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内容提要文章使用全球反倾销数据库和联合国贸易数据库的匹配数据，以对华反倾销案件作为研究对象，运用双重差分法经验分析了反倾销对出口规模和出口价格的影响及动态变化。研究结果表明：较短时期内，反倾销对被诉国出口规模存在抑制效应，对被诉国出口价格存在短时间的提升作用，然而以上效应在较长时期内均不明显。一般而言，反倾销初裁对反倾销前一期、当期和下一期出口规模存在负向影响，且在后一期负向影响达到最大值；相反，反倾销对出口价格存在正向影响效应，对前一期、当期和下一期的影响大致相同，然而对于两期及以后的影响系数逐渐下降，甚至在较长期间内造成了出口价格的下降。 织梦好，好织梦

关键词 反倾销 动态影响 双重差分法 出口价格 出口规模 dedecms.com

一、引言

改革开放以来，我国出口贸易发展取得了举世瞩目的成就，1978～2007年的三十年间年出口增长率达到20％以上，远远超出同期世界平均水平，成为推动我国经济发展的重要力量。然而2008年金融危机以来，在世界需求持续疲软、人民币汇率波动较大和国内经济转型调整多重因素的影响下，我国出口贸易增长乏力，2008～2011年年均出口增长率下降至13％，2012～2014年出口贸易同比增长率为7.9％、7.9％和6.0％，连续三年增速低于10％，2015年我国出口贸易甚至出现了l.8％的负增长。而在此期间我国遭受的反倾销诉讼却迎来了新的活跃期，2008～2015年我国遭受反倾销调查年均约58起。2016年12月，我国加入WTO十五年的“非市场经济国家”过渡期即将结束，但各国对于中国反倾销的态度仍然不容乐观。因此，在我国反倾销持续增多而出口贸易亟待复苏的背景下，研究反倾销对我国出口的影响效果和影响路径，提出有利于贸易健康发展的对策具有重要意义。

长期以来，我国出口贸易都表现为粗放型的增长方式，主要依靠数量增长，而价格增长对贸易增长贡献不大（施炳展等，2013）。十八届五中全会指出，未来贸易的发展要不断丰富对外开放内涵，提高贸易质量，开创对外贸易的新局面，这就要求我国在发展对外贸易中不仅要重视贸易商品数量，而且要关注贸易商品的质量和价格。反倾销作为影响贸易的重要方面，其对贸易规模的影响备受关注，然而对贸易商品价格的影响，尤其是长期影响的研究相对较少。因此，反倾销对我国出口规模和价格存在何种作用?影响程度如何?反倾销对我国出口规模和价格的影响在短期和长期内是否存在区别?影响的动态趋势如何?本文旨在对以上问题进行回答。 内容来自dedecms

反倾销对出口的影响并非一成不变，随着时间的变化，反倾销对我国出口数量、数额和价格存在短期和长期的动态影响。普遍而言，经济学中对短期与长期的界定主要是依据生产要素能否及时调整界定的。短期影响一般是指企业遭冲击以后无法及时调整生产要素而造成的一种临时的波动性状态，而长期影响则是在企业遭受冲击后生产要素完全调整后的一种长期的稳定状态。反倾销对我国出口规模和价格的动态影响可以从其影响机制进一步明确。反倾销税的征收一方面提高了企业的生产成本，另一方面通过设定一个较高的进入壁垒，限制了部分生产率较低的出口商进入，因此在短时间内对我国出口商品的规模存在抑制作用。然而，反倾销作用并非孤立和静态的，一方面，一国对华反倾销具有一定的“示范效应”（Bown和Crowley，2006），可能带来其他国家对相同产品进行类似的反倾销调查，甚至会带来更大范围的“冻结效应（Chilling Effect）”（Vandenbussche和Zanardi，2010）；另一方面，对华反倾销也可能造成企业的“逆向激励效应”（沈国兵，2012），倒逼企业不断增强创新能力，随着长期生产率的提高可能会抵消反倾销造成的成本上升，因此从长时间看反倾销对贸易规模的影响并不确定。从反倾销对出口价格的影响看，短时间内造成的出口成本上升必然引起出口价格的上升，然而长时间内随着企业生产要素的调整，出口价格是始终保持在较高的价格水平，还是会受部分因素的影响有所回落甚至下降仍有待讨论。因此，研究反倾销对我国出口的长期和短期影响对于明确出口企业应对反倾销冲击的调整时限具有重要意义。 内容来自dedecms

