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［摘 要 ］利用1991—2009年的统计数据,以1993—2007年间立案的188起国际反补贴案件为研究对象,运用GMM(广义距)方法对动态面板数据模型进行实证分析.结果表明,反补贴对被诉国具有一定的贸易限制效应；反补贴会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国,这种贸易转移效应会部分削弱反补贴措施的保护效果.
［关 键 词 ］反补贴,贸易限制效应,贸易转
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［中图分类号］F742［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)03-0023-03
作者简介：孙铭,女,汉族,湖北武汉人,湖北大学商学院讲师,经济学博士生,研究方向：国际贸易政策.一、引言
反倾销、反补贴和保障措施历来是各国习惯采用的三种主要贸易救济措施.长期以来,反倾销作为一种贸易保护手段,得到了世贸组织的认可,成为维护“公平贸易”的最主要武器,是各国使用频率最高的贸易救济措施.但自从1995年WTO《补贴与反补贴措施协定》(Agreement on Subsidies and Countervailing Measures简称《SCM协定》)生效以来,各国在国际贸易中提起反补贴调查并采取反补贴措施的情况越来越多.近年来,受国际金融危机的影响,国际贸易保护主义有重新抬头的迹象,世界各国间的贸易摩擦愈演愈烈,反补贴逐渐成为新的热点.
图1列出了1993—2009年间立案的国际反补贴案件数量变化.WTO成立之后,反补贴案件数有所下降.但自1996开始,反补贴案件数逐年上升,并于1999年到达顶峰,高达41起.其后反补贴案件数呈波动下降的趋势.然而,2005—2009年间,案件数又逐年上升.相对于世界上各国进行立案的反倾销案件而言,反补贴的案件虽然比较少,但是该救济措施究竟会产生什么样的贸易效应,以及程度有多大,仍然值得研究.
图11993—2009年国际反补贴案件数量的变化
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资料来源：根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理.二、相关文献综述
国内外学者对反补贴问题的研究从未间断,但反补贴的贸易效应问题较少受到关注.从现有的国外研究来看,有一些学者对反补贴的实施效果进行了实证研究.Yu-Ter Wang(2005)等学者对反补贴的贸易限制效应持否定观点.与此相反,Gallaway (1999)和Jones (2006)分别利用CGE(可计算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型认为反补贴是限制贸易的重要手段之一.国内研究方面,目前只有少数学者对反补贴的经济效应进行了初步的研究,如邹琪等(2006)的研究认为反补贴会给社会经济福利造成损失.鉴于反补贴具有和反倾销类似的歧视性,在对反补贴贸易效应进行研究时可以借鉴反倾销的研究方法.如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各国对墨西哥进行反倾销的面板数据为例,得出结论：对发展中国家征收反倾销税的申诉国不存在贸易转移效应,但存在贸易限制效应.Prusa(1999)利用美国1980—1994年对外反补贴数据,证明美国的反倾销措施从很大程度上扭曲了其贸易模式,导致进口额下降30%～50%.与此同时,Konings (2001)则发现,欧盟在1985—1990年间发起的反倾销并未产生贸易转移效应.冯宗宪、向洪金(2009)利用2002—2007年欧美国家对华纺织品案例的月度数据,考察了欧美对华反倾销的贸易破坏效应、贸易转移效应的存在和大小.
总体上看,由于统计数据的缺乏,国内外对于反补贴贸易效应的实证研究有很大空白.但从笔者搜集到的统计资料来看,1993—2009年间的国际反补贴案件累计已接近300件,这为目前的实证研究提供了充足的数据基础.与此同时,关于反倾销的经验研究在计量方法上有了很大发展,这为反补贴贸易效应的实证研究提供了一定的技术支持.本文将根据1993—2007年立案的反补贴案件数据,对反补贴贸易效应进行实证研究.
三、实证模型与数据说明
为了衡量反补贴的贸易效应,本文结合反补贴案件和6位HS编码产品的贸易数据,构建了一个包含时间序列和截面的面板数据集,以考察1993—2007年立案的反补贴的贸易效应.首先通过考察反补贴对被诉国进口贸易额的影响,来判断反补贴立案是否会产生贸易破坏效应.其次通过从被诉国进口比例的变化来考察反补贴是否会产生贸易转移效应.
