反倾销保护对进口多元化的影响

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反倾销保护对进口多元化的影响
——基于中国微观企业的经验研究

摘 要： 以往关于反倾销贸易效应的研究忽略了进口增长的扩展边际，本研究首次估计了中国对外采取反倾销措施如何影响企业进口多元化。基于2000-2007年中国工业企业数据库、中国海关数据库和全球反倾销数据库的匹配数据，本文结合最邻近匹配技术和倍差法克服反倾销保护的内生选择问题。实证结果表明，中国对外反倾销措施显著降低了受保护企业的进口多元化水平，这一负面影响全部来源于企业从指控国进口多元化的萎缩且具有长期性；不同于进口流量，进口多元化不存在反倾销的贸易转移效应。民营企业和出口企业的进口多元化受反倾销影响更大；反倾销降低的主要是中间品进口多元化水平。本文的结论在改变函数形式、增加控制变量、替换反倾销度量指标和剔除加工贸易企业的情况下保持稳健。

关键词： 反倾销保护； 进口多元化； 内生性

一、引言

2014年《国务院办公厅关于加强进口的若干意见》指出，积极的进口促进战略不仅有利于提升产品质量、推动创业创新和优化经济结构，也有助于改善国际收支平衡。近年来，许多研究也证实进口多元化能够通过“种类效应”改善企业绩效。鉴于进口种类具有如此重要的福利增进效应，理解贸易政策变化对进口多元化的影响便显得至关重要。贸易政策如关税削减会对进口种类，尤其是中间品进口种类扩张产生显著影响[1，2]。另一方面，其他类型的特定贸易政策对进口多元化的影响甚少受到关注。长久以来，反倾销始终是政策制定者使用最频繁的贸易保护工具，其使用范围由传统欧美国家迅速向新兴经济体蔓延。截止到2014年，中国对不同国家发起的反倾销案件数量达221个，居全球第8位，涉案的HS-6位产品数目达129种，覆盖调查国为27个，均为反倾销使用国。因此，随着中国反倾销措施使用频率的上升，评估反倾销的进口多元化效应显得尤为重要。

贸易增长可分解为集约边际和扩展边际，已有文献集中评价了反倾销对进口贸易流量的破坏效应和转移效应，而没有探讨反倾销如何影响企业进口多元化，即企业内扩展边际。此外，以往研究多从国家或行业总体层面展开分析，较少讨论反倾销对企业绩效的影响，更缺乏基于多产品企业视角的政策效应评估。本文基于中国微观企业数据，运用最邻近匹配技术和倍差法克服贸易政策的内生选择问题，从而准确估计中国反倾销保护对企业进口多元化的影响。本文试图回答的问题包括：第一，中国对外反倾销如何影响企业进口多元化水平？其效应是否与进口流量一致，同时存在贸易破坏和贸易转移？第二，反倾销对不同特征企业和不同产品类型的进口多元化的影响程度有何差异？第三，反倾销对进口多元化的影响是否具有持续性？

二、文献述评

本文主要考察中国对外反倾销对受保护企业的进口多元化(扩展边际)的影响，与本文相关的文献主要可分为两类：其一是反倾销保护对发起国贸易流量的影响，主要集中于对进口流量(集约边际)的影响；其二是反倾销保护对指控国出口的影响，尤其是区分出口增长集约边际和扩展边际的文献，该类文献间接表明了反倾销保护对发起国从指控国进口增长的二元边际的效应。

(一)反倾销保护对发起国贸易流量的影响

关于反倾销的贸易效应，研究最充分的是一国对外发起反倾销如何影响本国从指控国和非指控国的进口流量，分别被称为反倾销的贸易破坏效应(trade destruction)和贸易转移效应(trade diversion)[3-5]。Ganguli(2008)[6]对印度的实证研究发现，尽管反倾销保护存在进口转移效应，但难以完全抵消进口破坏效应，即总进口流量减少。Konings等(2001)[7]基于欧盟8位产品层面的数据发现，与美国相比，欧盟反倾销措施的进口转移效应更弱，从而说明欧盟的反倾销保护更有效。Kang等(2012)[8]运用动态面板GMM模型比较了美国、欧盟和中国反倾销政策对特定产业进口额的影响，估计结果表明，中国反倾销保护的贸易破坏效应比欧美更小，中国进口的迅速增长和贸易救济措施的制度差异可能是导致中国反倾销保护效应较弱的原因。然而，也有文献发现一国反倾销措施可能不会引起某些贸易效应，Niels(2003)[9]指出，墨西哥的反倾销保护会导致从指控国的进口减少，但不影响从非指控国的进口，说明墨西哥的反倾销措施只引起了贸易破坏效应，而不存在贸易转移效应。

早期关于反倾销贸易效应的研究主要集中于分析欧美等传统反倾销使用国，近年来，有学者开始研究中国对外反倾销的贸易效应和经济影响。鲍晓华(2007)[10]、Park(2009)[11]基于中国对外反倾销案例和8位HS产品层面数据发现，反倾销保护同时存在进口破坏效应和进口转移效应，且总进口额减少，即反倾销有效保护了本土企业。