二、文献综述 织梦好，好织梦

1.反倾销对出口数量的研究

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众多文献对反倾销的出口规模影响效应进行了考察。被诉反倾销提高了出口企业退出市场的概率，从而减少了出口规模。Besedes和Prusa（2013）的研究发现被诉反倾销调查会造成出口商退出市场，使用危机模型的估计结果发现反倾销增加了出口企业退出市场的概率高达50％；Lu等（2013）发现美国对华反倾销造成中国出口规模减少主要是由反倾销造成的出口企业数量减少引起的；然而部分学者则认为反倾销造成的对特定市场的出口抑制效应主要是由于出口转移到了其他未发起反倾销的国家造成的。Bown和Crowley（2006）在一个多国模型的市场下考察了美国对日本反倾销调查对日本和欧盟市场的影响，研究发现反倾销贸易抑制作用和贸易转移作用同时存在；沈国兵（2008）以中国出口红木家具为例，考察了美国对华反倾销的贸易效应，也发现了反倾销的贸易限制作用与贸易转移效应的存在；冯宗宪等（2010）的研究也得出了类似的结论。然而以上研究均是从反倾销对出口的短期效应考察的。Park（2009）以中国1997～2004年对外反倾销案件作为样本，发现了反倾销的贸易抑制效应和贸易转移效应，然而这种效应仅在反倾销发生的短期内存在，长期来看上述各种效应均不明显。 copyright dedecms

实际上反倾销调查具有一定的外溢效应会造成其对出口抑制的扩大化，即“示范效应”和“冻结效应”，这种效应一般在反倾销发生后的中长期内有所体现，Vandenbussche和Zanardi（2010）认为反倾销除了具有直接的、短期的效应之外，还具有综合的、长期的“冻结效应”，其使用引力模型和双边贸易数据证明了这种长期效应的存在；Egger和Nelson（2011）研究了对印度、墨西哥、巴西等新经济体的反倾销，发现对以上新经济体的反倾销均具有较大的长期综合效应；杨仕辉等（2011）研究中国被诉反倾销的案件也得出了类似结论。在反倾销的“学习效应”或“模仿效应”的研究方面，Lindsey和Ikenson（2001）通过研究美国不断增多的反倾销案例发现，发展中国家不断模仿和学习发达国家的反倾销做法造成了反倾销案件的不断增多；Blonigen和Prusa（2015）认为一国对第三国发起反倾销很可能会起到其他国家对第三国进行反倾销的“示范”作用。此外，被诉反倾销在中长期还可能刺激出口企业提高生产率，降低生产成本从而造成出口量的恢复甚至增长。奚俊芳等（2014）利用动态面板模型从企业层面证明了国外反倾销调查对中国企业全要素生产率有显着的提升作用；沈国兵（2012）则从产品层面进一步验证了竞争力提升与对华反倾销的出口转移效应问的关系，发现中国产品竞争力的提升降低了美国从非被诉国家进口产品的转移，使得我国对美的出口转移效应并不明显；Konings和Vandenbussche（2008）等也得出了类似结论。 copyright dedecms

2.反倾销对出口价格的研究 dedecms.com

反倾销对出口价格影响的相关研究相对较少。事实上反倾销对出口价格的影响也存在短期和长期影响。短期影响方面，Prusa（1996）的研究表明，一国一旦遭受反倾销调查，无论调查事件最终裁定与否，被调查国家的出口产品价格都会有大幅度提升；Prusa（2001）研究发现美国发起反倾销会造成进口价格上升超过30％；沈国兵（2008）通过研究美国对华反倾销，发现反倾销引起中国出口美国的价格和美国国内此类产品的价格上涨，但这种价格效应与商品的需求弹性存在较大的关系。然而也有部分学者发现遭受反倾销并未造成出口价格的大幅变动。Harrison（1991）研究了20世纪80年代美国实施的反倾销和保障措施对进口价格的影响，结果发现这一阶段的贸易保护对进口价格并不存在明显的影响；Konings和Vandenbussche（2002）发现反倾销的价格效应并不确定，在一般行业存在明显的价格上升效应，而在竞争较激烈的行业实际上并未发生价格上升；Cohen和Maya（2013）以美国水泥行业实施的反倾销为例，研究表明反倾销保护效应具有明显的地域差异，一些地区的水泥价格并未因实施反倾销而发生变化。与短期影响效应存在差异的是，Aggarwal（2010）通过研究印度反倾销的贸易效应，发现反倾销会造成进口产品价格上升，然而这种效应仅在发生反倾销的前几年存在，长期来看对价格影响并不显着；当考察到反倾销双方的博弈以后，Liu和Wang（2014）发现反倾销造成了出口商在特定市场上出口份额的降低，为保持原有出口份额甚至会出现遭受反倾销一段时间后出口价格的下降。 织梦内容管理系统

