显性比较优势：中国产品遭受美国反倾销的魔咒吗？

沈国兵

（1.复旦大学 经济学院，上海200433；2.复旦大学 世界经济研究所，上海200433）

一、问题的提出及文献综述

随着对外贸易的发展，中国已全面参与和融入世界贸易分工链，并在杂项制品、原料制品以及机械与运输设备等劳动密集型、资源易耗型以及技术成熟型工业制造品上发挥出自身的显性比较优势，而美国囿于出口管制政策并没有发挥出对华高技术产品出口上的显性比较优势，从而加剧了美国对华持续巨额的贸易逆差（沈国兵，2007a）。持续巨额的美国对华贸易逆差加上美国低迷的经济增长和居高不下的失业率，引致美国贸易保护主义盛行。据WTO统计，1995－2011年美国对中国（大陆，下同）共发起反倾销调查107起、实施反倾销措施90起，占同期所有成员方对中国反倾销调查的12.5%、对中国反倾销措施的14.3%，占美国对外反倾销调查的23.4%、对外反倾销措施的29.5%。由此，显性比较优势是否是中国产品遭受美国反倾销的魔咒，事关中国对外贸易发展是继续坚守制造业显性比较优势还是另寻他途。

从现有文献看，有关美国（对中国）反倾销影响因素的研究主要有：第一，美国反倾销的宏观影响因素研究。Mah（2000）证实，贸易差额对美国反倾销肯定裁决百分比增长具有单向的因果关系。Knetter和Prusa（2003）指出，进口国经济活动的衰退可能使国内企业运行绩效变差，易于得出损害性裁定。Irwin（2005）证实，美国反倾销事件年度数量的直接决定因素是失业率、汇率、进口渗透以及20世纪80年代初反倾销法及其管理机构的变化。第二，美国对中国反倾销的宏观影响因素研究。谢建国（2006）认为，经济因素是美国对中国贸易反倾销的主要原因，其中美国国内工业产出波动和对中国贸易逆差显著提高了美国反倾销调查频率，并且中美政治关系恶化将强化中美在贸易领域的冲突。沈国兵（2007b）将美国对中国反倾销的宏观决定因素归为三大类：一是内生性经济因素如美国工业生产增长率和失业率；二是外生性经济因素，如来自中国贸易压力、美元汇率压力和中国反倾销报复能力；三是制度性因素如美国反倾销法变化和中国非市场经济地位潜在变化。

有关显性比较优势与美国对中国产品反倾销问题，克鲁格曼（2001）主张规模经济和产品差异导致国际分工和贸易，现实中由于要素禀赋和规模经济上的差异，各国在同类产品出口上的显性比较优势不同，导致进口国为了保护本国产业的发展而往往以行业损害为由发起反倾销起诉。Jiang和Ellinger（2003）认为，中国出口一直在快速增长，其低价商品优势明显影响到进口国缺乏竞争力的国内企业，这促使美国使用反倾销战略来保护国内行业，防止中国产品占领其市场份额。Bown和McCulloch（2005）认为，美国反倾销起诉的行业比起非起诉的行业是与较低的显性比较优势指数相关的。据此，美国显性比较优势丧失或正在丧失的行业将更可能对中国提起反倾销起诉。不过，USITC（2007）指出，美国起诉者必须是美国国内同类产品的制造商、生产者或批发商、协会或是与进口品相竞争的主体联合体，至少代表该行业的25%份额，并且支持起诉的国内生产者或工人要占到国内同类的50%以上。据此，理论上中国对美出口具有较强显性比较优势的产品在美国市场上造成的进口挤压易于引发美国对中国产品反倾销摩擦。

