我国对外反倾销调查与外商在华直接投资研究

作者简介：祝福云（1978），女，河北承德人，西安交通大学金禾经济研究中心博士生，主要研究方向为国际贸易壁垒。

冯宗宪（1954），男，浙江宁波人，管理学博士，国务院特殊津贴获得者，西安交通大学经济与金融学院教授，博士生导师，西安交通大学金禾经济研究中心主任，主要研究方向为国际贸易壁垒、国际金融与信用风险管理等。

基金项目：国家自然科学基金“反倾销壁垒对外国直接投资的作用机理与进入战略选择”（批准号：70473070）。

摘 要：文章在综述反倾销与对外直接投资关系文献的基础上完成了两大任务：一是从反倾销与涉案产品部门外商直接投资的关系、反倾销与非涉案产品部门外商直接投资的关系两个方面分析了我国对外反倾销调查与外商直接投资的关联机理；二是利用合成数据模型对与我国对外反倾销调查相联系的外商直接投资的规模进行了判定。

关键词：反倾销；外商直接投资；合成数据模型

反倾销的作用客观上已经超出了贸易保护的范畴，它会促使出口商或进口商将税负通过提高产品价格转嫁给进口国国内消费者，刺激未遭受反倾销调查的国家出口的增加，有时还会引起国家间的报复等等。当然，在反倾销所有的效应当中，还有非常重要的一点就是它往往通过一定途径对东道国的外商直接投资（FDI）产生影响，从而使一国的贸易政策与利用外资政策产生联系。毫无疑问，入世后我国对外反倾销力度将在现有程度上不断增强，与此同时，积极利用外资又是我国目前一项重要的经济发展战略，因此，深入研究我国对外反倾销调查与外商在华直接投资的关系显得尤为迫切。

一、文献综述与概念界定

1993年8月，美国Eastman Kodak 公司申请针对来自日本和荷兰的富士（Fuji Photo）公司的照相纸产品进行反倾销调查。同年10月，初裁结果认定该产品倾销幅度高达300％，并且认定该产品的进口对美国国内相关行业造成了实质性损害。初裁后不久，该产品进口量大幅滑坡。然而就在同一期间内，富士公司很快在美国本土投资建成一家照相纸生产厂,并于1996年3月开始运营。在此后不到一年的时间里,富士相纸在美国的市场占有率就超过了受到反倾销调查之前在美国的份额。

这是外国企业以直接投资形式规避东道国反倾销措施的典型案例。Compa等(1998)研究了市场结构对规避反倾销的FDI行为的影响。Belderdos等(2004) 使用了一个三阶段模型研究了欧盟反倾销措施对外国出口商选择以FDI形式进行规避的行为的影响。

相关的实证研究多集中于对日本企业的研究。Belderbos (1997)第一次在企业和产品层次上对相关的日本企业为绕过美国和欧盟的反倾销壁垒从而在这两地进行直接投资的现象进行了研究；Blonigen和Feenstra(1997)利用1980至1988年间美国SIC行业数据,分析了贸易政策措施(包括反倾销保护)同日本对美直接投资之间的关联；Barrell和Pain(1999)利用跨部门时间序列数据考察了美国和欧盟对日本出口企业的反倾销措施所引发的投资跨越效应；Sourafel 等 (1999)对相关日本企业在英国的贸易壁垒规避行为进行了研究。这些研究都发现了在相关日本企业中，这种规避现象是非常明显的。Vandenbussche等 (1999)在指出存在这种现象的同时，进一步阐明了这种行为的结果可能使得国内生产商面临更加糟糕的境况。

为了弄清日本企业的行为是否代表了所有企业的行为,Blonigen（2002）对1980-1990年受美国反倾销诉讼的所有企业和产品的规避贸易壁垒的行为进行了研究。研究结果显示，反倾销壁垒对对外直接投资的影响效果是相当温和的，是否进行直接投资还与相关企业是否拥有跨国经营的经验、是否来自发达国家以及其规模经济程度等因素有关。

在上述所描述的关系中，反倾销措施与对外直接投资通过规避的途径发生关联。在这个关系中，反倾销措施是外生的，外国企业以在东道国进行直接投资的方式对其进行规避。而在反倾销与对外直接投资的另一类关系中，恰恰相反，反倾销措施成为内生的，外国企业通过各种途径主动寻求特定的反倾销保护水平以实现利益最大化目标，其中包括直接或间接地利用在东道国进行直接投资的手段。