就现有研究而言，从静态角度考察反倾销对一国出口规模影响的文献较多，研究反倾销价格效应的文献较少，而从动态视角研究反倾销对一国出口规模和价格的长期和短期影响的文献更少。就研究结论而言，目前对反倾销的出口规模和价格的长期与短期影响还没有一致意见，因此本文旨在对我国近年来特别是金融危机期间遭遇的反倾销对我国出口的短期和长期影响作进一步验证，以期丰富已有文献。与已有研究相比，本文在以下几方面进行了完善和创新：（1）在研究视角上，本文研究了反倾销对出口规模、价格影响的动态变化，丰富了Lu等（2013）、王孝松等（2015）仅从静态视角考察反倾销对当期出口价格和规模的影响研究；（2）在研究方法上，本文以双重差分法（Difference in Difference）作为主要估计手段，克服了反倾销与出口贸易之间的估计普遍存在的选择性偏误、遗漏变量等内生性问题，以期更准确地估计反倾销与出口规模、出口价格之间的关系。 dedecms.com

三、反倾销对出口规模和价格影响的实证研究

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2008年以来，全球性金融危机爆发并不断蔓延导致贸易保护势力迅速抬头。与此同时，我国也遭受了严重的贸易保护，2009年遭受全球反倾销近七十起，是近年来遭受反倾销最严重的年份之一，2009年对华反倾销发生频率高，影响程度大，涉案金额较多，由此可见，考察2009年反倾销案例对于研究反倾销的影响效应极具代表性。基于此，本文主要选取2009年发生的对华反倾销涉案商品，研究这些商品在2006～2013年的出口规模和出口价格的变动，试图通过代表性案件验证反倾销对出口规模和价格的长期与短期影响。 内容来自dedecms

1.计量模型设定、控制变量选取及数据来源 本文来自织梦

（1）计量模型设定 本文来自织梦

对华反倾销与我国出口贸易存在较大的内生性，因此直接将反倾销案件与贸易规模进行回归会造成结果的有偏估计（Lu等，2013）。一方面，一般的研究虽然考察了反倾销调查对贸易规模和价格的影响，却不能同时考察假设不存在的反倾销调查时贸易的发展情况，因此研究本身存在的选择性偏误问题无法克服；另一方面，不能对所有变量进行考察和控制必然引起一些与反倾销有关的重要变量的遗漏，造成残差与解释变量的内生性问题。因此在参考Lu等（2013）研究的基础上，本文使用双重差分法（Difference in Difference，DID）用以解决上述问题。但与其不同的是，本文使用了联合国贸发会数据库与全球反倾销数据库的匹配数据，选取了多个国家多种产品的对华反倾销案例，拓展了Lu等（2013）仅选用美国对华反倾销案例的研究范围，增加了研究对象国，使结果更具有普遍性。

由于反倾销最终裁定一般要经历反倾销初步裁定阶段及较长时间的终裁调查阶段，也就意味着部分反倾销初步裁定甚至无法发展到最终裁定的阶段[1]，因此与反倾销初裁相比最终裁定更具影响的广泛性。此外，反倾销初步裁定一般对企业具有较大的“预期效应”，即使未能最终裁定为反倾销也会对企业产生较大的影响，因此本部分首先选用了反倾销初步裁定肯定案件作为研究对象，最终裁定案件作为对研究结果的稳健性检验。

分别以出口额（1nE_v）、出口量（1nE_q）和出口价格（1nE_p）为被解释变量，本文设定双重差分法具体估计方程如下： 本文来自织梦

PlnE_vint=β10+β11 PADin（09）+β12（PADin（09）×Time）+β13 Time+β14Xit+β15Xint+μint（1）

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PlnE_qint=β20+β21 PADin（09）+β22（PADin（09）×Time）+β23×Time+β24Xit+β25Xint+ζint（2）

PlnE_pint=β30+β31PADin（09）+β32（PADin（09）×Time）+β33Time+β34Xit+β35Xint+εint（3） 本文来自织梦

