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摘要：贸易政策的“内生”性理论分析都是基于西方民主代议制的政治框架下，对中国这种非民主代议制的发展中国家是否适用，还不得而知。本文通过对1997—2006年中国对外反倾销案件的实证检验，证明中国对外反倾销政策也具有内生性，它的形成同样受到利益集团的影响，只不过影响方式不同于民主代议制国家的政治捐献和专业游说，而是政府通过关注其目标函数中权重较大的特定利益集团的福利状况而形成的，最后提出需要改革中国目前的贸易政策决策机制。
关键词：中国反倾销政策；内生性；实证检验
中图分类号：F117 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2009)05-0124-05
20 世纪末期以来，以反倾销为代表的新型贸易政策不断兴起。它是WTO框架下以保护国内产业免受不公平竞争及过量进口造成的损害为目的的贸易救济政策之一，为许多国家的政府所使用，其中也包括中国。按照WTO反倾销统计口径，1997—2006年，中国共发起反倾销调查146起（按WTO反倾销统计标准，每种产品涉及一个国家或地区即视为一件调查，欧盟各成员国不单独统计），列世界第7位，成为发起反倾销调查较多的国家之一。 由此可见， 反倾销也日益成为中国一个重要政策工具。本文拟以反倾销政策为切入点，对中国贸易政策的内生性作一检验，探究中国对外反倾销政策受哪些因素的影响？利益集团是否在中国反倾销贸易政策的形成上施加了影响？
一、相关文献综述
由于本文主要探究中国反倾销政策的决定因素，以此来检验中国贸易政策是否具有内生性，所以只对有关反倾销影响因素的文献进行综述，其中主要是影响政府部门调查、裁决因素的文献。
1.国外学者对反倾销政策影响因素的研究
在倾销裁定、产业损害裁定以及因果关系裁定方面， Finger，Hall&Nelson(1982)以及Baldwin(1985)对产业损害裁定的决定性因素进行了开创性的研究工作。他们最初提出了关于这一问题的分析框架， 将行政保护过程中的制度性特征以及各类政治经济变量作为影响产业损害裁定的因素。此后的文献基本上都是在同样的分析框架内， 利用二元回归技术来对产业损害裁定的决定性因素进行检验［1］。
Mah Jai S（2000）研究了国民收入波动、贸易平衡因素对美国国际贸易委员会倾销裁定的影响，他认为，贸易平衡因素是美国倾销裁定的重要影响因素之一［2］。
近年来越来越多的学者开始关注政治因素对反倾销裁定的影响。Hansen & Prusa (1997) 从贸易的新政治经济学角度出发分析了美国国际贸易委员会倾销裁定的影响因素，在比较了美国国内政治因素与经济因素对反倾销政策的影响后认为，特定产业集团更容易通过政治行动委员会的政治捐赠对倾销裁定结果产生影响，因此，在实际的倾销裁定中，政治压力比实际的经济损害更能影响倾销裁定的结果［3］。
Lee Kyung & Mah Jai S (2003)也从美国国内政治决策过程出发研究了宏观经济因素与政治制度因素对美国国际贸易委员会倾销案例损害裁定的影响［4］。Aggarwal（2004）通过对99个国家1980—2000年的面板数据计算后认为反倾销裁定更容易受到政治而非经济因素的影响。此外， 她还研究了WTO对各国反倾销使用的影响，认为由WTO多边框架体制下自由贸易制度对国内产业的形成压力，促使国内的企业寻求有效的保护，因此WTO成立将导致反倾销事件的增加［5］。
Evans&Sherlund(2006)利用1980年至1995年美国反倾销案件的数据， 以反倾销税率为被解释变量， 在“保护待售”模型的理论框架下进行经验研究，结果表明利益集团的政治压力对美国反倾销税裁定具有显著影响作用：如果一起案件的申诉者在政治上有组织，则该案件往往会被裁定较高的反倾销税率［6］。
2.国内学者对反倾销政策影响因素的研究
