中間品進口、企業績效與就業所有制結構變遷

田思遠 王孝松

摘要：?深入參與全球價值鏈、中間品進口規模不斷擴大是中國現階段對外開放的突出特征之一。采用2000—2013年微觀企業數據實證研究了中間品進口對就業所有制結構變遷的影響。結果表明，中間品進口能夠增加勞動力跨部門流動，推動勞動力從國有企業流向非國有企業。機制檢驗表明，企業績效和出口強度是中間品進口增加非國有企業就業的可能渠道。異質性分析表明，上述效應在東部地區和一般貿易企業更為明顯。在考慮樣本選擇偏誤等內生性問題后，結論依然成立。由此提出擴大對外開放與社會主義市場經濟體制建設相輔相成，推動構建更加完善的要素市場化配置體制機制才能充分釋放貿易紅利。

?關鍵詞：?中間品貿易;就業結構;勞動力流動;企業績效;企業所有制;國企改革

?文獻標識碼：A???文章編號：?100228482022（01）006710

20世紀90年代以來，隨著運輸成本的下降和信息通信技術的發展，以生產工序空間分離為特征的垂直專業化分工模式興起，不同經濟體能夠充分利用自身的比較優勢，從生產工序的某一環節直接參與國際分工。在這一過程中，產品的生產被劃分為多個任務環節，全球貿易模式逐漸從貨物貿易向任務貿易轉變，中間品沿著生產鏈條多次跨越國界流動，中間品貿易占貿易總量的比重不斷提高。如圖1所示，中國加工貿易占比呈下降趨勢，但中間品貿易占比相對穩定，說明一般貿易等其他貿易方式的中間品貿易占比在逐漸提高。1998—2018年，中間品進口占總進口的比重超過70%，中間品進口成為中國參與對外開放的重要形式，其對中國經濟社會發展的影響不容忽視。

就業是最大的民生，“十四五”規劃提出要擴大就業容量，促進充分就業。國家統計局發布的相關數據顯示，改革開放以來非公有制經濟逐漸發展壯大，成為吸納就業的主要渠道。2017年城鎮私營企業、個體吸納的城鎮就業人數分別占城鎮就業總數的314%和22%，國有企業就業人員比重下降至174%。顯然，勞動力市場的所有制結構正在發生重要轉變，大量勞動力從國有企業轉移到非國有企業（以下簡稱“非國企”），勞動力市場就業結構逐漸從國有企業占主導地位演變為非國企占主導地位。

對外貿易與就業的關系是國際經濟學研究的重點之一。從實證分析來看，已有文獻大多僅關注開放與就業總體變動之間的關系，較少涉及其對就業結構變遷的影響，少數研究注意到貿易開放對就業產業結構和城鄉結構變化的影響[1]。Melitz[2]提出的新新貿易理論認為行業內企業存在異質性，因此貿易對企業就業存在差異化影響，在對外開放過程中受益更多的企業能夠吸納更多的勞動力。從所有制結構來看，由于經濟體制和政府代理等原因，中國在資源配置方面存在要素分配向國有企業過度傾斜的問題，使國有企業相較非國企而言企業規模和宏觀經濟發展之間的正向關系更為顯著，限制了非國企規模的擴大和其對勞動力就業的吸納作用。對外貿易尤其是中間品進口能夠通過緩解資源配置的過度傾斜，進一步發揮市場在資源配置中的決定性作用。

一、文獻綜述與理論假說

（一）文獻綜述

1.中間品貿易的就業效應

已有不少文獻探討進出口貿易對勞動力就業的影響。Krueger[3]以10個發展中國家為樣本，研究認為出口貿易能夠利用發展中國家的勞動力優勢，通過擴大出口規模創造更多的就業崗位。隨著中間品貿易規模的不斷擴大和全球價值鏈的深入發展，中間品貿易的就業效應得到了眾多學者的關注。從國內研究來看，毛其淋等[4]基于中國加入世界貿易組織（WTO）的準自然實驗采用倍差法考察了中間品進口自由化對中國制造業就業變動的影響，發現中間品貿易能夠通過“提高就業創造”和“降低就業破壞”這兩個渠道增加企業就業規模。王孝松等[5]基于包含中間品貿易的結構模型發現出口增長是提升中國就業水平的重要途徑。