最高人民法院在再审判决中进一步指出，奇虎公司与百度公司是地位平等的民事主体，奇虎公司既无权评估百度网站的运行，也无权对其采取措施。奇虎公司作为市场主体，不能代表消费者的公共利益，因此不得以公共利益的名义干扰被上诉人的商业模式。⑪ 参见北京奇虎科技有限公司与北京百度网讯科技有限公司、百度在线网络技术（北京）有限公司商标权属纠纷申请再审案，最高人民法院（2014）民申字第873号民事裁定书。

在研究一国对外反倾销对本国贸易的影响时，绝大多数文献基于本国进口流量展开，而传统贸易理论认为所有受保护的本土进口竞争企业均能获益。Konings和Vandenbussche(2013)[12]则探讨了反倾销对企业出口的影响，并首次强调反倾销的反竞争效应在内销企业和出口企业之间存在差异。他们的研究结论显示，由于全球生产网络的碎片化，且出口企业更倾向于进口，反倾销保护因提高了进口投入成本而损害了出口企业，即内销和出口分别下降4%和8%；与此同时，反倾销改善了非出口企业的绩效，即销售额增加了5%。尽管Konings和Vandenbussche(2013)[12]认识到反倾销对进口的阻碍可能不利于出口企业，但并没有强调反倾销对企业进口多元化的影响。

(二)反倾销保护对指控国出口的影响

中国是当今世界遭受反倾销指控最频繁的国家，因此，基于反倾销指控国视角的研究主要聚焦于中国，检验了外国反倾销的出口限制效应[13，14]。王孝松等(2015)[15]在贸易引力模型中纳入反倾销因素，运用1992-2010年中国与24个贸易伙伴国的数据发现，外国对中国实施的反倾销措施显著抑制了中国的出口，这种抑制效应在不同国家、行业和年份有所差异。沈国兵(2008)[16]以木制卧室家具为研究对象，发现美国对中国发起的反倾销不仅限制了美国该行业从中国的进口，而且导致中国出口向其他国家转移。蒋为和孙浦阳(2016)[17]从企业异质性角度出发，认为美国对中国实施反倾销制裁存在直接和间接两种影响中国企业出口的渠道，直接渠道导致中国企业在美国市场上的出口减少；就间接渠道而言，企业遭受反倾销导致其经营绩效和融资状况恶化，从而减少对国外其他市场的出口。

德公公当即发怒：“糊涂至极！什么自焚？什么升仙？一派胡言！你身为他们几个的大哥、远字营营主，老四为人谋害，不思问案报仇，却相信异端邪说，说出如此荒诞不经之言，当真让我心寒失望！”

少数文献基于二元边际的视角对出口增长进行分解，Besedes和Prusa(2013)[18]认为高额的反倾销税率可能导致出口企业难以生存，因此有必要关注反倾销如何影响扩展边际。他们的结论表明，反倾销对出口供应商的市场退出具有较大的负面效应，立案和初裁阶段的影响比终裁阶段更大，较高的反倾销税率具有较大但短期的影响，而较低的反倾销税率具有较小但持久的影响。Lu等(2013)[19]研究了美国反倾销政策对中国出口增长二元边际的影响，发现外国对中国进行反倾销指控会显著降低中国对美国的出口，且出口的减少主要集中于扩展边际。王孝松等(2014)[20]发现了类似的结论。

已有文献为本文的研究提供了重要借鉴。但纵观上述文献，在研究反倾销对发起国进口的影响时，绝大部分文献集中于考察进口额或进口量，即集约边际的变化，而忽略了反倾销对进口多元化，即扩展边际的影响；尽管少数基于指控国视角的文献，如Lu等(2013)[19]、王孝松等(2014)[20]间接揭示了反倾销保护对发起国从指控国进口多元化的负面影响，但没有回答该负面影响是否能通过从非指控国进口多元化的增加而得到缓解甚至抵消。本文是对以上两类文献不足之处的有益补充。首先，首次全面分析了中国对外反倾销对企业进口多元化的影响，包括基于不同企业特征的异质性影响、短期和长期影响，以及对进口中间品和进口最终品多元化的异质性影响等。其次，对应以往研究强调的反倾销的贸易转移效应，本文区分反倾销指控国和非指控国，分析了反倾销是否会导致中国企业进口多元化从指控国转移至非指控国，以明确反倾销保护对进口多元化的阻碍效力。

三、数据与估计方法(一)数据

本文使用的数据来源有三个：中国工业企业数据库、中国海关数据库和全球反倾销数据库，样本时间跨度为2000-2007年。

中国工业企业数据库详细记录了规模以上工业企业的生产和财务信息，使用该数据库面临一些诸如样本缺失、指标异常、测量误差等潜在问题[21]。为保留可靠的分析样本，借鉴Cai和Liu(2009)[22]、Yu(2015)[23]的做法，若样本出现下列情况之一，则进行删除处理：(1)样本所在行业的2位代码不在13和42之间；(2)重要变量存在缺失或取值非正*重要变量包括工业总产值、工业销售产值、工业增加值、总资产、固定资产合计、职工人数、应付工资总额、中间投入合计。；(3)出口交货值缺失或为负；(4)职工人数少于10人；(5)不遵循一般会计准则*不遵循一般会计准则的情形包括：工业增加值大于工业总产值，流动资产或固定资产大于总资产，出口交货值大于工业销售产值。；(6)企业法人代码缺失；(7)报告无效的建立时间(开业月份大于12或小于1)。中国海关数据库记录了进出口企业每月在每种HS-8位产品编码上对每个贸易伙伴国的交易数量和金额及贸易方式等信息。本文将HS-8位产品月度数据加总为HS-6位产品年度数据。