国内部分学者也对反倾销的影响因素问题进行了初步的探讨。丁勇、李磊、朱彤（2008）认为，上一年国外针对中国的反倾销总数和进口增长率对中国的进口反倾销起到了正面且显著影响, 而国内制造业指数和世界经济增长率对中国的进口反倾销数有负面影响 ,但是世界经济增长率相对国内制造业指数而言对中国的进口反倾销数的影响较为微弱［7］。方勇、张二震（2004）对反倾销申请的主体、提出反倾销申请的时机进行了分析，并利用一个古诺均衡模型对进口国企业提出反倾销申请的原因以及政府反倾销裁决进行了理论探讨［8］。谢建国（2006）综合利用Grange因果分析和计数模型（泊松分布模型）对美国对华反倾销的经济、政治及制度因素进行了分析，结果表明，经济因素在美国对华反倾销中发挥主要作用，但中美政治关系与美国对华反倾销之间存在显著联系［9］。
本文在国内外已有研究的基础上，根据1997—2006年中国相关行业反倾销案件的面板数据，建立计量模型，探求中国对外反倾销的影响因素，从而回答中国反倾销政策是否具有内生性的问题。
二、影响中国反倾销的主要因素
根据WTO《反倾销协议》以及《中华人民共和国反倾销条例》的规定， 一个完整的反倾销事件包括三个主要阶段：第一阶段是由进口竞争企业向政府部门提出反倾销申请；第二阶段由政府部门对倾销以及由此造成的损害进行立案调查和确定；第三阶段由政府部门根据调查的结果，就倾销、损害和二者之间的因果关系是否成立作出初裁决定。初裁决定确定倾销、损害以及二者之间的因果关系成立的，政府部门应当对倾销及倾销幅度、损害及损害程度继续进行调查，并根据调查结果作出终裁决定。由于中国最终实施反倾销措施的比率非常高(注：按中国的反倾销统计标准，截至2007年6月，中国已经审结反倾销案件有45起，其中37起案件最终裁定对进口产品征收反倾销税。立案调查而没有最终实施反倾销措施的案件所占比例很小。)，所以以第二阶段反倾销立案调查的案件数量为考察对象，来探究影响中国反倾销的主要因素是切实可行的。根据贸易政策政治经济学的理论，判断贸易政策内生性的充分条件是利益集团（经济个体）偏好在贸易政策模型中的全面反映和体现［10］，鉴于此，本文主要选择了行业的以下几种指标数值， 看这些指标是否对中国反倾销贸易政策产生影响：
1.显示性比较优势指数（RCA：Revealed Comparative Advantage）。比较优势的计算指标较多，本文采用显示性比较优势指数作为衡量比较优势的指标，来对我国不同行业的比较优势变化状况进行分析。显示性比较优势指数指标是由巴拉萨（Balassa，1965）最早根据各产业贸易绩效提出来的［11］，该指标反映了一个国家某一产业或产品的出口与世界平均水平的相对优势，它剔除了国家总量波动和世界总量波动的影响，较好地反映了该产业或产品的比较优势，在进行国际竞争力比较时被广泛采用。
显示性比较优势指数是指一国某类商品出口额占该国总出口额比重相对于世界上该类商品出口额占世界总出口额比重的大小，用公式表示为：
RCAij=Xij∑nj=1Xij
∑mi=1Xij/∑mi=1∑nj=1Xij
公式中，RCAij表示i国j类产品的显示性比较优势指数；Xij表示i国j类产品的出口额；i表示不同国家，i=1，2，……，m；j表示不同类别产品，j=1，2，……，n；分子表示在i国总出口中j类产品所占比重，分母表示在世界总出口中j类产品所占比重。
2.全员劳动生产率,即工业行业增加值与职工人数的比。显示性比较优势指数和全员劳动生产率这两个指标都反映了行业的比较优势，比较优势越大的行业，向政府游说要求贸易保护的意愿就越低，所以这两个指标与反倾销立案调查的数量预期为负相关关系。
3.行业亏损企业比重。此项指标反映特定行业可能受到的进口冲击影响程度， 如果比重越大，表明该行业受外部冲击越大，如果政府的目标函数中社会的稳定所占权重较大的话，那么这些亏损行业的福利状况就会受到政府的的密切关注，体现在反倾销政策上就是该指标与反倾销案件的数量预期成正相关关系。
4.国家资本占实收资本的比重。该比重越大，表明该行业国有企业越多。在中国，企业虽然无法对政府进行政治捐献，但是，政府财政收入的2/3来自于国有企业的利润；同时，国有外贸公司利润也构成了贸易政策制定部门收入的重要来源，这些收入类似于一种政治捐献，贸易政策的制定会在更大程度上向国有企业利益的方向倾斜［12］，所以该数值与中国对外反倾销的案件数量预期成正相关关系。
5.进口渗透率。根据Grossman& Helpman（1994）的保护待售模型理论，对于有效组织起来的行业，进口渗透率越低，贸易保护率越高；相反，对于那些没有形成压力集团的行业，两者间呈正比例关系［13］。对中国的反倾销政策来说，其是否适用于这一最经典的内生贸易政策模型，有待于实证模型的检验。
6.
