中國進口與進口來源國的產出波動

摘?要?本文利用2000—2014年中國41個進口來源國的制造業行業數據，研究中國進口對進口來源國產出波動的影響機制與效應。研究結果表明，中國進口能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動，且該結論在進行內生性處理以及穩健性檢驗之后依舊成立。從影響機制來看，提高進口來源國的行業專業化水平能夠顯著增強中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制效應，但進口來源國嵌入中國價值鏈程度的調節效應卻不顯著。進一步分析發現，中國進口能夠顯著抑制進口來源國低技術水平、中技術水平、高貿易開放度等行業的產出波動，對高技術水平、低貿易開放度等行業的產出波動則沒有顯著影響；與中國進口不同，美國進口會顯著加劇進口來源國的行業產出波動。本文揭示了中國進口是世界經濟的“穩定器”，為世界各國制定對華貿易政策提供參考。

關鍵詞?中國進口?進口來源國?產出波動?行業專業化?全球價值鏈嵌入程度

一、引言

黨的二十大報告提出：“中國堅持對外開放的基本國策，堅定奉行互利共贏的開放戰略，不斷以中國新發展為世界提供新機遇，推動建設開放型世界經濟，更好惠及各國人民。”自2001年加入世界貿易組織（WTO）以來，中國進口規模日益擴大，已成為名副其實的進口大國。作為聯通國內國際兩個市場兩種資源的重要渠道，中國進口在提升國內經濟發展水平、滿足人民美好生活需要的同時，也逐漸成為世界經濟增長的新動能、新機遇。在當前經濟下行和經濟波動風險加劇的背景下，平抑經濟波動、保持經濟穩定增長已成為世界各國宏觀經濟政策的重要目標之一。因此，考察中國進口對進口來源國產出波動的影響具有十分重要的現實意義，有利于進一步認識中國進口對世界經濟發展的作用。

與本文聯系密切的文獻主要分為兩類。一類文獻是中國進出口對貿易伙伴國經濟影響的相關研究。已有研究主要關注中國出口對貿易伙伴國經濟的影響，在一定程度上忽略了中國進口對貿易伙伴國經濟的影響。關于中國出口對貿易伙伴國經濟的影響，已有文獻主要關注來自中國的進口競爭對出口目的國就業增長（魏浩等，2019；Greenland??&?Lopresti，2016；Mion?&?Zhu，2013；Autor?et?al.，2013）和企業創新（Bloom?et?al.，2016；羅長遠和張軍，2012）的影響。僅有少部分文獻考察了中國進口對進口來源國企業投資（劉京軍等，2020）、經濟增長（魏浩等，2021）的影響效應，發現中國進口能夠顯著促進進口來源國的經濟增長和企業投資，對進口來源國的經濟發展具有顯著的正效應。

另一類文獻是經濟波動影響因素的相關研究。宏觀經濟波動的影響因素是一個重要的研究議題，已有文獻展開了比較豐富的研究，其中一部分學者重點關注貿易開放如何影響經濟波動。然而，學術界并未對貿易開放與經濟波動之間的關系達成共識。大多數學者認為國際貿易在提高行業專業化水平的同時，也可能使特定部門受到沖擊，即貿易開放會帶來更高的收入波動（Malik?&?Temple，2009；di?Giovanni?&?Levchenko，2009）。還有一部分學者則持有相反的觀點。例如，Haddad?et?al.（2013）認為貿易開放能夠通過市場多元化降低一國的產出波動；陳太明（2020）研究發現，中國出口市場多元化程度越高的省份，其貿易開放所產生的波動效應越小。

綜上所述，到目前為止，關于中國出口對貿易伙伴國經濟影響的相關研究較多，很少有文獻關注中國進口對進口來源國產出波動的影響。基于此，本文擬利用世界投入產出數據庫（WIOD）和聯合國商品貿易統計數據庫（UN?Comtrade），構建進口來源國行業層面的面板數據，考察中國進口對進口來源國產出波動的影響，以及進口來源國行業專業化水平和進口來源國嵌入中國價值鏈（GVC）程度在其中的調節效應。

