小(-1.3693<0)。第二，一個非常有意思的現(xiàn)象是，對于獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)而言，他們相對于沒有被反傾銷的企業(yè)，退出市場的危險比率反而更低(-1.3963+1<0)。第三，對于那些沒有獲得單獨反傾銷關(guān)稅的被反傾銷企業(yè)，反傾銷導致其退出市場危險比率增加40.65%(exp(0.3411)-1)。

這些結(jié)論都是符合理論預期的。首先，很少有企業(yè)能夠承受高達198.08%的關(guān)稅。如果企業(yè)被反傾銷了，而且沒有獲得單獨反傾銷關(guān)稅，企業(yè)非常容易退出市場。其次，對于獲得了單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)而言，一方面6.65%的單獨反傾銷關(guān)稅影響相對較小，對企業(yè)退出的影響會比較小，他們相較于獲得統(tǒng)一關(guān)稅的企業(yè)更不容易退出市場；另一方面，被征收統(tǒng)一反傾銷關(guān)稅的企業(yè)退出市場后，獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)實際上獲得了更大的市場空間，導致其可能比沒有遭遇反傾銷的企業(yè)更容易留在市場。在進一步控制了其他的因素后，表3第(7)列表明，企業(yè)獲得單獨反傾銷關(guān)稅會降低企業(yè)退出市場風險比率這一結(jié)論依然成立。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)反傾銷發(fā)起以前的情形

本文選擇出口未被反傾銷的產(chǎn)品(940360)的企業(yè)作為參照組。這一方法的有效性要求兩個組別的出口企業(yè)在沒有遭遇反傾銷的時間段內(nèi)在出口持續(xù)時間上沒有顯著差異。為此我們將2003年10月1日作為時間節(jié)點，考察兩個組別的企業(yè)從進入市場到這一節(jié)點期間出口持續(xù)時間的差異。利用模型(1)，我們得到了表4所示的結(jié)果。第(1)～(6)列相關(guān)結(jié)果表明，盡管其他企業(yè)特征都具有預期的影響符號，是否屬于處理組對企業(yè)退出市場危險比率的影響卻并不顯著。說明在反傾銷發(fā)起以前的時間內(nèi)，兩個組別企業(yè)的出口持續(xù)時間是相似的，這表明本文的參照組選擇具有一定的合理性。

(二)采用不同的市場退出度量

在基準回歸中，我們認為如果企業(yè)最后一次出口是在2006年以前，企業(yè)就已經(jīng)退出了市場。在穩(wěn)健性檢驗中，我們分別考察了另外兩種辦法。第一，我們將2006年7月1日作為時間節(jié)點，即認為如果企業(yè)在樣本中的最后一次出口在2006年7月1日以前，就認為企業(yè)退出了市場，否則認為其依然存活于市場。第二，我們統(tǒng)計企業(yè)平均兩次出口的時間間隔和企業(yè)最后一次出口離2006年12月1日的時間間隔，如果前者小于后者，我們認為企業(yè)已經(jīng)退出了市場，否則認為企業(yè)依然存活于市場。利用這兩種方法的相應回歸結(jié)果如表5第(1)列和第(2)列所示。結(jié)果表明，使用不同判斷企業(yè)退出的方式，相應結(jié)果與表2類似。

(三)使用不同企業(yè)樣本

在基準回歸中，我們使用的是2002年進入市場的企業(yè)。在穩(wěn)健性檢驗中，我們考察2001年進入市場的企業(yè)和2003年進入市場的企業(yè)。相應的結(jié)果如表5第(3)列和第(4)列所示。不難看出，使用不同進入年度的企業(yè)樣本，相應結(jié)果與表2類似。

(四)以出口頻率作為企業(yè)出口持續(xù)時間的代理變量

在同樣的出口持續(xù)時間下，不同的企業(yè)可能有不同的出口頻率，由此本文統(tǒng)計了企業(yè)在持續(xù)出口期間的出口頻率。這一指標并不受企業(yè)第一次出口和最后一次出口之間出口中斷的影響，因而克服了因為中斷出口對前文中出口持續(xù)時間估算的干擾。同時，出口頻率也被認為是出口增長的一個新的集約邊際[17]。由此，將出口頻率作為企業(yè)出口持續(xù)時間的代理變量，一方面能夠進一步驗證本文相關(guān)結(jié)論的合理性，另一方面也是對相關(guān)結(jié)論的有益補充。

表4穩(wěn)健性檢驗：反傾銷發(fā)起以前處理組與參照組企業(yè)出口持續(xù)時間對比

表5穩(wěn)健性檢驗：不同市場退出度量和不同企業(yè)樣本

統(tǒng)計結(jié)果表明，企業(yè)出口頻率的中位數(shù)為3次，平均值為8次。這再次表明絕大多數(shù)的企業(yè)出口次數(shù)較少，而少部分大型企業(yè)出口次數(shù)較多，從而提高了整體平均的出口次數(shù)。超過3次出口的企業(yè)-產(chǎn)品組合占44.24%。而超過8次的企業(yè)-產(chǎn)品組合占比25.96%。同樣，從出口頻率的角度看，被反傾銷的企業(yè)出口頻率要低于未被反傾銷企業(yè)。在同樣的出口頻率上，被反傾銷企業(yè)的存活率要更低。

以企業(yè)出口頻率作為出口持續(xù)時間的代理變量，同樣利用模型(1)，反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間影響的相關(guān)回歸結(jié)果如表6所示。表6的結(jié)果與表2的結(jié)果基本一致。這一結(jié)論也表明，本文對于企業(yè)出口持續(xù)時間的度量受企業(yè)出口中斷的影響并不大。