行业出口额占当年制造业出口总额的比重。一般来说，该指标较高的行业由于担心会受到“战略性反倾销贸易报复的威胁”［14］，较少提出反倾销申请。政府在裁定时，也会相应地有同样的考虑，因而对该指标值较高的行业，反倾销的立案调查案件数量就少。也就是说，政府贸易政策的制定会还受到外国利益集团的影响，是否如此，有待于实证模型的检验。
7.工业总产值。工业总产值越大，对国民经济的重要性就越高，在政府目标函数中的权重也就越大，政府给予这个行业的保护也就越高，体现在反倾销的立案调查上，就是该数值与反倾销的立案数量是正相关关系。
8.行业就业人数占全部劳动力的比重。如果政府将充分就业和社会稳定作为重要宏观经济目标的话，那么它就应避免进口竞争造成的行业失业，因此，该数值与反倾销的立案是正相关关系。
9.申诉企业所属行业的企业数。如果该行业的企业数量多， 说明其在国民经济中的地位在一定程度上会更高， 政府对这个行业的保护程度可能也就越高。此外，它还代表了行业行政主管机构与中央进行讨价还价的一个筹码。因此，该数值与反倾销的立案数量是正相关关系。
通过以上论述， 我们可以给出有待检验的四个命题：
命题一：显示性比较优势指数和全员劳动生产率越大的行业，行业比较优势越明显，这些行业对政府贸易保护的要求就相对弱些，体现在对外反倾销上，就是该指数越强，中国对外反倾销的案件数量就越少。
命题二：行业亏损企业所占比重越大，国家资本占实收资本的比重越大的行业，从中国政府目标函数来考虑，可能会对这些行业予以重点关注，体现在对外反倾销政策上，就是这些指标越高的行业，中国对外反倾销的案件数量就越多。
命题三：出口额占当年制造业出口总额比重越高的行业，受国外利益集团反倾销报复威胁的影响，会越少提出反倾销申请，所以该指标越高，中国对外反倾销案件数量就越少。
命题四：一个行业的工业总产值越大，就业人数占全部劳动力的比重越高，所包含的企业数量越多，其在政府的目标函数中所占的权重就越高，政府对其的保护意愿就越强，所以，这类指标数值越大，中国对外反倾销的案件数量就越多。
三、影响中国反倾销的实证模型
截至2007年6月，中国已经审结反倾销案件有45起，其中37起案件最终裁定对进口产品征收反倾销税。在另外8起案件中，2002年MDI案、2004年双酚A案、2005年三元乙丙橡胶案因申请人撤诉而终止调查；2001年聚苯乙烯案和L-赖氨酸盐酸盐案、2005年辛醇案和丁醇案因产业损害不成立而终止调查；2003年锦纶6、66长丝案因倾销幅度低于2%终止调查。(注：数字来自厦门产业安全网：朱庆华.中国反倾销十年。)除了因产业损害不成立和倾销幅度低于2%而终止调查的案件外，最终采取反倾销措施的比率占立案调查案件的80%以上，所以在分析中国对外反倾销的影响因素时，可以选取每年中国对外反倾销立案调查的案件数量作为因变量，考虑到在中国反倾销实践中，中国商务部在接到国内厂商的反倾销申请后，倾销调查期一般为反倾销立案的前一年，因此，为了计量准确，模型中各经济变量取其一年的滞后值。建立模型如下：
casesit=i+∑nk=1kXkit-1+eit
式中，casei,t为中国各行业每年反倾销立案调查的案件数量（每种产品涉及一个国家或地区即视为一件，欧盟各成员国不单独统计）。X为影响中国企业反倾销立案调查的因素向量， 包括前面所述的各类因素；eit表示残差，i为各截面间差异的常数项，k为各自变量的回归系数，下标i,t,k分别为行业个数、申请年份和自变量个数。
四、样本的选择和数据的描述
本文的目的在于利用1997—2006年中国每年对外反倾销案件数量的面板数据建立计量经济模型，解释中国反倾销政策的影响因素，从而说明中国反倾销政策是否具有内生性。
被解释变量为中国各年反倾销立案调查的案件数量，该数值取自中国贸易救济信息网站（www.cacs.gov.cn），经过整理获得。由于反倾销涉及到的货物是按照国际海关组织的协调制度（H S）分类的， 考虑到数据的可获得性， 我们将其转换为《中国统计年鉴》所采用的中国工业行业分类（CICC）。按照这个分类标准， 中国对外反倾销立案调查的涉案产品可分为8类行业：(1) 化学原料及化学制品制造业；(2) 食品加工业；(3) 黑色金属冶炼及压延加工业；(4) 造纸及纸制品业；(5) 橡胶制品业；(6) 化学纤维制造业；(7) 塑料制品业；(8)仪器仪表文化办公机械制造业。我们将1997—2006这十年间所涉案的反倾销产品一一归入这些行业中(注：由于食品加工业的进出口数据较难获得，故将食品加工业删除，计量模型只包括七类行业。)。
解释变量中，显示性比较优势指数根据UN comtrade数据库SITC（Rev.3）贸易数据，按照中国工业行业分类（CICC）标准，分类汇总计算得出；进口渗透率、行业出口额占当年制造业出口总额的比重根据历年的《中国工业经济统计年鉴》、《中国海关统计年鉴》中的数据，经过分类汇总，间接计算得出(注：各行业汇总的标准参照《中国对外贸易政策的政治经济学分析》（盛斌，2002）。)；全员劳动生产率、工业总产值和申诉企业所属行业的企业数直接来自历年的《中国工业经济统计年鉴》；行业就业人数占全部劳动力的比重、行业亏损企业比重和国家资本占实收资本的比重根据历年的《中国工业经济统计年鉴》间接计算得出。
五、检验结果与分析
本文采用变截距面板模型的固定效应组内差分方法，得到表1估计结果：
表1中国对外反倾销的估计结果
变 量系 数（t统计量）
显示性比较优势指数
-0.7162851 （-0.09）
全员劳动生产率（元/人.年）
-0.0005214*（-2.26）
工业总产值
0.0029366 （1.65）
行业亏损企业比重
0.6260263*（2.21）
国有资本占实收资本的比重
0.5149148** （3.38）