2.就業結構變遷

李荻等[6]基于1988—2000年城鎮居民住戶調查數據發現國有部門在城鎮就業所占比重出現較大幅度下降，原因在于居民對國有部門的偏好有所降低。部門間工資差異是20世紀90年代城市居民和國有企業之間粘連的原因。從貿易對就業結構的影響來看，已有研究大多關注貿易對就業城鄉結構和產業結構的影響。Zhai等[7]基于可計算一般均衡模型考察了中國加入世界貿易組織對勞動力從農業部門流向制造業部門的影響，認為貿易自由化推動了中國就業城鄉結構轉型。劉睿雯等[8]考察了中間產品進口關稅下降對勞動力就業所有制結構的影響，發現中間品進口自由化導致1998—2007年行業內532%的勞動力轉移至非國企。

通過對上述文獻的梳理，本文發現目前對中間品貿易就業效應的研究主要集中于中間品貿易對就業規模的影響，對就業結構的關注不足，僅有部分文獻關注到中間品進口對就業所有制結構的影響。與已有文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要有三點。首先，從研究問題來看，考察了中間品進口對就業所有制結構的影響，為研究中間品貿易與就業結構變遷之間的關系提供了新的經驗證據。其次，從研究對象來看，已有關于就業所有制結構的文獻多以地區為研究對象，本文采用企業數據從微觀層面為中間品進口對就業所有制結構和非國企就業的影響提供新的證據。最后，從理論和實證兩個方面討論了中間品進口如何通過企業績效和出口強度影響非國企就業，為理解中間品進口影響就業所有制結構的經濟機制增加了新的認識。

（二）理論假說

在已有文獻的基礎上，結合企業勞動力需求函數分析中間品如何影響企業勞動力需求。假設企業的生產需要勞動力、資本和中間品三種要素，其中中間品可以從國內獲得，也可以從國外進口[9]。為了刻畫不同企業在要素可獲得性方面的差異，本文進一步假設企業面臨不同的資本價格和國內中間品價格。中小企業等要素獲得約束越高的企業面臨的資本價格和國內中間品價格也相應越高。企業對勞動力的需求函數可以表示為

L=f（T，w，r，p）（1）

其中，T表示企業生產技術;w為市場均衡工資，衡量企業用工成本;r和p分別表示企業面臨的資本價格和國內中間品價格。參照劉睿雯等[8]的研究，假設各投入要素互補，則企業對勞動力的需求隨r和p遞減。

通過上述框架和中國企業特征可以發現，中間品進口能夠緩解非國企在要素可獲得性方面的約束，促使勞動力向非國企轉移。在預算軟約束下，政府為國有企業提供的財政和金融補貼使國有企業面臨的資本和中間品價格較低。這不僅變相擠壓了基礎設施和非國企發展資金，更擾亂了要素市場的競爭機制，從而對非國企的生產經營和勞動力需求產生負面作用。與國有企業相比，非國企往往面臨更高的資金價格和中間品獲得成本。部分民營企業家也會主動尋求政治參與。實證研究發現，與各級政府建立政治聯系的民營企業更容易從政府有關部門獲得相關的資源與便利[10]。因此，中間品進口規模的擴大和貿易成本的下降能夠降低企業獲取中間品的價格p，進而擴大企業生產規模，而企業規模的擴張顯然能夠增加企業對勞動力的需求數量。結合以上分析，本文提出以下命題：