世界银行统计的全球反倾销数据库包含全球40多个反倾销使用国的历年反倾销案例情况，每个反倾销发起国的数据由4部分组成：主数据库、涉案的HS产品代码、本国发起反倾销的企业和外国涉案企业。主数据库记录了每个案例的指控国，起诉、初裁和终裁时间，初裁和终裁结果，最终采取的反倾销措施等信息。从案例编号看，2000-2007年中国对外共发起140个案例，若忽略指控国的差异，中国对外实际发起反倾销案例数为42个。根据反倾销涉案HS产品代码，利用HS-6位产品代码与国际标准行业分类(ISIC Rev3)4位行业代码的对应关系及国际标准行业分类(ISIC Rev3)4位行业代码与国民经济行业分类(GB/T4754-2002)4位行业代码的对应关系，可获得每个反倾销案例所保护的国民经济4位行业，进而列出12个中国对外反倾销新*这里的“新”是指该反倾销案例发起时，所在的国民经济4位行业在样本期间没有受到过保护。案例，如表1所示。

本文首先通过企业名称、邮编加电话后7位两种匹配方式，获得中国工业企业数据库和海关数据库的匹配数据，共包含87 258家企业的10 782 170个观测值，匹配企业总出口额占中国工业企业总出口额的61%。在此基础上，将征收反倾销税的行业标识为处理组行业，通过最邻近匹配法得到对照组行业*对照组行业的选择在本部分的估计方法中介绍。，保留处理组和对照组行业中的企业，最终得到用于实证分析的11 731个观测。

慢性重症乙型肝炎是慢性肝炎及肝硬化的恶性病变引起,其发病原因包括;缺乏预防意识、家族传播、婴幼儿期感染病毒、黄疸型肝炎的漏诊、免疫功能低下病毒感染、既往有其他肝病史感染病毒者。临床表现为黄疸、肝区疼痛、肝脾肿大、肝纤维化及消化道症状。常采用抗病毒治疗和保肝治疗,同时指导患者保持生活规律、合理饮食、精神愉悦,适当活动,以达到战胜病魔的信心和意志[1]。本次研究采用人性化护理干预对慢性重症乙型肝炎进行护理,提高了患者的治疗效果及满意度。现将结果报道阐述如下。

表1 2000-2007年中国对外反倾销新案例

   

立案时间行业行业代码终裁时间裁决结果税率2000有机化学原料制造26142002D49.62001合成纤维单(聚合)体制造26532003D522001涤纶纤维制造28222003D482002机制纸及纸板制造22212003D612002合成橡胶制造26522003D72002钢压延加工32302003D44.22003锦纶纤维制造2821—T—2003光学仪器制造41412005D462004化学药品原料制造27102006DPU113.22005其他合成纤维制造28292006D612005初级形态的塑料及合成树脂制造26512006D17.22006淀粉及淀粉制品制造13912007D35

注：裁决结果一栏中，“D”表示征收从价税，“T”表示案例终止，“DPU”表示当价格低于给定水平时征税。税率是指中国对指控国“其他公司”征税水平，多个指控国时取平均值。

(二)估计方法

1.匹配对照组

在评估反倾销保护的影响时，最具挑战性的问题在于贸易政策的内生性处理。一国对外采取的反倾销措施往往并非随机分布于任意行业，相反，经验研究显示，反倾销保护往往集中于研发密集型行业[24]，Kang等(2012)[8]指出，中国发起的反倾销案例主要集中在化工行业，其比重约占总案例数量的60%。反倾销过程主要由行业立案、政府初裁和终裁组成，内生性问题可能来源于行业自选择进入保护和政府自选择提供保护两方面。为解决行业自选择进入反倾销立案，参照Pierce(2011)[25]的做法，以发起反倾销且最终采取反倾销措施的行业作为处理组，发起反倾销但被终止的行业作为对照组进行检验。为解决政府自选择进入反倾销初裁和终裁，借鉴Konings和Vandenbussche(2008)[26]、Konings和Vandenbussche(2013)[12]的方法，利用最邻近匹配法(Nearest Neighbor Matching Method)为每个受反倾销保护的4分位行业(处理组)选择一个得分最接近但从未受反倾销保护的行业作为对照组*之所以基于行业层面进行匹配，是因为以往研究发现行业的进口额、进口增长率等因素是影响反倾销保护的关键因素(Konings和Vandenbussche，2013)[12]。。为此，构建如下Probit方程

Pr(initjt=1)=Φ(β0+β1lnimportjt-1+β2impgrjt+β3lnlaborjt-1+β4gdpgrt)

很多时候，人们的一些过失行为会导致电力电缆的损坏。这是由于电缆在布置的过程中，有的工作人员由于粗心或者操作方法不当，导致其发生扭曲或者被折，造成了电缆线的损坏，随着使用时间的增长，将会影响电网的正常运行。