與已有研究相比，本文的主要貢獻在于以下三個方面。第一，聚焦中國進口視角，探究中國進口對進口來源國行業產出波動的影響，這是對已有文獻的重要補充，在一定程度上豐富了中國經濟特別是對外貿易對世界經濟影響的研究范疇。第二，重點考察中國進口對進口來源國行業產出波動的影響機制與效應，證實了中國進口有利于世界各國經濟的穩定發展，在國際環境日趨復雜嚴峻、不確定性不穩定性日益增加的背景下，有力地反駁了國際上關于中國的不良言論，現實意義凸顯。第三，從進口來源國的行業專業化水平和全球價值鏈嵌入程度兩個方面揭示了中國進口影響進口來源國行業產出波動的調節機制，深化了對中國積極擴大進口作用的理論認知。

本文余下部分的結構安排是：第二部分是理論分析與研究假設；第三部分是計量模型與數據說明；第四部分是實證結果及分析；第五部分是進一步拓展性分析；第六部分是研究結論與政策建議。

二、理論分析與研究假設

（一）中國進口對進口來源國行業產出波動的影響分析

中國進口可能通過以下三條渠道影響進口來源國的行業產出波動。第一，中國擴大自進口來源國的進口規模是各進口來源國共享中國市場的重要渠道，能夠為各進口來源國的生產資料和消費品提供穩定而廣闊的出口市場，從而通過穩定進口來源國的出口貿易降低其行業產出波動（王超男和魏浩，2023）。第二，中國擴大自進口來源國的進口規模能夠為進口來源國企業獲得流動性提供便利，有利于增加和改善企業的現金流和凈利潤，從而能夠通過緩解企業的融資約束降低進口來源國的行業產出波動（Guariglia?&?Mateut，2010）。第三，中國擴大自進口來源國的進口規模能夠直接降低進口來源國企業生產面臨的不確定性（劉京軍等，2020），有利于鼓勵進口來源國企業雇傭更多工人擴大生產（Kang?et?al.，2014；Bloom，2009），從而能夠維持進口來源國行業產出的穩定性。

基于上述分析，本文提出如下假設：

假設1：中國進口能夠顯著降低進口來源國的行業產出波動。

（二）進口來源國行業專業化水平的調節效應分析

進口來源國行業專業化水平的提高，既可能降低又可能擴大中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制作用。具體來看：（1）中國擴大自進口來源國的進口，其實就是進口來源國的出口規模增加，而出口貿易規模增加有利于出口國充分發揮自身的比較優勢，提高一國的行業專業化水平。然而，行業專業化水平的提高也可能會使該行業面臨較大的外部風險，無法降低不確定性等因素對行業造成的不利影響，進而可能會增大進口來源國行業的產出波動（Rodrik，1998；Newbery?&?Stiglitz，1984）。（2）中國擴大自進口來源國的進口能夠通過推動進口來源國的行業專業化提升其行業生產率（黃勃等，2023），有利于保證行業產出的穩定性。從這個層面上來說，進口來源國的行業專業化水平提高可能會擴大中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制作用。（3）進口來源國通過比較優勢形成的專業化分工可以促使其貿易部門與國內經濟部門相分離，從而延緩外部沖擊在部門之間的傳遞，這也有利于擴大中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制作用（Calderón?&?SchmidtHebbel，2008）。

基于上述分析，本文提出如下假設：

假設2：進口來源國的行業專業化水平對中國進口抑制進口來源國的行業產出波動具有顯著的調節作用。

（三）進口來源國嵌入中國價值鏈程度的調節效應分析

隨著國際分工的不斷深化，以全球價值鏈為主導的分工模式深刻改變了世界經貿格局。產品的生產被分散到具有不同比較優勢的國家和地區，各國依據自身的比較優勢嵌入全球價值鏈（葛新庭和謝建國，2023；Hummels?et?al.，1998）。近年來，全球價值鏈貿易已占據全球貿易的60%～70%，成為促進全球經濟增長的關鍵驅動力；同時，全球價值鏈的發展使得各國參與到全球分工網絡中，各國之間形成了具有上下游關聯的利益共同體，成為穩定全球經濟的重要力量（張少軍，2013）。當前，中國雖已成為全球價值鏈的核心參與者，但各國嵌入中國全球價值鏈的程度存在差異，在積極擴大進口的背景下，這可能會影響中國進口對世界經濟發展的作用。

