反补贴申诉的贸易转移效应_基于面板数据的实证分析_孙.pdf

收稿日期:2011-01-21作者简介:孙铭(1978)，女，湖北武汉人，湖北大学商学院讲师，暨南大学经济学院博士生。杨仕辉(1965)，男，江西丰城人，博士，暨南大学经济学院教授，博士生导师。图 1全球和对华反补贴案件比较财贸研究2011 5反 补 贴 申 诉 的 贸 易 转 移 效 应 基于面板数据的实证分析孙铭1，2杨仕辉2(1 湖北大学 商学院，湖北 武汉 430062;2 暨南大学 经济学院，广东 广州 510632)摘要:利用 19912009 年的统计数据，以 19932007 年间立案的 188 起国际反补贴案件 6位税则号的涉案产品数据为研究对象，通过建立动态面板数据模型，实证分析反补贴申诉的贸易转移效应。结果表明:反补贴申诉会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国，其中墨西哥、美国、欧盟和其他国家的贸易转移效应较大;相比无税结案，征税结案的情况下产生的贸易转移效应更大，即对被诉国的出口的损害更大。关键词:反补贴申诉;贸易转移效应;面板数据中图分类号:F741 1文献标识码:A文章编号:1001 6260(2011)05 0065 06一、引言根据世界贸易组织 补贴与反补贴措施协议 第 1 条和第 2 条的定义，补贴(subsidy)是指一成员方政府或任何公共机构向“某些企业”(即指一个企业或产业、或一组企业或产业)提供的财政捐助以及对价格和收入的支持，以直接或间接增加从其领土输出某种产品或者减少向其领土内输入某种产品，或者对其他成员方利益形成损害的政府性措施。同时根据世界贸易组织补贴与反补贴措施协议 有关条款的规定，当出口国政府给产品出口企业进行补贴，并因此给进口国生产同类产品的产业造成实质性损害，或实质性威胁，或实质阻碍某一产业的建立与发展，进口国政府有权对已补贴的进口产品采取相应的反补贴(countervailing)措施(主要是征收反补贴税)。近十多年来，各国在国际贸易中提出反补贴申诉并采取反补贴措施的情况越来越多，尤其是随着近年来各国间贸易往来的愈加频繁，在国际金融危机的影响下，国际贸易保护主义重新抬头，世界各国间的贸易摩擦愈演愈烈，反补贴问题逐渐成为新的热点(见图 1)。针对中国的反补贴案件近 4 年来更是与时俱增，中国已经成为国际反补贴首要目标国，按此速度发展，几年内对华反补贴案的规模就会赶上或超过对华反倾销的规模。虽然对华反补贴的年限短，难以进行实证分析，无法评价对华反补贴的贸易效应，但国际反补贴案件已经满足实证分析的需要，本文主要解决的是反补贴申诉对申诉国、被诉国、非被诉国贸易会产生怎样的影响，是否会导致涉案产品的56进口在被诉国和非被诉国之间进行转移，如果转移，那么程度有多大，从而更好地认识对华反补贴的影响，并为中国政府应对反补贴提供政策建议。二、文献综述一直以来，理论界关于反补贴问题研究的重点集中于反补贴的法律制度、补贴与产业损害及其因果关系的认定、实施反补贴措施的影响因素等方面，很少有学者关注反补贴申诉效应，仅有少数学者研究了反补贴的实施效果。Herrmann 等(2006)分析了挪威农业养殖鲑鱼在被征收反补贴税后对世界鲑鱼市场的影响。结果表明，美国和欧盟对挪威农业养殖鲑鱼的不公平贸易行为发起申诉，决定了美国鲑鱼养殖者的收益率高低，而一旦美国征收的反补贴税低于欧盟，太平洋鲑鱼捕捞业将受到影响。Jones 等(2006)对进口美国温水对虾征收反补贴税的经济效应进行了分析，发现征收反补贴税使美国出口减少约 0 01 0 60 个百分点，而未被征收反补贴税则增加了约 0 03 0 70 个百分点。邹琪(2006)从产业安全的角度探讨了反补贴对中国农业、钢铁业、纺织业的影响，认为反补贴会给社会经济福利造成损失。在反倾销领域，针对贸易转移效应的实证分析，学者们开展了大量的研究，Bown 等(2006)利用 19922001 年美国对日本进口的数据，通过 GMM(广义距)方法证实了反倾销和保障措施会对涉案国带来贸易转移效应，并解释了其含义。Prusa(1999)利用 19801994 年间 700 多起美国对外反倾销案例，运用工具变量进行估算后证明美国的反倾销措施产生了较大的贸易转移效应，美国从非被诉国的进口在征收反倾销税后的三年内依次上升 16%、31%和 45%。