(1)

其中Φ(·)为正态累积分布函数，j代表4分位行业，t代表年份。initjt表示j行业t年是否发起反倾销，是则取1，否则为0。lnimportjt-1表示

滞后一期的行业进口额，impgrjt表示j行业t-1期至t期的实际进口增长率，lnlaborjt-1为滞后一期的行业劳动人数对数，gdpgrt为t-1期至t期的实际GDP增长率。行业层面的解释变量通过企业层面的匹配数据加总而得，GDP数据来源于中国统计年鉴*本文在匹配对照组时选择的解释变量与不少研究反倾销的文献一致，Lu等(2013)[19]包含进口额，Konings和Vandenbussche(2008)[26]、Pierce(2011)[25]包含GDP增长率和劳动人数。。

2.倍差法估计

为评估反倾销保护对企业进口多元化的影响，本文借鉴Konings和Vandenbussche(2013)[12]的估计方法，采用倍差法(Difference-in-difference)建立如下计量方程

diversit=β0+β1afectit+τt+αi+μit

肝局灶性结节增生是发病率非常低的良性占位病变,患者的病变时肝细胞、胆管、肝巨噬细胞组成,没有包膜,和附近的组织界限清晰,瘤内有反射状纤维疤痕,血管损伤和血管畸形可能是导致患者发病的原因,和避孕药使用没有关系。肝脏局灶性结节性增生以单发为主,10%的患者有多发情况,病灶的直径通畅都是不超过5cm,边界清晰。常规的生化检验对该疾病的诊断没有较大的价值,肝功能和AFP值都在整治范围内,患者没有明显的症状,因此影像诊断的价值比较高。

(2)

式(2)中i为企业，t为年份。diversit代表企业进口多元化水平，主要以企业的HS-6位进口产品-国家对衡量，考虑到反倾销是针对特定指控国发起的，本文进一步区分了来自指控国的进口产品-国家对和来自非指控国的进口产品-国家对，以检验进口多元化是否存在贸易转移效应。模型中进口多元化采用水平值而非对数值的原因在于：一方面，本文更关注进口产品-国家对的绝对数量的下降，而非百分比的下降；同时，以进口多元化的对数值进入模型会丢失进口产品-国家对为零值的样本，忽略零贸易值可能导致样本选择问题。afectit是一个虚拟变量，反倾销措施实施之前所有企业取0，反倾销实施之后且受保护的企业取1，未受保护的企业取0。τt为年份固定效应，以控制宏观经济波动的影响，αi为企业固定效应，以控制不随时间变化的企业异质性效应，μit为误差项。β1为本文所关注的待估计系数，它反映了采取反倾销措施后受保护企业进口多样化的变动。

四、实证结果分析(一)最邻近匹配结果

表2报告了对Probit方程(1)的估计结果。与预期一致，进口额和进口增长率的上升增加了行业发起反倾销的概率，而行业规模和GDP增长率的系数均不显著，这与Konings和Vandenbussche(2013)[12]、Pierce(2011)[25]的结果类似。

表2 Probit回归结果

   

变量Pr(initjt=1)lnimportjt-10.304***(2.99)impgrjt0.168**(2.52)lnlaborjt-1-0.037(-0.28)gdpgrt-0.097(-1.41)β0-5.268***(-4.62)N1893PseudoR20.13

注：括号中数值为稳健的t统计量，***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。下表同。

表3进一步呈现了匹配平衡性检验结果，由表可知，处理组和对照组各变量的均值比较接近，且偏误在控制范围内，进一步的t检验表明，所有变量在处理组和对照组之间不存在显著差异，说明匹配结果是可靠的。由于两组行业特征的相似性，反倾销的政府选择偏误得到了较好的控制。

表3 匹配平衡性检验

   

变量处理组对照组%偏误t检验p值lnimport14.9815.15-8.80.7impgr0.070.13-6.00.76imppen0.220.27-2.50.32lnlabor10.310.38-5.30.81lnlp6.396.42-5.00.85

注：imppen代表行业进口渗透率，lnlpS代表行业劳动生产率。

处理组和对照组企业进口产品-国家对的变化趋势如图1所示。从图1可以看出，处理组和对照组的进口产品-国家对随时间推移逐渐下降，因此满足共同趋势假设。注意到在反倾销措施实施时，处理组进口产品-国家对出现大幅度下降，而同时期对照组企业的进口多元化水平保持稳定，说明反倾销对受保护企业的进口多元化产生了显著的不利影响。

   

图1 处理组和对照组进口多元化比较注：0时期为反倾销措施实施的年份。

(二)反倾销对进口多元化的影响

如前所述，为避免反倾销的内生性问题，本文选择了两个对照组：案例被终止的对照组和匹配的对照组，但由于样本期间只有一个案例被终止(见表1)，本文在回归分析中主要采用匹配的对照组，而案例被终止的对照组仅在基准结果中出现，用于检验结果的稳健性。此外，基准回归结果中同时采用进口产品种类、进口来源国数目和进口产品-国家对三个指标衡量进口多元化，发现反倾销变量的系数在符号和显著性上均高度吻合，有鉴于此，后续报告的结果均以进口产品-国家对衡量进口多元化。