進口來源國嵌入中國全球價值鏈的程度越高，越有利于擴大中國進口對進口來源國產出波動的抑制作用。具體來看：（1）進口來源國嵌入中國全球價值鏈的程度越高，意味著中國出口中使用進口來源國的國外增加值越多（Wang?et?al.，2013；Upward?et?al.，2013），兩國之間的貿易往來越穩定，進而越有利于擴大中國進口對進口來源國產出波動的抑制作用。（2）中國不僅擁有豐富的勞動力資源，更在全球價值鏈體系中處于“共軛環流”的樞紐位置（洪俊杰和商輝，2019；劉志彪和吳福象，2018），這就使得中國制造對全球經濟“大穩健”的促進作用明顯，中國經濟的平穩快速發展會通過全球價值鏈傳導至世界其他經濟體，從而有利于緩解其他經濟體由于內部沖擊造成的波動（楊繼軍和范從來，2015；Stock?&?Watson，2005）。因此，進口來源國嵌入中國全球價值鏈的程度越高，就越能分享中國擴大進口的紅利，進而緩解進口來源國的行業產出波動。

基于上述分析，本文提出如下假設：

假設3：進口來源國嵌入中國全球價值鏈的程度越高，中國進口就越能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動。

三、計量模型與數據說明

（一）計量模型設定

為了檢驗中國進口對進口來源國行業產出波動的影響，本文借鑒di?Giovanni?&?Levchenko（2009）、唐宜紅和張鵬楊（2020）等的做法，構建如下計量模型：

OutputVolc，i，t=α0+α1lnCHNImpc，i，t+α2Xc，t+α3Xi，t+λi+λt+εc，i，t（1）

其中，c表示進口來源國，i代表聯合國《所有經濟活動的國際標準行業分類修訂本第4版》（ISIC?Rev4.0）二位碼行業，t表示年份；OutputVolc，i，t表示t年進口來源國c行業i的產出波動；CHNImpc，i，t表示t年中國自c國i行業的進口規模；Xc，t表示進口來源國層面的控制變量，Xi，t表示行業層面的控制變量；λi代表行業固定效應，λt代表年份固定效應；εc，i，t表示隨機擾動項。

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為進口來源國的行業產出波動（OutputVolc，i，t）。本文以5年為滾動窗口期，采用進口來源國行業產出增長率的滾動標準差衡量其行業產出波動，具體的計算公式如下：

σt=1m∑j=t+m－1j=t（Yj－Y-t）2，?Y-t=1m∑j=t+m－1j=tYj（2）

其中，m代表滾動窗口期，本文將m賦值為5年；Yj代表行業產出增長率；σt代表以t年為起始年份行業產出增長率的滾動標準差，即行業產出波動。此外，為了降低進口來源國行業產出波動衡量指標對實證結果的影響，本文還采用行業人均產出

行業人均產出采用行業總產出與就業人數之比來衡量。增長率衡量Yj，并計算行業人均產出波動（PerOutputVol）指標，用以證明回歸結果的穩健性。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為中國自進口來源國行業層面的進口規模，采用t年中國自c國i行業的進口規模的對數（lnCHNImpc，i，t）衡量。該指標的具體計算過程如下：首先，從聯合國商品貿易統計數據庫中獲取中國自各來源國進口的海關編碼（HS6位碼）產品數據，并將HS96版本、HS02版本統一轉化為HS07版本；其次，采用世界綜合貿易解決方案（WITS）數據庫提供的匹配表，將HS6位碼層面的產品數據匹配到ISIC?Rev30行業層面；最后，將ISIC?Rev30轉換為ISIC?Rev40，最終得到中國自各進口來源國ISIC?Rev40二位碼行業層面的進口規模數據。

3.控制變量

借鑒已有研究的做法（唐宜紅和張鵬楊，2020；di?Giovanni?&?Levchenko，2009），本文分別選取進口來源國國家層面和行業層面的控制變量。其中，進口來源國國家層面的控制變量主要包括：（1）各國的人均國內生產總值（GDP）增長率（PergdpGrowth），采用2011年不變價計算的人均GDP增長率衡量；（2）各國的通貨膨脹率（Inflation），采用GDP平減指數衡量；（3）各國的外商投資占比（FDI），采用外商直接投資總額占GDP的比重衡量。進口來源國行業層面的控制變量