行业出口额占当年制造业出口总额的比重
-35.49724***（-4.13）
进口渗透率
-1.658545** （-2.73）
就业人数占全部劳动力的比重
-31.80003***（-4.39）
申诉企业所属行业的企业数
-0.0037796** （-2.79 ）
常数项
176.0278***（3.71）
调整后的
0.9245
说明：括号内为t统计量， ***，**，*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著。
通过对影响中国对外反倾销的各种因素进行定量分析可以看出，命题一、命题二和命题三基本上得到了实际数据的有利支持，说明以国有企业、亏损企业为代表的利益群体对政府的贸易政策的形成施加了一定的压力，政府在反倾销贸易政策体现出了对他们的利益倾斜；同时全员劳动生产率大和显示性比较优势指数大的行业，由于其比较优势明显，没有向政府寻求反倾销贸易保护的意愿，尽管显示性比较优势指数不具有统计显著性，但仍显示出该类具有比较优势的行业与反倾销案件数量是负向关系。
进口渗透率对中国反倾销的贸易政策具有负向影响。中国申请反倾销企业的产量均占当年行业总产量的50%以上，属于“有效组织起来的行业”。这个计量估计结果完全符合Grossman& Helpman 的保护待售模型的理论：对于有效组织起来的行业，进口渗透率越低，贸易保护率越高。
命题四中的行业就业人数占全部劳动力的比重和申诉行业的企业数量这两个变量对中国反倾销的影响与命题预计的相反,具有负向影响。后者应验了Olson（1965）的“集体行动困境”理论，即企业的数量越多，越会引发“免费搭便车”问题，从而越不容易组织起来影响贸易政策的形成。对于前者的估计偏差以及工业总产值不具有统计显著性，笔者认为有可能是由于模型具有的小样本特征导致了有些参数不真实或者识别变得异常困难。
六、结论性评述
通过对影响中国反倾销的各种因素的经验分析，我们得出如下结论：
第一，反倾销这一贸易政策的形成在中国同样是具有内生性的，所不同的是，中国利益集团对贸易政策的影响不是通过西方民主代议制国家的政治捐献和专业游说，而是政府通过关注其目标函数中权重较大的特定利益集团的福利状况而形成的。
第二，由于中国反倾销的历史较短，加之中国统计数据的不完善，使得该模型具有明显的小样本特征，使得有些参数不真实或者不显著，不能完全反映中国反倾销贸易政策的内生形成过程。随着时间的推移，年度数据的积累将为进一步的研究和分析提供更好的平台。同时，中国的贸易保护政策并不完全通过反倾销来体现，我们要结合更多的政策表现形式来研究中国贸易政策的实质，方能得出较为正确和全面的答案。
第三，尽管如此，该模型仍然在一定程度上体现了中国反倾销贸易政策的内生性，并凸显了一定的政策含义：必须要改革和完善目前反倾销政策的决策机制，形成集体决策机制来协调多元化的利益矛盾，决不能让进口竞争部门的实际利益主导着中国的对外反倾销政策。
参考文献：
［1］ Finger J Michael,H Keith Hall,Douglas R.Nelson.The Political Economy of Administered Protection［J］.American Economic Review,1982,72(3):452-466.
［2］ Mah Jai.S.Antidumping Decisions and Macroeconomic Variables in the USA［J］. Applied Economics,2000, 32(13): 1701-1709.
［3］ Hansen Wendy L, Thomas J.Prusa.The Economics and Politics of Trade Policy: An Empirical Analysis of ITC Decision Making［J］.Review of International Economics,1997,5(2):230-245.
［4］ Lee Kyung Ho, Mah Jai S.Institutional Changes and Antidumping Decisions in the United States［J］.Journal of Policy Modeling,2003,25(6-7):555-565.
［5］ Aradhna Aggarwal.Macro Economic Determinants of Anti-dumping: A Comparative Analysis of Developed and Developing Countries［J］. World Development, 2004 ,32(6):1043-1057.
［6］ Carolyn L. Evans, Shane M. Sherlund.Are Antidumping Duties For Sale? Case-level Evidence on The Grossman-Helpman Protection for Sale Model. Board of governors of the Federal Reserve System,Discussion Paper,2006.888.
［7］ 丁勇,李磊,朱彤.中国对外反倾销的特点与影响因素研究［J］.现代财经,2008,(1):79-83.
［8］ 方勇,张二震.出口产品反倾销预警的经济学研究［J］.经济研究,2004,(1).
［9］ 谢建国.经济影响、政治分歧与制度摩擦［J］.管理世界,2006,(12):8-16.
［10］ 谷克鉴.应用于中国贸易政策内生化的模型综合［J］.经济研究,2003,(9):2-13.