1.基准结果分析

反倾销对企业进口多元化的影响如表4所示，所有的结果均控制了年份固定效应和企业固定效应。第(1)列用Probit模型检验了反倾销是否影响企业进口状态(importerit)，显著为负的系数说明高额的反倾销税降低了企业从国外进口所需产品的概率，其原因是征税导致进口成本上升，减弱了企业参与进口的积极性。第(2)、(3)列分别以企业进口产品种类(varietyit)和进口来源国数量(countryit)为被解释变量，结果表明反倾销使企业平均减少了7.5种产品的进口，同时可能使企业放弃从某些进口来源国进口产品。第(4)列估计了反倾销对本文的主要被解释变量——进口多元化(diversit)的影响，反倾销变量的系数仍显著为负，表明反倾销对企业进口多元化产生了显著的负面效应，平均而言，反倾销保护导致企业缩减9个产品-国家对。为确保本文结论不受函数形式的影响，第(5)列以进口多元化的对数值作为被解释变量，结果保持一致：反倾销保护大约使进口多元化下降41.8%*进口多元化的样本均值为20.6，按第(4)列的结果，反倾销导致进口多元化下降的百分比为43.8%，与第(5)列结果较为接近。。前5列结果的对照组由最邻近匹配法获得，从而忽略了反倾销的行业自选择效应，为控制该内生性问题，第(6)选择被终止的案例为对照组，基于倍差法的再估计结果与结论一致，即反倾销对企业的进口多元化产生了显著的限制效应。

表4 反倾销对企业进口多元化的影响

   

变量(1)Pr(importerit=1)(2)varietyit(3)countryit(4)diversit(5)lndiversit(6)diversitad_effectit-0.631***(-10.66)-7.878***(-3.50)-0.770**(-2.18)-9.033***(-3.53)-0.418***(-5.07)-5.486**(-1.96)β00.400***(5.67)5.593***(4.76)1.826***(9.02)12.570***(3.74)1.044***(17.61)3.539(0.75)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN11731117311173111731117319578R2—0.040.020.030.080.04

与一般的关税不同，反倾销的征税对象是特定国家，因此，反倾销对企业从指控国进口和从非指控国进口的影响在大小和方向上可能完全不同。事实上，从进口流量看，反倾销限制中国从指控国进口的同时，增加了中国从非指控国的进口，即反倾销的贸易限制效应和贸易转移效应[10、11]。为探究进口多元化是否也存在这两种效应，本文将企业进口多元化分解为从指控国的进口多元化和从非指控国的进口多元化，回归结果分别如表5A和5B所示，两表中的5列与表4的(2)-(6)列类似。

表5A中反倾销变量的系数在大小和方向上都接近于表4的(2)-(6)列，说明反倾销对企业从指控国的进口多元化产生了显著的限制效应；然而在表5B中，反倾销变量的系数虽然为负但多数不显著(第(4)列的系数恰好处于10%显著水平的边缘)，说明反倾销对企业从非指控国的进口多元化没有显著影响。本文的结论类似于陈清萍和鲍晓华(2016)[27]，她们研究了反倾销保护如何影响进口竞争企业和下游企业的贸易，关于扩展边际的结果显示，反倾销减少了下游企业从指控国的进口来源国数量，但没有增加从非指控国的进口来源国数量。

总结基准回归结果，反倾销保护降低了企业进口多元化，主要表现为进口产品种类的减少，通过把企业从所有国家的进口多元化按指控国和非指控国分解，本文发现，不同于进口增长的集约边际，进口多元化只存在反倾销的贸易限制效应，而不存在反倾销的贸易转移效应。

表5A 来自指控国的进口多元化

   

变量(1)(2)(3)(4)(5)varietysitcountrysitdiverssitlndiverssitdiverssitad_effectit-5.835***(-4.44)-0.678***(-4.63)-7.319***(-4.77)-0.379***(-4.51)-4.154*(-1.84)β0-5.073***(-6.24)-0.381***(-4.24)-2.470(-1.23)-0.193***(-3.47)7.970***(2.68)τtyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesN117311173111731117319578R20.060.080.040.150.01

表5B 来自非指控国的进口多元化

   

变量(1)(2)(3)(4)(5)varietynsitcountrynsitdiversnsitdiversnsitdiversnsitad_effectit-2.043(-1.22)-0.093(-0.38)-1.713(-1.02)-0.137*(-1.65)-1.332(-0.35)β010.666***(8.18)2.207***(11.40)15.040***(6.85)1.177***(18.04)-4.431(1.39)τtyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesN117311173111731117319578R20.060.080.050.120.05