表6穩(wěn)健性檢驗： 以出口頻率作為企業(yè)出口持續(xù)時間的代理變量

六、結(jié)論與政策建議

本文以美國對華木制臥室家具反傾銷為例，分析了反傾銷對企業(yè)出口持續(xù)時間的影響。運用非參數(shù)分析和半?yún)?shù)分析，本文發(fā)現(xiàn)反傾銷會導致出口企業(yè)退出市場風險增加30.28%～35.45%。企業(yè)初始出口水平越高、外資企業(yè)、企業(yè)具有多出口目的地經(jīng)驗，會促進企業(yè)出口風險下降，這與既有研究成果和理論預期一致。然而，企業(yè)異質(zhì)性對反傾銷效應影響并不顯著。企業(yè)如果獲得了反傾銷單獨關(guān)稅，其退出市場危險比率反而會下降。本文的結(jié)論在使用不同的出口持續(xù)時間、市場退出衡量方法和企業(yè)樣本時均保持穩(wěn)健。

本文的相關(guān)結(jié)論具有下列政策含義：首先，反傾銷會導致企業(yè)退出市場風險增加，影響出口長期穩(wěn)定發(fā)展。由此，在WTO框架內(nèi)積極維護我國的市場經(jīng)濟地位，切實通過雙邊或者多邊磋商減少對華反傾銷是根本策略。其次，要鼓勵企業(yè)積極應訴，爭取更低的單獨反傾銷關(guān)稅。獲得反傾銷關(guān)稅反而會導致企業(yè)退出市場危險比率下降。實際上，企業(yè)及時了解反傾銷調(diào)查的時間節(jié)點，積極參加單獨反傾銷關(guān)稅測試，并證明自己的生產(chǎn)經(jīng)營在理論上和實際上沒有受到政府的控制，對于絕大多數(shù)的企業(yè)，尤其是中小企業(yè)來講并非難事。近年來，從國務院到地方省市陸續(xù)出臺了反傾銷應訴條例，這對于規(guī)范我國企業(yè)應訴，爭取更加有利的判決無疑具有積極作用。最后，采用市場多元化策略、吸引外商直接投資等方式能夠有效分散市場風險，提高企業(yè)的持續(xù)出口能力。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：https://www.wto.org/english/tratop_e/adp_e/adp_e.htm和作者計算。

②沈立君和侯文滌(2017)認為僅有世界銀行反傾銷數(shù)據(jù)庫(GAD)中列明的被征收單獨反傾銷關(guān)稅的部分企業(yè)受到了反傾銷影響。而實際上所有出口涉案產(chǎn)品的企業(yè)均會受到影響，這些列明企業(yè)獲得單獨的反傾銷關(guān)稅而且關(guān)稅更低。根據(jù)本文的考察，這部分企業(yè)退出市場的概率將會更低，出口持續(xù)時間會更長。

③我們首先計算每個具有兩次及以上出口的企業(yè)-產(chǎn)品組合平均每次出口的間隔，然后取所有企業(yè)的平均值。

④反傾銷往往是針對來自一個國家某一種產(chǎn)品的進口，所以涉案產(chǎn)品的出口企業(yè)都將受到影響。不過不同的企業(yè)可能會獲得不同的反傾銷關(guān)稅。

⑤企業(yè)異質(zhì)性還可以表現(xiàn)在企業(yè)生產(chǎn)率、融資難度、價格加成率等方面。由于木制臥室家具出口行業(yè)中中小企業(yè)居多，與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫匹配會導致大量的樣本損失，難以獲得足夠的觀測。在本文的后續(xù)研究中，利用更多的案例樣本，我們將考慮這些異質(zhì)性對出口持續(xù)時間以及對反傾銷效應的影響。

⑥http://www.cacs.gov.cn/cacs/newcommon/details.aspx?navid=A19&articleId=37880

⑦在反傾銷貿(mào)易效應相關(guān)文獻中，常見的參照組選取方法有兩種：一種是相同HS-4位數(shù)產(chǎn)品下其他未被反傾銷產(chǎn)品；另一種是根據(jù)Blonigen和Park(2004)的方法，進行傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)。通常PSM方法下選取的解釋變量對于隸屬于同一HS-4位數(shù)產(chǎn)品下的不同產(chǎn)品往往是相同的，因而這些產(chǎn)品在PSM中也比較容易被選定為參照組。既有的研究表明，這兩種參照組的選取方法在實證上結(jié)果往往相似(Lu 等 2003; 蔣為和孫浦陽，2016)。相較于傾向得分匹配方法，采用相同HS-4位數(shù)產(chǎn)品方法數(shù)據(jù)處理更加簡便，避免了在匹配過程中可能存在的進一步處理偏差。在經(jīng)濟意義上的理解也更加自然、直觀，因此本文采用了這種方法。

⑧https://www.federalregister.gov/documents/search?conditions%5Bterm%5D=a-570-890&order=oldest#

⑨由于本文只選取了美國對華木制臥室家具反傾銷的案例，我們難以直接對這一預測進行驗證。同時，這一結(jié)論也可能有其他的影響機制。在本文的后續(xù)研究中，我們將通過擴大反傾銷樣本來進一步予以考察。

⑩為表述方便，我們這里將獲得個別反傾銷關(guān)稅和單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)統(tǒng)一稱之為獲得單獨反傾銷關(guān)稅的企業(yè)。