命題1：中間品貿易規模擴大將顯著改變中國勞動力就業的所有制結構，推動更多勞動力流向非國企。

世界銀行《投資環境調查報告》顯示，中國是全球融資約束較為嚴重的國家，在企業尤其是非國企較難獲得外部資金的情況下，企業利潤帶來的自有資金剩余是企業緩解融資約束、擴大生產規模的重要資金來源。中間品進口能夠通過學習效應和價格效應影響企業全要素生產率，因此，中間品進口規模的擴大能夠提高企業生產效率和利潤，從而緩解其融資約束。企業尤其是非國企能夠進一步擴大生產規模并擴大對勞動力的需求數量，提高非國企就業人口占比。

此外，田巍等[11]研究發現，中間品進口自由化顯著提高了企業出口強度。隨著中間品進口規模的擴張和對國外技術的學習，生產出口品的部門能夠更有效率地使用進口投入品，進而促進生產出口品部門規模的擴張和出口規模的增長。企業在進口中間品的過程中往往能建立相應的貨物貿易渠道，有助于企業在國外擴大銷售市場并提高出口規模。結合前文對出口就業效應的分析，本文認為中間品進口能夠通過影響企業出口強度擴大企業對勞動力的需求，并且由于非國企的出口學習效應更強，其出口強度提高幅度更大，從而對勞動力的需求增加更快。因此，本文提出以下命題：

命題2：中間品貿易能夠通過影響企業利潤和出口強度影響就業所有制結構變遷。

二、模型設計與數據

（一）基準模型

本文的研究目的是利用微觀企業數據考察中間品進口對就業所有制結構變遷的影響，結合已有研究，建立如下回歸方程：

Lit=β0+β1Intit+β2SOEit+β3Intit×SOEit+∑βmXit+μi+vt+εit（2）

其中，Lit表示t年i企業勞動力雇傭規模的增長率;

Intit表示t年i企業的中間品進口占總進口的比重，以衡量企業中間品進口狀況;

SOEit表示t年i企業是否為國有企業，是則為1，否則為0;

β1和β2分別反映中間品進口和所有制對企業雇傭規模的影響，交互項Intit×SOEit考察了中間品進口對就業所有制結構變遷的影響，若交互項的系數β3<0且β1+β3<0，說明中間品進口使非國企雇傭規模的增長率高于國有企業，出現勞動力從國有企業流入非國企的趨勢，體現中間品貿易對勞動力跨所有制部門配置的影響;

μi和vt分別表示企業和年份固定效應;

εit是誤差項。

由已有研究可知，中間品進口只是影響就業所有制結構的因素之一，有必要在回歸方程中加入控制變量。

Xmt表示企業層面的控制變量。本文加入如下控制變量：

企業規模（sizit），以企業當期雇傭規模的對數來衡量;

企業年齡（ageit），t減去企業開業年份后加1;

出口規模（expit），以企業出口交貨值的對數來衡量;

資本密集度（Kinit），通過計算企業固定資產凈值年平均余額與從業人數的比值取對數后得到;

人均資產（astit），以企業總資產與從業人數之比的對數值表示;

行業集中度（HHIit），采用赫芬達爾指數衡量，以企業銷售額占四分位行業銷售總額百分比的平方和表示。

（二）機制檢驗

按照本文理論假說，中間品貿易能夠通過企業績效和出口強度影響就業結構，則將影響機制加入基準模型后的回歸結果與基準模型相比，中間品進口的系數應變得不顯著或顯著性出現大幅度降低。本文建立如下機制檢驗方程：

prfit=a0+a1Intit+∑amXit+μi+vt+εit（3）

Lit=b0+b1Intit+b2SOEit+b3Intit×SOEit+b4prfit+b5prfit×SOEit+∑bmXit+μi+vt+εit（4）

exit=c0+c1Intit+∑cmXit+μi+vt+εit（5）

Lit=d0+d1Intit+d2SOEit+d3Intit×SOEit+d4exit+d5exit×SOEit+∑dmXit+μi+vt+εit（6）

其中，prfit表示企業i在第t年的績效水平，本文采用企業銷售利潤的對數來衡量。式（3）（4）檢驗中間品進口能否通過企業績效影響就業結構，根據前文分析，若a1和b4顯著，中間品進口估計系數b1的顯著性與基準回歸結果相比出現一定程度的下降，則說明中介效應存在。式（5）（6）檢驗中間品進口能否通過企業出口強度影響就業結構，exit表示企業出口強度，以企業銷售產值中出口交貨值的占比來衡量。[WTBZ]