注：被解释变量的上标用于区分指控国和非指控国，其中s代表产品种类、来源国数目或产品-国家对的进口来源国为指控国，ns则为非指控国，下表同。

2.反倾销对不同特征企业的进口多元化的异质性影响

反倾销对企业进口多元化的影响程度可能因企业特征不同而有所差异，本文考虑两种企业特征：所有制类型和出口状态。为将企业特征纳入模型，加入反倾销与企业特征虚拟变量的交互项，结果如表6所示。前3列报告了企业所有制差异，区分为国有企业(soeit)、民营企业(poeit)和外资企业(foeit)，后3列报告了出口状态差异，即企业是否出口(expit)。就企业所有制而言，反倾销保护对民营企业进口多元化的冲击最大，其次是对国有企业，但对外资企业的影响与非外资企业没有显著差异。可能的原因是，民营企业往往规模较小，资金相对有限，面对高额反倾销税率时反应更为敏感，中断的贸易联系更多。外资企业可通过企业内贸易规避反倾销税，且进口产品的渠道比本土企业更广泛，从而对贸易政策的反应比本土企业如国有和民营企业要小，国有企业受反倾销的影响介于民营和外资企业之间。区分指控国和非指控国的结果发现，反倾销对国有和民营企业从指控国的进口多元化的限制效应比其他企业强，这也可以从ad_effectit与foeit交互项显著为正的系数得到证明，即相比其他企业而言，外资企业受反倾销的冲击更小。更为重要的是，反倾销甚至减少了民营企业从非指控国的进口多元化水平，进一步说明民营企业面临外部冲击时表现出的脆弱性。

从出口状态特征的结果来看，中国对外采取反倾销措施后，与内销企业相比，出口企业的进口多元化下降更多，这符合Konings和Vandenbussche(2013)[12]的结论：反倾销阻碍了出口企业进口中间投入品，从而损害了出口企业的利益。进一步地，反倾销对内销企业从非指控国的进口多元化没有负面影响，但会导致出口企业从非指控国的进口多元化下降。值得注意的是，各列中ad_effectit的系数与基准回归结果保持一致，即显著的反倾销限制效应和不显著的反倾销转移效应。

表6 反倾销对不同企业特征的差异化影响

   

变量(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsit(4)diversit(5)diverssit(6)diversnsitad_effectit-10.801***(-3.56)-9.537***(-5.50)-2.355(-1.11)-6.733*(-1.94)-5.102***(-2.64)0.213(0.08)ad_effectit*soeit-4.654**(-2.11)-2.612**(-2.09)-1.952(-1.48)———ad_effectit*poeit-5.545***(-5.10)-2.500***(-5.22)-3.368***(-4.56)———ad_effectit*foeit3.202(0.85)10.049***(3.70)-1.923(-0.77)———ad_effectit*expit———-7.745***(-3.26)-4.236***(-3.05)-5.592***(-3.77)β06.323***(2.93)-6.794***(-6.21)15.140***(6.88)-2.585(-1.07)-11.250***(-8.53)10.694***(5.02)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN117311173111731117311173111731R20.030.050.050.030.050.05

3.反倾销对企业中间品和最终品进口多元化的影响

进口更多中间品种类是提高企业绩效的一种重要渠道[28]，将进口多元化按产品类别分解可以进一步分析中间品和最终品进口多元化如何对反倾销做出反应。识别中间品通常需借助BEC(Broad Economic Categories)代码与HS-6位产品代码的对应表，借鉴Feng 等(2016)[29]的分类方法，将BEC代码中的111、121、21、22、31、322、41、42、521、53归为中间品，其余为最终品。对中间品和最终品进口多元化的回归结果见表7。比较两类产品中反倾销变量的系数可知，反倾销对中间品进口多元化的限制效应是最终品的4倍以上，即反倾销对进口多元化的负面影响主要集中在中间品。对两类产品进一步分解指控国和非指控国后发现，两类产品中反倾销的贸易限制效应同时存在，而贸易转移效应均不存在，这进一步印证了基准回归部分的结论。反倾销影响企业对中间投入的选择的结论也被Vandenbussche和Viegelahn(2014)[30]所证实，他们发现印度反倾销保护导致企业投入品组合的转换，企业减少受保护投入品的使用，增加未受保护投入品的使用。

表7 反倾销对中间品和最终品进口多元化的影响

   

变量中间品最终品(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsit(4)diversit(5)diverssit(6)diversnsitad_effectit-11.531***(-4.39)-9.679***(-2.98)-1.852(-1.54)-2.468***(-2.85)-2.216***(-3.13)-0.252(-1.33)β014.560***(22.41)-5.331***(-3.58)19.891***(10.76)-0.030(-0.08)-0.884**(-2.49)0.854***(12.83)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN116921169211692116921169211692R20.040.040.060.030.050.02

4.反倾销对进口多元化的动态影响

前文涉及的是反倾销对企业进口多元化的短期影响，而反倾销保护的有效期一般为5年，因此有必要考察企业进口多元化在长期如何受反倾销保护的影响。借鉴评估反倾销动态效应的一般做法，设置反倾销实施之后5年内的5个年度虚拟变量year1，…，year5，并建立ad_effectit与5个年度虚拟变量的交互项，然后将企业进口多元化对5个交互项回归，如表8所示。反倾销实施后的第2年和第5年，企业进口多元化显著下降；企业从指控国的进口多元化水平在反倾销实施后的多数年份均显著降低(第4年除外)，而从非指控国的进口多元化水平则没有受到显著影响。由此可知，反倾销对进口多元化具有长期的贸易限制效应，而无论在短期还是长期，反倾销均不产生贸易转移效应。

表8 反倾销对进口多元化的动态影响

   

