周 健 曹守新
随着贸易保护主义和“逆全球化”思潮的卷土重来，加强贸易伙伴关系、积极主动调整贸易结构等措施将有利于“一带一路”沿线国家，尤其是发展中国家稳定宏观经济、增强在国际市场中的竞争力。各国出口企业为追求利润最大化，规避进口国税收的现象较为普遍。反倾销和反补贴是进口国惯常使用的贸易保护工具，出口企业在遭遇反倾销或反补贴措施后，如果应对不当，可能会再次遭遇进口国的反规避调查。反规避措施是继倾销、反倾销和规避行为之后的产物，出口企业遭遇进口国反倾销措施后，因寻求规避高额税收的行为被进口国进一步调查便产生了反规避。加入WTO 以来，出口规模的快速扩大使我国连续多年成为遭遇国外贸易救济调查最多的国家，同时，对我国产品采取反规避措施的国别区域也不断扩大。数据显示，2008—2021 年间，全球对我国发起反倾销案件数总计915 起，其中印度162 起、美国109 起、阿根廷85 起，发展中经济体发起反倾销案件数占比近49.8%。同年，共有8 个经济体对我国的出口产品进行了反规避调查，其中发达经济体占59.55%，发展中经济体占40.45%，调查领域涉及贱金属、化工品、机械设备和纺织品等行业，对我国的出口贸易企业造成了严重威胁。印度、土耳其等作为对我国发起反倾销和反规避调查案件居多的发展中国家，对我国出口贸易生态造成的影响应引起足够的重视。基于上述分析，在反规避视角下研究中国对发展中国家出口贸易的影响因素具有重要意义。
鉴于反规避措施可以作为反倾销法律机制运行的润滑剂，反倾销贸易效应的相关成果是反规避研究的基础，笔者从反倾销贸易效应、规避与反规避的有效性、反倾销与反规避的关系三个层面进行文献梳理。
（一）反倾销的贸易效应研究
反倾销贸易效应的相关成果是反规避研究的基础。唐宇（2004）利用定性分析法就反倾销实施后对进口国可能产生的效应做研究，提出了贸易转移效应、投资跨越效应、上下游产业的继发性保护效应以及国家间的报复效应等不同观点。鲍晓华（2007）利用1997—2004 年中国反倾销案件8 位数税则号的涉案产品数据，通过计量回归研究发现，反倾销实施的三年内，来自非指控对象国的进口数量和进口金额占比均有显著增长。胡麦秀和薛求知（2008）运用Cournot-Nash 均衡理论以及实证检验，分析了反倾销措施对出口国企业的影响，同时，针对我国企业面对反倾销应采取的国际市场进入方式和战略选择提出了政策建议。当外国企业在东道国内拥有联属企业，其子公司的努力保护可以消除导致合谋的反倾销税的威胁。杨仕辉等（2011）就反倾销对申诉国和被诉国的贸易破坏效应、贸易转移效应和贸易寒蝉效应进行了实证分析与比较。Puccio 和Aksel（2016）指出转口规避与反倾销贸易效应都导致第三国对进口国贸易流量的变化，关键要看第三国是否为进口产品的真正原产地。陈丽丽和郭少宇（2020）运用中国出口企业内产品层面数据实证研究发现：反倾销措施对非核心产品成本加成率的影响高于核心产品，企业对非核心产品要么选择升级，要么转移到非反倾销的第三国加以规避；
而对于核心产品，企业则继续维持原有市场，并积极开拓新市场。
（二）规避与反规避有效性研究
“全球化”背景下，全球经济一体化水平在频繁的国际贸易中步步深化。规避与反规避作为反倾销中的新问题，越来越受到国际社会的关注。沈四宝和安宁（2002）认为反规避措施合理适度的实施能保证其积极作用大于消极作用。黄丽萍（2007）提出我国应从法律体例、实体内容及程序上对反规避条款全面加以完善。宫桓刚（2014）强调了原产地规则在反规避制度中的应用。吕瑞浩（2017）认为我国反规避立法应借鉴美国模式。杨晓静（2007）提出建立以企业和行业协会作为反倾销应诉工作主体的应诉工作机制。徐艳（2012）指出“第三国组装”是我国产品的主要规避形式，认为高频率的反倾销涉案数、产业结构不合理及产品附加值低、我国原产地标准低是出口贸易遭遇反规避调查的原因。刘重（2006）详细解释了反倾销中的规避与反规避，强调建立统一、公平、合理的反规避规则和机制能有效限制其负面影响，维护国际贸易的公平竞争秩序。宫桓刚（2007）研究后发现，中国出口产品频繁遭遇“第三国组装”的反规避形式规则，只有掌握国际反规避规则、完善反规避法律制度等方式才能在国际市场中占据一席之地。近年来，以土耳其为代表的“一带一路”发展中国家反规避措施出现了强化趋势；