（三）數據說明與來源

本文所使用的企業層面被解釋變量和控制變量主要來自2000—2013年中國工業企業數據庫和海關數據庫，參照Brandt等[12]對中國工業企業數據庫進行合并處理并對兩套數據庫進行合并。

1.企業中間品進口規模

已有研究大多根據廣泛經濟類別分類（BEC）統計中間品貿易數據，但Shapiro[13]認為根據投入產出表得到的行業上游度更能準確刻畫行業及該行業產品在生產率中所處的位置。行業上游度越高，該行業離最終需求越遠，越偏向為中間投入品。因此，本文按照呂越等[14]提出的行業上游度計算方法并根據《中國2012年投入產出表》計算得到各個行業的上游度，將最靠近產業鏈上游的1/3行業歸為中間品，以此為基礎計算每個企業的中間品進口占比，作為本文的核心解釋變量。

2.企業所有制

部分企業可能存在實際所有制與注冊類型不一致的情況，由于企業所有制是本文關注的重要解釋變量，因此按照實收資本比例（>50%）區分企業所有制，包括國有、集體、法人、私人和外商（含中國港澳臺地區）五種類型。如果企業為國有企業或集體企業，則SOEit=1;如果企業為非國有企業，則SOEit=0。

全部變量的描述性統計結果見表1。

三、實證結果

（一）基準結果

基準回歸估計結果見表2。工業企業數據庫2008—2013年與1999—2007年部分相比存在較大的統計差異，為剔除統計誤差對回歸結果的影響，第（5）（6）列報告了僅使用2000—2007年樣本的回歸結果。

基準回歸結果顯示，企業中間品進口占比和雇傭規模增長率之間的系數始終在1%顯著性水平下為正，中間品進口占比越高的企業雇傭規模增長率越高。國有企業與中間品進口交互項的系數顯著為負，且系數絕對值大于中間品進口的絕對值，這說明隨著企業中間品進口占比的提高，國有企業吸納勞動力規模下降，非國企就業規模提高，中間品進口推動了勞動力要素向非國企轉移，體現了勞動力要素的跨部門配置效應。對其可能的解釋是，非國企與國有企業相比往往存在資本、專有零部件等方面的限制，因此在生產經營過程中，非國企尤其是中小型企業無法獲得部分生產要素或可獲得的要素數量低于最優水平，這限制了企業成長和雇傭規模的擴大。中間品貿易及貿易自由化帶來的投入品成本下降及要素可使用種類增加對非國企經營和擴大生產具有明顯促進作用，進而帶來非國企就業規模的增加。隨著中間品進口占比的增長，國有企業就業人口增長率落后于非國企，導致就業所有制結構逐步向非國企轉移。

（二）機制檢驗

1.企業績效

表3第（1）列的回歸結果顯示，中間品進口的估計系數為正且通過1%水平的顯著性檢驗，說明中間品進口對企業利潤增長具有正向作用。進一步來看，中間品進口占比提高1%能使企業利潤規模提高0045%。中間品進口之所以有助于企業利潤提升，其主要原因在于：中間品貿易自由化及由此帶來的中間品進口占比提高，能夠使企業學習國外的先進技術并投入各種生產要素以進行生產工藝創新和生產流程優化，提高企業生產效率。以企業利潤及其與所有制的交互項為核心解釋變量，控制其他微觀指標考察企業利潤對企業雇傭規模的影響時，本文發現企業利潤與國有企業的交互項系數顯著為負，且在1%水平下顯著。與基準回歸結果相比，在加入企業利潤這一中介變量后，中間品進口及其與國有企業的交互項估計系數的顯著性均出現了下降，這初步說明企業利潤這一中介機制的存在。中間品進口通過企業利潤對就業所有制結構的復合效應與基礎回歸一致，可以認為企業利潤是中間品貿易影響就業所有制結構的重要渠道。