［11］ Balassa B. Trade Liberalization and Revealed comparative advantage［J］.Manchester School of Economic and Social Studies,1965,（33）: 99-123.
［12］ B Ranstetter,Feenstra.Trade and Foreign Direct Investment in China:A Political Economy Approach［J］.Journal of International Economics,2002,58(2):335-358.
［13］ G.Grossman, E.Helpman.Protection For Sale［J］.American Economic Review,1994,84(4):833-850.
［14］ Bruce A.Blonigen,Chad P.Bown.Antidumping and Retaliation Threats［J］.Journal of International Economics,2003,（60）：249-273.
［15］ 盛斌.中国对外贸易政策的政治经济学分析［M］.上海:上海三联书店,上海人民出版社, 2002.
Does Anti-dumping Trade Policy in China Has Endogeneity
Yin XiulingFan Aijun
（School of Economics , Shandong University, Jinan250100，China）
Abstract：
The analysis of trade policy’s endogeneity is basically in the framework of western nation’s democracy representative system . However, we make an empirical test of China ’s data on anti –dumping cases in 1997-2006 just to find that China’s anti-dumping policy is endogenously determined. But it’s different from that in democracy representative system which is influenced by political donation . China’s anti-dumping policy is formed by the government’s specific attention to some specific interest groups. Finally, this article make some suggestions to reform China’s trade policy formation machanism.
Key words:Antidumping policy of China;endogeneity;empirical test
（责任编辑：杨全山）
关键词：中国反倾销政策；内生性；实证检验
中图分类号：F117 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2009)05-0124-05
20 世纪末期以来，以反倾销为代表的新型贸易政策不断兴起。它是WTO框架下以保护国内产业免受不公平竞争及过量进口造成的损害为目的的贸易救济政策之一，为许多国家的政府所使用，其中也包括中国。按照WTO反倾销统计口径，1997—2006年，中国共发起反倾销调查146起（按WTO反倾销统计标准，每种产品涉及一个国家或地区即视为一件调查，欧盟各成员国不单独统计），列世界第7位，成为发起反倾销调查较多的国家之一。 由此可见， 反倾销也日益成为中国一个重要政策工具。本文拟以反倾销政策为切入点，对中国贸易政策的内生性作一检验，探究中国对外反倾销政策受哪些因素的影响？利益集团是否在中国反倾销贸易政策的形成上施加了影响？
一、相关文献综述
由于本文主要探究中国反倾销政策的决定因素，以此来检验中国贸易政策是否具有内生性，所以只对有关反倾销影响因素的文献进行综述，其中主要是影响政府部门调查、裁决因素的文献。
1.国外学者对反倾销政策影响因素的研究
在倾销裁定、产业损害裁定以及因果关系裁定方面， Finger，Hall&Nelson(1982)以及Baldwin(1985)对产业损害裁定的决定性因素进行了开创性的研究工作。他们最初提出了关于这一问题的分析框架， 将行政保护过程中的制度性特征以及各类政治经济变量作为影响产业损害裁定的因素。此后的文献基本上都是在同样的分析框架内， 利用二元回归技术来对产业损害裁定的决定性因素进行检验［1］。
Mah Jai S（2000）研究了国民收入波动、贸易平衡因素对美国国际贸易委员会倾销裁定的影响，他认为，贸易平衡因素是美国倾销裁定的重要影响因素之一［2］。
近年来越来越多的学者开始关注政治因素对反倾销裁定的影响。Hansen & Prusa (1997) 从贸易的新政治经济学角度出发分析了美国国际贸易委员会倾销裁定的影响因素，在比较了美国国内政治因素与经济因素对反倾销政策的影响后认为，特定产业集团更容易通过政治行动委员会的政治捐赠对倾销裁定结果产生影响，因此，在实际的倾销裁定中，政治压力比实际的经济损害更能影响倾销裁定的结果［3］。
