反傾銷是否成為替代關稅的貿易政策——基于印度反傾銷的證據

楊仕輝，謝雨池，鄧瑩瑩

（暨南大學 經濟學院，廣東 廣州 510632）

一、引言

自GATT成立以來，關稅一直是GATT前六個回合談判的主要議題，并取得了實質性進展，發達國家關稅已大大下降。從肯尼迪回合開始反傾銷成為談判的重點，東京回合除了關稅依然是主要談判議題并取得成果外（9個發達國家工業制成品加權平均關稅降到6%），非關稅壁壘成為主要議題；烏拉圭回合關稅減讓談判取得進展的同時（工業制成品發達國家減讓關稅40%，發展中國家和經濟轉型國家為30%，反傾銷申訴主要國家的關稅減讓參見表1），非關稅壁壘更成為各成員方爭議較大的議題，不過還是達成了多項非關稅壁壘協議和守則。與此同時，東京回合開始，全球反傾銷年均申訴案件也開始迅速增多，1921—1972年國際反傾銷年均案件一直徘徊在30件左右，東京回合期間迅速上升到年均63件，1980—1985年，繼續大幅上升到年均191件，烏拉圭回合（這里為表述方便將1994年案件計入）年均達到206.1件，WTO成立到2010年6月則增加到年均242.1件（詳見圖1）。參見表1，可以發現，印度是烏拉圭回合關稅減讓最多的國家，與此巧合的是烏拉圭回合后到2010年6月，印度成為國際反傾銷申訴案件最多的國家。關稅的降低和反傾銷案件的急劇增多之間是否存在必然的聯系？反傾銷政策究竟對進口貿易有什么影響？國際上有學者注意到這一點，Staiger and Wolak（1994）分析了反傾銷調查對進出口貿易的影響，認為無論是否實施反傾銷措施都能對被訴國起到“貿易破壞效應（trade destructing effect）①，申訴也會導致被訴國貿易的減少（反傾銷調查效應）。Prusa（1999）發現通過實證分析計算征收反傾銷稅會使得被訴國出口額下降30%～50%，Niels and Kate（2006）認為反傾銷是貿易自由化的結果，提出了3類“安全閥”的概念，即政治支持安全閥（political-support safety valve）、不公平貿易安全閥（unfair-practices safety valve）和臨時性調整安全閥（temporary adjustment safety valve），并對墨西哥反傾銷政策是否成為“安全閥”進行了實證分析，結果表明反傾銷雖具有貿易破壞效應，但難以斷言在墨西哥樣本中存在“安全閥”作用，并認為重要的是要加強對發展中國家的研究。對于反傾銷是否成為替代傳統關稅的貿易政策工具，由于沒有引入關稅變量，Niels and Kate（2006）未能解決該問題。國內學者也多是從貿易破壞效應角度研究反傾銷政策，劉重力、邵敏（2009）分析了印度對華反傾銷的貿易轉移效應，馮宗憲、向洪金（2010）利用2002—2007年歐美國家對華紡織品反傾銷涉案產品的月度數據，考察了歐盟和美國對華反傾銷不同階段的貿易破壞、轉向和偏轉效應。結果表明，對華反傾銷措施不僅導致了申訴國從被訴方的進口減少，從非被訴方進口增加，而且促使中國涉案產品向第三方市場的出口量增加。但還沒有發現就反傾銷政策和關稅措施的貿易效應進行比較的研究成果。

表1 烏拉圭回合前后加權平均關稅與反傾銷申訴案件對比

圖1 東京回合和烏拉圭回合前后全球反傾銷年均案件

本文選擇世界上反傾銷申訴案最多（也是對華反傾銷案最多）、烏拉圭回合后關稅減讓最大的印度作為實證分析的研究對象，基于如下幾點：一是反傾銷樣本最多，能最大程度滿足實證分析的需要；二是其關稅減讓最大，不僅能較好衡量反傾銷政策的貿易破壞效應，重要的是通過比較得出反傾銷政策的替代效應，使實證結果更具有穩健性；三是印度目前關稅仍很高，如果其反傾銷具有替代關稅的作用，對于關稅較低的國家反傾銷政策的替代作用就會更強。因為被反傾銷的產品實際上是受關稅和反傾銷稅的雙重制約，如果關稅相對較低，則主要受制于反傾銷稅的影響，反傾銷政策替代關稅減讓的作用就凸顯出來；如果關稅較高，則反傾銷稅的影響就相對要低，也就是說反傾銷政策替代關稅減讓的作用就大大下降了。因此，選擇印度反傾銷政策是否具有替代關稅的研究則具有一般的意義。

