貿易摩擦背景下政府補助對企業出口的影響
——基于反傾銷調查視角

李 玥,李婉麗

西安交通大學 管理學院,陜西 西安 710049

世界貿易組織(worold trade organization,WTO)統計數據顯示,自1995年以來,我國連續26年成為遭遇反傾銷調查最多的國家。截至2020年12月(1)WTO統計最新數據截至2020年12月31日,參見https:∥www.wto.org/english/tratop_e/adp_e/adp_e.htm.,我國共遭遇反傾銷調查1 478起,占全球總數的23%。對比同為貿易出口大國的美國和德國,其同期遭遇調查的數量分別為312起和124起,占全球總數的5%和2%。2017年11月15日,歐盟通過了反傾銷調查新方法修正案,在“替代國價格”失效(2)《中國加入世貿組織議定書》第15條規定,如果被調查企業無法證明產品的國內市場屬于市場經濟環境,則采用替代國價格確定并計算產品的傾銷程度,且該條款于中國入世15年后作廢。即2017年11月10日后,替代國價格不再適用。后,引入“市場嚴重扭曲”概念,用第三國或國際價格來確定產品是否存在傾銷,試圖繼續讓我國企業在反傾銷調查中遭受不公平待遇。隨著2018年3月以來中美貿易摩擦的不斷升級,我國面臨的國際貿易形勢變得更為嚴峻。

在這樣的背景下,有必要重新探討政府補助對企業出口的影響。Girma等[1]的研究表明,政府補助對企業出口具有正向作用;國內學者同樣提供了政府補助促進企業出口的經驗證據[2-3],但均采用的是2008年以前的樣本。本文認為,在日益嚴峻的國際貿易形勢下,政府補助可通過增加企業遭受反傾銷調查的風險對企業出口產生負面影響。一方面,反傾銷調查作為最主要的貿易救濟手段,已經演變為幫助調查發起國驅逐競爭者的戰略工具[4],當海外同業認為自身的利益受到威脅時便可能發起反傾銷調查[5];而企業獲得的政府補助越多,越可能傾銷[6],也越可能被認定為開展了政府扶持下的非公平競爭[7],從而威脅調查國國內同行的市場地位[8],因此更可能被發起反傾銷調查。另一方面,調查國的反傾銷調查和措施對被調查對象有貿易限制效應[9],為了規避調查和制裁,出口企業往往采取自愿出口限制的措施[10]。因此,政府補助的獲得會增加企業遭遇反傾銷調查的風險;而反傾銷調查風險對企業出口存在限制作用,即政府補助可通過增加反傾銷調查風險抑制企業出口。

為分析貿易摩擦背景下政府補助對企業出口的影響,本文以2009—2019年具有出口貿易行為的滬深兩市上市公司為樣本,擬從微觀企業的角度開展關于反傾銷調查的實證研究,剖析政府補助負向作用于企業出口的路徑,探討出口商應對反傾銷調查的措施,以期為政府合理制定補助政策、企業有效規避反傾銷調查提供經驗證據。

一、理論分析與研究假設

隨著金融危機后貿易保護主義盛行、國外濫用貿易救濟措施等問題的出現,政府補助的獲得可加重出口商遭遇反傾銷調查的風險。因為傾銷幅度的計算是一個具有高度自由裁量權的會計核算[4],反傾銷已成為眾多國家驅逐外商以保護本土企業的戰略手段[11]。因此,當進口國企業認為外商已對其構成威脅,便可能向本國商務部或其他相關政府機構發起針對涉案產品進行反傾銷調查的請求[5],而出口企業政府補助的獲得將增加其對海外同業的威脅。直接作用上,獲得補助的企業更可能實施傾銷戰略——以低廉的價格在海外搶占市場,用政府補助避免虧損[6,12]。這樣一來,較低的價格可能引發進口國對出口國的反傾銷調查。高翔等[7]使用我國的研究數據表明,政府補助的獲得加劇了出口企業低價競爭的行為。間接作用上,政府補助傳遞了政府扶持或者政治關聯的信號[13],致使海外競爭者認定出口商在政府的扶持下開展了非公平競爭,由此加劇了反傾銷調查風險。此外,政府補助作為企業無償獲得的資產,可從促進生產、推進研發、拓寬融資渠道、提升績效等方面對出口企業施加正向影響,進而增加其對海外競爭對手的威脅[14-15]。總的來說,企業獲得的政府補助越多,越可能做出威脅調查國國內同業利益的行為,也越容易讓調查國國內同業懷疑該企業已經做出了威脅其利益的行為,因此更容易引發反傾銷調查。因此,本文提出如下假設:

H1:其他條件相同時,企業獲得的政府補助越高,其遭受反傾銷調查的風險越高。

眾多研究表明,反傾銷措施具有貿易限制效應[9,16],高額的反傾銷稅會對出口商的銷售和利潤造成嚴重影響,以利潤最大化為目標的企業必然會采取減少出口的措施,甚至完全放棄該海外市場。因此,被調查對象在受到反傾銷制裁后,相關產品的出口額會大幅下降。蘇振東等[17]以我國紙類制品產業和橡膠制品產業為研究對象,發現美國的反傾銷反補貼措施對兩類產品的出口額存在顯著的負向影響。Li等[18]以我國所有產業為研究樣本探討反傾銷調查的經濟后果,同樣驗證了反傾銷措施的出口限制效應。Staiger等[19]還發現在向受害國施加反傾銷稅以前,僅是調查本身便具有貿易限制效應,大約一半的貿易量減少發生在調查發起至施加反傾銷稅之間的階段。因此,在觸發反傾銷調查以前,出口商往往采取自愿出口限制的措施以規避反傾銷調查和制裁[11]。雖然除了貿易限制效應外,反傾銷調查同樣具有貿易偏轉效應,可能增加被調查企業向第三方市場的出口[20],但筆者認為,整體上反傾銷調查對企業出口的作用是負向的,貿易偏轉效應不足以抵消貿易限制效應。綜上,本文提出如下假設:

H2:其他條件相同時,企業遭受反傾銷調查的風險越高,企業出口越低。

H3:政府補助能通過增加反傾銷調查風險對企業出口產生負向作用,反傾銷調查風險是政府補助與企業出口間的中介變量。

二、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文選取2009—2019年具有出口貿易行為的滬深兩市A股上市公司為研究對象(3)2008年經濟危機導致企業出口產生巨大波動。為排除其影響,本文以2009年為樣本區間起點。此外,在進行Heckman兩階段檢驗時,一階段回歸樣本為所有A股上市公司。。反傾銷調查數據來源于商務部披露的貿易救濟調查信息。將被調查產品類型與上市公司的主營產品類型進行匹配,產品類型中含有被調查產品的上市公司被認定為遭受反傾銷調查的企業。政府補助數據來源于中國經濟金融研究(CSMAR)數據庫,企業主營產品類型、出口數據及其他財務數據來源于Wind資訊。剔除金融業、主要變量缺失的數據后,得到11 805個有效樣本,涉及來自25個國家的反傾銷案例。為排除極端值的影響,本文對連續變量在0.01的水平下進行縮尾處理。

(二)模型設定與變量定義

為在一定程度上解決反向因果的問題,本文采用動態面板的逐步回歸法檢驗假設,變量定義見表1,具體模型如下:

Expti,t+1(Expti,t+2)=α0+α1Subi,t+α2MSi,t+α3IndSi,t+α4GMi,t+α5LCi,t+α6Sizei,t+α7Salesi,t+α8Growthi,t+α9ROAi,t+α10Empi,t+α11FIi,t+α12OCi,t+α13R&Di,t+α14Regi,t+Year+Ind+εi,t

(1)

ADNi,t+1=β0+β1Subi,t+β2MSi,t+β3IndSi,t+β4GMi,t+β5LCi,t+β6Sizei,t+β7Salesi,t+β8Growthi,t+β9ROAi,t+β10Empi,t+β11FIi,t+β12OCi,t+β13R&Di,t+β14Regi,t+β15ADbei,t+Year+Ind+εi,t