印度等反倾销主要发起国也制定和完善了反规避规则。反规避调查不仅针对中国产品，涉案产品来源范围也逐渐扩大。
（三）反倾销与反规避的关系研究
反倾销在产生之初，并不包含反规避的相关条款。尽管经历数十年的修改，以欧盟、美国为典型的反倾销法案已经趋于完善，但其固有的弊端和滞后性不得不通过反规避来完善，因此学术界对反倾销和反规避具有密不可分的关系达成一致。徐艳（2012）指出我国出口贸易频繁遭遇反规避调查的原因之一是高频率的反倾销涉案数，由于我国反倾销案件数量不算上升，规避反倾销的形式违反了进口国的反规避法案，从而导致反规避调查数量的增加，两者之间具有显著的正相关关系。吴珍彩（2015）通过欧盟对华反规避措施的回顾和评价，指出反规避是应对反倾销而产生的，是反倾销的延伸，已经成为继反倾销后又一有力的法律保障措施。查贵勇（2021）、孔海文和查贵勇（2022）利用境外对华反规避调查趋势以及印度与土耳其的典型事例佐证了反倾销的贸易救济调查增加了反规避调查的频率，反规避调查进一步削弱了我国应对反倾销措施的能力。
综上所述，反倾销引致的反规避问题是我国在出口贸易中面临的新的风险和挑战，错综复杂的反规避贸易壁垒警示我国出口贸易要以敏锐的市场洞察力进行甄别。本文基于修正贸易引力模型，利用定量分析来探讨反规避视角下中国对发展中国家出口贸易中的影响因素。
（一）反倾销与反规避调查案件梳理
中国贸易救济信息网公布的历年发展中国家对华产品反倾销与反规避调查的部分统计数据见表1 和图1。表1 是2003—2021 年间对我国发起反倾销案件最多的五个发展中国家（印度、阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥）数据，其中涉及化学原料和制品工业领域的案件数高达106件，占总体案件数的比例近20.7%，金属制品工业领域的案件数为63件，占总体案件数的比例近12.3%。我国作为化学原料和制品、金属制品的生产大国，反倾销案件对国内相关行业领域的出口贸易具有显著制约性。
表1 2003—2021年间发展中国家对中国发起反倾销案件情况
进口国对我国产品发起的反规避案件中，调查案由主要包括以下几种情形：进口国加工组装、第三方加工组装、轻微改变、后期开发、重组销售模式和渠道等方式。而且，不断增加的反规避调查加大了规避行为的操作风险。图1 显示，在2008—2021 年间，土耳其、印度、墨西哥、巴西、阿根廷是对我国发起反规避案件数量位居前五的发展中国家，案件数量共计36件，占总体案件数的40.33%，涉及的产品集中于贱金属及制品、化学原料和制品工业、纺织工业等。
图1 2008—2021年间发展中国家对中国发起反规避案件数量及所涉行业
基于上述反倾销和反规避案件不难发现，随着我国出口贸易的不断扩大，发展中国家对我国出口产品的贸易救济力度逐渐加大，反倾销和反规避调查数量也在逐渐增加，我国对其出口贸易总额增长率出现波动。由于反规避是在反倾销措施成立的基础上形成的，使得我国与世界各国的贸易往来，尤其是与发展中国家之间的贸易往来增添了更多障碍，不利于经济全球化和世界一体化发展。
（二）实证前提
第一，国际贸易过程中存在诸多影响因素，为了贴合现实，假设贸易双方均是有限理性的，在信息不完全对称状态下，进口方与出口方均在考虑本国同类产品的生产成本与市场价格的基础上追求效益最大化。
第二，与期中复审和日落复审等行政复审手段不同的是，反规避措施将反倾销税的征税范围扩大到了相关产品的零部件和从第三国转口的产品，对当前我国对发展中国家的出口贸易带来了更大的威胁和冲击；