Lee Kyung & Mah Jai S (2003)也从美国国内政治决策过程出发研究了宏观经济因素与政治制度因素对美国国际贸易委员会倾销案例损害裁定的影响［4］。Aggarwal（2004）通过对99个国家1980—2000年的面板数据计算后认为反倾销裁定更容易受到政治而非经济因素的影响。此外， 她还研究了WTO对各国反倾销使用的影响，认为由WTO多边框架体制下自由贸易制度对国内产业的形成压力，促使国内的企业寻求有效的保护，因此WTO成立将导致反倾销事件的增加［5］。
Evans&Sherlund(2006)利用1980年至1995年美国反倾销案件的数据， 以反倾销税率为被解释变量， 在“保护待售”模型的理论框架下进行经验研究，结果表明利益集团的政治压力对美国反倾销税裁定具有显著影响作用：如果一起案件的申诉者在政治上有组织，则该案件往往会被裁定较高的反倾销税率［6］。
2.国内学者对反倾销政策影响因素的研究
国内部分学者也对反倾销的影响因素问题进行了初步的探讨。丁勇、李磊、朱彤（2008）认为，上一年国外针对中国的反倾销总数和进口增长率对中国的进口反倾销起到了正面且显著影响, 而国内制造业指数和世界经济增长率对中国的进口反倾销数有负面影响 ,但是世界经济增长率相对国内制造业指数而言对中国的进口反倾销数的影响较为微弱［7］。方勇、张二震（2004）对反倾销申请的主体、提出反倾销申请的时机进行了分析，并利用一个古诺均衡模型对进口国企业提出反倾销申请的原因以及政府反倾销裁决进行了理论探讨［8］。谢建国（2006）综合利用Grange因果分析和计数模型（泊松分布模型）对美国对华反倾销的经济、政治及制度因素进行了分析，结果表明，经济因素在美国对华反倾销中发挥主要作用，但中美政治关系与美国对华反倾销之间存在显著联系［9］。
本文在国内外已有研究的基础上，根据1997—2006年中国相关行业反倾销案件的面板数据，建立计量模型，探求中国对外反倾销的影响因素，从而回答中国反倾销政策是否具有内生性的问题。
二、影响中国反倾销的主要因素
根据WTO《反倾销协议》以及《中华人民共和国反倾销条例》的规定， 一个完整的反倾销事件包括三个主要阶段：第一阶段是由进口竞争企业向政府部门提出反倾销申请；第二阶段由政府部门对倾销以及由此造成的损害进行立案调查和确定；第三阶段由政府部门根据调查的结果，就倾销、损害和二者之间的因果关系是否成立作出初裁决定。初裁决定确定倾销、损害以及二者之间的因果关系成立的，政府部门应当对倾销及倾销幅度、损害及损害程度继续进行调查，并根据调查结果作出终裁决定。由于中国最终实施反倾销措施的比率非常高(注：按中国的反倾销统计标准，截至2007年6月，中国已经审结反倾销案件有45起，其中37起案件最终裁定对进口产品征收反倾销税。立案调查而没有最终实施反倾销措施的案件所占比例很小。)，所以以第二阶段反倾销立案调查的案件数量为考察对象，来探究影响中国反倾销的主要因素是切实可行的。根据贸易政策政治经济学的理论，判断贸易政策内生性的充分条件是利益集团（经济个体）偏好在贸易政策模型中的全面反映和体现［10］，鉴于此，本文主要选择了行业的以下几种指标数值， 看这些指标是否对中国反倾销贸易政策产生影响：
1.显示性比较优势指数（RCA：Revealed Comparative Advantage）。比较优势的计算指标较多，本文采用显示性比较优势指数作为衡量比较优势的指标，来对我国不同行业的比较优势变化状况进行分析。显示性比较优势指数指标是由巴拉萨（Balassa，1965）最早根据各产业贸易绩效提出来的［11］，该指标反映了一个国家某一产业或产品的出口与世界平均水平的相对优势，它剔除了国家总量波动和世界总量波动的影响，较好地反映了该产业或产品的比较优势，在进行国际竞争力比较时被广泛采用。
显示性比较优势指数是指一国某类商品出口额占该国总出口额比重相对于世界上该类商品出口额占世界总出口额比重的大小，用公式表示为：
RCAij=Xij∑nj=1Xij
∑mi=1Xij/∑mi=1∑nj=1Xij
公式中，RCAij表示i国j类产品的显示性比较优势指数；Xij表示i国j类产品的出口额；i表示不同国家，i=1，2，……，m；j表示不同类别产品，j=1，2，……，n；分子表示在i国总出口中j类产品所占比重，分母表示在世界总出口中j类产品所占比重。
2.全员劳动生产率,即工业行业增加值与职工人数的比。显示性比较优势指数和全员劳动生产率这两个指标都反映了行业的比较优势，比较优势越大的行业，向政府游说要求贸易保护的意愿就越低，所以这两个指标与反倾销立案调查的数量预期为负相关关系。
3.行业亏损企业比重。此项指标反映特定行业可能受到的进口冲击影响程度， 如果比重越大，表明该行业受外部冲击越大，如果政府的目标函数中社会的稳定所占权重较大的话，那么这些亏损行业的福利状况就会受到政府的的密切关注，体现在反倾销政策上就是该指标与反倾销案件的数量预期成正相关关系。
4.国家资本占实收资本的比重。该比重越大，表明该行业国有企业越多。在中国，企业虽然无法对政府进行政治捐献，但是，政府财政收入的2/3来自于国有企业的利润；同时，国有外贸公司利润也构成了贸易政策制定部门收入的重要来源，这些收入类似于一种政治捐献，贸易政策的制定会在更大程度上向国有企业利益的方向倾斜［12］，所以该数值与中国对外反倾销的案件数量预期成正相关关系。
5.进口渗透率。根据Grossman& Helpman（1994）的保护待售模型理论，对于有效组织起来的行业，进口渗透率越低，贸易保护率越高；相反，对于那些没有形成压力集团的行业，两者间呈正比例关系［13］。对中国的反倾销政策来说，其是否适用于这一最经典的内生贸易政策模型，有待于实证模型的检验。
6.