(2)

Expti,t+2=γ0+γ1Subi,t+γ2ADNi,t+1+γ3MSi,t+γ4IndSi,t+γ5GMi,t+γ6LCi,t+γ7Sizei,t+γ8Salesi,t+γ9Growthi,t+γ10ROAi,t+γ11Empi,t+γ12FIi,t+γ13OCi,t+γ14R&Di,t+γ15Regi,t+Year+Ind+εi,t

其中,被解釋變量Expt為企業出口額占年初總資產的百分比。Sub為企業計入當期損益的政府補助占年初總資產的百分比。ADN為企業當年遭受反傾銷調查的數量。MS表示企業的市場份額,用企業當年的銷售收入占行業總銷售收入的百分比衡量,市場份額越高,企業競爭力越強,越會對出口產生正面影響。IndS指行業規模,用行業當年總銷售收入的對數衡量,行業規模更大的產業傾向于擁有更大的出口影響力。GM為毛利率,用以控制生產成本與銷售價格對企業出口的影響。LC表示勞動力成本,用員工平均工資的對數衡量,員工工資越低,產品成本越低,越利于出口。Size表示企業年初總資產的對數,用以控制企業規模對出口的影響。Sales為企業銷售收入占年初總資產的百分比,用以控制以前年度銷售規模對出口額的影響。Growth為銷售收入增長率,用以控制企業成長能力對出口的影響。ROA為扣除補助額后的凈利潤占年初總資產的百分比,反映盈利能力對企業出口的影響。Emp指員工數量的自然對數,用以反映政府扶持的可能性,員工數量越大,解決的就業越多,越可能獲得政府扶持。FI表示外資持股比例,該比例越高越有助于企業出口。OC指企業的營運能力,用固定資產占年初總資產的百分比衡量,該值越高表明企業的營運能力相對越低,風險越高。R&D為研發支出占年初總資產的百分比,用以控制企業創新對企業出口的影響。Reg反映企業的地理位置,位于東部地區的企業具有物流優勢,更利于出口;若企業總部位于我國東部地區(4)我國東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西和海南12個省、自治區、直轄市。則賦值1,位于其他地區賦值0。ADbe為反映觀測值在以前年度是否遭受過反傾銷調查的虛擬變量。式(1)(3)采用OLS回歸,式(2)采用序列Logit回歸。主要變量定義如表1所示。

(3)

三、實證結果分析

(一)變量的描述性統計

表2是主要變量的描述性統計結果。企業出口(Expt)均值為18.020,中位數為9.242,表明樣本公司的平均出口額約占總資產的18%,但一半以上樣本的出口額不及總資產的10%。政府補助(Sub)均值為0.632,反映出樣本公司每年計入當期損益的政府補助平均占總資產的0.6%。扣除政府補助的ROA均值為5.76,說明樣本公司平均約10%的凈利潤由政府補助構成。反傾銷調查(ADN)均值為0.190,表明樣本公司平均每年約遭受0.2起反傾銷調查。

表2 變量的描述性統計結果

(二)政府補助對企業出口的作用及反傾銷調查的中介效應

逐步回歸分析的結果如表3所示。其中,第(1)(2)列檢驗了政府補助對企業出口的總效應,Sub的系數在1%的水平上顯著為負,表明政府補助對企業出口有顯著的負向作用。第(3)～(5)列檢驗了反傾銷調查(ADN)的中介效應。第(3)列中Sub的系數在5%的水平上顯著為正,第(4)(5)列中ADN的系數在1%的水平上顯著為負,表明政府補助對反傾銷調查具有顯著的正向作用,反傾銷調查對企業出口具有顯著的負向作用,政府補助可通過增加企業遭遇反傾銷調查的風險抑制企業出口,假設H1、H2和H3得到驗證。