（一）补偿投资理论。补偿投资理论最初是由Bhagwati(1987)提出的，他利用一个两时期博弈模型，研究了外国企业在出口和对外直接投资之间的选择。在第一时期，外国出口企业面临东道国政府的贸易保护威胁，它不得不绕过贸易壁垒，在东道国从事对外直接投资，然而这一时期的投资很有可能是无利可图的，但外国企业的进入加剧了东道国国内市场的竞争，而此时利益受到影响的国内企业会对东道国政府施加政治影响，致使东道国降低下一时期的贸易保护水平。这样，第二时期东道国贸易壁垒的降低有利于外国企业增加出口，从而使外国企业利润水平上升。国外企业在第一时期的损失在第二时期得到了补偿，因而将这种投资称为补偿投资。

（二）“建立贸易保护”理论。Blonigen和Ohno(1998)建立了一个简单的两时期古诺双寡头模型，对两个寡头出口企业如何利用对外直接投资决策影响进口国贸易保护水平进行了研究。在第一个时期，两个企业均以出口的形式进入东道国市场，东道国根据这一时期两个企业的出口量确定相应的贸易保护水平；在第二个时期，两个寡头企业根据东道国政府所设定的贸易保护水平进行新的决策，即在继续出口和直接投资之间进行选择：出口相对优势较强的企业将减少第一阶段的出口；而对外投资方面相对优势较强的企业则倾向于在第二阶段进行直接投资，因此它将增加第一阶段的出口，以此迫使东道国政府提高贸易保护水平，这样就限制了其竞争对手在第二阶段的出口，保护了其在东道国的直接投资行为，达到了“建立贸易保护”的效果。

(三)“化解保护威胁的出口”理论。Yasukuzu (2004)认为：当外国企业可能以对外直接投资形式规避反倾销壁垒时，进口竞争企业所追求的最佳保护水平是恰恰能够阻碍外国企业进行对外直接投资的水平，这个水平高于不存在外国企业直接投资可能性的情况下本国企业所需的最高保护水平；外国企业对外直接投资的可能性能够化解进口国的贸易保护威胁，Yasukuzu把这种战略性的出口增加叫做“化解保护威胁的出口”。在这里，直接投资成为了达成特定保护水平的间接手段。

本文从反倾销措施与涉案产品部门外商直接投资的关系、反倾销措施与非涉案产品部门外商直接投资的关系两个方面来界定反倾销措施与外商直接投资的关系。

关于反倾销措施与涉案产品部门外商直接投资的关系，主要有两种情况，一种情况是两者之间的规避关系，另一种情况是特定的反倾销保护水平成为外国企业出于利益最大化目标、通过各种途径（比如增加第一阶段的投资或出口）主动寻求的结果，这在上文中已有论述。

关于反倾销措施与非涉案产品部门外商直接投资的关系，本文作如下界定：

这类外商直接投资的变动可能是由反倾销措施引发，也可能是由涉案产品部门的外商直接投资变动所引发。本文将反倾销措施和涉案产品部门外商直接投资引发非涉案产品部门外商直接投资的变动称为反倾销措施和涉案产品部门引发外商直接投资变动的“波纹效应”――就像将石头扔到水中泛起的一轮又一轮的水波纹，最初的行为效应也许只是一个点，可是由这个点引发了更广泛的效应，最终的效应往往远大于最初的效应，这个引发过程的发生或许源于信息的传递，或许源于主体对特定利益的追求等等。

假设外商直接投资发生了变动，且这个变动与反倾销措施直接或间接相关的所有产品部门分为不同的层次，各层次编号依次为0，1，2,......i,i+1,......k，其中外商直接投资发生了变动，且该变动与反倾销措施直接相关的涉案产品部门和非涉案产品部门记为第0个层次，假设第i＋1个层次所发生的外商直接投资的变动由第i个层次的外商直接投资变动引发，且第i＋1个层次外商直接投资的变动规模是第i个层次外商直接投资变动规模的ni＋1倍，如果将第i个层次外商直接投资的变动规模设为Fi，则有：