當被解釋變量為行業產出波動時，行業層面控制變量包括Openness、lnK、lnL以及OutputShare；當被解釋變量為行業人均產出波動時，行業層面控制變量包括Openness、OutputShare以及lnPerCapital。主要包括：（1）各行業的貿易開放度（Openness），采用行業進出口總額占行業總產出的比重衡量；（2）各行業資本存量的對數（lnK）；（3）各行業就業人數的對數（lnL）;（4）行業產出份額（OutputShare），采用行業總產出占一國總產出的比重衡量；（5）各行業的人均資本，采用行業資本存量與行業就業人數比值的對數衡量（lnPerCapital）。

（二）數據說明

本文將2016版世界投入產出數據庫中41個國家

本文剔除了世界投入產出數據庫中中國臺灣地區的數據，僅保留了如下41個國家的數據：澳大利亞、奧地利、比利時、保加利亞、巴西、加拿大、瑞士、塞浦路斯、捷克、德國、丹麥、西班牙、愛沙尼亞、芬蘭、法國、英國、希臘、克羅地亞、匈牙利、印度尼西亞、印度、愛爾蘭、意大利、日本、韓國、立陶宛、盧森堡、拉脫維亞、墨西哥、馬耳他、荷蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、羅馬尼亞、俄羅斯、斯洛伐克、斯洛文尼亞、瑞典、土耳其和美國。的制造業二位碼行業作為研究對象，樣本期為2000—2014年。其中，制造業二位碼行業按照ISIC?Rev4.0進行劃分，共包括23個制造業行業。本文主要使用了兩類數據。第一類是行業層面的數據，行業層面的進出口額、總產出、資本存量、就業等數據均來源于聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）數據庫和世界投入產出數據庫。第二類是國家層面的數據，人均GDP增長率、GDP平減指數、外商直接投資、GDP規模等數據均來源于世界銀行世界發展指標（WDI）數據庫。此外，本文還使用了HS編碼和ISIC?Rev3.0的對照表、ISIC?Rev3.0和ISIC?Rev4.0之間的行業轉換表，數據均來源于WITS數據庫。

表1列出了主要變量的描述性統計結果。從核心解釋變量（lnCHNImp）可以看出，樣本期間各國二位碼行業向中國出口的均值為14.5764，最小值和最大值之間差距較大，說明各國各行業向中國的出口存在較大的國別差異或行業差異。

此外，本文測度了2000年和2014年中國自來源國各行業的進口規模變化情況，結果如表2所示。從表2可以看出：（1）紙和紙制品制造業（C17）是中國自進口來源國的第一大進口行業，該行業進口額由2000年的19164億美元上升到2014年的135660億美元，且2014年的進口規模約是2000年的708倍。（2）食品、飲料和煙草制品制造業（C10—C12）是中國自進口來源國的第二大進口行業，該行業進口規模由2000年的15627億美元上升到2014年的94018億美元。（3）機械設備除外的金屬制品制造業（C25）是中國自進口來源國進口規模最小的行業，但進口規模增長快，2014年的進口規模約為2000年的1740倍。（4）計算機、電子產品和光學產品制造業（C26）是中國自進口來源國進口規模增長最快的行業，2014年的進口規模達到了2000年的13383倍。由此可見，在2000—2014年，中國自進口來源國各行業的進口規模發生了較大的變化，高技術行業產品的進口規模不斷擴大，且高技術行業產品在中國進口貿易中的地位不斷提升。

四、實證結果及分析

（一）基準回歸結果

中國進口影響進口來源國行業產出波動的回歸結果如表3所示。具體來看，列（1）為沒有控制進口來源國層面和行業層面變量的回歸結果；列（2）為控制了進口來源國層面和行業層面變量的回歸結果。回歸結果顯示，核心解釋變量（lnCHNImp）的系數顯著為負，說明中國進口能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動。此外，為了進一步證明回歸結果的穩健性，本文還將被解釋變量替換為行業人均產出波動（PerOutputVol）重新回歸。表3列（3）和列（4）的結果表明，中國進口也能夠顯著抑制進口來源國的行業人均產出波動，即證明了列（1）和列（2）回歸結果的穩健性。由此，假設1得以驗證。

（二）內生性處理與穩健性檢驗

基準回歸結果表明，中國進口能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動。為了保證結論的可靠性，本文采用多種方法進行內生性處理與穩健性檢驗。具體如下：