本文选取美国对中国反倾销97起涉案产品来考察其显性比较优势状况，并引入中国对美出口非涉案的395种10分位主要贸易品扩展样本，探究显性比较优势是否是中国产品遭受美国反倾销的魔咒。本文研究显示：第一，基于涉案产品样本，揭示出美国对中国产品反倾销当年主要集中在中国对美出口具有较强显性比较优势的涉案产品上；尽管遭受美国反倾销，但中国在35起涉案产品对美出口上仍保持着较强的显性优势；不过有27起涉案产品已丧失较强的显性优势。第二，引入非涉案产品扩展样本后，线性概率模型和GMM模型都证实各影响因素对美国对中国产品反倾销概率的影响程度减小，避免了仅选择涉案产品的样本有偏性。相比来看，美国对中国产品j贸易逆差是美国ITC裁决行业损害、签发反倾销指令的最重要决定因素，是美国对中国产品反倾销的直接诱因。而中国产品j显性比较优势是影响因素之一，并不是中国产品遭受美国反倾销的魔咒。美国工业生产增长率下滑、失业率上升是美国对中国产品反倾销的其他影响因素，并且次贷危机也是重要影响因素。

本文安排如下：第二部分考察美国对中国反倾销97起涉案产品的显性比较优势状况，第三和第四部分基于线性概率模型、GMM模型，探究显性比较优势对美国对中国产品反倾销的影响，第五部分给出结论及政策建议。

二、美国对中国反倾销涉案产品的显性比较优势状况

在考察美国对中国反倾销涉案产品出口在美国市场上显性比较优势状况时，我们使用显性比较优势（RCA）指数来衡量。在理论上，中国涉案产品对美出口RCA指数越大，该产品在美国市场上出口竞争力越强，若在该产品上表现出累积的美国对华贸易逆差，则易于引发美国对中国产品反倾销。但事实情况怎样，我们将通过测算中国涉案产品出口在美国市场上RCA指数来阐明。Balassa（1965，1989）提出了RCA指数：

其中，Xij表示i国第j种产品出口，Xnj表示10个工业国第j种产品出口总和，Xit和Xnt分别表示t时期i国所有产品出口和10个工业国所有产品出口总和。Benedictis和Tamberi（2001）构建出特定国家特定部门的产品出口在世界同类出口中的显性比较优势指数：

BIt为t年一国s部门出口相对世界份额与该国总出口相对份额的比率，若则该国在s部门产品出口上有着显性比较优势；反之，则处于显性劣势。基于Balassa（1965，1989）及Benedictis和Tamberi（2001）的方法，参照沈国兵（2007c），我们可构建出中国涉案产品j对美出口在世界同类对美出口中的显性比较优势指数：

其中，XCAj表示中国涉案产品j对美出口或美国从华产品j进口，XWAj表示世界产品j对美出口或美国从世界产品j进口，XCA表示中国对美出口或美国从华进口，XWA表示世界对美出口或美国从世界进口。据此，这里的显性比较优势指数反映的是中国涉案产品j对美出口在世界同类对美出口中的显性比较优势状况，用来衡量中国涉案产品j对美出口在美国市场上的出口竞争力。

考虑到香港转出口（re－export）容易造成中美贸易统计数据较大的差异，并且美国对中国产品反倾销是基于美方进口原产地贸易数据来判定的，我们使用美国进口原产地数据来替代中国对美出口数据，并参照日本贸易振兴会（JETRO）设定的RCA分界标准。RCACAj＞1.25表示中国涉案产品j对美出口在美国市场上具有较强的显性比较优势和出口竞争力，而美国同类产品受到来自中国产品显著的进口挤压。0.8＜RCACAj＜1.25表示中国涉案产品j对美出口在美国市场上有显性优势但不强。当RCACAj＜0.8时，表示中国涉案产品j对美出口在美国市场上处于显性劣势或出口竞争力较差，美国同类产品没有受到来自中国产品的进口压力。为了规避1995年世界贸易组织建立前后美国对中国产品反倾销政策变化的影响，我们选取1996－2009年美国对中国产品反倾销的97起案件为样本，依据式（3）测算这97起涉案产品1996－2010年的RCA指数。RCA指数既反映中国产品对美出口在美国市场上的出口竞争力，也反映中国产品j在美国市场上造成的进口压力。美国对中国反倾销涉案产品的贸易数据来自美国国际贸易委员会（ITC）数据库，涉案产品RCA指数囿于版面所限未报告。从中国涉案产品对美出口在美国市场上的RCA指数看：

