国际中间品供给冲击与中国经济稳生产——兼论稳外资与稳生产的关联机制

杨志浩

（中国社会科学院工业经济研究所，北京市 100006）

“十四五”时期，中国要坚持稳中求进工作总基调，推动经济平稳发展。稳生产是保障中国经济平稳发展的重要环节，然而，近年来国内生产发展面临极其复杂的内外部变局。在新冠肺炎疫情与逆全球化交织冲击下，国际生产体系中的企业大范围停工停产，全球贸易网络连通不畅，国际供应链一度出现中间品“断供”危机[1]。中国经过四十余年的开放式发展，已经深度嵌入国际分工体系，诸多生产环节严重依赖进口中间品，特别是高技术进口中间品[2]。在经济联动效应作用下，具备大国经济特征的中国深受国际供应链“断供”危机影响，国内生产部门遭遇国际中间品供给冲击。2021年12月召开的中央经济工作会议明确指出，供给冲击已经成为现阶段我国经济发展面临的三重压力之一。国际中间品供给冲击如何影响国内生产？这是本研究探讨的主要问题。

在华外资企业在中国生产链条中发挥重要作用，2020年在华外资企业贡献的工业产值占我国工业总产值的比重达27.3%，就业人数占就业总人数的比重达25.2%①。然而，近年来关于在华外资撤离的论调甚嚣尘上[3]。在要素禀赋约束下，在华外资企业部分乃至全部生产工序依赖进口中间品，致使国际中间品供给波动严重影响外资企业绩效，在华外资不稳定性加剧。据此，中国政府高度重视稳外资工作，强调稳外资对稳定国内产业链和供应链的重要作用②。中国经济对外资企业的高度依赖是否会加剧国际中间品供给冲击在国内的蔓延？这是本研究进一步思考的问题。

与本研究密切相关的文献主要有两类。第一类文献关注国际供给冲击的识别策略。其一，部分研究借助国际突发事件测度国际供给冲击。比如，王雅琦等[4]借助2008年国际金融危机构造准自然实验，测度国内企业遭遇进口中间品供给冲击的程度；
唐遥等[5]使用2003年非典型肺炎疫情构造准自然实验，测度供应链中断程度；
鲍姆（Boehm）等[6]、包群等[7]利用2011年日本大地震引致的供应链断裂事件，识别国际供给冲击；
崇文莱万（Chongvilaivan）[8]借助2011年泰国洪灾引致的供应链中断，识别国际供给冲击。其二，部分研究借助关税壁垒识别国际供给冲击。关税是影响中间品进口的主要壁垒，中间品关税成为识别国际供给冲击的常用变量。比如，有研究借助2001年中国加入世界贸易组织背景下的关税下调政策，识别国际供给冲击[9-12]；
有研究借助中美贸易摩擦背景下的关税变动，识别国际供给冲击[13]；
有研究借助印度尼西亚、印度等国的关税变动，识别国际供给冲击[14-15]。

第二类文献关注国际供给冲击对企业生产的影响。比如，鲍姆等[6]基于日本企业数据研究发现，供给冲击加剧了日本企业减产。在此基础上，维德默（Wiedmer）等[16]从供应链复杂程度视角探究发现，企业嵌入的供应链网络越复杂，遭遇供给冲击的概率越大，助力产能恢复的韧性越强。唐（Tang）等[17]基于中国情境考察发现，中间品供给中断会抑制国内企业生产规模扩大，进而导致企业绩效降低。在此基础上，林（Lin）等[18]进一步研究证实，中间品供应链的多元化能够平抑新冠肺炎疫情引致的供给冲击。巴格斯（Baggs）[19]基于加拿大企业数据研究发现，关税下调引致的国际供给冲击迫使部分国内企业停止生产活动。类似的结论在使用欧洲企业数据[20]、哥伦比亚企业数据[21]进行考察时，仍然成立。