二、印度反傾銷申訴涉案產品金額的描述性分析

（一）樣本及數據來源

按照WTO反傾銷法規定和各國反傾銷實踐、反傾銷申訴程序和立案要求，反傾銷申訴時須有證據表明被訴方出口存在傾銷且對申訴方產業造成實質性損害（威脅），且二者間具有因果關系方可立案，如果存在傾銷，申訴方可采取反傾銷措施。由于統計數據的時滯，申訴方在申訴時所使用的材料一般是申訴立案時年的前1～2年的數據。在立案審查規定和實踐中，很重要的一個評判標準就是被訴方出口是否存在大量增長。采取反傾銷申訴和措施等行為的目的就是為了限制被訴方出口的大量增長，以保護本國產業利益。按WTO反傾銷法規定，從申訴到終裁最長時限為360天，特殊情況下可延長到540天。從各國反傾銷實踐來看，這一時限都有逐漸縮短的趨勢，目的也是為了盡快保護本國產業利益，限制被訴方的出口。因此，統計反傾銷申訴后1～2年可以觀察到反傾銷調查后的貿易效應。

從理論上講，反傾銷貿易效應表現為貿易破壞效應、貿易調查效應、貿易轉移效應、貿易轉向效應、價格效應等。本文重點分析貿易破壞效應。為了衡量關稅對貿易的破壞效應，引用從價稅作為解釋變量。根據不同國家稅收待遇的不同，從價稅分為普通關稅、最惠國關稅、特惠制關稅。關稅數據來源于WTO關稅數據庫，為更好地比較反傾銷結案方式的差別，本文還將樣本分為兩類：征稅案和否定案。所有反傾銷案樣本均來源于Bown整理的全球反傾銷數據庫，②涉案產品進口貿易數據（6位HS海關編碼）來源于聯合國貿易數據庫（UNCOMTRADE）。由于關稅數據只有1996年以來的，因此，實際采用申案年為1998—2007的案件作為樣本，經整理并剔除數據缺失的案件，所得案件450個，包括中國（89個）、歐盟（38個）、韓國（38個）、中國臺灣（34個）和美國（26個）等主要被訴方。

（二）印度反傾銷申訴涉案金額的統計分析

為了更好地認識印度對外反傾銷的影響，本文統計了被訴方方案產品出口的貿易額，案件數、單案平均涉案金額，因為申訴方申訴時使用的數據是前一年的數據③，因此統計采用T-1年的貿易數據。結果如表2所示。從中可以看出，1998—2007年印度反傾銷申訴總樣本中涉案金額達43.43億美元，而且絕大部分案件被征反傾銷稅，征稅（肯定）案涉案金額合計為36.36億美元（占83.71%）；從案件總數來看，全部樣本450個反傾銷案件中，361件被征反傾銷稅（占80.22%），否定案并不多；按單案計算平均涉案金額，全部樣本每案涉案金額平均為965萬美元，其中被征反傾銷稅的案件每案平均涉案金額達1 007萬美元，是否定案的大約1.27倍。從國別（地區）來看，1998—2007年印度反傾銷申訴涉案金額中，中國超過20億美元，是印度對外反傾銷的主要國家，涉案總金額占比高達47.88%（案件數占比19.78%），其次是歐盟和韓國，分別占比10.53%和6.3%。從每案平均涉案金額來看，中國同樣居于首位，達2 337萬美元，其次是歐盟和韓國，分別為1 203萬美元和805萬美元，可見印度對中國的反傾銷不僅案件多，每案涉案金額也很大。從結案來看，中國被訴肯定結案的涉案金額平均高達2 562萬美元，是否定結案平均涉案金額的7.66倍；其次是美國和中國臺灣，分別是6.65倍和5.97倍，說明印度對中國、美國和中國臺灣的懲罰力度較大。

表2 印度反傾銷申訴涉案金額、案件統計（1998-2007）

三、印度反傾銷政策替代效應的實證分析

（一）模型設計與變量設置

關于反傾銷政策的貿易效應實證模型，國內外都選擇如下模型：

其中，YN，t為t年申訴國從被訴方進口的貿易額（importN，t，貿易破壞效應）或貿易份額（shareN，t，貿易轉移效應），ININ，t為反傾銷申訴變量，DUMN，t為反傾銷立案后兩年內對被訴方是否征收臨時稅或反傾銷稅。ζI度量的是各截面單元的個體差異，uN，t為隨機擾動項。這里根據本文研究的目的，為了衡量反傾銷政策和關稅措施的貿易效應，設計如下動態面板數據模型：