第一，美国对中国反倾销的绝大多数产品在反倾销当年都对美出口在美国市场上具有较强的显性比较优势，尽管也存在一些显性劣势产品。中国97起涉案产品中，有70起在遭受美国反倾销当年RCA指数不低于1.25，说明反倾销当年这70起中国产品对美出口具有较强的显性优势，美国市场上同类产品受到来自中国产品的进口挤压。有8起产品在遭受美国反倾销当年RCA指数介于0.8－1.25之间，说明这8起中国产品对美出口有显性优势但不强。其余19起涉案产品在遭受美国反倾销当年RCA指数小于0.8，说明这19起中国产品对美出口存在显性劣势，美国市场上没有受到来自它们的进口压力，但美国仍对中国发起反倾销。这样，根据显性比较优势由强到弱，我们将美国对中国反倾销97起涉案产品对美出口分为较强优势、优势不强和显性劣势三类，占比分别为72.2%、8.2%和19.6%（见图1）。据此，美国对中国产品反倾销当年主要集中在中国对美出口在美国市场上具有较强显性比较优势的涉案产品上。

图1 美国对中国反倾销97起涉案产品对美出口显性比较优势状况

第二，尽管美国反倾销，但大多数年份中国涉案产品出口在美国市场上仍具有较强显性比较优势的有35起，具体是密胺餐具、刹车鼓及转子、小龙虾尾肉、阿司匹林、靛蓝染料、漆刷、柠檬酸钠、铸造焦炭、折叠金属桌椅、高炉焦炭、非锻造铸铁管、钢制篱笆桩、玛钢管件、荧光增白剂（两起）、聚乙烯袋、熨衣架、木制卧室家具、手推车、氯化异氰尿酸、钻石锯条、格记录纸、钢钉、复合编织袋、钢丝衣架、低克重热敏纸、未加工橡胶磁、内置弹簧部件、钢制螺杆、空调用截止阀、厨房搁板网架、金属网片、编织电热毯、镁碳砖以及无缝精炼铜管。

第三，遭受美国反倾销后：（1）中国涉案产品对美出口出现先下降后恢复较强显性比较优势的有10起。具体是腌渍蘑菇、汽车挡风玻璃、圆形焊缝非合金钢管、石油专用管材（2002年被诉）、糖精、圆形焊缝碳钢线管、画布、聚酯纤维、ATMP阻垢剂、阻垢缓蚀剂。（2）中国涉案产品出口在美国市场上有显性优势但不强的有9起，具体是油毡卷钉、浓缩苹果汁、钢丝绳、折叠礼品盒、彩色电视机、工程机械轮胎、小直径石墨电极、草地维护设备、标准钢紧固件。（3）中国涉案产品出口在美国市场上已丧失较强显性比较优势的有27起，具体是过硫酸盐、蜂蜜、纯镁、铁钒合金、聚乙烯醇、碳酸钡、精炼氧化铝、四氢糠醇、电解二氧化锰、咔唑紫颜料、金属镁、碳合金钢丝条、活性炭（两起）、六聚偏磷酸钠、圆形焊缝碳钢管、薄壁矩形钢管、电解二氧化锰、圆形焊缝不锈钢加压管、圆形焊缝碳钢线管、柠檬酸盐、石油专用管材（2009年被诉）、混凝土钢绞线、钢格板、窄幅梭织缎带、无缝碳钢线管、钠与钾磷盐。

第四，大多数年份中国涉案产品出口在美国市场上存在显性劣势但仍遭到美国反倾销的有16起，具体是定尺碳钢板、一水肌酸、冷轧碳钢、螺纹钢筋、计数器扫描仪、热轧碳钢、结构钢梁、冷轧钢材、滚球轴承、冷冻罐装暖水虾、皱纹纸、薄绵纸、铜版纸（两起）、PET薄膜、亚硝酸钠。