可以发现，现有文献主要通过国际突发事件或关税壁垒识别局域范围内的供给冲击，进而检验国际供给冲击对企业生产的影响，奠定了国际供给冲击领域的研究基础，却很少从国际中间品贸易网络的全域视角考察国际供给冲击对企业生产的影响。鉴于此，本研究利用法国国际展望与信息研究中心（CEPII）的全球双边贸易数据库（以下简称“CEPII全球双边贸易数据库”）数据和中华人民共和国海关总署的中国海关数据库数据等，分析2000—2020年国际中间品供给波动、中国在国际中间品贸易网络中的地位演变、进口中间品在中国贸易结构中的地位及其演变，借鉴阿格依奥（Aghion）等[22]提出的外生冲击指标构造思想和中间品贸易数据，测算相对外生的国际中间品供给冲击。在此基础上，匹配2000—2013年国家统计局全部国有及规模以上非国有工业企业数据库（以下简称“中国工业企业数据库”）数据与商务部外商投资审批（或备案）数据库（以下简称“商务部外商投资审批数据库”）数据，实证检验国际中间品供给冲击对中国经济稳生产的影响。继而，从两个视角分析稳外资与稳生产的关联机制。一是国内外“资本联姻”视角。如果中国企业投资在华外资企业，即与国外投资者存在合资关系，则认为该企业参与了国内外“资本联姻”。基于此，考察国际中间品供给冲击是否会基于国内外“资本联姻”关系，通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的影响。二是上下游投入产出视角。考察国际中间品供给冲击是否会基于上下游投入产出关系，通过影响上游行业在华外资企业，加剧对下游行业中国企业生产的影响。进一步，从提升国内供给能力、培育国内市场需求、推动国内市场一体化建设等视角，拓展分析国际中间品供给冲击应对机制，以期为国际供给冲击背景下的中国经济稳生产提供切实可行的应对策略。

本研究可能的边际贡献主要有三：一是强调源自全球中间品贸易网络的全域供给冲击，而非国际突发事件、关税壁垒变动等供应链中断事件引致的局域供给冲击，并基于此率先检验国际中间品供给冲击对中国企业生产的作用机理。二是基于国内外“资本联姻”关系和上下游投入产出关系，探究中国经济对外资企业的依赖是否会加剧国际中间品供给冲击的国内蔓延，率先检验稳外资与稳生产的关联机制。三是在新发展格局背景下，从供给侧、需求侧、供需连通三方面考察应对国际中间品供给冲击的机制，并提供政策建议。

本部分在哈本（Halpern）等[23]模型基础上，引入国际中间品供给冲击指标，推导国际中间品供给冲击对国内企业生产的影响。假设有h国（本国）、f国（外国）两个国家，代表性厂商基于特定生产率，使用中间品和劳动两种要素从事生产活动，生产函数为柯布-道格拉斯形式，具体如下：

其中，Yi表示企业i的生产规模，Ai表示希克斯中性全要素生产率，Xi表示中间品投入量，Li表示劳动要素投入量，α、β表示中间品投入量和劳动要素投入量占比。

假设规模报酬不变，即α+β=1。假设中间品包括国内中间品和国外中间品，二者的市场价格分别为ph和pf。此外，国内中间品投入量（Xih）和国外中间品投入量（Xif）的关系式如下：

其中，θ表示Xih和Xif的替代弹性，B用以识别Xih和Xif的生产率差异。

定义企业支出水平为E，得到企业预算约束：

其中，ω表示工资水平。

将最终品价格标准化为1，则企业的利润函数可表示为：

其中，π表示利润。利润函数关于Xih、Xif、Li的一阶导数可表示为：

根据式（5）、式（6）得：

根据式（6）、式（7）得：

结合式（2）、式（10）、式（11），可将中间品投入量Xi的计算公式表示为：

进而得到计算企业生产规模的表达式：

其对数形式为：

假设国内企业i不具备影响国际市场价格的能力，国外中间品价格是国际中间品供给冲击s的增函数，pf=pf（s），且。即国际中间品供给冲击越大，中间品供给越紧缩，国外中间品价格越高。根据式（15）对国际中间品供给冲击s求一阶导数可得：