同时，同生共源的关系也使得反规避调查随反倾销调查的增加而增加。当进口方的反倾销调查事由在我国出口贸易过程中成立时，反规避作为反倾销的补充和完善措施，进口方会进一步采取反规避调查向出口方施压，造成的贸易影响也愈加严重。
第三，发展中国家对我国产品反规避调查案件数据受时间因素限制，实证分析中的样本量不能满足统计要求。但鉴于反倾销反规避之间的关系，反倾销数据的实证研究结果很大程度上可以体现反规避的具象特征，故实证分析过程中以反倾销数据表征反规避行为，以此来进行反规避视角下贸易影响因素分析。
（三）模型设定
受牛顿“万有引力定律”的启发，Poyhonen（1963）、Hasson 和Tinbergen（1964）认为，贸易伙伴国之间的双边贸易流量受到进口国和出口国经济总量的正向影响，同时受到贸易伙伴国之间的空间距离的负向影响，由此构建了传统的贸易引力模型，如式（1）所示：
其中，TRADEABT表示出口国A与进口国B在T期内的进出口贸易总额，GDPAT和GDPBT分别表示出口国A与进口国B在T期内的国内生产总值，DISAB表示出口国A与进口国B之间的空间距离，b0为常数，b1、b2、b3为待估参数，eAB为扰动项。
为研究贸易壁垒在中国对发展中国家出口贸易中的影响，将中国作为出口国，将近20年来对我国发起反倾销反规避案件数最多的发展中国家作为进口国进行研究。由于所有数据均为时间序列数据，而进出口贸易总额是贸易双方双向交易的总值，根据研究目的，选择中国对B国的出口额数据更能体现反规避措施对贸易的影响程度；
贸易伙伴国之间的距离DISAB不随时间而发生变化，所以对传统引力模型进行修正，模型Ⅰ如式（2）所示：
其中，EXBT表示中国与B国在T期内的出口贸易总额，GDPT和DDPBT分别表示中国与B国在T期内的国内生产总值，b0为常数，b1、b2为待估参数，eB为扰动项。
根据经济理论分析，国内生产总值是衡量一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，由国民收入核算支出法可知，国内生产总值的很大一部分被国内居民消费，代表了该国的经济状况和发展水平（陈昌兵，2021）。人均国民收入（GNI）是一个国家（或地区）在一定时期内按人口平均计算的国民收入占有量，是综合反映一国经济发展水平、经济实力、人民生活水平的重要标志。洲际定向出口额占比（NX）是指一个国家（或地区）在一定时期内对B国的出口值占洲际出口总值的比重，总体上反映了该国在洲际内的外贸地位。由于洲际定向出口额占比能够衡量出口国特定时期内在B国市场上的商品供给能力，人均国民收入能够测度进口国的社会经济实力和人民富裕程度，所以，模型Ⅰ中的GDPT用NXT代替、DDPBT用GNIBT代替，模型Ⅱ如式（3）所示：
其中，EXBT表示中国对B国在T期内的出口贸易总额，GNIBT表示B国在T期内的人均国民收入，NXT表示中国在T期内对B国的洲际定向出口额占比，b0为常数，b1、b2为待估参数，eB为扰动项。
根据贸易理论分析，“一带一路”是促进共同发展、实现共同繁荣的合作共赢之路，是增进理解信任、加强全方位交流的和平友谊之路。截至2021年1月，中国已同171个国家和地区签署了205份共建“一带一路”合作文件，这为中国与发展中国家的贸易往来提供制度性保障。随着中国国际地位的持续提高，人民币汇率在国际市场上持续走高，人民币的升值在一定程度上影响着中国与伙伴国之间的贸易往来。总而言之，在模型Ⅱ的基础上，首先加入贸易伙伴国之间签署“一带一路”相关合作文件的时间虚拟变量来验证合作文件的签署是否对我国的出口贸易产生影响；
其次加入人民币兑美元的汇率价变量来验证汇率变动在中国出口贸易中的影响程度，模型Ⅲ如式（4）所示：
其中，EXBT表示中国对B国在T期内的出口贸易总额，GNIBT表示B国在T期内的人均国民收入，NXT表示中国在T期内对B国的洲际定向出口额占比，TIMEBT为B国与中国签署“一带一路”合作文件的虚拟变量，RATEBT为在T期内人民币与美元之间的汇率，b0为常数，b1、b2、b3、b4为待估参数，eB为扰动项。