因此，涉案产品样本统计分析显示，美国对中国产品反倾销主要集中在当年中国对美出口在美国市场上具有较强显性比较优势的涉案产品上。尽管遭受美国反倾销，但中国在35起涉案产品对美出口上仍保持着较强的显性比较优势。不过，有27起涉案产品出口在美国市场上已丧失较强的显性优势。有16起涉案产品对美出口存在显性劣势，但仍被美国反倾销起诉。这表明美国对中国产品反倾销虽然无法根本上改变中国对美出口较强的显性比较优势，但已对部分产品对美出口产生了不利的贸易破坏效应，而且美国对华反倾销并不取决于中国对美出口产品是否具有较强的显性比较优势。

三、美国对中国产品反倾销与显性比较优势：线性概率模型分析

上述97起涉案产品样本统计分析显示，美国对中国产品反倾销主要集中在中国对美出口在美国市场上具有较强显性比较优势的涉案产品上，那么显性比较优势是中国产品遭受美国反倾销的魔咒吗？显然，我们尚无法得出这样的结论，因为这97起涉案产品的样本选择存在有偏性，若引入非涉案产品，将会怎样呢？为此，我们引入中国对美出口未被反倾销的395种10分位主要贸易品，①并考虑其他重要影响因素作为控制变量，考察1996－2010年显性比较优势对美国对中国产品反倾销的影响问题。

（一）变量选取与数据来源

因变量美国对中国产品反倾销包括美国对中国产品反倾销调查和实施反倾销措施。即使某种产品j没有被实施反倾销措施，美国也可能对其发起反倾销调查。根据美国反倾销规则，美国每隔5年将对执行中的产品反倾销指令进行日落评议一次，而美国进口商、中国生产商和出口商并没有积极参与涉及中国产品的日落评议，导致美国针对中国产品的大多数反倾销措施继续维持。据此，不妨以变量ADjt代表在t年美国对中国产品j反倾销哑变量（含反倾销调查和实施反倾销措施）。若有反倾销，则ADjt取值为1；否则，取值为0。②美国对中国产品反倾销97起案件立案调查与裁决结果等数据来自全球反倾销数据库。为了避免涉案产品样本选择的有偏性，我们扩展了样本、引入非涉案的395种10分位主要贸易品。

核心解释变量是中国涉案和非涉案产品的显性比较优势程度。在理论上，中国对美出口产品RCA指数越大，该产品在美国市场上具有的显性比较优势越强，给美国同类造成的进口挤压越大，越有可能引发美国对中国产品反倾销。不妨以变量RCAjt表示在t年中国涉案和非涉案产品j对美出口在美国市场上的显性比较优势程度，预期对因变量的影响为正。产品RCA指数依据美国ITC数据库计算而得。

主要控制变量有美国对中国产品j贸易差额、美国国内宏观经济压力和2007年美国爆发的次贷危机。第一，美国往往利用其贸易逆差对中国产品反倾销，因而需要考虑美国对中国产品j贸易差额。不妨以变量TBjt表示在t年美国对中国产品j贸易差额（出口减去进口），可为正或负，单位为10亿美元。美国对中国产品j贸易差额越小（负数），意味着美国对中国产品j贸易逆差越大，由此形成对美国产品的直接替代，使美国ITC越可能以给美国同类产品造成行业损害为由对中国产品反倾销，预期影响为负。美国对华贸易差额数据来自美国ITC数据库，为便于跨年度比较，计量分析中我们使用实际贸易差额数据。第二，美国国内宏观经济压力也会引发美国对中国产品反倾销。参照沈国兵（2007b），美国国内宏观经济压力以美国工业生产增长率（IPRt）和美国失业率（UERt）来反映，单位为百分比，数据来自国际金融统计（IFS）数据库。实践中，美国工业生产增长率下滑和失业率增加可能触发美国对中国产品反倾销。预期前者影响为负，后者影响为正。第三，考虑到2007年美国爆发的次贷危机对美国企业对中国产品反倾销的影响，模型中我们加入哑变量Dumt来控制其影响。从2007年美国爆发的次贷危机开始取值为1，之前为0，预期影响为正。