表3 政府補助對企業出口的作用及反傾銷調查的中介效應估計結果

(三)行業異質性分析

基于行業異質性,本文對政府補助通過增加反傾銷調查風險抑制企業出口的作用路徑進行檢驗。若上述路徑成立,則政府補助增加反傾銷風險以及抑制企業出口的現象主要出現在補貼強度較高的產業中。此外,政府補助主要通過以下兩條路徑影響企業遭受反傾銷調查的風險:一是增加出口商傾銷的可能性,二是增加對海外競爭者的威脅。在此背景下,本文還考察了不同競爭強度和技術強度產業的差異。對于高競爭強度產業,價格競爭激烈,其傾銷的可能性更大。因此在該類產業中政府補助對反傾銷調查風險的作用應該更強;對于高技術強度產業,其對海外競爭者的威脅更高,在該類產業中政府補助對反傾銷調查風險的作用也應該更強。

基于行業平均補助額的中位數,本文將樣本中的43個細分行業分為高補貼強度產業組和低補貼強度產業組。基于各行業赫芬達爾-赫希曼指數(HHI)的中位數,將樣本分為高競爭強度產業組和低競爭強度產業組。HHI指數越低,競爭強度越高。根據商務部2015年發布的《國家重點支持的高新技術領域》,結合證監會2012年發布的《上市公司行業分類指引》,將以下產業設定為高技術強度產業:化學制品制造業、醫藥制造業、化學纖維制造業、設備制造業、汽車制造業、鐵路船舶航空航天制造業、電氣機械及器材制造業、計算機通信和其他電子設備制造業、儀器儀表制造業、信息傳輸、軟件和信息技術服務業、科學研究和技術服務業,其余產業設定為低技術強度產業。表4的回歸結果顯示,Sub和ADN的系數僅在組1、組3和組5中全部顯著,且符號與表3結果一致,表明政府補助通過增加反傾銷調查風險抑制企業出口的路徑顯著存在于高補貼強度、高競爭強度和高技術強度的產業中,在另三組產業中的效果不顯著。組4中政府補助對企業出口同樣存在顯著的負向作用。可能的原因是,在低競爭強度的產業中,政府補助具有明顯的擠出效應,即高額補助的獲得降低了企業在生產經營投資活動中的積極性,反而對出口產生不利影響。

表4 行業異質性分析估計結果

(四)進一步分析:出口商應對反傾銷調查的措施

為進一步探討反傾銷調查導致企業出口下降后出口商的應對措施,本文從價格策略、成本費用控制和國內市場競爭的角度展開分析,表5列出了相關結果。其中,GM為毛利率,在產品成本不變的條件下,毛利率越低,銷售價格越低。CoSales為主營業務成本占銷售收入的百分比,Sexpense為銷售費用占銷售收入的百分比,Mexpense為管理費用占銷售收入的百分比,Fexpense為財務費用占銷售收入的百分比,Dosales為國內銷售收入(總銷售收入減去出口額)占銷售收入的百分比。AD為反映樣本是否遭受反傾銷調查的虛擬變量,是取1,否則取0。第(1)列中AD的系數在1%的水平上顯著為負,第(2)列中AD的系數在統計學意義上不顯著,表明在遭受反傾銷調查后,企業的毛利率(GM)顯著下降,主營業務成本(CoSales)無顯著變化,說明企業采取了降低產品銷售價格的措施(在國內市場或其他海外市場),欲以薄利多銷的方式抵御反傾銷調查的負面影響。第(3)～(5)列中,AD對管理費用(Mexpense)的系數在1%的水平上顯著為負,對銷售費用(Sexpense)和財務費用(Fexpense)的作用不顯著,表明除降低售價外,企業同時采取了控制期間費用的措施,且主要用于管理費用的控制。第(6)列中,AD對國內銷售收入(DoSales)的系數在5%的水平上顯著為正,

表5 出口商對反傾銷調查的應對估計結果

表明企業采取搶占國內市場份額的方式彌補海外市場損失。

以上分析表明,反傾銷調查加劇了國內市場競爭,加速了被調查產業內企業的優勝劣汰。上市公司作為產業內的龍頭企業,往往能通過蠶食其他企業市場份額的方式在一定程度上彌補反傾銷調查的負面影響。從消費者福利的角度,反傾銷調查引發被調查企業在國內市場上開展價格戰,在短期內提升了消費者福利。