根据贸易壁垒理论分析，贸易壁垒作为商品进口国对出口国所实行的各种限制措施，对贸易伙伴之间的贸易往来会产生显著的抑制效应。反规避作为国际贸易反倾销的延伸和发展，是近年来发展中国家面临的新贸易壁垒，也是本文研究的核心内容。由于反倾销调查是反规避调查的必要前提条件，反规避调查具有涉及产业行业广、产品种类多、法律原则不尽相同等特点，存在难以量化的问题，但基于反规避措施与反倾销相互作用的特点，其产生的贸易保护主义杀伤力不容小觑。因此加入以商品进口国向出口国发起的反倾销案件救济数来表征反规避对贸易伙伴国之间产生的影响，模型Ⅳ如式（5）所示：
其中，EXBT表示中国对B国在T期内的出口贸易总额，GNIBT表示B国在T期内的人均国民收入，NXT表示中国在T期内对B国的洲际定向出口额占比，TIMEBT为B国与中国签署“一带一路”倡议相关合作文件的虚拟变量，RATEBT为在T期内人民币与美元之间的汇率，ACBT为B国在T期内对中国提出的反倾销案件救济个数，b0为常数，b1、b2、b3、b4、b5为待估参数，eB为扰动项。
（四）变量选取与数据来源
根据数据可得性和时效性，指标选取2003—2021年的数据。为验证上述模型的合理性和科学性，研究对象选择近20年内对中国发起反倾销反规避案件数量最多的发展中国家——印度，其也代表了我国对南亚地区的出口贸易情况。变量含义、经济意义以及数据来源如表2所示。
表2 变量含义、经济意义以及数据来源
（一）描述性统计结果
通过对原始数据进行描述性统计（表3）分析后发现：第一，中国的国内生产总值（GDPT）由2003年的16602.88 亿美元增长至2021 年的177271.82 亿美元，年均增长率达14%，同时伴随人民币汇率在国际市场的持续走高，一定程度上抑制了出口贸易。第二，印度的国内生产总值（GDP1T）和人均国民收入（GNI1T）由2003 年的6076.99 亿美元和520 美元分别增长到2021 年的30798.72 亿美元和2254 美元，实现了经济的快速发展。第三，作为“一带一路”沿线的南亚国家，中印之间的贸易往来愈加频繁，截至2021年双边贸易额达到1256.64亿美元。在中国对亚洲的出口额中，印度出口额占比从2003年的1.50%提高至2021年的7.92%；
但两国之间的贸易摩擦也愈演愈烈，中印两国之间未就“一带一路”倡议签署相关合作文件，并且印度对华发起的反倾销救济案件数在2003—2021 年间共计205 件，这在一定程度上增加了反规避措施实施的概率，严重影响着两国贸易发展。
表3 原始数据的描述统计
由于数据量纲的不同以及值域的差别，各指标数据大小呈现两极分化现象。在回归分析中，由于数值小的部分的差异敏感程度比数值大的部分的差异敏感程度更高，故将各指标数据进行对数化处理。对数化处理不仅能够在不改变数据的原始性质和相关关系的同时缩小数据的绝对值，还能消除指标存在的异方差性。标准化后的描述性统计结果如表4 所示。将对数化后的数据进行描述性统计分析发现，原始数据不受量纲的影响，值域控制在了一定范围内，消除了极值对参数回归的影响。
表4 对数化数据的描述统计
（二）平稳性检验及数据处理
平稳性时间序列是多元回归分析的重要前提。为避免对非平稳时间序列进行回归而产生“伪回归”的现象，现将各指标的时间序列数据进行平稳性检验，即变量的单位根检验。在EViews9.0 中采用ADF 检验法，滞后阶数由AIC准则确定，原假设为变量存在单位根。检验结果如表5所示。检验结果表明，7个指标的时间序列通过最多二阶差分后在5%显著性水平上均拒绝原假设，是平稳时间序列，可以进行模型的回归估计。
表5 ADF单位根检验
（三）模型估计
本文利用Stata16.0，采用最小二乘法（OLS）将各变量逐项引入模型，并对四类贸易引力模型进行回归分析，中印贸易模型中待估参数的回归结果如表6所示。首先，模型Ⅰ中部分回归系数在5%的显著性水平上不显著，同时，BG 检验认为该模型存在序列自相关，传统引力模型在解释中印贸易情况中存在局限性。其次，模型Ⅱ和模型Ⅲ中回归系数在5%的显著性水平上显著，且符合经济学含义；