综上，得出以下推论：

推论1：国际中间品供给冲击对中国企业生产具有抑制效应。

外资企业对中国经济体系有重要贡献。根据国家统计局数据，2020年外资企业贡献了中国工业总产值的27.3%，总就业的25.2%。外资企业主要通过两种渠道与中国企业产生经济关联：一是国内外“资本联姻”渠道，二是上下游投入产出渠道。首先，分析国内外“资本联姻”渠道。“资本联姻”是指中国企业投资在华外资企业，进而与之形成商业关系。遭遇国际中间品供给冲击后，根据推论1，在华外资企业的生产规模将大幅缩减，生产绩效也将因此降低。在此背景下，持有在华外资企业股权的中国企业无疑会遭遇投资损失，这不利于其扩大再生产，会导致其生产规模缩减。其次，分析上下游投入产出渠道。根据推论1，国际中间品供给冲击会带来上游行业在华外资企业生产规模缩减，并基于上下游投入产出关系，导致对下游行业中国企业中间品供给减少，使下游生产环节出现阻点甚至断点。

综上，得出以下推论：

推论2：国际中间品供给冲击可能通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的抑制效应。

（一）数据说明

本研究使用的数据主要来自CEPII 全球双边贸易数据库、中国海关数据库、中国工业企业数据库、商务部外商投资审批数据库。CEPII全球双边贸易数据库能提供200 个国家商品层面（5 000 种商品）的双边贸易数据。中国海关数据库能提供商品层面的企业进出口信息，如进出口状态、商品编码、商品名称、贸易额、目的国、通关口岸等。中国工业企业数据库能提供中国工业企业的财务信息和基础信息，如工业总产值以及企业成立年份、职工人数、资产状况、负债情况等。商务部外商投资审批数据库是一个相对独特的数据库，能提供全部在华外资企业的投资者信息（如投资者名称、来源国、投资金额等），其数据可用以识别中国企业与在华外资企业的“资本联姻”关系。

考虑到中国海关数据库数据的时间跨度为2000—2016年，CEPII全球双边贸易数据库数据的时间跨度为1996—2020年，本研究将特征事实部分原始数据的时间范围确定为2000—2020年。考虑到可使用的中国工业企业数据库数据的时间跨度仅到2013年，本研究将实证分析部分原始数据的时间范围确定为2000—2013年。

本研究按如下步骤完成数据匹配和处理工作：第一步，借鉴田巍等[24]的做法，匹配中国工业企业数据库和中国海关数据库数据。第二步，使用商务部外商投资审批数据库提供的在华外资企业投资者信息，识别参股在华外资企业的中国企业及其首次参股年份。在此基础上，参考洪俊杰等[1]、杨志浩[25]的做法，以企业名称为识别码，将中国企业首次参股在华外资企业的年份数据匹配至中国工业企业数据库，识别中国企业与外资企业的“资本联姻”状况。第三步，参考洪俊杰等[1]的做法，对数据进行清洗，剔除职工人数不足8人、企业成立年份异常、不符合会计记账准则的样本，得到本研究的基础数据。

（二）核心指标构造

中间品作为连通各国生产网络的价值载体，其供给稳定是全球贸易乃至国际经济持续发展的基础。当一国的某类中间品对他国的供给强度下降时，依赖该国该类商品从事生产的他国企业便面临国际中间品供给冲击。根据这一逻辑，本研究参考阿格依奥等[22]关于国际市场需求冲击指标的构造思想，按如下思路测算企业层面相对外生的国际中间品供给冲击。

用t0表示基期，假设t0年本国企业i从国家c进口中间品r。用Ecrt表示t（t>t0）年国家c对除中国以外的其他国家的中间品r出口额，以此测度国家c在中间品r上的供给规模。用wicrt0表示t0年企业i对国家c中间品r的进口额与t0年企业i中间品r进口总额的比值，以此识别企业i对国家c中间品r的依赖程度。由此，得到两组关系式：

其中，ΔEcrt表示t年国家c中间品r的供给增长率，wicrt0×ΔEcrt表示国际中间品供给冲击对中国企业的影响程度。参考韩永辉等[26]的指标构造策略，对wicrt0×ΔEcrt取相反数，得到本研究的国际中间品供给冲击指标Shockit。Shockit值越大，意味着企业面临的全球中间品供给紧缩程度越高，遭受的国际中间品供给冲击越大。wicrt0是常数，ΔEcrt是不受中国企业影响的外生变量，因此在控制企业和年份固定效应后，Shockit是相对外生变量[22]。