2.出口強度

本文在理論假說部分認為中間品進口能夠提高企業出口強度，進而推動非國企擴大雇傭規模。表3第（3）列報告了企業出口強度對中間品進口的回歸結果，在其他條件不變的情況下，中間品進口占比越高，企業出口交貨值占總銷售總產值的比重越大。田巍等[11]研究發現當企業能夠進口更多種類的中間投入品時，生產出口品的部門可以更有效率地使用進口投入品，由此導致出口相對內銷的比重增加。此外，進口中間品往往需要相應的外貿渠道，企業在進口中間品的過程中能夠進一步了解國外市場銷售渠道和模式，降低進入和擴大出口市場的難度。第（4）列考察了加入出口強度這一影響機制后，中間品貿易及交互項的系數如何變化。與基準回歸結果相比，中間品貿易的系數顯著性明顯下降，中間品貿易與國有企業的交互項系數不僅絕對值變小且僅在10%水平下顯著。中間品貿易通過出口強度對就業所有制結構的影響也與基準結果保持一致。綜合上述分析，可以認為出口強度是中間品進口影響就業所有制結構的機制之一。

（三）異質性分析

1.按照地區分組

隨著全球分工格局的深入調整和全球價值鏈的形成與發展，中國不同地區中間品進口的結構存在較大差異，由此有必要按照地理區位分別考察中間品進口對企業所有制結構的不同影響。本文根據企業所在省份的地理區位將其分為東部和中西部兩大類進行分組回歸。表4回歸結果顯示，

中間品進口對東部就業所有制結構變遷的影響更為明顯，對中西部地區的所有制結構影響并不顯著。對此可能的解釋是：作為中國對外開放水平最高和市場經濟最具活力的地區，東部相對中西部而言外貿條件更加優越，企業能夠更加便利地獲得生產所需的各種中間投入品，中間品進口對東部企業生產的促進作用更加明顯，而中西部地區企業在中間品獲得上面臨更大的約束。

2.按照貿易方式分組

為了區分不同貿易方式企業中間品貿易與雇傭增長率的關系，本文根據初始年份企業一般貿易額占進出口總額的比重將企業分為一般貿易企業和加工貿易企業并進行分樣本估計。分組回歸結果顯示，中間品進口顯著提高了一般貿易企業雇傭規模增長率，對加工貿易企業沒有顯著影響。從所有制結構變遷來看，一般貿易企業與基準回歸結果一致，說明中間品進口能夠顯著增加非國有一般貿易企業雇傭規模。從前文影響機制分析可以看出，中間品進口影響就業所有制結構的主要渠道是企業利潤和出口強度。受企業技術能力、所處價值鏈位置等因素的影響，中國加工貿易企業在生產鏈中主要負責加工和組裝環節，扮演“加工車間”的角色，產品國內附加值和利潤率較低，限制了企業利潤的積累和生產規模的擴大，進一步使中間品貿易對其就業所有制結構的影響較小。

（四）穩健性檢驗

1.樣本選擇偏誤

Baldwin[15]研究發現，參與中間品貿易、融入全球價值鏈的企業生產率更高、規模更大。結合前文影響機制可知，這種樣本選擇偏誤有可能影響計量結果的穩健性。為解決樣本選擇偏誤，本文采用Heckman兩步法預先控制企業是否參與全球價值鏈的樣本選擇偏誤，然后檢驗中間品進口對就業結構變遷的影響。首先構建企業出口決策模型，對其進行估計得到逆米爾斯比（IMR），然后將逆米爾斯比納入企業勞動力規模增長率的影響因素模型。具體模型設定為