Fi+1=ni+1・Fi

设第0个层次外商直接投资的变动规模为α，则有：

F1=n1・F0=n1・α

F2=n2・F1=n2・n1・α

……

……

那么，如果设反倾销措施引发的全部外商直接投资的变动规模为F，则：

F＝ki=1Fi＝ki=1(Πim=1nm・α)＝(ki=1Πim=1nm)・α

F>α（1）

由此看来，与对外反倾销措施直接相关的外商直接投资规模也许并不大，但是如果考虑了对外反倾销以及涉案产品部门外商直接投资的“波纹效应”，那么由对外反倾销措施所引发的全部外商直接投资的规模可能会比较大。从1997年第一起新闻纸反倾销案开始，截至2006年2月，我国已发起对外反倾销调查40多起。国内已有关于我国对外反倾销调查对外商在华直接投资影响的研究，龚家友和滕玉华（2005）、胡麦秀和周延云（2005）、李 君（2005）、黄文俊和于江（2004）、鲍晓华（2004）、朱庆华和唐宇（2004）等对此都进行了研究。国内已有文献的研究具有以下特点：（1）关于两者关系的研究集中于外国企业以直接投资形式规避我国对外反倾销措施这种行为的研究；（2）多以介绍反倾销各种效应为主，一般将外国企业的投资跨越行为作为其中之一介绍；（3）多以定性说明、个别案例研究为主，定量研究较少。

二、我国对外反倾销调查与外商在华直接投资关联机理

基于上文关于反倾销与对外直接投资关系的界定，本文对我国对外反倾销调查与外商在华直接投资的关系进行了广泛的分析，最终将其总结为如下几个类型：

（一）外商直接投资是外国企业规避我国对外反倾销措施的一种途径

国内已有文献的相关研究多以个案为主，本文尝试以更加全面的方式对这种情况进行总结，表1是对与我国对外反倾销案件相关的所有外商直接投资情况的汇总，其中包括规避这种情况。

从表1所反映的样本数据看，对外反倾销案件发生后共发生FDI案例数为80次，其中外方企业为涉案企业或者来自涉案国家的有47次，占FDI案例总数的59％实际上要比这个数值大，因为有些外国企业可能与涉案外国企业有某种关联而在汇总时无法获得准确信息，比如它可能是涉案外国企业在某些非涉案国家投资而建的企业。。虽然说决定外商直接投资的因素是多方面的，具体原因也无法详细知晓，但对于那些恰恰是在遭遇反倾销调查之后而进行直接投资的外国企业来讲，不能不说规避反倾销壁垒是促使其直接投资的因素之一。

（二）反倾销保护水平是外国企业的主动寻求，而直接投资成为外国企业达成特定反倾销保护水平的手段，有时还可以受益于所达成的反倾销保护水平

笔者在对跨越反倾销壁垒的外商直接投资案例进行总结的过程中，发现这样一种情况：在某些案件的申诉企业中包括已设的外商投资企业，而且在某些案件的涉案外国企业中恰恰包括提起反倾销申诉外资企业的外方投资者或其外商投资者的其它分支企业。无论申诉企业中的外资企业是涉案外国企业分支，或者与涉案企业关联于同一个外国投资者，反倾销措施都对已有的外商直接起到了保护作用。 虽然反倾销调查使涉案外国企业向东道国出口的利益受损，但同时受损的还有它的竞争对手――即其它的向东道国出口的外国企业。不仅如此，相应外国投资者可以利用已形成的反倾销保护加强其在东道国的直接投资。

下面这个案例可以在一定程度上说明这种情况。1995年12月,美国杜邦公司属下杜邦中国集团有限公司与佛山塑料集团股份有限公司属下佛山塑料三厂有限公司合资创办了佛山市杜邦鸿基薄膜有限公司；1999年3月16日，由佛山杜邦鸿基薄膜有限公司等六家企业代表中国聚酯薄膜产业提出了对来自韩国的聚酯薄膜进行反倾销调查的申请，并于1999年4月16日正式公告立案（中国贸易救济信息网http：//www.cacs.省略）；2001年6月27日，以生产幅宽6.7米双向拉伸聚酯薄膜高附加值环保型新产品为主的佛山杜邦鸿基薄膜有限公司宁波分公司在宁波开发区大港工业城正式投产；2003年佛山杜邦鸿基薄膜有限公司宣布，将在佛山新增一条聚酯薄膜生产线(《中国化工报》，2003年10月18日)。

（三）反倾销措施和涉案产品部门外商直接投资的“波纹效应”引发的非涉案产品部门外商直接投资的变动

反倾销措施一般会引起国内涉案产品价格上升，为涉案产品提供原料性产品的上游产品部门会因此而得到好处，这一点可以诱发上游产品部门外商直接投资的增加。同时涉案产品部门外商直接投资也可能产生“波纹效应”，比如涉案产品部门外商直接投资带动其上下游产品外商直接投资的变动，这种变动可能源于对原料类产品的需求、产品销售的需要以及跨国公司内部贸易的需求等等；还比如有时出于规模经济等方面的考虑，外国企业直接投资所生产的产品往往不仅包括涉案产品，还包括非涉案产品，这些非涉案产品与涉案产品相关程度不一定很大。