為考察企業應對反傾銷過程中政府補助的影響,本文將樣本按Sub的中位數分為高政府補助組和低政府補助組,分別考察反傾銷對出口商毛利率、成本費用和國內銷售收入的影響。表6匯報了回歸結果。其中,低補助組的結果與全樣本結果一致,但高補助組中AD對Dosales的系數不顯著,表明雖然同樣采取了降低價格和期間費用的策略,但高補助組國內銷售收入的提升并不明顯。為了進一步考察兩組樣本應對反傾銷調查的效果,增加ROA作為因變量進行檢驗。第(5)列的結果顯示,遭受反傾銷調查后,高政府補助組的ROA顯著下降,低政府補助組的ROA無明顯變化,再次說明低補助組的應對措施較為有效,而高補助組的應對效果較差。一方面,可能由于高補助組原本的國內銷售收入偏高,再提升的難度較大,且其原本的毛利率偏高,相較于原本毛利率偏低的企業,降低毛利率后還是缺乏價格優勢;另一方面,可能由于高補助組遭受了更強的反傾銷制裁,導致其應對效果不佳。

表6 政府補助對出口商應對反傾銷調查的影響估計結果

(五)內生性檢驗

本文存在潛在的內生性問題,主要包括自選擇偏誤、樣本選擇偏誤、遺漏變量和反向因果問題。自選擇偏誤是指解釋變量受到研究對象選擇的影響,具有非隨機性,導致估計結果有偏。就本研究來說,企業獲得的政府補助高低在一定程度上是由企業的選擇決定的,包括是否推進政府扶持項目、是否申請補助、是否增強政企關聯等。如果企業自身效益較差,使其選擇尋求更多政府補助,而效益差的同時出口額也較低,那么政府補助與出口之間的關系便會受到企業選擇的影響,進而產生自選擇偏誤。為此運用傾向得分匹配法(propensity score matching,PSM)的方法進行解決,對可能影響企業獲得政府補助高低的因素進行控制。樣本選擇偏誤是指觀測過程建立在非隨機選擇的樣本之上,導致估計的結果有偏。在本文中,因為反傾銷調查的對象是具有海外市場的企業,將樣本限定為具有出口行為的上市公司;而企業出口與否的選擇同樣可能受到政府補助的影響,因此未將沒有出口行為的企業納入研究導致潛在的樣本選擇偏誤問題。為此采用Heckman兩階段方法進行處理。遺漏變量問題是指可能存在某個未知變量同時影響政府補助和企業出口。此外,可能是出口下降導致企業向政府爭取了更多的補助,因此存在反向因果的可能。前文運用動態面板的方法在一定程度上控制了該問題,后續將采用工具變量對遺漏變量和反向因果問題進行解決。

1.PSM樣本

本文采用PSM的方法控制自選擇偏誤。表7列出了PSM樣本的描述性統計結果,表8列示了采用PSM樣本進行檢驗的結果。以Sub的中位數為界將樣本分為高政府補助組(試驗組,取1)和低政府補助組(對照組,取0)(5)參考審稿人意見,為排除部分未獲得政府補助的觀測值的干擾,筆者在進行分組前從全樣本(11 805個觀測值)中剔除了Subsidy為0的317個觀測值。。以表7中列示的變量為控制變量,以是否屬于試驗組為因變量進行Probit回歸,基于計算出的傾向得分進行鄰近匹配,最終得到3 847對按1∶1的比例配對的樣本。表7結果顯示,高政府補助組和低政府補助組在各控制變量上均無顯著差異,表明匹配良好。表8結果顯示,Sub對Expt的系數顯著為負,對ADN的系數顯著為正,ADN對Expt的系數顯著為負,與表3中的檢驗結果一致,表明政府補助對企業出口有顯著負向作用,對反傾銷調查有顯著正向作用,而反傾銷調查對企業出口有顯著負向作用,再次支撐了假設H1、H2和H3。