Neils 等(2006)以 19902000 年世界各国对墨西哥进行反倾销的面板数据，应用固定效应分析得出，对发展中国家征收反倾销税未能产生贸易转移效应的结论。总体上看，国外学者对于反倾销贸易转移效应问题的研究较为深入，但尚未有文献涉及反补贴申诉的贸易转移效应。由于中国遭受国外反补贴和对外反补贴的历史较短，数据不易获得，因此国内的研究较少且大都偏向于外国对华反补贴的个案分析和定性研究。虽然国内外对于反补贴申诉效应的实证研究仍属空白，但关于反倾销的经验研究在计量方法上已有了很大发展，鉴于反补贴的贸易效应和反倾销的贸易效应在理论上相似，这就为反补贴申诉贸易转移效应的实证研究提供了理论和技术支持。此外，据统计，19932009 年间的国际反补贴案件累计已接近 300 件，这就为计量研究提供了充足的数据基础。本文根据 19932007 年立案的反补贴案件数据，就反补贴申诉的贸易转移效应进行统计分析和定量研究，评估反补贴申诉的贸易转移效应并进行国别比较。三、反补贴申诉的贸易转移效应统计分析贸易转移效应最早被用于关税同盟的经济效应分析中，是指由于关税同盟对内取消关税，对外实行统一的保护关税，关税同盟国把原来从同盟外非成员国低成本生产的进口产品，转换为从同盟内成员国高成本生产的进口产品，从而发生了贸易转移。因此，只要进口国对某一产品的对外关税不一致，就有可能发生贸易转移。相应地，针对特定出口国的反补贴申诉也会产生贸易转移效应。反补贴申诉的贸易转移效应表现为:申诉国对被诉国进行反补贴申诉后，对非被诉国同样产品的需求会增加，从而减少被诉国涉案产品在申诉国的市场份额，并最终导致贸易转移。为了直观反映反补贴的贸易转移效应，本文选择 19932007 年间立案的 188 个有效反补贴案件(申诉国包括美国、欧盟、加拿大、墨西哥、巴西、阿根廷、澳大利亚、委内瑞拉、秘鲁、哥斯达黎加和智利等 11 个国家和地区)进行统计分析，我们发现，鉴于反补贴案件中申诉国对涉案产品的稳定需求，其从世界对该产品的进口总量逐年上升，因此，进口份额可以反映反补贴申诉的贸易转移效应。在此，我们仅给出了各申诉国在 5 年的时间跨度内对外反补贴总案的进口份额情况(如图 2图 6 所示)，我们设定反补贴申诉年为 t=0 期，相应地，t=2、t=1 为申诉前两年，t=+1、t=+2 为申诉后两年。图2图 6 中分别给出了申诉国对被诉国和非被诉国涉案产品的进口份额，以说明反补贴申诉前后进口比66例的变化。从中可以发现:第一，从总体上看，在墨西哥(图 5)涉案产品的总进口中，来自被诉国的份额最大，t=0 期前后在60%上下变化;美国(图 2)一直保持在 32%左右;加拿大(图 4)约占 17%;其他国家(图 6)从 t=2 期的约 37%持续下降到 t=+2 期的 20%左右;欧盟(图 3)则保持在 10%以下。第二，在反补贴申诉前，墨西哥对被诉国涉案产品的进口份额持续增长，每期涨幅约为 3%左右;加拿大持续小幅上涨;其他国家持续下降，t=0 期比 t=2 期下降了约 6%;美国和欧盟则呈先降后升的特征，但 t=1 期的进口份额也比 t=0 期平均增长了 1%左右。第三，在反补贴申诉后两年间，美国对被诉国涉案产品的进口份额先升后降;欧盟、加拿大和墨西哥先降后升，其中墨西哥的变化最为显著;其他国家呈持续下降的态势。由此可见，反补贴申诉后，被诉国和非被诉国涉案产品的出口都会受到影响，而且在各国间呈现出不同的特点。四、反补贴申诉贸易转移效应的实证分析与国别比较(一)模型设定Brenton(2001)和 Park(2009)认为，可以通过考察申诉国从被诉国涉案产品的进口份额(即申诉国从被诉国涉案产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重)来确定贸易转移效应。因此，我们将采取类似的方法考察反补贴申诉的贸易转移效应。本文采用如下的面板数据模型:ln(Shareijt)=+ln(Shareijt 1)+1AFFijt+1+2AFFijt+2+3NEGijt+1+4NEGijt+2+ij+uijt(1)被解释变量 ln(Shareijt)表示 i 国(申诉国)在 t 期从 j 国(被诉国或非被诉国)对涉案产品进口份额的对数。ln(Shareijt 1)是被解释变量的滞后一期值，这是因为贸易的滞后值会影响当前的贸易。t=0表示反补贴申诉年，因此 t=1 表示申诉前一年，t=+1 表示申诉后一年，依此类推。从之前统计的情76况来看，反补贴案件的结案方式可分为两类，即征税结案和无税结案。