行业出口额占当年制造业出口总额的比重。一般来说，该指标较高的行业由于担心会受到“战略性反倾销贸易报复的威胁”［14］，较少提出反倾销申请。政府在裁定时，也会相应地有同样的考虑，因而对该指标值较高的行业，反倾销的立案调查案件数量就少。也就是说，政府贸易政策的制定会还受到外国利益集团的影响，是否如此，有待于实证模型的检验。
7.工业总产值。工业总产值越大，对国民经济的重要性就越高，在政府目标函数中的权重也就越大，政府给予这个行业的保护也就越高，体现在反倾销的立案调查上，就是该数值与反倾销的立案数量是正相关关系。
8.行业就业人数占全部劳动力的比重。如果政府将充分就业和社会稳定作为重要宏观经济目标的话，那么它就应避免进口竞争造成的行业失业，因此，该数值与反倾销的立案是正相关关系。
9.申诉企业所属行业的企业数。如果该行业的企业数量多， 说明其在国民经济中的地位在一定程度上会更高， 政府对这个行业的保护程度可能也就越高。此外，它还代表了行业行政主管机构与中央进行讨价还价的一个筹码。因此，该数值与反倾销的立案数量是正相关关系。
通过以上论述， 我们可以给出有待检验的四个命题：
命题一：显示性比较优势指数和全员劳动生产率越大的行业，行业比较优势越明显，这些行业对政府贸易保护的要求就相对弱些，体现在对外反倾销上，就是该指数越强，中国对外反倾销的案件数量就越少。
命题二：行业亏损企业所占比重越大，国家资本占实收资本的比重越大的行业，从中国政府目标函数来考虑，可能会对这些行业予以重点关注，体现在对外反倾销政策上，就是这些指标越高的行业，中国对外反倾销的案件数量就越多。
命题三：出口额占当年制造业出口总额比重越高的行业，受国外利益集团反倾销报复威胁的影响，会越少提出反倾销申请，所以该指标越高，中国对外反倾销案件数量就越少。
命题四：一个行业的工业总产值越大，就业人数占全部劳动力的比重越高，所包含的企业数量越多，其在政府的目标函数中所占的权重就越高，政府对其的保护意愿就越强，所以，这类指标数值越大，中国对外反倾销的案件数量就越多。
三、影响中国反倾销的实证模型
截至2007年6月，中国已经审结反倾销案件有45起，其中37起案件最终裁定对进口产品征收反倾销税。在另外8起案件中，2002年MDI案、2004年双酚A案、2005年三元乙丙橡胶案因申请人撤诉而终止调查；2001年聚苯乙烯案和L-赖氨酸盐酸盐案、2005年辛醇案和丁醇案因产业损害不成立而终止调查；2003年锦纶6、66长丝案因倾销幅度低于2%终止调查。(注：数字来自厦门产业安全网：朱庆华.中国反倾销十年。)除了因产业损害不成立和倾销幅度低于2%而终止调查的案件外，最终采取反倾销措施的比率占立案调查案件的80%以上，所以在分析中国对外反倾销的影响因素时，可以选取每年中国对外反倾销立案调查的案件数量作为因变量，考虑到在中国反倾销实践中，中国商务部在接到国内厂商的反倾销申请后，倾销调查期一般为反倾销立案的前一年，因此，为了计量准确，模型中各经济变量取其一年的滞后值。建立模型如下：
casesit=i+∑nk=1kXkit-1+eit
式中，casei,t为中国各行业每年反倾销立案调查的案件数量（每种产品涉及一个国家或地区即视为一件，欧盟各成员国不单独统计）。X为影响中国企业反倾销立案调查的因素向量， 包括前面所述的各类因素；eit表示残差，i为各截面间差异的常数项，k为各自变量的回归系数，下标i,t,k分别为行业个数、申请年份和自变量个数。
四、样本的选择和数据的描述
本文的目的在于利用1997—2006年中国每年对外反倾销案件数量的面板数据建立计量经济模型，解释中国反倾销政策的影响因素，从而说明中国反倾销政策是否具有内生性。
被解释变量为中国各年反倾销立案调查的案件数量，该数值取自中国贸易救济信息网站（www.cacs.gov.cn），经过整理获得。由于反倾销涉及到的货物是按照国际海关组织的协调制度（H S）分类的， 考虑到数据的可获得性， 我们将其转换为《中国统计年鉴》所采用的中国工业行业分类（CICC）。按照这个分类标准， 中国对外反倾销立案调查的涉案产品可分为8类行业：(1) 化学原料及化学制品制造业；(2) 食品加工业；(3) 黑色金属冶炼及压延加工业；(4) 造纸及纸制品业；(5) 橡胶制品业；(6) 化学纤维制造业；(7) 塑料制品业；(8)仪器仪表文化办公机械制造业。我们将1997—2006这十年间所涉案的反倾销产品一一归入这些行业中(注：由于食品加工业的进出口数据较难获得，故将食品加工业删除，计量模型只包括七类行业。)。
解释变量中，显示性比较优势指数根据UN comtrade数据库SITC（Rev.3）贸易数据，按照中国工业行业分类（CICC）标准，分类汇总计算得出；进口渗透率、行业出口额占当年制造业出口总额的比重根据历年的《中国工业经济统计年鉴》、《中国海关统计年鉴》中的数据，经过分类汇总，间接计算得出(注：各行业汇总的标准参照《中国对外贸易政策的政治经济学分析》（盛斌，2002）。)；全员劳动生产率、工业总产值和申诉企业所属行业的企业数直接来自历年的《中国工业经济统计年鉴》；行业就业人数占全部劳动力的比重、行业亏损企业比重和国家资本占实收资本的比重根据历年的《中国工业经济统计年鉴》间接计算得出。
五、检验结果与分析
本文采用变截距面板模型的固定效应组内差分方法，得到表1估计结果：
表1中国对外反倾销的估计结果
变 量系 数（t统计量）