国际中间品供给冲击指标的测算数据来自CEPII全球双边贸易数据库和中国海关数据库，前者数据用以测算ΔEcrt，后者数据用以测算wicrt0。中间品的分类标准参考联合国广泛经济分类。本研究使用2000—2020年CEPII 全球双边贸易数据库数据和2000—2016年中国海关数据库数据，测算得到2001—2020年中国企业遭遇的国际中间品供给冲击Shockit。如前所述，测算Shockit时使用的权重变量wicrt0是基于基期（样本期内企业首次进口中间品的年份）的固定值，因此最终测算结果不含2000年数据。可获得的中国海关数据库数据仅更新至2016年，因此对于在2017—2020年首次进口中间品的企业权重变量wicrt0，用2016年的权重变量代替。

（三）特征事实分析

1.国际中间品供给状况

图1 展示了2000—2020年国际中间品供给增长率。可以发现，在2008年国际金融危机爆发前，国际中间品供给增长率总体为正，这说明当时全球中间品供给基本稳定。2008年国际金融危机爆发后，国际分工体系严重割裂，在危机爆发的次年国际中间品供给增长率跌至谷底。中国经济步入新常态以来，国际中间品供给增长率基本在零值附近徘徊，但2016年、2019年、2020年出现了比较严重的负增长。由此可见，近年来全球中间品供给形势不容乐观。

图1 2000—2020年国际中间品供给增长率

2.中国在国际中间品供给网络中的地位演变

加入世界贸易组织后，中国积极融入全球分工网络，对国际中间品供给网络的依赖程度不断提高。为清晰展示2000—2020年中国在国际中间品供给网络中的地位演变，本研究参考洪俊杰等[2]的做法，利用基于网页排名（PageRank）算法的贸易网络中心度反映各国在国际中间品供给网络中的地位。结果表明，2000年的国际中间品供给网络呈现出以美国为核心的星状局面，德国在国际中间品供给网络中的地位仅次于美国，但与美国相比仍有较大差距，中国基本居于边缘地带。这意味着，当时的中国对国际中间品供给网络的依赖程度相对较低。经过20年的发展演变，2020年的国际中间品供给网络呈现出美国、中国、德国“三足鼎立”的局面，其中，美国、中国在国际中间品供给网络中基本居于同等地位，德国相对较弱。可见，当前中国已经深度嵌入国际中间品供给网络。

3.进口中间品在中国贸易结构中的地位及其演变

图2 展示了2000—2020年中间品进口额在中国进口总额中的占比。可以发现，中间品进口额在中国进口总额中的占比稳定在七成以上。2001年中国加入世界贸易组织后，该占比持续攀升，即使在全球金融危机爆发的2008年仍然高达75.5%。2014—2016年，该占比有所降低，但2017年再度回升。

图2 2000—2020年中间品进口额在中国进口总额中的占比

4.中国企业面临的国际中间品供给冲击

前述分析表明，近年来全球中间品供给状况不容乐观，与此同时，中国在全球中间品供给网络中居于核心地带。在此背景下，国际范围内的中间品供给波动将深刻影响中国经济。鉴于此，本研究用公式（19）进一步测算中国企业受到的国际中间品供给冲击。图3 展示了2001—2020年中国企业受到的国际中间品供给冲击。可以发现，2001年中国加入世界贸易组织后，中国企业受到的国际中间品供给冲击基本保持在低位，并在2001—2004年呈下降趋势。然而，2008年国际金融危机爆发后，国际市场的中间品供应在很大程度上出现中断，中国企业受到的国际中间品供给冲击跃升至历史最高水平。之后，伴随着全球范围内中间品供给增长率反弹回升，供给冲击有所缓解，但从2012年起，形势再度恶化。2019年底新冠肺炎疫情暴发后，中国企业遭遇的国际中间品供给冲击急剧增大，需要予以高度重视。