下面的案例很好地说明了反倾销措施和涉案产品部门外商直接投资引发非涉案产品部门外商直接投资变动的“波纹效应”。

原对外贸易经济合作部和现中华人民共和国商务部分别于2002年3月1日和2005年5月31对进口邻苯二酚进行反倾销调查，现商务部于2004年5月12日对进口双酚A进行反倾销立案调查（中国贸易救济信息网www.cacs.省略）。2006年3月2日， 列入世界化工100强的法国罗地亚集团在江苏省镇江新区投资兴建的新双酚生产基地正式奠基，该基地生产的产品不仅包括适用于多种行业的邻苯二酚和对苯二酚，还包括下游衍生物，如香兰素、乙基香兰素、二甲氧基苯和对苯二酚中的单甲醚(《中国化工报》，2006年3月22日)。

三、基于合成数据模型对两者关系的定量分析

为了更加清楚地说明我国对外反倾销调查与外商在华直接投资的关联程度，本文将外商在华直接投资作为被解释变量，将反倾销措施作为多个解释变量之一，利用合成数据模型对与我国对外反倾销措施相关的外商直接投资的规模进行了估计。

（一） 变量与方法

某行业吸引FDI的因素是多方面的，本文选取了已有外资的规模、同类产品在该国的市场前景、经营此类产品的盈利潜力、政策对该行业外商直接投资的容许度以及该行业反倾销程度作为解释变量，分别用该行业三资企业的工业总产值（ZCZ）、该行业三资企业的销售收入(XSSR)、该行业三资企业工业总产值占该行业全部工业总产值的比重(CZBZ)、该行业发起的对外反倾销次数(AD)来表示，模型的被解释变量即该行业外商直接投资状况用该行业合同外商直接投资额（FDI）来表示。分析中选取了四个样本行业，分别为石油加工炼焦及核燃料加工业（SY）、化学原料及化学制品制造业（HX）、交通运输设备制造业（JT）和电子及通讯设备制造业（DZ）。

模型分析采用年度数据，由于各种因素对FDI的影响具有滞后性，本文研究中所有解释变量的取值比被解释变量滞后1期，被解释变量数据期间为2000－2005年，解释变量数据期间为1999－2004年。

结合上述分析，本研究所用模型的具体形式为：

其中：i表示行业，t表示年份；β1、β2、β3和β4为不随时间和行业变化的常数；α*i为截距，用以反映模型中被遗漏的体现个体差异变量的影响，它随行业变化而变化，但不随时间变化而变化。合同外商直接投资（FDI）的单位为万美元，行业内三资企业工业总产值（ZCZ）和销售收入（XSSR）的单位均为亿美元，行业内三资企业工业总产值占行业全部工业总产值的比重以小数表示，用反倾销立案次数度量反倾销程度。所有数据均根据各年《中国统计年鉴》、各年《中国外商投资报告》以及国家统计局网站、中国贸易救济信息网、中国投资指南网各网站公布的数据整理。

（二）模型估计结果

对合成数据模型进行的估计结果列于表2。

从各模型估计结果看，模型估计效果较好，各解释变量的回归系数在1%的显著性水平下均通过t检验。每个模型的可决系数（R2）和调整的可决系数（R2）均大于0.85。就各行业反倾销情况看，各模型中解释变量AD的回归系数均在1%的显著性水平下通过t检验，说明对外反倾销调查对行业的外商直接投资规模有显著影响。从AD的回归系数的值来看，各模型中其回归系数的值约在50000－60000左右，这说明就过去我国的反倾销实践看，在其它条件不变的情况下，对外反倾销调查增加一次，下一年度该行业合同外商直接投资（FDI）额平均增加约5亿～6亿美元，其中值约为5.5亿美元。

（三）与我国对外反倾销调查相关的外商直接投资规模的判定

在1999－2004年期间，模型所选四个样本行业中只有化学工业发起了对外反倾销调查，六年间化学工业对外反倾销次数分别为2、1、5、7、4、6，如果按模型分析的结果，即每次对外反倾销调查平均引起下一年度合同外商直接投资增加约5.5亿美元的平均规模计算的话，1999－2004年各年化学工业的反倾销调查平均引起下一年合同外商直接投资增加额应分别为11亿美元、5.5亿美元、27.5亿美元、38.5亿美元、22亿美元、33亿美元，占下一年度全国合同外商直接投资总额的比重分别为0.03、0.01、0.05、0.07、0.04和0.05。六年间化学工业对外反倾销调查共25起，按每起引发约5.5亿美元合同外商直接投资增加额的规模计算，1999－2004年六年间化学工业所有对外反倾销调查共引发合同外商直接投资额增加137.5亿美元，占2000－2005年全国合同外商直接投资总额的4％。相关数据列于表3。