通过设置虚拟变量，可以考察不同的结案方式对来自于被诉国涉案产品进口份额造成的影响，从而更加深入地评估反补贴申诉的贸易转移效应。虚拟变量 AFFijt+1衡量的是申诉后第一年(t=+1)，反补贴结案方式的影响，若反补贴申诉后第一年为征税结案，则取值为 1，其他为 0;同理，AFFijt+2在 t=+2 时取值为 1，其他为 0;若申诉后第一年为无税结案，则 NEGijt+1在 t=+1 期其取值为1，其他为0;同理，NEGijt+2在 t=+2 时取值为1，其他为 0。ij度量的是各截面单元的个体差异，uijt为随机扰动项。当回归中包含被解释变量的滞后项时，解释变量与随机扰动项相关，即解释变量具有内生性，因此如果应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。为了解决这一问题，本文采用 Arellano 等(1992)提出的 GMM 估计法在对模型(1)进行一阶差分之后，动态面板模型可以表示为:ln(Shareijt)=ln(Shareijt 1)+1AFFijt+1+2AFFijt+2+3NEGijt+1+4NEGijt+2+uijt(2)(二)样本与数据说明本文选用 19932007 年间申诉的 188 个有效反补贴案件作为数据资料，所有数据都是海关协调编码制度(HS)下 6 位数产品编码的细分产品数据。涉案产品的 HS 编码、申诉国、被诉国国别及裁决结果均来自于 WTO 网站和 Global Countervailing Duties Database，不同进口来源国涉案产品进口额的年度数据来自于联合国 Comtrade 网站，对于包含一个以上产品编码的案件，在将所有产品编码下的进口额数据汇总后得到每个案件的总进口额数据。在剔除重复案件和数据严重缺损的案件后，得到 188 个有效样本。根据申诉国归类，美国的有效案件有 87 个，欧盟38 个，墨西哥18 个，加拿大17 个，巴西10 个，澳大利亚6 个，阿根廷3 个，智利3 个，秘鲁 3 个，委内瑞拉 2 个，哥斯达黎加 1 个。被诉国涉及 40 多个国家和地区，包括阿根廷，澳大利亚，奥地利，比利时，巴西，加拿大，智利，中国，哥伦比亚，捷克，丹麦，欧盟，法国，德国，希腊，匈牙利，印度，印度尼西亚，伊拉克，以色列，意大利，马来西亚，墨西哥，荷兰，菲律宾，波兰，沙特阿拉伯，新加坡，南非，韩国，西班牙，泰国，特立尼达和多巴哥，土耳其，英国，美国，委内瑞拉，科特迪瓦，斯里兰卡和葡萄牙等。为了便于实证检验，可以将以上申诉国分为 5 组，具体处理方法如下:累计申诉案件数排在前 4 位的美国、欧盟、墨西哥和加拿大为一组，余下的各国因累计总案件数都在 10 个以内，归入其他国家一组。样本数据选择 5 个连续年度的面板数据(申诉前两年，申诉当年和申诉后两年)，理由如下:第一，实际数据集的时间段为 19912009 年，涵盖了最新的数据，使模型估计结果更切合实际;第二，国外的实证分析表明，贸易转移效应短期(申诉后 1 2 年)表现明显;第三，中国于近 4 年来频繁遭受外国反补贴申诉，研究反补贴申诉的短期效应将有利于中国正视对华反补贴效应，及早应对和预防。(三)回归结果与分析回归结果分析见表 1。在征税结案情况下，回归系数均为负，且在 1%的水平上显著(加拿大除外)。这说明反补贴申诉的征税结案使得申诉国涉案产品的进口在被诉国和非被诉国之间发生了贸易转移，且是从被诉国转移到非被诉国。而采用无税结案时，美国、墨西哥和其他国家的回归系数显著为负，说明其反补贴申诉具有贸易转移效应。在将回归系数进行转换后，可以得到反补贴申诉具体贸易转移效应。从中可以发现:(1)采取征税结案时存在贸易转移效应。在申诉后的第一年，美国和其他国家来自被诉国涉案产品的进口减幅最大，说明贸易转移效应最大;欧盟、墨西哥、加拿大分列其后。在申诉后的第二年，美国和其他国家的进口减幅有所回落，但绝对值还是保持在 40%的水平上;墨西哥的减幅接近 100%，贸易转移效应最大;欧盟和加拿大的贸易转移效应不断深化。(2)无税结案的贸易转移效应也存在。在申诉后的第一年，墨西哥、美国和其他国家的贸易转移效应较大，欧盟较小。到了第二年，其他国家和欧盟的贸易转移效应持续增强，进口于被诉国的占比分别进一步减少 66 38%和 14 36%;美国和墨西哥的贸易转移效应逐渐减弱，但减幅仍分别保持在10 08%和28 22%的水平。