（二）模型构建与经验结果分析

考虑到因变量是二元变量（取值0或1），在这里我们选择线性概率模型（LPM），使用面板数据来估计自变量对美国对中国产品j反倾销概率的影响。③考虑到异方差问题，我们使用截面加权的PCSE方法对模型进行估计。1996－2010年美国对中国产品j反倾销的线性概率面板数据模型可设定为：

若美国对中国产品j有反倾销（含反倾销调查和实施反倾销措施），则ADjt＝1；否则，取值为0。其中，X代表所有自变量。因变量ADjt、自变量RCAjt、TBjt、IPRt、UERt和Dumt等参见上述“模型变量选取及数据来源”。α0为常数项，α1、α2、α3、α4、α5为变量系数，bj是未观察到的个体效应，ujt为误差项。

参照Wooldridge（2006），假定其他变量不变，若某个自变量Xi变化，则美国对中国产品j反倾销概率的变化可表示为：

首先，我们使用似然比检验对模型进行冗余固定效应检验，结果显示简单的面板OLS回归被拒绝，对涉案产品样本和扩展样本使用固定效应估计是适当的。鉴于固定效应估计存在显著的一阶正向自相关，可取一阶滞后因变量ADj，t－1作为控制变量纳入模型，以反映其动态影响。正如 White和Jones（2000）指出，美国国会要求ITC在反倾销裁决时必须考虑原先损害性裁决。其次，理论上中国产品j对美出口显性比较优势程度和美国对中国产品j贸易差额会影响反倾销，而反倾销也会影响中国产品j对美出口显性比较优势和美国对中国产品j贸易差额。为了规避它们可能存在的内生性问题，回归中对显性比较优势和贸易差额变量做滞后一期处理。由于中国产品j对美出口显性比较优势和美国对中国产品j贸易差额与其滞后一期之间高度相关，因此取其滞后一期来替代是恰当的。同时，对变量 ADj，t－1与 RCAj，t－1、TBj，t－1之间进行多重共线性检验，证实它们之间没有多重共线性问题。最后，Hausman检验显示，对两样本使用固定效应估计比随机效应估计更加适当。据此，我们对线性概率模型使用固定效应截面加权的面板校正标准误（PCSE）方法来估计，结果见表1。

从表1可以看到，引入非涉案产品扩展样本后，美国失业率的影响不显著，其他变量系数符号不变、显著性没有明显变化，但是它们对因变量的影响程度都减小，说明引入非涉案产品之后，克服了仅选择涉案产品存在的样本有偏性。除了美国失业率之外，其他自变量对美国对中国产品反倾销概率的影响都具有统计显著性。

表1 美国对中国产品反倾销概率ADjt的主要影响因素LPM估计结果

在99%置信水平上，美国工业生产增长率（IPRt）具有显著的负向影响，与预期相符。假定其他不变，则美国对中国产品j反倾销的概率将随美国工业生产增长率的下降而增加。美国工业生产增长率下降一个百分点，则美国对中国产品j反倾销的概率将增加0.0015。由此，美国工业生产增长率下滑造成的美国国内宏观经济压力，是引致美国对中国产品反倾销的另一影响因素。2007年美国爆发的次贷危机哑变量（Dumt）在95%置信水平上正向显著，与预期相符。假定其他不变，则美国对中国产品j反倾销的概率在2007年美国爆发次贷危机后增加，增加约0.0116。这证实2007年美国爆发的次贷危机成为美国对中国产品反倾销的重要影响因素之一。此外，尽管美国失业率（UERt）统计不显著，但符号与预期相同，意味着美国失业率上升也会引发美国对中国产品反倾销概率的增加。