其中，trait為企業i在t年是否參與出口貿易的虛擬變量，若企業對外出口，則trait為1，否則為0

本部分以企業是否參與出口來衡量企業是否參與全球價值鏈。。P（trait=1）為企業參與對外貿易的概率，Xit表示其他控制變量，包括企業規模等。式（7）表示修正的企業勞動力規模增長率影響因素模型，其在基準模型的基礎上引入式（6）估計得到的IMR。若IMR的系數顯著不為0，則說明樣本存在選擇偏誤。[WTBZ]

表5第（1）列報告了采用Probit模型對Heckman兩步法第一階段的估計結果。從第（2）列回歸結果來看，IMR的系數在1%水平下顯著，說明本文的估計樣本存在一定的選擇性偏誤。在加入逆米爾斯比后，核心估計量及交互項的系數符號和顯著性與基準結果保持一致，說明中間品進口對非國企雇傭規模增長率影響更大，推動就業結構向非公有變遷。此外，本文將分析樣本設置為持續存在的出口企業，以控制企業進入和退出全球價值鏈導致的樣本選擇偏誤。將第（3）列回歸結果與前文對比可以發現，本文的核心結論沒有發生實質性變化。

2.中間品進口的內生性

本文的核心解釋變量中間品進口和企業雇傭規模之間可能存在內生性。為了解決這一潛在的內生問題，本文根據呂越等[14]通過構造分組均值作為企業上游度工具變量的思路，以四分位行業——省份平均的中間品進口占比作為工具變量。表6第（1）（2）列的回歸結果顯示，在考慮出口結構的內生性后，中間品進口的估計系數依然顯著為正，中間品進口與國有企業交互項的系數顯著為負，說明中間品貿易推動了勞動力跨部門流動。此外，本文選擇的工具變量通過了弱工具變量檢驗。

3.國有企業改革

改革開放以來，國有企業改革一直是中國經濟體制改革的重點。20世紀90年代初期，中國進行了全方位、大規模的國有企業產權制度改革[16]。本文從以下兩個方面考慮國有企業改革對核心結論的可能影響。一方面，國有企業改革帶來的下崗潮是造成中國就業結構變遷的重要因素，但是當國有企業改革與中間品貿易規模的擴大之間不存在直接的相關關系時，本文的核心機制依然有效，并不受國有企業改革的影響。為了考察國有企業改革對企業中間品貿易的影響，表6第（3）列以樣本期內實際所有制與注冊類型發生改變企業為樣本考察了企業所有制對中間品進口的影響。回歸結果顯示，是否為國有企業對該企業的中間品進口占比沒有顯著影響，這說明國有企業改革與中間品貿易之間不存在直接相關關系。另一方面，在前文分析的基礎上，本文進一步剔除可能受國有企業改革影響的年份及國有企業較為集中的省份北京進行基準回歸分析。20世紀90年代后期出現國有職工和集體職工人數的大幅下降，2004年及以后人數趨于穩定，因此本文同時剔除2005年前的樣本進行回歸，結果見表6第（4）列。在剔除可能受國有企業改革影響的年份及北京市數據后，中間品貿易對就業結構變遷的影響依然存在。

四、結論與政策建議

隨著全球分工模式的變化，中國參與全球價值鏈的程度不斷提高，中間品貿易額不斷擴大。本文發現中間品貿易能夠推動勞動力跨部門流動，使中國就業結構向非公有制變遷。進一步的機制分析發現，中間品貿易能夠通過擴大企業可使用要素的種類和范圍以促進企業成長，進而擴大企業勞動力雇傭規模;中間品貿易還能提高企業出口強度，通過出口增加對勞動力要素的引致需求。持續擴大對外開放，在疫情沖擊下穩住外貿基本盤對于支持中小企業渡過難關、緩解就業難是一項重要的政策舉措。結合研究結論，本文提出以下政策建議。