然而加拿大不存在贸易转移效应。(3)对比征税结案86与无税结案两种情况，各国在征税结案情况下产生的贸易转移效应更大。表 1反补贴申诉的贸易转移效应国别ln(Shareijt 1)AFFijt+1AFFijt+2NEGijt+1NEGijt+2样本数J 统计量美国被诉国0 5311 (33 849)10377 (6269)06340 (5023)0 3236 (3552)01062(1268)4324545欧盟被诉国0 2996 (9920)03122 (5107)10662 (5638)00342(0570)01551(0892)1902996加拿大被诉国0 1755 (4651)0 0787(0297)02801(1062)01221(0360)00817(0241)858326墨西哥被诉国02365 (4524018)02505 (12 221)45912 (36 167)0 6042 (2519)0332 (3519)901551其他国家被诉国0 2191 (1110 342)07171 (142 168)05380 (21 416)0 4998 (48479)10899 (33650)1402646不同时期、不同结案方式下，被解释变量的实际变化率(%)美国被诉国64 574696276510 08欧盟被诉国26 82655733714 36加拿大被诉国7 57244312998 52墨西哥被诉国22 169899453528 22其他国家被诉国51 194161393366 38注:各变量回归系数下面的括号内为 t 值;*、和 分别表示 10%、5%和 1%的显著性水平。五、结论与启示基于 19932007 年间立案的 188 起国际反补贴案件 6 位税则号涉案产品的 19912009 年的统计数据，建立动态面板数据模型，实证分析了反补贴申诉的贸易转移效应，得出如下结论:反补贴申诉会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国，其中墨西哥、美国、欧盟和其他国家的贸易转移效应较大;在征税结案的情况下，产生的贸易转移效应更大。本文的政策意义体现在以下几个方面:(1)在中国已成为世界反补贴调查第一目标国的背景下，出口行业在某个国家遭遇反补贴申诉后，无论是征税结案还是无税结案，中国出口都将出现损失，发生贸易转移，即反补贴申诉国从中国进口的转移到非被诉国，因此，中国政府一方面要积极预防，重点建立预警制度，加强商务外交，在外国反补贴立案前进行游说，使其对华反补贴申诉不予立案;如果对华反补贴已经立案，中方应积极寻找其他市场出口，实现出口市场的多元化，从而在一定程度上弥补反补贴申诉后贸易转移的经济损失。同时，中国应不断优化出口产品结构，从源头上防止国外反补贴。在不断提高具有优势的劳动密集型产品质量的同时，巩固和扩大国际市场份额，不断优化出口产品结构，改变低附加值和低技术含量产品占主要地位的局面，加大对高技术含量，高附加值产品的研发力度，发展具有自主知识产权的产品，重视产品技术标准的不断完善和提高，努力向国际标准或国际先进技术标准靠拢和转化，提高国际竞争力，真正做到从源头上防止国外对华反补贴。(2)如果已经立案，中国政府要积极应对，争取无税结案。因为无税结案情况下的贸易转移程度要小于征税结案，也就是说，无税结案时中方作为被诉方的贸易损失比征税结案时的贸易损失要小得多。(3)中国从 2009 年才开始对国外进行反补贴立案，数量上也远远低于同期的美国和欧盟。因此，中国在应对国外对华反补贴调查的同时，还应在 WTO 的框架下逐步建立起自身的贸易救济体系，积极运用反补贴等合法手段来保护国内产业免受不公平竞争带来的损害。参考文献:邹琪 2006 反补贴与中国产业安全 M 上海:上海财经大学出版社ARELLANO M，BOND S R 1992 Some tests of specification for panel data:monte Carlo evidence and an application to employment equa-tionsJ Review of Economics Studies，58(2):277 29796BOWN P，CROWLEY A 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Based on Panel DataSUN Ming1，2YANG