其中，TARN，t為t年申訴國對被訴方涉案產品征收的從價關稅率（%），征收關稅會導致貿易額減少，因此預期 TARN，t系數為負；ININ，t為反傾銷申訴變量，衡量反傾銷調查效應，反傾銷申訴當年取值為1，否則為0。如果回歸系數為負，表明反傾銷申訴對進口貿易有限制作用即存在貿易調查效應；如果系數為正，則表明不存在貿易調查效應；DUMN，t為反傾銷立案后兩年內對被訴方征收臨時稅或征稅結案時取值為1，否則為0，用于衡量反傾銷措施對進口的限制作用。如果系數為負，說明存在貿易破壞效應，反之則相反。理論分析認為，征收反傾銷稅會使被訴方出口貿易額減少，如存在貿易破壞效應，DUMN，t的符號應為負，當然也可能不受影響。因此，DUMN，t的預期符號可正可負。表3顯示了回歸變量的統計結果。

表3 主要回歸變量的統計結果

如果解釋變量在時間上存在路徑依賴，則省略滯后變量會導致遺漏變量誤差，估計為有偏和不一致的。在上述面板模型中，被解釋變量的滯后項是解釋變量之一，模型估計會產生內生性問題，OLS是不一致的，因此采用廣義矩陣法（GMM）。根據Arellano and Bond（1991），GMM 估計的基本思路：先對即期方程與滯后一期方程進行差分，消除個體固定效應的影響，再選用工具變量解決內生性問題，由此得到的估計量為一階差分廣義矩估計量（DIFGMM）。不過，DIF-GMM估計較易受弱工具變量和小樣本偏誤的影響，Arellano and Bover（1995）和Blundell and Bond（1998）在此基礎上進一步提出了系統廣義矩估計量（SYS-GMM）。SYS-GMM估計量在DIF-GMM估計量的基礎上進一步使用了水平方程的矩條件，將滯后變量的一階差分作為水平方程中相應的水平變量的工具。為節省篇幅，本文沒有列出OLS估計參數而只列出SYS-GMM方法估計的穩健性結果。對動態面板GMM估計結果的檢驗標準主要是關于殘差項是否存在二階自相關和工具變量是否有效，相應的統計量為過度識別檢驗和AR（2）檢驗。Hansen檢驗是針對GMM中工具變量的有效性過度識別檢驗，其原假設都是這些工具變量是有效的。AR（2）為二階序列相關檢驗，其原假設是不存在序列相關性。如果Hansen和AR（2）的檢驗P值均大于0.05，則工具變量是有效的，不存在二階自相關。

（二）印度反傾銷政策替代效應的實證結果

表4為SYS-GMM方法估計的印度反傾銷政策替代效應的穩健性結果。

表4 印度反傾銷申訴貿易破壞效應的國別（地區）參數估計：穩健性結果

從關稅對各被訴方出口貿易的影響來看，除韓國外，中國、歐盟、中國臺灣、美國的TARN，t系數均顯著為負，說明關稅會導致被訴方產品出口的貿易額不斷減少，即關稅對被訴方涉案產品的出口具有貿易破壞效應。從反傾銷申訴（立案）來看，中國和中國臺灣的ININ，t系數為負，而歐盟、韓國和美國為正，表明印度反傾銷申訴對歐盟、韓國和美國不存在限制進口的作用（貿易調查效應），但對其他涉案方如中國、中國臺灣仍存在貿易調查效應。從全樣本來看也存在貿易調查效應，表明反傾銷申訴具有限制進口的作用。比較關稅與反傾銷政策的系數可以發現，兩者均為負，但關稅（TARN，t）的回歸系數絕對值都遠小于反傾銷措施（DUMN，t）的回歸系數絕對值，說明印度對進口涉案產品的限制主要是由反傾銷政策決定的?？梢?，印度實施反傾銷政策比關稅措施可以更有效地實現抑制被訴方的出口，換言之，反傾銷政策已經事實上起到了替代關稅措施的作用。

為了評價印度對外反傾銷措施的實施對被訴方出口涉案產品的具體影響，這里將變量的估計參數進行變換（eγi-1）×100%變換（γi為估計參數），結果見表5所示。

表5 印度反傾銷申訴的國別（地區）進口貿易影響

參見表5，從關稅對貿易的影響看，中國、歐盟、中國臺灣和美國出口印度的出口貿易額均有所下降，其中中國臺灣出口的影響最大，當關稅稅率每提高1%，T+2年相比T年的貿易額，中國臺灣下降3.85%，中國下降2.72%，歐盟下降2.09%。從反傾銷申訴對出口貿易的影響來看，中國和中國臺灣的出口貿易額下降較多，而歐盟，韓國和美國的出口貿易額反而有所上升，說明立案對中國和中國臺灣存在貿易調查效應，歐盟、韓國和美國則沒有影響。從反傾銷措施對進口貿易的影響來看，所有國家（地區）的出口貿易額均呈現出顯著下降，其中美國出口下降較為顯著，達49.7%，其次是中國臺灣和歐盟，分別下降44.74%和41.85%，說明印度實施反傾銷措施的貿易破壞效應對所有被訴方均較為顯著，且美國影響最大，其次是中國臺灣和歐盟。