1采用兩階段最小二乘（2SLS）法

一國行業層面的出口貿易可能會影響本行業的產出波動，而產出波動性強的行業也可能會選擇擴大出口來抑制產出波動，這說明中國進口與進口來源國行業產出波動之間可能存在雙向因果關系，即計量模型可能存在雙向因果導致的內生性問題。基于此，本文選擇核心解釋變量的滯后一期作為工具變量。一方面，滯后一期的中國自進口來源國行業的進口規模為歷史數據，當期進口來源國行業的產出波動無法影響滯后一期的中國自進口來源國行業的進口規模，滿足外生性假定；另一方面，滯后一期的中國自進口來源國行業的進口規模也可能會影響當期的中國自進口來源國行業的進口規模，進而對進口來源國行業的產出波動產生影響，滿足相關性假定。因此，本文將核心解釋變量的滯后一期作為工具變量，采用兩階段最小二乘法重新回歸。表4結果顯示，核心解釋變量的回歸系數仍然顯著為負，這說明基準回歸結果是穩健的。

2重新測度行業產出波動指標

為了消除行業產出波動長期趨勢的影響，更好地刻畫行業產出波動，本文重新測度行業產出波動指標：首先將進口來源國行業產出的對數進行HP濾波（λ=6.25）處理，其次將濾波的殘差項以5年為窗口期計算滾動標準差，最后得到進口來源國的行業產出波動指標。表4結果顯示，中國自來源國各行業進口規模（lnCHNImp）的系數仍顯著為負，證明了基準回歸結果的穩健性。

3替換核心解釋變量

本文將進口來源國各行業對中國的出口占各行業總產出的比重作為新的核心解釋變量重新進行回歸。表4結果顯示，回歸系數仍然顯著為負，與基準回歸得到的結論一致。

4剔除極端值對估計結果的影響

本文對變量進行了1%的縮尾處理以剔除極端值對估計結果的影響。表4結果顯示，核心解釋變量的回歸系數顯著為負，說明中國進口能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動。由此可見，本文基準回歸所得出的結論是穩健的。

（三）影響機制檢驗

理論分析部分表明，進口來源國的行業專業化水平、進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度均有可能影響中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制效應。因此，為了進一步對這兩個調節機制進行檢驗，本文構建如下計量模型：

OutputVolc，i，t=θ0+θ1lnCHNImpc，i，t+θ2Mc，i，t+θ3Mc，i，t×

lnCHNImpc，i，t+θ4Xc，t++θ5Xi，t+λi+λt+εcit（3）

其中，Mc，i，t表示調節變量，具體包括進口來源國的行業專業化水平（RCAc，i，t）和進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度（GVCc，i，t）。

1.進口來源國行業專業化水平的調節效應

通常來說，越具有比較優勢的行業，其專業化水平就越高。因此，本文將比較優勢作為行業專業化水平（RCA）的衡量指標。具體的計算公式如下：

RCAc，i，t=Xc，i，t/∑iXc，i，t∑cXc，i，t/∑c∑iXc，i，t（4）

其中，Xc，i，t代表t年c國i行業的出口額，∑iXc，i，t代表t年c國的出口總額，∑cXc，i，t代表t年世界i行業的出口總額，∑c∑iXc，i，t代表t年世界出口總額，數據均源于世界投入產出數據庫。RCAc，i，t越高，說明c國i行業在t年越具有比較優勢，其專業化水平越高。

表5行業專業化水平調節效應的估計結果顯示，中國自來源國行業進口規模（lnCHNImp）的系數顯著為負，中國自來源國行業進口規模（lnCHNImp）與行業專業化水平（RCA）交互項的系數顯著為負，表明進口來源國行業專業化水平擴大了中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制作用。這說明，各進口來源國行業的比較優勢越高，越能充分發揮其行業專業化水平，中國的進口就越能抑制其行業產出波動。由此，假設2得到驗證。

2.進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度的調節效應

理論分析表明，進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度可能會影響中國進口對進口來源國產出波動的抑制效應。為了檢驗這一機制，本文借鑒已有文獻的做法，采用中國出口中使用進口來源國的國外增加值份額衡量進口來源國嵌入中國的全球價值鏈程度。