本文的回归模型在Prusa(1999),Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基础上构建,采用以下的半对数线性回归方程：
ln(Importijt)等于αi+αj+βln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(1)
其中,被解释变量ln(Importijt）表示i国在t期从j国对某产品的进口额.ln(Importijt-1）是被解释变量的滞后一期值,这是由于贸易的滞后值是会影响到当前的贸易.t规范为t等于0表示反补贴立案的年份,因此,t等于 -1表示立案前一年,t等于+1表示立案后一年,以此类推.虚拟变量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t等于+1),肯定结案方式的影响,若反补贴立案后第一年为肯定结案,则取值为1,其他为0；同理,AFFijt+2在 t等于+2时取值为1,其他为0；若立案后第一年为否定结案,则NEGijt+1在t等于+1期其取值为1,其他为0；同理,NEGijt+2在t等于+2时取值为1,其他为0.ηij度量的是各截面单元的个体差异,uijt为随机扰动项.根据经济学原理,在反补贴立案前,被诉国对申诉国进口的大幅增长会导致反补贴调查；反补贴措施会限制申诉国从被诉国的进口,即存在贸易限制效应；反补贴会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国,即存在贸易转移效应.因此,该模型中解释变量滞后项的预期符号为正数,虚拟变量AFFijt+1和AFFijt+2的预期符号为负数,NEGijt+1和NEGijt+2的预期符号可能为正,也可能为负.
由于该回归中包含被解释变量的滞后项,会导致内生性问题,若用标准的随机效应或者固定效应进行估计,必将导致参数估计的非一致性,进而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的.为了解决该问题,本文采用Arellano and Bond(1991),Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(广义距)估计法.对方程(1)进行一阶差分之后,动态面板模型可以表示为：
孙铭:反补贴措施的贸易效应——基于动态面板数据模型的实证分析Δln(Importijt)等于βΔln(Importijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+Δuijt(2)
GMM估计法运用滞后期和差分作为工具变量所产生的估计和检验具有一致性和稳健性,进而基于估计和检验结论所产生的经济学意义将有力地揭示反补贴的贸易效应.
本文的研究对象为1993—2007年间立案的反补贴案件,这些案件是根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理出来的,包括11个进行反补贴立案的国家和地区(美国,欧盟,加拿大,墨西哥,澳大利亚,巴西,智利,阿根廷,委内瑞拉,哥斯达黎加和秘鲁),涉及共40个国家和地区,累计188起案件.每个案件的数据包括立案前后2年的贸易数据,这些数据是从联合国Comtrade数据库搜集而来,涵盖了1991—2009年各国或地区从别国进口涉案产品(6位HS编码的细分产品)的数据.对于包含一个以上产品编码的案件,本文将所有产品编码下的进口额数据汇总,以得到每个案件的进口额数据.
四、实证结果及分析
(一)反补贴的贸易限制效应
用GMM估计法对动态面板模型进行估计的结果如表1(1)所示.ln(Importijt-1）的系数为0.402,表明进口国在上年度进口的变化会导致本年度的进口同向变化,即上年度进口每增加1%,则本年度的进口会增加约0.402%.虚拟变量AFFijt+1,AFFijt+2,NEGijt+1,NEGijt+2的系数估计值都为负,这表明,不管最后是以肯定还是否定方式结案,反补贴都会导致申诉国对该产品的进口减少,具有一定的贸易限制效应,这与预期效果是一致的,只是针对不同结案方式,减少的幅度有所不同.和ln(Importijt-1）变量不同的是,这几个虚拟变量值必须转换成表1第三列的形式.结果表明,在肯定结案的反补贴案件中,申诉国从被诉国的进口在第一年下降了约30%,第二年下降了约44%.而否定结案的情况下,进口额的年均下降幅度均在10%以内,且在时序上呈逐步减少的趋势.