首先，健全對外開放制度，形成對開放新體制。中間品貿易規模的擴大能夠降低非國企生產成本，促使企業擴大規模和雇傭更多勞動力。對外開放除了直接促進經濟增長外，還可以通過引導勞動力資源在不同所有制部門間的優化配置，推動完善社會主義市場化經濟體制。

其次，深化金融市場供給側改革，增強金融服務實體經濟尤其是中小企業的能力。受金融制度不完善、融資結構失衡和股權債權融資門檻高等內外部因素的影響，非國企相對國有企業的融資渠道較少，普遍面臨更為嚴重的融資約束問題。因此，增加面向中小企業的金融服務供給能夠有效改善非國企融資難的現狀，并推動資源優化配置，緩解結構性就業矛盾。

最后，構建更加完善的勞動力市場化配置體制機制，降低勞動力在行業間和行業內的遷移成本。隨著市場經濟體制的不斷完善，中國勞動力市場的結構也隨之發生變遷，但分割的勞動力市場和較高的行業進入壁壘阻礙了勞動力要素的自由流動。因此，深化戶籍制度改革，推動勞動力市場制度建設能夠助力經濟結構轉型，進一步激發全社會創造力和市場活力。

參考文獻：

[1]?宋林，謝偉，何紅光.對外直接投資對我國就業影響的實證研究：基于門限面板模型的分析?[J].當代經濟科學，2017（5）：95106.

[2]?MELITZ?M?J.The?impact?of?trade?on?intraindustry?reallocations?and?aggregate?industry?productivity?[J].Econometrica，2003，71（6）：16951725.

[3]?KRUEGER?A?O.Alternative?trade?strategies?and?employment?in?LDCs?[J].American?Economic?Review，1978，68（2）：270274.

[4]?毛其淋，許家云.中間品貿易自由化與制造業就業變動：來自中國加入WTO的微觀證據?[J].經濟研究，2016（1）：7185.

[5]?王孝松，張憶濛，田思遠.貿易自由化與就業水平：基于結構模型的理論和實證研究?[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2020（5）：106122.

[6]?李荻，張俊森，趙耀輝.中國城鎮就業所有制結構的演變：1988—2000年?[J].經濟學（季刊），2005（S1）：2344.

[7]?ZHAI?F，WANG?Z.WTO?accession，rural?labour?migration?and?urban?unemployment?in?China?[J].Urban?Studies，2002，39（12）：21992217.

[8]?劉睿雯，徐舒，張川川.貿易開放、就業結構變遷與生產率增長?[J].中國工業經濟，2020（6）：2442.

[9]?HALPERN?L，KOREN?M，SZEIDL?A.Imported?inputs?and?productivity?[J].American?Economic?Review，2015，105（12）：36603703.

[10]田利輝，張偉.政治關聯影響我國上市公司長期績效的三大效應?[J].經濟研究，2013（11）：7186.

[11]田巍，余淼杰.企業出口強度與進口中間品貿易自由化：來自中國企業的實證研究?[J].管理世界，2013（1）：2844.

[12]BRANDT?L，VAN?BIESEBROECK?J，ZHANG?Y.Creative?accounting?or?creative?destruction？?Firmlevel?productivity?growth?in?Chinese?manufacturing?[J].Journal?of?Development?Economics，2012，97（2）：339351.

[13]SHAPIRO?J?S.The?environmental?bias?of?trade?policy?[R].National?Bureau?of?Economic?Research?Working?Papers，2020.

[14]呂越，羅偉，包群.企業上游度、貿易危機與價值鏈傳導的長鞭效應?[J].經濟學（季刊），2020（3）：875896.

[15]BALDWIN?J?R，YAN?B.Global?value?chains?and?the?productivity?of?Canadian?manufacturing?firms?[M].Statistics?Canada，2014.

[16]陳曉珊.公司內外聯合治理、在職消費與公司績效：基于國企改革視角的實證研究?[J].當代經濟科學，2016（4）：107116.