方程（1）～方程（3）分别从产品层面刻画了反倾销初步裁定对出口额、出口量和出口价格的影响，其中，i代表2009年对华发起反倾销的主要国家，n代表产品[2]，t为时间，t∈{2006，2007，…，2013}。PADin（09）为商品n是否在2009年发生过反倾销初步裁定的虚拟变量，PADin（09）∈{0，1}，PADin（09）=1表示在2009年发生过反倾销初步裁定的商品；相反，2009年未发生过反倾销初步裁定的商品作为对照组，记为PADin（09）=0。Timet∈{0，1}为时间虚拟变量，Time=0为反倾销初步裁定发生前的年份，在本文中为2006～2008年；Time=1为反倾销初步裁定发生后的年份，在本文中为2009～2013年。交叉项PADin（09）×Timet的估计系数β度量了反倾销初步裁定对出口额、出口量和出口价格的真实影响。以出口额方程为例，若β12<0，则意味着Pln（E_vPAD=1,Time=1／E_VPAD=1，Time=0）-Pln（E_vPAD=O,Time=1／E_vPAD=0,Time=0）<0，即反倾销初步裁定发生前后两个时期，实验组出口贸易额的下降相比对照组更多，也就是说反倾销初裁造成了出口贸易额的下降。此外，方程中Xit、Xint是指从“国家”和“（产品×国家）”角度选择的影响贸易额的控制变量。

由于本文除考察反倾销对当期出口贸易额、出口贸易量和出口价格的影响外，还研究了反倾销对以上三者的动态影响，因此还分别估计了反倾销与前一期、下一期、下两期、下三期的被解释变量、控制变量的关系，动态影响方程（4）～（6）设定如下，其中，k∈{-1，1，2，3}。

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PlnE_vin（t+k）=β10+β11PADin（09）+β12（PADin（09）×Time）+β13Time+β14Xi（t+k）+β15Xin（t+k）+μint（4） 本文来自织梦

PlnE_qin（t+k）=β20+β21PADin（09）+β22（PADin（09）×Time）+β23Time+β24Xi（t+k）+β25Xin（t+k）+ζint（5） 织梦内容管理系统

PlnE_pin（t+k）=β30+β31PADin（09）+β32（PADin（09）×Time）+β33Time+β34Xi（t+k）+β35Xin（t+k）+εint（6）

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（2）控制变量选取

由于本文旨在研究反倾销对出口的影响，因此控制变量的选取主要参考了Anderson和Wincoop（2004）等部分引力模型的相关文献，选取了开放度（Open）、经济发展水平（lnGDP）、距离（lnDis）、人均收入水平（lnE）等作为国家层面的控制变量。本研究进一步扩展到了产品层面，还从“（产品×国家）”层面上选取了控制变量。产品的竞争力优势是影响我国产品出口规模、出口价格的重要因素[3]，因此选取了样本中6位码产品的竞争优势指数（TC指数）[4]作为“（产品×国家）”层面上的控制变量。此外，为避免一些不可观测的国家层面和产品层面的因素对出口贸易产生影响，本文还同时控制了国家固定效应和产品固定效应。 内容来自dedecms

（3）数据来源 copyright dedecms

本文数据主要来源于世界银行的全球反倾销数据库和联合国贸易数据库。在全球反倾销数据库中选取了对华反倾销最多的13个国家[5]2009年发生在6位码商品上的198起反倾销初裁案件，并与联合国贸易数据库中的贸易数据进行匹配，数据年份包括2006-2013年。为保证每个国家每种商品上都有2006～2013年的贸易数据，还为保证在这些所遭受反倾销调查商品的4位码产品下同时存在多种可比的未被反倾销调查的6位码商品[6]，本文筛选并整理了107起案件，涉案的6位码商品72种，其涉案产品的行业结构如表1所示。出口商品价格是根据联合国贸易数据库中的贸易额与贸易量数据计算而得，本文所包括的商品均为6位码商品。 织梦内容管理系统

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控制变量的数据，与被解释变量相对应，也选取了来自于2006-2013年的数据。国内生产规模、贸易开放度和人均收入水平等控制变量的选取主要来源于WDI数据库（World Development Indicators Da-tabase）；中国距世界主要国家距离方面的数据来自于CEPII数据库；中国对世界主要国家在某类产品的竞争力优势指数是依据中国对世界主要国家的双边贸易数据计算而得，数据来源于联合国贸易数据库。 内容来自dedecms