Shi-hui2(1 Business School，Hubei University，Wuhan 430062;2 School of Economics，Jinan University，Guangzhou 510632)Abstract:Using a data set based on 6 digital tariff codes identified in 188 global countervailing casesinitiated from 1993 to 2007，and covering the latest statistical data from 1991 to 2009，trade diversion effectof countervailing initiation is examined by establishing a dynamic panel data model Empirical test showsthat countervailing initiation diverts imports from named countries to non-named countries and has the mostsignificant trade diversion effects on Mexico，followed by USA，EU and other countries Compared withnegative decisions，affirmative decisions generate greater trade diversion effects with more damage to exportof named countriesKeywords:countervailing initiation;trade diversion effect;panel data(责任编辑张建军檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺檺)(上接第 33 页)Urbanization and House Price-to-rent Ratio:Based on Panel Data of 35 Large or Medium CitiesWANG Wen-liZHAO Feng-jun(1 School of Economics，Nanjing University，Nanjing 210093;2 School of Business，Hangzhou Normal University，Hangzhou 310036)Abstract:Considering the reality of Chinas increasing urbanization，a metrological model is built onthe basis of Ricardian rent theory Using inter-provincial panel data of 35 large or medium cities in China，this paper makes an empirical study on the reason why Chinas house price-to-rent ratio remains high Theresult shows that the house price-to-rent ratio bears positive affection to the speed of urbanization during theprocess of urbanization in a country or region，that is，the faster the speed of a citys spread，the higher thehouse price-to-rent ratio If the urbanization ends or the city ceases to spread，house price-to-rent ratio willnot be affected by urbanizationKeywords:house price-to-rent ratio;house price;rent;urbanization(责任编辑彭江)07