首先，本文借鑒王直等（2015）提出的雙邊部門層面的出口增加值分解模型來構造進口來源國嵌入中國全球價值鏈指數，將雙邊部門層面的總出口分解為四個部分，具體包括：被國外吸收的國內增加值、返回并被本國吸收的國內增加值、國外增加值以及純重復計算。其中，國外增加值包括出口隱含的進口國增加值以及出口隱含的第三國增加值，純重復計算部分包括來自國內賬戶的純重復計算以及來自國外賬戶的純重復計算部分。

其次，本文借鑒唐宜紅和張鵬楊（2020）的做法，將出口隱含的進口國增加值、出口隱含的第三國增加值、來自國內賬戶的純重復計算以及來自國外賬戶的純重復計算部分四項內容加總，以此來表示c國d行業出口中使用的e國f行業的國外增加值（FVAcedf），再將FVAcedf加總，可得到c國使用e國f行業的國外增加值FVAcef，計算公式如下所示：

FVAcef=∑dFVAcedf（5）

本文利用FVAcef進一步計算e國f行業嵌入c國的全球價值鏈程度（GVCcef），計算公式如下所示：

GVCcef=FVAcef∑d∑e（e≠c）∑fexportcedf（6）

其中，exportcedf表示c國d行業向e國f行業的出口額，因此GVCcef代表c國出口中使用的來自e國f行業的國外增加值份額。本文利用式（6）測算出進口來源國i行業嵌入中國的全球價值鏈程度。數據來源于對外經濟貿易大學全球價值鏈研究院（UIBE?GVC）指標體系。

表5進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度調節效應的估計結果顯示，中國自來源國行業進口規模（lnCHNImp）的系數顯著為負，中國自來源國行業進口規模（lnCHNImp）與進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度（GVC）交互項的系數為正但不顯著。這說明進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度并不能顯著擴大中國進口對進口來源國行業產出波動的抑制效應。由此，假設3得到驗證。

五、進一步拓展性分析

（一）美國進口對進口來源國行業產出波動的影響

美國是世界第一大進口國，其進口對于世界市場具有重要作用。因此，本文進一步考察美國進口對進口來源國行業產出波動的影響，并將其回歸結果與中國進口影響進口來源國行業產出波動的回歸結果進行對比，以探討中國進口對進口來源國行業產出波動的影響是否具有特殊性。美國進口影響進口來源國行業產出波動的回歸結果如表6所示。其中，核心解釋變量（lnUSAimp）代表美國從樣本中其他國家（不包括中國）行業層面的進口規模。回歸結果顯示，美國進口對進口來源國行業產出波動的回歸系數顯著為正，表明美國進口會顯著加劇進口來源國的行業產出波動，這一結論與中國進口對進口來源國行業產出波動的影響恰好相反。中國進口表現出與美國進口完全不同的效應，可能是因為中國的經濟發展模式和美國的經濟發展模式不同，中國“世界工廠”的地位決定了中國進口對進口來源國的經濟效應。關于這個問題，未來值得進行更深入的研究。

（二）異質性分析

1.基于行業技術水平的異質性分析

由于中國進口可能對不同技術水平行業的產出波動具有不同的影響，本文將行業劃分為低技術水平行業、中技術水平行業和高技術水平行業三類，并分別進行分組回歸。表6結果表明，中國進口對進口來源國低技術水平行業、中技術水平行業的產出波動具有顯著的抑制作用，對高技術水平行業產出波動影響并不顯著。可能的原因是，在國際市場上，高技術產品出口企業不僅具有較大的定價權，而且具有較大的發展自主權，因此這些企業的發展比較穩定，受到外部需求的影響較小（魏浩等，2020）。與此同時，一般來說，低技術產品、中技術產品在國際市場上處于供過于求的情況，低技術產品、中技術產品出口企業在國際市場上就處于相對被動的地位，其發展也就受到買方（進口國）的影響較大。

2.基于行業貿易開放度的異質性分析

本文借鑒武力超等（2020）的做法，以行業貿易開放度的上四分位數和下四分位數為界，將行業貿易開放度（Openness）上四分位以上的行業定義為高貿易開放度行業，將下四分位以下的行業定義為低貿易開放度行業，并分別進行分組回歸。表7結果表明，中國進口能夠顯著降低高貿易開放度行業的產出波動，而對低貿易開放度行業的產出波動影響不顯著。可能的解釋為，高貿易開放度的行業往往是生產率較高的行業，具有較高的出口份額，與中國保持著較深的貿易聯系，因此中國進口可以降低這些行業產出的不確定性，從而抑制行業的產出波動。