此外，本文在研究反倾销对出口数额、数量和价格的长短期影响和动态变化时，还分别使用了各自变量与因变量的n+1期、n+2期和n+3期数据。数据的统计性描述见表2。 dedecms.com

2.对照组选取及平行趋势假设检验 内容来自dedecms

双重差分法应用的关键在于对照组的选取和平行趋势性检验。一方面，需要选择与实验组基本相同的且未发生政策冲击的对照组，比较二者在政策发生后的差异性得到政策的影响效果；另一方面，需要检验在政策冲击后相比政策冲击前是否发生了显着的差异和变化，一旦发生变化则说明政策确实存在影响效果。

（1）对照组选取

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双重差分法估计结果准确与否很大程度上依赖于对照组的选择，即对照组所涉及商品能否客观反映出实验组商品在未遭受反倾销这一反事实情形下的出口变化情况。一般情况而言，大多数研究使用倾向相匹配得分法选择对照组（毛捷等，2011），然而这种方法虽然能够找到与实验组在多方面属性均相似的对照组，却在关键因素方面无法匹配（如在面对反倾销政策冲击的适应度方面），因此本文在参考Lu等（2013）的基础上选用了与被诉反倾销商品在相同4位码下未遭受反倾销裁定的其他6位码商品作为对照组。由于大多数反倾销案件都是针对一个或几个6位码商品下多个商品子目[7]展开的，这就意味着每次反倾销措施多数集中在一个或少数几个6位码商品下，这也为我们选择对照组提供了可能性。以上对照组商品虽然在出口规模、出口价格方面与实验组存在差异，然而在以下关键因素方面却存在共同点：首先，对于出口到相同目的国的商品而言，由于同一个4位码产品下的大多数商品性质差异不大，因此受到政策冲击后的适应程度基本相同，可以较好地作为研究政策冲击对实验组影响的比照对象；其次，对于贸易商品而言，不同4位码下的商品可能在贸易规模、价格等方面存在更大的差异性，甚至造成不同商品问的不可比性，而相同4位码下商品作为对照组，与实验组差异相对较小且具有相同属性间的可比性。然而，我们并没有选择4位码下产品总量作为对照组的主要考虑是，一方面，对于个别国家和年份，同一个4位码下可能有几种6位码商品遭受反倾销调查，甚至某些遭受反倾销调查的6位码商品可能就是这个4位码产品下的主要出口商品，因此使用4位码总量可能会使得对照组也受到政策影响；另一方面，选用4位码商品的总量作为对照组不利于我们扩大样本量和自由度，因此我们选用了其他未被反倾销调查的6位码商品，但为了保证在同一类商品内部的可比性，我们在研究中控制了“6位码商品”效应。 织梦好，好织梦

本文选取了2009年对华发起反倾销的商品作为文中实验组商品选择的依据，然而却并不能排除同一6位码商品在除2009年以外的其他考察时间段内被相同国家发起过反倾销的可能性，例如，欧盟分别于2009年4月和2012年9月对原产于中国的铝箔和成卷铝箔（税则号：760711）做出过反倾销初步裁定肯定决定。以上类似情况的存在可能会造成实验组在2009年受到反倾销冲击后可能还受到二次政策冲击，从而影响了对反倾销政策的真实估计，因此出于以上考虑，本文进行了相关检验，剔除了13种除2009年以外还超过一次受到反倾销冲击的6位码商品。

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（2）实验组与对照组的平行趋势假设检验

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在确定对照组以后，本文接下来对实验组与对照组的平行趋势假设进行检验，以便从直观上考察政策前后是否存在显着差异。我们对实验组和对照组的总贸易额、总贸易量进行加总，计算两组总贸易额和总贸易量随时间的变化趋势，此外还计算了实验组、对照组商品的平均价格，以考察两组商品平均价格随时间的变化趋势，统计性描述如表3所显示。