图3 2001—2020年中国企业受到的国际中间品供给冲击

（一）实证设计

1.国际中间品供给冲击对企业生产规模的影响

为考察国际中间品供给冲击对中国企业生产规模的影响，本研究设置如下固定效应模型：

其中，β表示系数，i表示企业，t表示年份。被解释变量lnoutputit表示企业生产规模，用企业工业总产值的对数测度。Shockit表示国际中间品供给冲击，测算方法见本文核心指标构造部分。本研究通过企业生产规模的变化观察国际中间品供给冲击下企业能否稳生产。系数β1是本研究关注的重点，当β1显著为负时，意味着国际中间品供给冲击不利于中国企业稳生产。Xit为控制变量，包括企业职工人数（lnemploy）、企业年龄（lnage）及其平方项（lnage×lnage）、资产负债率（AL）、是否国有企业（State_firm）、是否外资企业（Foreign_firm）。ψi为企业固定效应，δt为年份固定效应，εit为随机扰动项。

2.稳外资与稳生产的关联机制

在本文拓展分析部分，本研究将探究国际中间品供给冲击是否会基于国内外“资本联姻”关系和上下游投入产出关系，通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的不利影响。

首先，考察基于国内外“资本联姻”关系的关联机制。模型设置如下：

其中，α表示系数，t表示年份，τ表示样本企业首次参股在华外资企业的年份。IJVi，t≥τ是反映中国企业是否参股在华外资企业的变量，当t≥τ时，IJVi，t≥τ取值为1；
否则，IJVi，t≥τ取值为0。系数α1是本研究关注的重点，当α1与α2符号相同时，表示中国企业与在华外资企业的“资本联姻”关系会加剧国际中间品供给冲击对中国企业生产的影响；
当α1与α2符号不同时，表示中国企业与在华外资企业的“资本联姻”关系会削弱国际中间品供给冲击对中国企业生产的影响。

其次，考察基于上下游行业投入产出关系的关联机制。模型设置如下：

式（22）中，γ表示系数。指标Shockdtfor的构造方法如下：

式（23）中，u表示上游行业，d表示下游行业。wud表示下游行业d使用的来自上游行业u的中间品投入额占下游行业d中间品投入总额的比重。Nu表示上游行业u中外资企业的数量，Shockiut表示t年上游行业u中企业i受到的国际中间品供给冲击，Foreign_firmi是识别企业i是否外资企业的变量。因此，Shockdtfor的含义为，上游行业在华外资企业遭遇的国际中间品供给冲击，通过上下游投入产出关系对下游行业中国企业产生的溢出效应。需要强调的是，此处的上游行业u和下游行业d均对应中国投入产出表中的部门。

表1是本研究主要变量的说明与描述性统计。

表1 主要变量说明与描述性统计

（二）基准回归结果分析

表2 显示了本研究的基准回归结果，其中列（1）为仅控制年份固定效应时的结果，列（2）为同时控制企业和年份固定效应时的结果，列（3）为加入控制变量（用以缓解遗漏变量引致的内生性问题）后的结果。结果表明，国际中间品供给冲击的系数始终在1%的水平上显著为负，这意味着国际中间品供给冲击对中国企业生产具有抑制效应。这一结果具有不容忽视的经济学含义。根据国家统计局数据，2000—2021年中国工业部门贡献的产值占我国国内生产总值的37.8%至47.6%。根据列（3）的结果，国际中间品供给冲击每增大0.1 个单位，企业生产规模就缩减0.69%，相当于国内生产总值降低了0.26（37.8%×0.69）至0.33（47.6%×0.69）个百分点。因此，本研究的推论1 得到验证。在控制变量方面，企业职工人数、资产负债率、是否外资企业与企业生产规模正相关；
是否国有企业与企业生产规模负相关；
企业年龄与企业生产规模呈倒U形关系。

表2 基准回归结果

（三）稳健性检验

1.替换被解释变量衡量指标

本研究在基准回归中用企业工业总产值的对数衡量被解释变量，在本部分换用企业工业销售产值、工业增加值、工业人均产值的对数以及工业总产值增长率衡量被解释变量。需要说明的是，因中国工业企业数据库缺少2004年、2008—2013年的工业增加值数据，本研究参考余淼杰等[27]的方法补齐。表3列（1）至列（4）的结果表明，国际中间品供给冲击导致了企业工业销售产值、工业增加值、工业人均产值、工业总产值增长率的降低。