四、美国对中国产品反倾销与显性比较优势：一阶差分GMM分析

作为对上述经验结果的稳健性检验，我们使用动态面板数据一阶差分广义矩方法（GMM）进行进一步估计。使用动态面板数据一阶差分GMM估计不仅可以有效控制变量的内生性问题，而且可以消除产品个体固定效应可能产生的影响，因而其估计结果相比固定效应方法更加可靠。其不足之处是选取的工具变量不同将直接影响估计结果。在美国对中国产品反倾销模型中，理论上可认为 ADj，t－1、RCA、TB是内生变量，IPR、UER是前定变量，Dum是外生变量。在这里，涉案产品样本模型中引入的工具变量有：内生变量滞后2至4期、前定变量滞后1至3期，以及外生变量；扩展样本模型中引入的工具变量有：内生变量滞后2至3期、前定变量滞后1至2期，以及外生变量。估计结果见表2。

表2动态面板数据一阶差分GMM估计结果显示，在美国对中国反倾销涉案产品样本和产品扩展样本下，自变量在99%置信水平上都具有统计显著性，并且两样本自变量的估计系数符号相同。对表2中所有估计都采用Sargan统计量来检验过度识别约束的有效性，基于Sargan检验J统计值和GMM估计所用工具变量秩，两样本下Sargan检验的P值分别为0.28和0.20，说明模型中设置的工具变量是有效的。为了避免动态面板数据模型估计可能存在的伪回归问题，我们对面板数据估计的残差进行了单位根平稳性检验，结果显示动态面板数据估计的残差是平稳的，因而GMM估计是有效的。此外，引入非涉案产品扩展样本后，除了美国对中国产品j贸易差额外，其他变量对因变量的影响程度都明显减小，说明扩展样本后克服了反倾销涉案产品样本的有偏性。

表2 美国对中国产品反倾销ADjt的动态面板数据GMM估计结果

我们对扩展样本使用面板一阶差分广义矩方法估计发现：（1）美国对中国产品j反倾销与上一期有较强的相关性，因而使用动态面板数据模型比其他模型能够更好地刻画这一动态影响。（2）假定其他不变，中国产品j显性比较优势上升一个单位，则美国对中国产品j反倾销的概率将增加0.0025，因而中国产品j显性比较优势是引致美国对中国产品反倾销的影响因素之一。（3）若其他不变，美国对中国产品j贸易差额下降10亿美元，则美国对中国产品j反倾销的概率将增加0.0514。可见，美国对中国产品j贸易差额恶化是美国ITC裁决中国产品是否给美国同类产品造成行业损害、签发反倾销指令的最重要决定因素。（4）假定其他不变，美国工业生产增长率下降一个百分点，则美国对中国产品j反倾销的概率将增加0.0006，因而美国工业生产增长率是美国对中国产品反倾销的另一影响因素。（5）若其他不变，美国失业率上升一个百分点，则美国对中国产品j反倾销的概率增加0.002，因而美国失业率也是美国对中国产品反倾销的影响因素。（6）若其他变量不变，美国对中国产品j反倾销的概率在次贷危机后增加，增加约0.0176，因而美国爆发的次贷危机是美国对中国产品反倾销的重要影响因素之一。

相比来看，扩展样本后使用动态面板数据一阶差分广义矩方法的估计结果与上述固定效应截面加权的PCSE方法的估计结果基本一致的，差异在于：是中国产品j显性比较优势对美国对中国产品j反倾销概率的正向影响稍微减小；美国对中国产品j贸易差额对美国对中国产品j反倾销概率的负向影响稍微增大；美国工业生产增长率的负向影响稍微减小，而美国失业率的影响由不显著变为统计上正向显著，且影响增大；美国爆发的次贷危机对美国对中国产品反倾销概率的正向影响也增大。