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为直观比较，我们将表3数据绘制成图，如图1所显示。图1（左）实线反映了反倾销与出口额估计中实验组（“×”号）与对照组（“菱形”）在2009年遭受（未遭受）反倾销前后的出口趋势变化图；而虚线部分为反倾销与出口数量估计中实验组（“三角形”）与对照组（“圆圈”）在2009年遭受（未遭受）反倾销前后的出口趋势变化图。反倾销的出口额影响方面，如图1（左）实线所示，2008年以前，无论是实验组还是对照组的出口数额均有所上升，2008年受金融危机影响出口额迅速下降，从整体上看，2009年以前两组出口额变动趋势基本相同。然而，2009年以后出口到未对华发起反倾销调查的国家的商品（对照组）贸易额迅速反弹，相反，实验组则呈缓慢攀升的趋势，这说明反倾销政策冲击对于我国出口数额确实存在较大的影响。反倾销政策冲击对出口数量的影响更加明显，如图1（左）虚线所示，2009年反倾销政策冲击甚至改变了我国出口商品数量的变化趋势，未遭受反倾销的商品出口数量在金融危机以后迅速恢复且缓慢上升，遭受反倾销冲击的商品数量在金融危机后仍未恢复，甚至出现了下降趋势。 本文来自织梦

图1（右）实线和虚线分别代表了实验组与对照组出口商品平均价格的变动。2009年前，无论是实验组还是对照组，价格均存在较大波动，其中，2007～2008年两组出口商品平均价格均迅速下降，尤其以实验组下降最为明显，这也可能是造成2009年反倾销初步裁定的重要原因。反倾销政策实施后，实验组价格迅速上升，而未发生反倾销的商品平均出口价格仍呈现下降趋势，因此也说明了反倾销政策对出口价格的重要影响作用。 织梦好，好织梦

3.回归结果分析 copyright dedecms

在双重差分法基本条件满足的前提下，本文对方程（1）～方程（3）进行回归，分别研究对华反倾销裁定对于我国出口商品数额、数量和价格的影响。为考察对华反倾销的长期和短期影响，本节还对方程（4）～方程（6）进行估计，考察反倾销初裁对于随后几期出口数额、数量和价格的影响，结果如表4所示。表4第（1）列～第（9）列均为控制国家、商品、国家×商品等多个层面变量下反倾销与出口贸易的回归结果，交叉项（inc）则反映了反倾销政策实施对出口贸易额、贸易量和价格的实际影响。第（1）列～第（3）列分别报告了对华反倾销初裁对于我国当期、下一期、下两期出口数额的影响，交叉项系数分别为-0.35、-0.389和-0.166，其中，第（1）列、第（2）列显示反倾销对我国出口数额存在明显的抑制效应，相比出口到相同国家未发生反倾销调查的商品，2009年对华发起反倾销初步裁定使得当期出口额下降了35％，而使得下一期的出口额下降了38.9％。第（3）列交叉项并不显着，表明与未发生反倾销的商品相比，反倾销对两期及以后的出口额影响并不明显；表4第（1）列～第（3）列，表4第（4）列～第（6）列报告了反倾销对出口数量的影响，结果表明，反倾销初步裁定造成了当期出口数量下降38.2％，而使得下一期出口数量下降40.9％，对于两期及以后更长期的出口数量，反倾销也没有显着的影响效应。以上结论与Park（2009）的研究基本一致，即反倾销对当期和短期内出口数额、数量存在较大的抑制效应，然而长期效应并不明显。造成以上现象的原因在于，一方面，从产业视角看，反倾销的发生以征收高额保护税为主要形式，增加了出口成本从一定程度上削弱了产品的竞争力，必然出现短期出口规模的下降，当然也存在短期内向其他国家转移出口的可能性。但长期内，随着本国产业升级和产品质量不断提升，具有传统比较优势的产品竞争力会逐渐显现，反倾销发起国的出口市场份额将会重新恢复。另一方面，从企业层面看，反倾销调查增加了企业进入对方市场的进入成本，也增加了企业积极应诉反倾销所带来的应诉成本（沈国兵，2008），但与此相反，反倾销还会倒逼企业提高生产率，增强创新能力。由于通过创新提高生产率是一个长期的过程，因此造成了出口的短期抑制效应，而长期的抑制效应并不存在。同时，从政策规则视角看，既存在国内对反倾销规则的不断适应（即国内政策会通过国际市场变化调整），也存在被诉国通过同样的贸易保护进行以牙还牙的报复，迫使反倾销发起国对贸易保护政策进行调整。此外，反倾销“日落条款”的存在也会造成反倾销政策长期内失效。因此，以上各方面均造成了反倾销初裁在短期内存在出口抑制效应，而长期抑制效应不明显。