显示性比较优势指数
-0.7162851 （-0.09）
全员劳动生产率（元/人.年）
-0.0005214*（-2.26）
工业总产值
0.0029366 （1.65）
行业亏损企业比重
0.6260263*（2.21）
国有资本占实收资本的比重
0.5149148** （3.38）
行业出口额占当年制造业出口总额的比重
-35.49724***（-4.13）
进口渗透率
-1.658545** （-2.73）
就业人数占全部劳动力的比重
-31.80003***（-4.39）
申诉企业所属行业的企业数
-0.0037796** （-2.79 ）
常数项
176.0278***（3.71）
调整后的
0.9245
说明：括号内为t统计量， ***，**，*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著。
通过对影响中国对外反倾销的各种因素进行定量分析可以看出，命题一、命题二和命题三基本上得到了实际数据的有利支持，说明以国有企业、亏损企业为代表的利益群体对政府的贸易政策的形成施加了一定的压力，政府在反倾销贸易政策体现出了对他们的利益倾斜；同时全员劳动生产率大和显示性比较优势指数大的行业，由于其比较优势明显，没有向政府寻求反倾销贸易保护的意愿，尽管显示性比较优势指数不具有统计显著性，但仍显示出该类具有比较优势的行业与反倾销案件数量是负向关系。
进口渗透率对中国反倾销的贸易政策具有负向影响。中国申请反倾销企业的产量均占当年行业总产量的50%以上，属于“有效组织起来的行业”。这个计量估计结果完全符合Grossman& Helpman 的保护待售模型的理论：对于有效组织起来的行业，进口渗透率越低，贸易保护率越高。
命题四中的行业就业人数占全部劳动力的比重和申诉行业的企业数量这两个变量对中国反倾销的影响与命题预计的相反,具有负向影响。后者应验了Olson（1965）的“集体行动困境”理论，即企业的数量越多，越会引发“免费搭便车”问题，从而越不容易组织起来影响贸易政策的形成。对于前者的估计偏差以及工业总产值不具有统计显著性，笔者认为有可能是由于模型具有的小样本特征导致了有些参数不真实或者识别变得异常困难。
六、结论性评述
通过对影响中国反倾销的各种因素的经验分析，我们得出如下结论：
第一，反倾销这一贸易政策的形成在中国同样是具有内生性的，所不同的是，中国利益集团对贸易政策的影响不是通过西方民主代议制国家的政治捐献和专业游说，而是政府通过关注其目标函数中权重较大的特定利益集团的福利状况而形成的。
第二，由于中国反倾销的历史较短，加之中国统计数据的不完善，使得该模型具有明显的小样本特征，使得有些参数不真实或者不显著，不能完全反映中国反倾销贸易政策的内生形成过程。随着时间的推移，年度数据的积累将为进一步的研究和分析提供更好的平台。同时，中国的贸易保护政策并不完全通过反倾销来体现，我们要结合更多的政策表现形式来研究中国贸易政策的实质，方能得出较为正确和全面的答案。
第三，尽管如此，该模型仍然在一定程度上体现了中国反倾销贸易政策的内生性，并凸显了一定的政策含义：必须要改革和完善目前反倾销政策的决策机制，形成集体决策机制来协调多元化的利益矛盾，决不能让进口竞争部门的实际利益主导着中国的对外反倾销政策。
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Does Anti-dumping Trade Policy in China Has Endogeneity
Yin XiulingFan Aijun
（School of Economics , Shandong University, Jinan250100，China）
Abstract：
The analysis of trade policy’s endogeneity is basically in the framework of western nation’s democracy representative system . However, we make an empirical test of China ’s data on anti –dumping cases in 1997-2006 just to find that China’s anti-dumping policy is endogenously determined. But it’s different from that in democracy representative system which is influenced by political donation . China’s anti-dumping policy is formed by the government’s specific attention to some specific interest groups. Finally, this article make some suggestions to reform China’s trade policy formation machanism.
Key words:Antidumping policy of China;endogeneity;empirical test
（责任编辑：杨全山）