因此，引入非涉案产品扩展样本后两方法都证实，各影响因素对美国对中国产品反倾销概率的影响程度都明显减小，避免了仅选择涉案产品存在的样本有偏性。从各影响因素的比较看，美国对中国产品j贸易逆差是美国ITC裁决中国产品是否给美国同类造成行业损害、签发反倾销指令的最重要决定因素，是引发美国对中国产品反倾销的直接诱因。而中国产品j显性比较优势是引致美国对中国产品反倾销的影响因素之一，并不是中国产品遭受美国反倾销的魔咒。同时，美国工业生产增长率下滑、失业率上升是引致美国对中国产品反倾销的其他影响因素，并且美国爆发的次贷危机也是美国对中国产品反倾销的重要影响因素。

五、结论与政策建议

本文基于美国对中国反倾销97起涉案产品样本，并引入非涉案395种10分位主要贸易品扩展样本，探究了显性比较优势是否是中国产品遭受美国反倾销的魔咒。结论与政策建议如下：

1.涉案产品样本统计分析显示，美国对中国反倾销的绝大多数涉案产品在反倾销当年都对美出口在美国市场上具有较强的显性比较优势。尽管遭受美国反倾销，但中国在35起涉案产品对美出口上仍保持较强的显性比较优势。不过，有27起涉案产品出口在美国市场上已丧失较强的显性优势。有16起涉案产品对美出口存在显性劣势，但仍被美国反倾销起诉。据此，虽然美国对中国产品反倾销无法根本上改变中国对美出口较强的显性比较优势，但已对部分产品对美出口产生了不利的贸易破坏效应，而且美国对华反倾销并不取决于中国对美出口产品是否具有较强的显性比较优势。据此，中国可采取出口拉动进口、进口促进出口的外贸政策，根据自身行业和产品显性比较优势状况调整现有的外贸结构和外贸方向，以拓展和抵补涉案产品在美国消减的市场份额。

2.扩展样本后，动态面板一阶差分GMM的估计结果与固定效应PCSE方法的估计结果基本一致。两种方法都证实，扩展样本后各影响因素对美国对中国产品反倾销概率的影响程度都明显减小，避免了仅选择涉案产品样本存在的有偏性。美国对中国产品j贸易逆差是美国ITC裁决行业损害、签发反倾销指令的最重要决定因素，是美国对中国产品反倾销的直接诱因。而中国产品j显性比较优势是影响因素之一，并不是中国产品遭受美国反倾销的魔咒。美国工业生产增长率下滑、失业率上升造成的美国国内宏观经济压力是其他影响因素，并且美国爆发的次贷危机也是美国对中国产品反倾销的重要影响因素。

据此，中美互补性贸易结构形成的美国对华巨额贸易逆差，决定了美中之间反倾销摩擦是正常的、自然的，中国仍将面临大量的反倾销案件。中国商务部门和行业企业需要建立制度化、程序化的反倾销应诉和起诉体系，以应对美欧金融危机带来的非常规冲击。中国可运用WTO争端解决机制和多边磋商等为出口商提供一些救济。显性比较优势并不是中国产品遭受美国反倾销的魔咒，未来十年中国对外贸易发展战略仍需要立足于自身的资源、要素禀赋，发挥更多省份劳动密集型、资源禀赋型和技术成熟型等制造业较强的显性比较优势，实现产业在国内省份间梯度转移。同时，要融入国际分工，在一些发达省份和城市通过规模经济和技术创新，着力培养和提升中国对外贸易的竞争优势，以平衡好内外部发展。

注释：

①主要贸易品样本是以2010年美国从中国进口额在1亿美元以上的中国对美出口10分位产品，合计占美国从华产品进口的76.2%。从中剔除多数年份数据缺失的10分位产品后，选取未被反倾销的395种10分位产品来扩展样本。

②美国对中国产品j实施反倾销措施与发起反倾销调查一样，被赋值为1。这是为了与同期中国对美出口产品没有被反倾销相区别。更重要的是，即使产品j没有被实施反倾销措施，美国也可能对其发起反倾销调查。美国每隔5年进行的日落评议就是强有力的证据，因而将美国对中国产品j实施反倾销措施存续期取值为1是恰当的。

③作为稳健性检验，我们也使用二元选择模型进行回归，结果与线性概率模型基本一致。

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