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对华反倾销对我国出口价格的影响在表4第（7）列～第（9）列中进行了描述，相比未遭受反倾销的商品，对华反倾销造成了对应商品出口价格在短期内上升，对当期和下一期的影响分别为8.8％和8.1％，然而对于两期及其以后更长期间内的出口价格影响并不显着，其主要原因是短期内反倾销造成企业成本的上升，而长期则存在生产力的提升和反倾销政策的失效，两期以后遭受反倾销初裁的商品与相同国家同一HS4位码下未遭受反倾销初裁的商品相比，在出口价格上并没有显着的差别，这一结论与Aggarwal（2010）的研究具有一致性。 织梦内容管理系统

控制变量方面大多较为显着，也较好地符合预期。一国某一商品的出口竞争力水平（lnTC）明显造成了出口数额、出口数量的上升，同时也有利于出口价格的下降；冰山成本（lnDis）的存在造成出口数额、出口数量的明显下降和出口价格的上升；开放度（Open）的提高有利于扩大贸易额和贸易量，各期影响效果在1.1％～0.6％和1.1％～0.2％之间，对出口价格也存在提升作用；各国国内生产总值（lnGDP）的提高有利于提升出口额、出口量和出口价格，作用效果较大；人均收入水平（lnIncome）的提高使得国内更愿意购买国内和进口商品，不利于出口规模扩大，因此对出口额、出口量均存在负向影响。 内容来自dedecms

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4.反倾销影响的动态变化 内容来自dedecms

以上从实证角度考察了对华反倾销对我国出口数额、出口数量和出口价格当期、下一期、下两期的影响，然而在更长的期间段内影响如何，影响效应存在何种动态变动趋势?本节单纯对影响效应的动态变化趋势进行研究。一般而言，初步裁定前必然要经历一个较长的反倾销调查阶段，根据美国反倾销程序，反倾销初裁肯定裁定的做出一般需调查半年以上[8]，对出口也存在一定的影响作用，因此，为研究动态变化，本文还考察了反倾销初步裁定对前一期出口数额、出口数量和价格的影响。图2上（左）描述了对华反倾销对我国出口数额影响的动态变化，表明由于反倾销调查的存在，反倾销初裁对前一期出口量存在贸易抑制效应，影响系数为-28.4％，反倾销初裁对当期出口额的负向影响有所扩大，系数为-35％，由于反倾销“模仿效应”、“示范效应”甚至“冻结效应”的存在，反倾销初裁对下一期出口额的负向影响仍进一步扩大，系数达到-38.9％。反倾销对下两期、下三期出口额的负向影响作用有所减缓，一方面表现为影响系数逐渐变小，如对2011年、2012年的影响系数分别为-16％和-2％，另一方面表现为反倾销对被诉商品出口额的影响效果与出口同一国家相同4位码商品下未发生反倾销调查商品的差异性降低甚至消失。动态变化趋势图进一步证明了前文预期，反倾销对出口额短期内（当期与后一期）存在出口抑制效应，甚至出现抑制效应的扩大，然而长期内（两期及以后）这一影响效果终将消失。

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从趋势图上看，对华反倾销对我国出口数量影响的动态变化与对出口额影响的动态变化基本一致，但从影响程度上看，反倾销对出口数量的抑制效应更为严重，如图2上（右）所示。反倾销初裁对前一期的出口数量影响系数为-34.2％，对当期和下一期的影响系数分别为-38.2％和-40.9％，然而下两期、下三期的影响系数并不显着，影响系数分别为-16.6％和-2.8％。

图2下（左）反映了对华反倾销对我国出口价格的影响，反倾销调查阶段造成了我国出口产品价格显着上升9％，反倾销初裁引起当期出口价格上升8.8％，同时也造成下一期出口价格显着增加了8.1％，由此可见，反倾销初裁在发生当期或下期内造成出口价格显着上升，然而反倾销对于两期及以后更长期的价格提升作用并不明显，甚至造成被诉反倾销商品价格下降，如反倾销初裁对其后第三期的出口价格影响系数为-3.9％。 织梦内容管理系统