表7 PSM樣本的描述性統計結果

表8 PSM樣本的回歸估計結果

2.Heckman兩階段回歸

為控制樣本選擇偏誤,本文開展了Heckman兩階段估計,回歸結果如表9所示。一階段的樣本為所有A股上市公司,因變量為反映企業是否具有出口業務的虛擬變量DExpt。上年度具有出口業務的企業本年度大概率也會開展出口業務;上年度未開展出口業務的企業本年度開展出口業務的可能性也不高。因此,在一階段中加入DExptt-1為控制變量。二階段結果顯示,逆米爾斯比率(lambda)在第(2)(4)(5)列中的系數顯著為負,表明原研究模型在一定程度上具有樣本選擇偏誤。但在控制了樣本選擇偏誤后,二階段中Sub和ADN對Expt的系數仍顯著為負,Sub對ADN的系數仍顯著為正,表明研究結論依然成立——政府補助對企業出口存在負向作用,反傾銷調查在兩者之間發揮中介效應。

表9 內生性檢驗:Heckman兩階段回歸

3.工具變量

本文采用工具變量的方法解決遺漏變量和反向因果的內生性問題。采用上一年度的政府補助和行業平均政府補助(IndSub)作為工具變量,回歸結果如表10所示。一階段中,工具變量與Sub之間存在顯著的正相關關系。二階段中,基于一階段擬合得到的Sub對Expt仍然存在顯著負向作用,對ADN仍然存在顯著正向作用,與主檢驗結果保持一致。

表10 內生性檢驗:工具變量

(六)穩健性檢驗

為進一步控制不同行業間差異可能帶來的偏誤,本文將所有企業層面的變量經行業均值進行調整,即在原值的基礎上減去行業均值,再基于新的變量重復前面的回歸。表11顯示的結果與主檢驗的結果保持一致,ASub和AADN對AExpt具有顯著的負向作用,ASub對AADN具有顯著的正向作用,反傾銷調查在政府補助和企業出口間發揮中介效應。

表11 穩健性檢驗:企業層面變量經行業均值調整

此外,本文還進行了如下穩健性檢驗:(1)增加上一年度出口額為控制變量;(2)對標準差進行行業聚類調整;(3)用政府補助的變化額占年初總資產的百分比重新度量政府補助;(4)用企業出口的變化額占年初總資產的百分比重新度量企業出口。回歸結果如表12所示,均與主檢驗結果保持一致。

續表11

表12 其他穩健性檢驗結果

四、結論

本文基于中美貿易摩擦以及我國企業遭受貿易救濟調查形勢愈發嚴峻的背景,利用2009—2019年具有出口貿易行為的滬深兩市上市公司的數據,研究政府補助對企業出口的影響。研究結果表明,在國外對華濫用貿易救濟措施的情形下,政府補助可通過增加反傾銷調查風險抑制企業出口。進一步分析發現,在遭受反傾銷調查后,企業傾向于采取降低銷售價格、控制期間費用和搶占國內市場份額的方式應對出口下降的負面影響。基于行業異質性考察作用路徑的穩健性、使用PSM樣本控制樣本自選擇偏誤、使用Heckman兩階段回歸控制樣本選擇偏誤、使用工具變量排除遺漏變量和反向因果問題,研究結論在內生性檢驗和其他一系列穩健性檢驗中仍舊成立。

為了防范政府補助對企業出口產生負面影響,切斷負向作用路徑尤為關鍵,為此應盡可能降低由政府補助引發反傾銷調查的可能性。一方面,政府制定補貼政策時應更加謹慎,避免發放被WTO認定為禁止性和可訴性的補貼,盡可能發放研發環保等不可訴補貼。另一方面,獲得較多政府補助的出口商要意識到其遭受反傾銷調查的風險較高,因此在制定海外市場戰略時,應盡量避免使用低價甚至傾銷的策略。