变量(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsitad_effectit*year1it-6.732(-1.52)-5.900**(-2.22)-0.832(-0.29)ad_effectit*year2it-15.608***(-3.00)-10.587***(-3.39)-5.021(-1.48)ad_effectit*year3it-7.661(-1.52)-7.591**(-2.52)-0.069(-0.02)ad_effectit*year4it-4.864(-1.18)-3.921(-1.59)-0.944(-0.35)ad_effectit*year5it-10.193**(-2.14)-6.418**(-2.25)-3.776(-1.21)β012.828***(3.83)-2.188(-1.09)15.016***(6.87)τtyesyesyesαiyesyesyesN117311173111731R20.030.040.05

五、稳健性检验(一)增加控制变量

尽管本文在回归中控制了企业固定效应，从而排除了不随时间变化的企业个体效应的干扰，但一些重要的随时间变化的企业特征如企业规模、生产率等因素可能影响进口多元化。此外，其他贸易政策如行业关税削减也可能直接影响进口多元化。为控制这些因素，本文首先控制了企业规模(lnsaleit)、企业劳动生产率(lnproit)和企业人均资本(lnklit)，结果如表9前3列所示；在此基础上，(4)-(6)列进一步控制企业所在的2位国民经济行业关税水平(tariffjt)*企业规模用企业销售额对数衡量，企业劳动生产率用工业增加值与劳动人数之比的对数衡量，企业人均资本用固定资产净值年平均余额与劳动人数之比的对数衡量。从WTO获得的关税数据为HS-6位产品层面，为得到2位国民经济行业关税水平，需建立HS-6位产品代码与2位国民经济行业代码的对应关系，本文借鉴钱学锋等(2011)[31]的做法，以ISIC Rev3为中介将二者对应，每个行业的关税水平取其对应的所有HS-6位产品的关税平均值。。企业层面控制变量的系数符合预期，规模较大的企业进口多元化水平更高；劳动生产率较高的企业，其从非指控国的进口多元化水平更高；人均资本越多的企业，吸收能力可能越强，从而可以通过进口更多中间品以获得新技术，因此进口多元化水平也就越高。从(4)-(6)列看，行业关税水平的下降有利于提高进口多元化，但这一效应只在进口来源国为非指控国时显著。重要的是，增加企业或行业层面控制变量后，反倾销变量的系数在符号和显著性上保持稳健，在大小上出现明显增长。

表9 增加控制变量

   

变量(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsit(4)diversit(5)diverssit(6)diversnsitad_effectit-13.639***(-6.05)-8.561***(-6.23)-5.078***(-3.16)-13.213***(-5.51)-10.619***(-7.27)-2.595(-1.52)lnsaleit9.604***(21.68)5.075***(18.80)4.530***(14.36)9.620***(21.66)4.999***(18.51)4.621***(14.64)lnproit0.733(1.05)-0.900**(-2.12)1.633***(3.28)0.699(1.00)-0.739*(-1.73)1.438***(2.89)lnklit2.223***(4.96)1.649***(6.04)0.574*(1.80)2.221***(4.95)1.660***(6.09)0.561*(1.76)tariffit———-0.249(-0.52)1.205***(4.12)-1.454***(-4.25)β0-105.256***(-21.58)-60.307***(-20.30)-44.949***(-12.95)-99.964***(-8.82)-85.932***(-12.47)-14.032*(-1.74)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN117311173111731117311173111731R20.280.220.160.280.220.16

(二)反倾销税的影响

不同的反倾销案例征收的反倾销税收水平有所差异，使用反倾销虚拟变量无法较好地体现反倾销税的变化如何影响进口多元化。本文引入反倾销税(ad_dutyit)代替反倾销虚拟变量，以检验结果的稳健性。表10显示了反倾销税的影响*由于反倾销仅针对指控国征税，因此反倾销之后处理组行业对非指控国的税率用所在行业关税水平代替，反倾销之后处理组行业对指控国和非指控国税率的均值为该行业最终用于回归的税率水平。此外，对照组行业和反倾销之前处理组行业的反倾销税用所在行业关税水平代替。。结果表明，反倾销税提升10个百分点，导致企业缩减2.5个进口产品-国家对。与反倾销虚拟变量相同，税率的估计结果再次证明，反倾销措施仅存在贸易限制效应，不存在贸易转移效应。控制企业层面特征和行业关税后，反倾销税的系数略微增大，说明结果稳健。

(三)剔除加工贸易企业

中国对外反倾销相关条例规定，对正常进行的加工贸易一律免予征收反倾销税，只有当加工贸易的货物因故内销时才征税，由此可见，不分离加工贸易企业可能导致反倾销的影响被低估。然而，本文无法识别哪些加工贸易企业将加工货物内销，因此只能考虑两种极端情况：第一，剔除样本中的纯加工贸易企业，此类企业的进口不征收反倾销税；第二，剔除参与加工贸易的企业，此类企业中可能存在将加工贸易货物内销的企业，即实际上需要征收反倾销税的企业；两种情况的估计结果分别如表11的(1)-(3)和(4)-(6)列所示。与基准回归结果相比，剔除免于被征收反倾销税的纯加工贸易企业后，反倾销保护对进口多元化的影响有所提升，说明未分离加工贸易企业的确可能低估反倾销的负面效应。当剔除所有参与加工贸易的企业时，反倾销对进口多元化的影响低于基准回归结果，理由是部分企业可能内销加工贸易货物而被征收反倾销税，但却被剔除。总体而言，分离加工贸易企业后，结果仍保持高度稳健。