四、稳健性检验 织梦好，好织梦

上文从实证角度证明了反倾销对于出口数额、数量短期内存在出口抑制效应，也证明了反倾销短期内对出口价格提高的效应。然而在长期内，反倾销对于以上三者的影响关系并不明显。为了证明以上结论的稳健性，本文从直接和间接两个角度进行稳健性检验。根据反倾销程序，一般反倾销行为的最终确定要同时经历反倾销初步裁定的肯定裁定和反倾销最终裁定的肯定裁定，因此直接的稳健性检验将使用反倾销最终裁定案件作为实验对象，进一步研究其对出口额、出口数量和价格的影响。由于反倾销后被诉国出口存在向其他国家市场转移的效应，这可能是造成被诉国对特定市场的出口额、出口数量下降的重要原因，而Bown和Crowley（2006）、Park（2009）等大量文献均证明了出口转移效应的存在，出口转移效应的短期存在可以间接地解释反倾销短期出口抑制效应，因此本文还将通过研究对华反倾销对我国出口市场转移的短期和长期效应从而间接地检验前文结论。

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1.基于反倾销最终裁定的稳健性检验

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对华反倾销最终裁定是否与初步裁定类似，对出口额、出口数量和价格仅具有短期效应。为此，参考前文思路，本文选取发生在2009年的来自12个国家[9]的80起反倾销最终裁定肯定案件进行研究，所涉及6位码商品56种，而其他被解释变量、控制变量选取、回归方法及数据来源均与前文相同。估计结果如表5所示。 本文来自织梦

表5第（1）列～第（10）列不仅控制了国家、产品及国家X产品方面的重要解释变量，还控制了国家和商品固定效应。第（1）列～第（4）列表明对华反倾销最终裁定对出口额具有明显的抑制效应，对当期、下一期和下两期存在短期的负向影响关系，对三期及以后并不存在明显影响。第（5）列～第（8）列报告了对华反倾销最终裁定对出口数量的影响关系，结果与第（1）列～第（4）列类似。与反倾销初步裁定相比，反倾销最终裁定对出口额和出口量的影响时期更长，一般存在于反倾销终裁发生当期以及其后的两期内，但仍然显着地表明了反倾销对出口额和出口量短期影响的存在，但长期影响并不显着，这一结果再次验证了前文的理论和实证结论。表5的第（9）列、第（10）列报告了对华反倾销最终裁定对我国出口价格的影响，结果表明反倾销最终裁定仅使得当期价格明显上升，而对于下一期出口商品的影响虽然系数为正，但并不显着。

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以上发现也充分证明了前文的研究结果。 dedecms.com

2.基于反倾销的贸易转移效应的稳健性检验 内容来自dedecms

我们使用出口市场份额[10]作为衡量出口转移的主要变量。将反倾销与市场份额进行回归，考察对华反倾销对我国出口贸易的市场转移效应，结果见表6。表6第（1）列、第（2）列反映了反倾销初步裁定对我国向特定国家出口份额的影响，结果表明对华反倾销造成我国对发起反倾销市场在被诉产品上的当期出口份额下降了1％，这就意味着我国对非反倾销国市场在被诉商品上的出口份额增加了1％，因此反倾销的出口转移效应仅在发生当期存在。然而进一步的研究发现对华反倾销对下一期我国出口的市场转移效应并不明显。以出口数量来计算我国出口的市场份额，见表6第（3）列、第（4）列，其估计结果与第（1）列、第（2）列相似，这表明反倾销对我国出口的市场转移效应仅在短时期（发生当期）存在，长时期（下一期及以后）的影响不明显。表6第（5）列～第（8）列报告了反倾销最终裁定对我国出口市场转移的影响，再次证明了反倾销仅在当期存在对发起市场的出口转移，对下一期甚至更长期的影响不明显。以上结论证实了反倾销出口转移效应的短期存在性，间接寻找到了对华反倾销对我国出口存在短期抑制效应的原因，然而长期内出口转移效应的不存在说明了多数企业随着生产率水平的提高、反倾销政策的失效，出口市场的发展水平和潜力将逐渐成为主导一国贸易的重要因素，反倾销发生前的主要出口市场作为自然选择的主要出口市场，贸易额仍能恢复，这在一定程度上揭示了不存在长期出口抑制效应的原因。 copyright dedecms

五、结论

本文运用双重差分法，利用全球反倾销数据库和联合国贸易数据库的匹配数据，进一步实证研究了反倾销对出口额、出口量和出口价格的影响及动态变化。所得结论如下： dedecms.com

（1）对华反倾销初步裁定对我国出口数额、出口数量的负向影响作用存在于发生当期和后一期，对我国出口价格的正向影响也能波及到反倾销发生后的一期内。然而对于两期及更长期间段内，反倾销初步裁定对我国出口的影响并不明显。

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（2）从对华反倾销对我国出口影响的动?