2.使用中间品进口企业样本

中间品完全由国内供应链供给的企业，对国际市场上的中间品供给波动可能并不敏感。鉴于此，在本部分缩小样本范围，剔除样本期内从未进口中间品的企业，再次进行回归分析。表3 列（5）的结果表明，本研究的基准回归结论稳健。

3.考虑冲击影响的滞后性

国际市场上的中间品供给波动是一个连续的动态过程，往期国际中间品供给冲击对当期企业生产规模可能存在影响。鉴于此，本部分引入滞后一、二、三期的国际中间品供给冲击，再次进行回归分析。表3列（6）的结果表明，滞后一期、滞后二期的国际中间品供给冲击对当期企业生产规模的抑制效应同样显著，但滞后三期国际中间品供给冲击的影响不显著。这说明，随着距离当期时长的增加，往期国际中间品供给冲击对当期企业生产规模的抑制效应趋弱。

表3 稳健性检验结果

（四）异质性分析

1.基于企业在国内供应链的嵌入度

从来源地看，企业消耗的中间品可分为进口中间品、国产中间品两类。进口中间品与国产中间品之间存在一定的替代弹性，因此可以推测，在遭遇国际中间品供给冲击的情况下，企业在国内供应链的嵌入度越高，其对进口中间品的依赖越小，企业生产规模受国际中间品供给冲击的负面影响越小。为检验这一推测，本研究使用世界投入产出数据库（World Inputoutput Database，WIOD）的世界投入产出表，识别某行业在国内供应链的嵌入度，并以此反映该行业中的企业i在国内供应链的嵌入度（Homechain），其测算公式为：

其中，Valuecut表示t年中国企业i所在行业消耗的c国家u行业中间品的价值，CHN表示中国。表4 列（1）的结果显示，国际中间品供给冲击与企业在国内供应链嵌入度交互项的系数显著为正，这意味着随着企业在国内供应链嵌入度的提高，国际中间品供给冲击对企业生产的抑制效应趋弱，前面的推测得到验证。

2.基于企业贸易类型

加工贸易企业主要从国际供应链获取中间品，并在此基础上利用中国市场的劳动力、土地等要素从事再加工业务。由此推测，在遭遇国际中间品供给冲击的情况下，相较于非加工贸易企业，加工贸易企业对国际供应链的依赖程度更高，面临的生产中断风险更大，企业生产规模的降幅更大。为检验该推测，本研究设置是否加工贸易企业（Process）变量，并根据中国海关数据库中的企业进出口贸易类型数据，判断企业是否从事加工贸易。具体而言，若企业存在以加工贸易为目的的进出口贸易行为，定义该企业在该年为加工贸易企业，Process=1；
否则，定义该企业在该年为非加工贸易企业，Process=0。表4列（2）的结果显示，相较于非加工贸易企业，国际中间品供给冲击对加工贸易企业的抑制效应更强。

3.基于企业生产率

企业生产率对企业风险规避与应对能力有重要影响。一般而言，在遭遇国际中间品供给冲击时，更高的生产率意味着更小的企业生产活动的非期望损耗，以及更高的中间品成品转化率。本研究借鉴余淼杰等[27]、莱文松（Levinsohn）等[28]的方法测算企业全要素生产率（TFP）。表4列（3）的结果表明，相比于低生产率企业，国际中间品供给冲击对高生产率企业的产能抑制效应更弱。