修正可决系数逐步提高说明拟合效果逐步提升；
BG检验也认为回归方程中的自相关问题得到优化。由此可见，模型Ⅱ和模型Ⅲ有效地修正了模型Ⅰ，即证明中国洲际定向出口额占比、印度人均国民收入在中印之间贸易往来中可以起到显著的效果。再次，模型Ⅳ在模型Ⅲ的基础上引入了涵盖反规避信息“反倾销案件数”变量，以此来研究反规避措施对中印双方贸易发展的影响。其他条件不变时，当人民币兑美元汇率每增加1 个百分点，中国对印度的出口贸易额平均减少1.44 个百分点；
当印度的人均国民收入增加1 个百分点，中国对印度的出口贸易额平均增加0.90 个百分点；
当中国对印度的洲际定向出口额占比提高1 个百分点，中国对印度的出口贸易额平均增加0.97 个百分点；
当印度对中国发起反倾销案件的数量提高1 个百分点，中国对印度的出口贸易额减少0.13 个百分点。模型Ⅳ中，“反倾销案件数”变量的回归系数符合经济学含义，但回归系数在10%的显著性水平上显著，这仅说明在该样本容量下，中印之间采取反倾销措施对两国贸易发展影响从统计学意义讲显著性较弱，但其影响效应程度达到了-0.1253，存在较强的制约关系，说明了反规避措施值得贸易双方关注。
表6 中国与印度之间贸易模型回归结果
综上所述，模型Ⅳ兼顾了贸易双方国家内部经济发展现状和外部交流环境，并且将涵盖反规避信息的反倾销案件变量作为解释变量，其他影响因素作为控制变量进行贸易影响因素的研究。基于此，反规避视角下我国对发展中国家出口贸易影响因素研究更具合理性和普遍性。
（四）拓展性研究
为进一步研究反规避措施在中国对发展中国家出口贸易中的影响，将中国作为出口国，将近20年来对我国发起反倾销、反规避案件数较多的发展中国家——阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥作为进口国构建面板数据集，对模型Ⅳ进行混合回归、固定效应回归和随机效应回归，进一步验证反规避措施在我国对发展中国家出口贸易中的影响，回归结果如表7所示。
表7 模型Ⅳ在不同条件下的回归结果
通过表7 可知，模型Ⅳ在混合回归、固定效应回归和随机效应回归三种不同的回归条件下，多数变量通过了5%的显著性水平检验。为了确定最优回归模型，如表8所示，基于F检验、BP检验和Hausman检验结果可知，模型Ⅳ在固定效应回归条件下实现了最优化。
表8 中国与印度之间贸易模型回归结果
为了验证该固定效应模型的内生性问题，拟采用2SLS方法进行处理，采用这种方法处理内生性问题的关键是选择新的工具变量。进口方采取反倾销措施具有自主选择性，在进行固定效应模型估计过程中，会作为随机干扰项进行处理，遗漏该变量会导致内生性问题。基于此，本文分别将反倾销案件立案数量（ACBT）滞后一期及两期作为工具变量进行内生性检验。表9的结果表明，模型（1）中工具变量只有一个，与内生变量相同，所以模型恰好识别，无需进行sargan检验，模型（2）中工具变量sargan的P值显著大于5%，即说明工具变量的选择是合理的。同时ACBT的估计系数在10%水平上显著为负，表明反倾销下反规避措施对我国出口贸易产生了显著的负面影响，该结论与前文分析一致，也说明本文的估计结果稳健。
表9 内生性估计结果
因此，模型最终的具体表达式为：
由回归模型式（6）可以得到以下结论：一是，人民币兑美元的汇率系数达到近-5.4371，说明人民币国际化在中国与阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥等发展中国家的出口贸易中具有显著影响。二是，中国与“一带一路”沿线发展中国家秉承“开放包容，互利共赢”的原则，不断改善人均国民收入，使得各国人民生活水平提升，促进了出口贸易的发展。三是，贸易伙伴国之间的贸易环境对出口贸易具有重要影响。一方面，贸易伙伴国之间搭建良好的合作框架对我国的出口贸易具有正向影响（签署“一带一路”相关合作文件时间的变量系数为0.3710）；