（三）印度反傾銷申訴的貿易轉移效應的實證分析

反傾銷申訴具有反傾銷貿易破壞效應限制進口于被訴方的進口，但并非被訴方的出口減少都被申訴國國內產業所吸收，還將產生貿易轉移，也就是說申訴國會轉而進口于非被訴方的產品。這將使被訴方失去出口市場，為了衡量印度反傾銷對被訴方出口的貿易轉移效應，將回歸方程中替換成（表示年申訴國進口于被訴方的貿易份額），就可用于估計反傾銷申訴的貿易轉移效應。表6為印度反傾銷申訴的貿易轉移效應實證結果。由表6可知，Hansen和AR（2）的檢驗P值均大于0.05，可知工具變量是有效的，不存在二階自相關。

表6 印度反傾銷申訴貿易轉移的國別（地區）參數估計：穩健性結果

從關稅對貿易的影響看，除韓國以外，中國、歐盟、臺灣、美國的關稅變量的回歸系數均顯著為負，表明征收關稅后印度從被訴方進口的涉案產品份額不斷減少，即存在貿易轉移效應；從反傾銷申訴對貿易影響來看，中國、歐盟的回歸系數雖為負，卻不顯著，表明印度反傾銷申訴對中國和歐盟出口沒有產生顯著的貿易轉移；美國的回歸系數顯著為負，說明反傾銷申訴使印度從美國進口的份額減少；從反傾銷措施對貿易影響來看，中國、歐盟、韓國、臺灣和美國的回歸系數均通過檢驗且顯著為負，說明征收反傾銷稅會導致被訴方出口印度的涉案產品份額下降，即存在貿易轉移效應。印度總樣本的回歸結果與此類似。可見，由于印度實施反傾銷措施對被訴方存在強大的貿易破壞效應，使被訴方出口減少、出口市場喪失，導致印度轉而進口于非被訴方產品，即存在貿易轉移效應。

四、結論

本文在整理印度對外反傾銷案件的基礎上，通過收集相關數據，重點分析了中國、歐盟、韓國、臺灣和美國等國家（地區）反傾銷被訴效應，經過使用系統GMM估計方法進行分析后，發現印度反傾銷申訴對被訴方出口貿易的影響不盡相同。但征收關稅和實施反傾銷措施都會導致被訴方涉案產品出口貿易額的減少，即均存在貿易破壞效應，其中反傾銷措施的回歸系數絕對值遠遠大于關稅的回歸系數，說明印度反傾銷措施的貿易破壞效應要遠大于關稅措施的影響，也就是說反傾銷政策事實上已經取代關稅措施成為印度對外主要的貿易政策。同時，印度反傾銷措施還對被訴方出口具有貿易轉移效應，使被訴方出口市場喪失。

注釋：

①貿易破壞效應指的是申訴方（I）對被訴方（N）采取反傾銷措施后，使N方出口I方的貿易額減少。

②Global Antidumping Database，http://people.brandeis.edu/～cbown/global_ad/

③有人使用申訴年（T年）數據作為涉案金額的統計依據，則1995—2007年印度反傾銷涉案金額為53.18億美元。但該方法是事后評估法，本文以T-1年數據進行統計，屬于事前評價法，各國反傾銷申訴立案公告披露均使用事前評價法。

［1］Staiger R.W.and F.A.Wolak.Measuring Industry Specific Protection:Antidumping in the United States［J］，Brookings Papers on Economic Activity， Microeconomics，（1）:1994：51-118.

［2］Prusa T.J..On the Spread and Impact of Antidumping［OR］，NBER Working Paper No.1999：7404.

［3］Niels G.and A.Kate.Antidumping policy in developing countries:Safety valve or obstacle to free trade?［J］European Journal of Political Economy，2006，22（3）:618-638.

［4］范東君，等.中美貿易失衡原因的實證研究［J］.貴州財經學院學院，2008，（6）.

［5］馮宗憲，向洪金.歐美對華反傾銷措施的貿易效應：理論與經驗研究［J］.世界經濟，2010，（3）:31-55.

［6］劉重力，邵敏.印度對華反傾銷的貿易轉移效應——基于產品角度的經驗分析［J］.國際經貿探索，2009，（9）:48-53.