表1反补贴的贸易限制效应和贸易转移效应
贸易限制效应贸易转移效应解释变量(1)对应的被解释变量
变动的实际百分比解释变量(2)对应的被解释变量
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变动的实际百分比ln(Importijt-1)0.4022***(11.985)ln Shareijt-10.345***(25.203)AFFijt+1-0.368***(-3.102)-30.79%AFFijt+1-0.343***(-3.944)-29.03%AFFijt+2-0.5893***(-4.361)-44.53%AFFijt+2-0.582***(-4.462)-44.12%NEGijt+1-0.1030**(-1.370)-9.79%NEGijt+1-0.103(-1.560)-9.82%NEGijt+2-0.0349(-0.440)-3.44%NEGijt+2-0.092(-1.376)-8.77%样本数937样本数937J统计量50.2660J统计量37.5852注：各变量回归系数后面的括号内为t值；*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平.
(二)反补贴的贸易转移效应
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通过考察申诉国从非被诉国进口的变化来研究反倾销的贸易转移效应,但是,贸易额的相对值(即申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重)比绝对值更能揭示贸易转移效应.本文在研究反补贴的贸易转移效应时,将运用和Brenton(2001)提出的类似方法,将研究对象从非被诉国转向被诉国,通过考察申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重来确定反补贴的贸易转移效应.可构建类似的模型：
ln(Sharetijt)等于αi+αj+βln(Sharetijt-1)+γ1AFFijt+1+γ2AFFijt+2+γ3NEGijt+1+γ4NEGijt+2+ηij+uijt(3)
其中,被解释变量ln(Shareijt)表示i国在t期从j国对某产品的进口额占从世界对该产品进口额的比重.同样的,运用GMM方法估计出的反补贴贸易转移效应如表1(2)所示.在回归结果中,各解释变量的系数估计值都较为显著,并且与预期的一致,这表明在肯定结案的反补贴案件中,申诉国从被诉国的进口在第一年下降了29.03%,第二年下降了约44.12%.而否定结案的情况下,进口额在第一年的下降幅度为9.82%,第二年为8.77%.显然,反补贴立案会导致被诉国的进口比重下降,该趋势在第二年有所增强,贸易转移效应显著.
五、结论与启示
无论是衡量被诉国的进口额还是比重,肯定结案和否定结案均导致申诉国从被诉国的进口在其后两年有所下降,其中肯定结案后的第二年下降的幅度更大,表明反补贴具有较大的贸易限制和贸易转移效应.
上述结论也引发了相关思考.第一,随着中国在世界经济和贸易中的地位逐渐上升,在发展成为新兴的工业和贸易大国的同时,中国也理所当然地成为了遭受国外反补贴申诉的主要目标国.虽然相较于反倾销而言,外国对中国反补贴的运用开始得比较晚,但从2004年遭到国外第一例反补贴立案开始,至2009年底,累计已达到了37起,其中,已有19起案件被实施了反补贴措施.2004年,世界对中国反补贴案件占其对外反补贴案件总数的比重不到50%.但自2007年开始,该比重有所提高.2008年和2009年,超过一半的对外反补贴是针对中国展开的,国际对华反补贴形势日趋严峻.因此,我国应该积极行动起来,通过出口市场多元化等途径降低反补贴的贸易限制效应.第二,要关注反补贴的贸易转移效应,该效应将有可能削弱我国进口竞争性产业的发展.如何在不违反WTO规则的前提下,适度保护我国进口竞争性产业,捍卫本国利益,将是今后研究的主题.第三,反补贴措施的贸易效应,还可以分行业或引入税率等变量进行衡量做进一步研究.
［参考文献］
［1］冯宗宪,向洪金．欧美对华反倾销措施的贸易效应：理论与经验研究［J］．世界经济,2010(3):31-55．
［2］邹琪等．反补贴与中国产业安全［M］．上海：上海财经大学出版社,2006．
［3］Brenton．P．．Anti-dumping Policies in the EU and Trade Diversion［J］．European Journal of Political Economy,2001(17): 593-607．
［4］Konings．J．,Vandenbussche．H．, Springael．L．．Import Diversion under European Antidumping Policy［J］．Journal of Industry,Competition and Trade,2001(1): 283- 299．
［5］Niels．G．and Kate A．ten．Antidumping policy in developing countries: Safety valve or obstacle to free trade ［J］．European Journal of Political Economy,2006
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