表4 异质性分析结果

（五）进一步探讨：稳外资与稳生产的关联机制

在华外资企业对国内经济稳定发展具有重要影响[29]。本部分探讨国际中间品供给冲击是否会通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的不利影响。首先，检验国际中间品供给冲击是否会基于国内外“资本联姻”关系，通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的不利影响。中国投资商与外国投资商通过共同投资设立在华合资企业，形成“资本联姻”关系。理论上，在遭遇国际中间品供给冲击后，在华外资企业绩效受损，投资该外资企业的中国企业绩效无疑也会在一定程度上受到冲击溢出效应的影响。因此，国际中间品供给冲击可能会通过国内外“资本联姻”关系，加剧对中国企业生产的不利影响。表5 列（1）、列（2）的结果表明，无论是否引入控制变量，交互项的系数始终在1%的水平上显著为负，这意味着国际中间品供给冲击基于国内外“资本联姻”关系，通过影响在华外资企业，加剧了对中国企业生产的抑制效应。

其次，检验国际中间品供给冲击是否会基于上下游投入产出关系，通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的不利影响。理论上，考虑到外资企业对中国工业生产的重要贡献，当位于上游行业的在华外资企业绩效因遭遇国际中间品供给冲击而受损时，对下游行业中国企业的中间品供给就会出现紧缩，对中国企业生产的不利影响就会加剧。表5 列（3）的结果显示，变量Shockfor的系数在1%的水平上显著为负，这意味着国际中间品供给冲击基于上下游投入产出关系，通过影响在华外资企业，加剧了对中国企业生产的抑制效应。考虑到Shockfor是一个行业或部门层面的变量，本研究将回归标准误聚类到行业和部门层面，结果见表5 列（4）、列（5）。可以发现，回归标准误在进行行业和部门层面聚类后有所增加，但回归系数依然显著。因此，本部分的结论稳健。

表5 稳外资与稳生产的关联机制检验结果

面对外部冲击，2020年5月14日中共中央政治局常委会召开会议，要求“深化供给侧结构性改革，充分发挥我国超大规模市场优势和内需潜力，构建国内国际双循环相互促进的新发展格局”。构建双循环新发展格局是应对外部冲击的现实之举，要从供给端提升国内供给能力，从需求端培育国内市场需求。充分发挥超大规模市场优势的根本在于推动国内市场一体化建设。因此，本部分着重考察提升国内供给能力、培育国内市场需求、推动国内市场一体化建设三大举措在应对国际中间品供给冲击中的作用。

（一）提升国内供给能力

加入世界贸易组织后，中国在国际分工网络中承接了来自发达国家的低端转移工序，在低端锁定效应下“中国制造”的高质量转型受到制约。在诸多中间品生产领域，中国存在明显的技术短板，技术差距导致国内部分领域的生产活动严重依赖进口中间品，这客观反映了国内供给能力不足的现状。为更加清晰地证实这一论点，本研究参考拉尔（Lall）[30]的做法，将中间品区分为高技术水平、中技术水平、低技术水平三类，测算高、中、低三种技术水平的中间品供给冲击（分别用Shockithigh、Shockitmed、Shockitlow表示）。表6列（1）的结果表明，与低技术水平中间品供给冲击相比，中技术水平、高技术水平中间品供给冲击对中国企业生产规模的抑制效应更强。可见，培育国内供给能力的关键在于，提升国内上游行业的技术创新水平。

理论上，提升国内上游行业技术创新水平，一方面有助于提高国内中间品供给效率，另一方面有助于增强国内中间品对国际中间品的替代弹性。以此为基础，在遭遇国际供给冲击时，中国企业才能通过调整中间品来源渠道，及时规避或缓解国际供给冲击对企业生产的抑制效应[31]。

为检验国内供给能力在稳定中国企业生产、缓解国际中间品供给冲击中的作用，本部分利用t年企业i所在行业d的上游行业u的技术创新水平Innovationut，测算t年行业d中的企业i面临的国内供给能力Supplyidt，其测算公式为：

其中，wdu表示行业d与行业u之间的投入产出关联系数。

利用2002年中国投入产出表测算投入产出关联系数wdu：

其中，inputdu表示企业i所在行业d对行业u中间品的消耗额。

接下来，引入国际中间品供给冲击与国内供给能力两个变量的交互项并进行回归分析。表6 列（2）、列（3）的结果表明，提升国内供给能力有助于缓解国际中间品供给冲击。因此，为缓解国际中间品供给冲击，应大力提升国内供给能力。