3.基于不同樣本期的異質性分析

在2000—2014年，國際上有一次較大的宏觀經濟波動，即2008年全球金融危機，其對于全球經濟的穩定發展產生了深遠的影響。因此，本文將樣本劃分為2000—2007年、2008—2014年兩個時期，分別考察各個時期中國進口對進口來源國行業產出波動的影響。表7結果表明，2000—2007年，中國進口能夠顯著抑制進口來源國行業的產出波動；2008—2014年，中國進口也能夠顯著降低進口來源國的產出波動。也就是說，在國際金融危機發生前后，中國進口均能抑制進口來源國的行業產出波動，這說明當全球經濟面臨諸多不確定時，中國進口是促進世界各國經濟穩定發展的有效手段。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2000—2014年中國41個進口來源國制造業行業的面板數據，探究了中國進口對進口來源國產出波動的影響機制和效應。研究結果表明，中國進口能夠顯著降低進口來源國的行業產出波動。在進行內生性處理以及各種穩健性檢驗后，該結論仍然成立。影響機制檢驗結果表明，進口來源國的行業專業化水平越高，中國進口就越能夠顯著抑制進口來源國的行業產出波動，即進口來源國的行業專業化水平在其中具有顯著的調節效應；進口來源國嵌入中國全球價值鏈程度在中國進口與進口來源國行業產出波動的關系中沒有顯著的調節效應。拓展性分析結果表明，與中國進口不同，美國進口會顯著加劇進口來源國的行業產出波動；中國進口對進口來源國低技術水平行業、中技術水平行業的產出波動具有顯著的抑制作用，對高技術水平行業的產出波動影響并不顯著；中國進口能夠顯著降低高貿易開放度行業的產出波動，而對低貿易開放度行業的產出波動影響不顯著；2008年金融危機前后，中國進口均能夠顯著降低進口來源國的行業產出波動。

（二）政策建議

本文的研究結論具有十分重要的現實意義。本文的研究表明，中國既是全球化的受益者，也是全球化的貢獻者，中國進口能夠緩解世界各國的行業產出波動，中國通過進口貿易在世界經濟中起到了“穩定器”的作用。基于上述研究結論，結合中國的現實情況，本文提出如下政策建議：

（1）對于中國政府來說，要積極推進學術成果的國際傳播，幫助貿易伙伴國全面了解中國進口對世界經濟的影響。貿易伙伴國對中國經濟的關注過度聚焦于中國出口方面，缺乏對中國進口如何影響世界經濟的了解。本文的研究為中國進口對世界經濟的積極影響提供了實證依據。一方面，無論是在全球經濟穩定的情況下，還是在全球經濟動蕩的情況下，中國進口均能顯著降低進口來源國的行業產出波動，進而有利于促進進口來源國的經濟穩定發展；另一方面，美國進口并未降低進口來源國的產出波動，說明中國進口具有特殊的作用。因此，中國應積極加強相關學術成果的對外傳播，幫助貿易伙伴國了解中國進口需求的情況以及國際經濟效應，進而為中國對外貿易高質量發展營造良好的國際輿論環境。

（2）對于進口來源國來說，要積極主動對接中國進口需求，提升與中國貿易投資合作的質量和水平。各貿易伙伴國仍要充分發揮自身的比較優勢，以自身的生產要素稟賦，推進本國各行業與中國國內市場需求的對接。高度重視并積極參與中國國際進口博覽會、中國國際消費品博覽會、進口貿易促進創新示范區等中國各大進口促進平臺，幫助本國出口企業了解中國市場的實際需求，開辟進入中國市場的渠道。積極參與“一帶一路”倡議，推動共建“一帶一路”高質量發展，在政策溝通、設施聯通、貿易暢通、資金融通、民心相通等五個領域深化合作，從而強化對中國出口的基礎、提高對中國出口的潛力。穩步擴大對中國的投資，加強與中國國內市場的聯系，以投資帶動對中國的出口，提高對中國出口的穩定性和可持續性。

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（責任編輯：陳思萌）