另一方面，反规避贸易壁垒手段在中国对发展中国家的出口贸易中产生负面影响（反倾销案件数的变量系数为-0.0649），虽然影响程度较弱，但对我国出口企业就反规避带来的贸易风险具有警示作用。
（一）结论
研究中国对发展中国家出口贸易的影响因素对于构建人类命运共同体具有重要现实意义。在传统贸易引力模型的基础上，根据当前出口贸易面临的风险与机遇，建立基于时间序列的贸易引力扩展模型，通过多元回归分析优化模型，随后构建嵌入反规避视角的贸易引力模型，再将模型拓展到面板数据集，从更广义层面研究贸易壁垒视角下反规避措施的实施在中国对发展中国家出口贸易的影响。鉴于反倾销与反规避相互作用、同源共生的关系，以对华发起反倾销、反规避案件最多的5 个发展中国家（印度、阿根廷、巴西、土耳其、墨西哥）为例，首先运用中国与印度的贸易数据，确定加入含有反规避因素的反倾销贸易壁垒变量的拓展引力模型，其次构建剩余发展中国家的面板数据集，遴选最优条件下的回归模型，分析中国与发展中国家出口贸易的影响因素以及反规避的影响程度。得到以下结论：第一，人民币兑美元汇率是近20年来影响我国对发展中国家出口贸易的重要影响因素。第二，发展中国家自身的经济发展水平和人民富裕程度在贸易往来中具有显著的正向影响。第三，发展中国家与我国签署“一带一路”倡议合作文件、我国洲际定向出口额占比都对贸易伙伴国之间正常的贸易往来提供了一定程度的保障。第四，在反规避发展的新趋势下，贸易伙伴国对华发起反倾销反规避案件数的增多对我国贸易出口具有较大程度的影响，但当前形势下对贸易往来的影响不明显。
（二）对策建议
1.渐进式调整人民币汇率机制稳定汇率水平。由于中国与贸易伙伴国的贸易联系不断加深，人民币汇率波动对进出口贸易产生了重要的影响。为促进贸易伙伴国之间正常的贸易往来，中国要渐进式调整人民币汇率机制，提高人民币的市场化程度来抑制人民币汇率的“热膨胀”，加快发展人民币期权市场，利用金融衍生产品来稳定人民币在国际市场上的利率水平，构建富有弹性的多元化汇率机制来降低人民币汇率对出口贸易造成的影响。
2.深化与各国经济合作及贸易领域改革。“人类命运共同体”是后疫情时代世界普遍达成的发展共识，国家（或地区）之间的进出口贸易决定着未来世界经济的发展趋势，持续深化同“一带一路”发展中国家的合作。国内方面，优化和完善进出口贸易产业链供应链，提高国际商品和服务的购买能力和供给能力，在国际市场占据一席之地；
在进出口贸易领域，打造以技术创新为主导的环境，提高出口产品的质量，掌握核心科技，实现本国与国际市场的高质量互联互通。
3.制定贸易伙伴之间贸易往来的保障性举措。中国作为“一带一路”倡议的发起者，始终奉行“公平贸易”的基本原则，积极推动全球贸易自由化。首先，为了应对新时代背景下新的隐性贸易壁垒手段，中国与其他发展中国家应以互利互惠为基础，加快制定并签署相关合作文件，通过“政府”与“市场”两只手加强对贸易合作的调控，为贸易伙伴国之间提供必要的政治保障。其次，在面对贸易壁垒和恶性贸易手段时，国家（或地区）的政府首脑要加强对话合作，外贸相关组织和机构要加强沟通交流，积极应对和解决贸易摩擦。
4.在双循环格局下完善应对新贸易壁垒的机制体制。随着“逆全球化”与贸易保护主义势力抬头，贸易壁垒衍生出更具针对性的种类和手段。中国提出了“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进”的新发展格局。在国内大循环中，政府要制定和完善对外贸易发展的法律规则和应对贸易壁垒的体制机制，制定和完善反规避的法律法规，企业要积极探索应对新贸易壁垒的方式方法，降低对外贸易的成本和损失；
在国内国际双循环中，国家要有敏锐的洞察力，甄别对外贸易过程中的贸易壁垒，通过磋商调解等方式有针对性地化解贸易壁垒，推动长远合作。