表10 反倾销税的影响

   

变量(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsit(4)diversit(5)diverssit(6)diversnsitad_dutyit-0.249***(-3.32)-0.159**(-2.53)-0.090(-1.35)-0.305***(-5.79)-0.212***(-6.63)-0.092**(-2.47)lnsaleit———9.613***(21.66)4.975***(18.41)4.637***(14.71)lnproit———0.712(1.01)-0.758*(-1.78)1.470***(2.95)lnklit———2.277***(5.07)1.692***(6.19)0.585*(1.83)tariffjt———-0.101(-0.21)1.212***(4.08)-1.313***(-3.79)β029.791(1.36)-13.584(-0.74)43.375**(2.23)-96.540***(-8.76)-80.809***(-12.05)-15.731**(-2.01)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN117311173111731117311173111731R20.010.010.010.280.230.16

表11 剔除加工贸易企业

   

变量(1)diversit(2)diverssit(3)diversnsit(4)diversit(5)diverssit(6)diversnsitad_effectit-11.398***(-3.22)-8.252***(-4.08)-2.915(-1.17)-7.376***(-3.30)-5.915***(-3.59)-1.461(-1.05)β05.130**(2.07)-7.700***(-6.43)15.385***(6.22)3.864(1.43)-3.841***(-7.25)7.705***(2.87)τtyesyesyesyesyesyesαiyesyesyesyesyesyesN106041060410604661466146614R20.030.040.060.050.040.04

六、结论与政策含义

对反倾销贸易效应的研究由来已久，但主要从贸易增长的集约边际展开，而忽略了反倾销如何影响贸易增长的扩展边际。基于2000-2007年中国工业企业数据库和海关数据库的匹配数据并结合中国对外反倾销案例，本文首次估计了中国对外反倾销保护对企业进口多元化的影响。为克服贸易政策内生性问题，本文将终止的案例视为对照组以解决行业自选择立案，而采用最邻近匹配方法控制政府自选择裁决。研究结果表明，首先，反倾销保护显著降低了中国企业从反倾销指控国的进口多元化水平，但没有影响企业从反倾销非指控国的进口多元化水平。因此，与对进口流量的影响不同，反倾销对进口多元化只存在贸易限制效应，而不存在贸易转移效应。其次，反倾销对不同特征的企业具有差异化的影响，民营企业进口多元化所受的影响最大，外资企业最小，国有企业居中；与内销企业相比，出口企业进口多元化的下降更多。第三，反倾销对进口多元化的贸易限制效应可能是长期的。第四，就不同产品类型而言，反倾销的限制效应主要集中于中间品进口多元化水平的大幅下降，而最终品进口多元化的降幅较小。本文的结论在改变函数形式、控制企业或行业层面变量、更换反倾销指标和剔除加工贸易的情形下保持稳健。

少数研究已经意识到，反倾销通过提升进口投入成本可能不利于企业绩效的改善，从而使得反倾销的保护效果大打折扣。其中，Konings和Vandenbussche(2013)[12]强调反倾销保护阻碍了投入品进口，进而导致法国出口企业的出口和内销同时萎缩。Viegelahn和Vandenbussche(2014)[32]认为反倾销之所以没有提升印度企业成本加成，最可能的原因是反倾销改变了企业生产投入品组合，提高了投入成本。本文则直接表明反倾销限制了企业进口多元化的扩张，并主要表现为中间品进口种类的下降。

本文的结论具有重要的政策含义。政府实施的反倾销措施阻碍了企业从指控国进口产品种类的增长，且无法通过向其他国家转移得到弥补，这些企业只能购买国内质量较低或价格较高的产品，进而可能对企业绩效产生不利影响，因此，反倾销措施的实施需谨慎。同时，政府更应重视民营企业和出口企业高度集中的行业，这些行业的进口多元化受反倾销的负面效应较大，政府可提供其他优惠政策加以缓解，以降低民营企业和出口企业所承担的风险。

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The Effect of Antidumping Protection on Import Diversification——An Empirical Research from Chinese Micro Firms

ZHU Xiao-ming

(School of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310027, China)

Abstract：Studies about trade effects of antidumping neglected the extensive margin of import growth. This paper is the first to estimate the impact of Chinese antidumping measures on firms' import diversification. Based on 2000-2007 matching data, including Chinese Industrial Firms database, Chinese Customs Trade database and Global Antidumping database, this paper solve endogeneity problem of antidumping by combining methodologies of nearest neighbor matching and difference-in-difference. Empirical results show that antidumping measures imposed by China reduce firms' import diversification, and the negative is only significantly in countries subject to antidumping, therefore, in contrast to import volume, there exist no trade diversion for import extensive margin. Import diversification reduction is exerted by private-owned firms as opposed to state-owned and foreign-owned firms, by exporters as opposed to non-exporters, and by intermediate goods as opposed to final goods. Results remain robust when we use alternative models and indicators, control more firm-level variables, and drop processing firms.

Key words：antidumping protection; import diversification; endogeneity