需要强调的是，1999－2004年我国全部行业共发起对外反倾销调查34起，而其中化学工业就有25起，约占该期间我国对外反倾销调查总量的74％，所以上一年度化学工业对外反倾销调查所引发的合同外商直接投资增加额占当年全国合同外商直接投资总额的比重在很大程度上反映了样本期间内由我国全部对外反倾销调查案件所引发的合同外商直接投资额的相对变动规模。

模型估计结果反映出来的与我国对外反倾销措施相联系的外商直接投资的规模应包括涉案产品部门外商直接投资的变动以及由反倾销措施和涉案产品部门外商直接投资的“波纹效应”所引发的非涉案产品部门外商直接投资的变动。与反倾销措施直接相关的涉案产品部门的外商直接投资规模也许并不大，但如果考虑了由反倾销措施和涉案产品部门外商直接投资的“波纹效应”引发的非涉案产品部门的外商直接投资的变动，那么对外反倾销措施所引发的所有FDI变动的规模就会大得多。

四、结论

本文对我国对外反倾销调查与外商直接投资的联系机理以及联系程度进行了定性分析和定量分析。我国对外反倾销调查与外商直接投资的关联途径至少有三种：一是外国企业通过直接投资规避反倾销壁垒；二是外国企业通过一定方式主动寻求特定的反倾销保护水平，而直接投资成为达成这个目标的直接或间接手段，同时也可受益于所达成的特定的反倾销保护水平；三是反倾销措施以及涉案产品部门的外商直接投资通过“波纹效应”引发非涉案产品部门外商直接投资的变动。通过利用合成数据模型的定量研究发现，就发起对外反倾销调查最频繁的化学工业来讲，与每起对外反倾销调查相关联的合同外商直接投资额平均约为5.5亿美元，以此规模计算，在2000－2005年间，与化学工业对外反倾销调查相关的合同外商直接投资额约占该时期全部合同外商直接投资额的4％。

参考文献：

鲍晓华. 2004. 中国实施反倾销措施的经济效应分析［J］. 经济纵横（1）.

龚家友,滕玉华. 2005. 中国反倾销实施中的投资跨越效应分析［J］. 华东经济管理（8）.

胡麦秀,周延云. 2005. 跨越反倾销壁垒与引致的对外直接投资研究［J］. 宁夏大学学报（人文社会科学版）（3）.

黄文俊,于江. 2004. 反倾销是促进外国直接投资的重要因素［J］. WTO经济导刊（7）.

李君. 2005. 中国反倾销效果实证分析以丙烯酸酯为例［J］. 云南财贸学院学报（10）.

朱庆华,唐宇. 2004. 中国反倾销措施实证分析［J］. 山东财政学院学报（6）.

BARREL R,PAIN N. 1999. Trade restraints and Japanese direct investment flows［J］. European Economic Review,43: 29-45.

BELDERBOS R. 1997. Antidumping and tariff jumping: Japanese firms′ DFI in the European Union and the United States［G］. Weltwirtschaftliches Archiv: 419-457.

BELDERBOS R， et al. 2004. Antidumping duties, undertakings, and foreign directInvestment in EU［J］. European Economic Review，48：429-457.

BHAGWATI J N， et al. 1987. Auid Pro Quo foreign investment and welfare［J］. Journal of Development Economic(27): 127-138.

BLOIGEN B, FEENSTRA R. 1997. Protectionist threats and foreign direct investment ［G］//FEENSTRA R.The effects of U.S. trade protection and promaotion policies. NBER and Chicago University Press, Chicago: 55-80.

BLONIGEN B, OHNO Y. 1998. Endogenous protection, foreign direct investment and protectionbuilding trade［J］. Journal of International Economics, 46(2)：205-227.

BLONIGEN B. 2002. Tariff-jumping antidumping duties ［J］. Journal of International Economics, 57: 31-49.

CAMPAJ, et al. 1998. Market structure and foreign direct investment［J］. Review of International Economi CS(6): 361-380.

SOURAFEL G, et al. 1999. Antidumping, trade barries and Japanese direct investment in the UK［R］. Centre for Research on Globalisation and Labour Markets, School ofEconomics,Universeity of Nottingham, Research Paper.

VANDENBUSSCHE, et al. 1999. Undertakings and antidumping jumping FDI in Europe［R］. CERP Discussion Paper(2320).

YASUKAZU I. 2004. Antidumping petition, foreign direct investment, and strategic exports［R］. Faculty of Economics, Konan University.

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文