表6 国际供给冲击应对机制检验结果

（二）培育国内市场需求

本土市场是国内企业相对竞争优势的“培养皿”[32]，本土市场需求越大，意味着企业盈利空间越大。随着市场上原有的企业为追求利润最大化不断扩大生产规模，新企业在逐利性资本驱动下大量进入市场[33]，经济集聚效应日益明显。在集聚效应作用下，国内企业既能受益于规模经济的正外部效应，强化与其他企业的协同创新和技术交流[34]，又能通过优胜劣汰的竞争机制提高生产率[35]，而这有助于缓解国际中间品供给冲击。因此，培育国内市场需求是应对国际中间品供给冲击的有效方式。

为检验国内市场需求在稳定中国企业生产、缓解国际中间品供给冲击中的作用，本部分借鉴吕大国等[36]的研究，用下面的公式测算t年地区g企业i的国内市场需求Demandigt：

其中，GDPf、GDPg分别表示地区f、地区g的市场需求，用国内生产总值或就业人员工资总额衡量。Distancefg表示地区f与地区g之间的地理距离。Distancegg表示地区g的内部距离，定义如下：

其中，Area为地区g的地理面积，π为圆周率。

在中国情境下，市辖区与非市辖区共同构成县级行政区的主体，但从经济发展水平看，前者属于城市中心经济区，后者属于城市外围经济区，区域经济发展存在不均衡现象。根据边际消费倾向递减规律，消费在收入中的占比会随着收入水平的提高而降低。在区域经济发展不均衡的状态下，低经济水平地区的居民边际消费倾向较大，但收入偏低，无法充分释放消费潜能；
高经济水平地区的居民收入高，但边际消费倾向较小，同样难以充分释放消费潜能。在遭遇国际中间品供给冲击时，市辖区与非市辖区市场需求的不均衡发展不利于消费潜能的释放，会导致国内消费不足，进而加剧国际中间品供给冲击对中国企业生产的消极影响。基于这样的推测，本部分首先参考韩永辉等[26]关于产业结构偏离度指标的设计思想，构造如下测度区域市场需求分布不均衡程度的指标：

其中，Unbalanceit表示区域市场需求分布不均衡程度。k为识别市辖区和非市辖区的变量，当k=1时，表示市辖区；
k=0时，表示非市辖区。Demandi,t,k=1、Demandi,t,k=0分别表示市辖区、非市辖区的市场需求，测算方法与式（27）一致。当市辖区和非市辖区市场需求均衡时，，换言之，二者比值与1相差越大，意味着区域市场需求的分布越不均衡。

表6列（4）展示了利用国内生产总值测算的国内市场需求对国际中间品供给冲击的应对效应。结果表明，培育国内市场需求有助于缓解国际中间品供给冲击。列（5）展示了利用就业人员工资总额测算的国内市场需求对国际中间品供给冲击的应对效应，结论稳健。考虑到国内市场需求是地级市层面的变量，将回归标准误在地级市层面做聚类调整，结果见列（6），结论稳健。列（7）展示了国内市场需求分布不均衡时，国际中间品供给冲击对中国企业生产的影响。结果表明，国内市场需求分布不均衡不利于消费潜能的有效释放，会加剧国际中间品供给冲击对中国企业生产的不利影响。因此，为缓解国际中间品供给冲击，应积极培育国内市场需求，促进区域市场需求均衡发展。

（三）推动国内市场一体化建设

受地理因素、行政因素、语言文化因素影响，中国存在较为明显的市场分割问题[37]。现有研究表明，国内市场分割会导致生产资源空间错配[38]、企业生产率与技术创新水平降低[39-40]，而市场一体化有助于提升国内生产率水平[41]。为检验国内市场一体化建设在稳定中国企业生产、缓解国际中间品供给冲击中的作用，本部分参考毛其淋等[41]的做法，采用价格法测算国内市场一体化水平（Integ）。表6 列（8）、列（9）的结果表明，推动国内市场一体化建设有助于中国企业提升相对竞争力，应对国际中间品供给冲击。因此，为缓解国际中间品供给冲击，应着力推动国内市场一体化建设。

（一）结论

参与国际分工一方面有助于提升经济效率，另一方面会引致严峻的经济安全问题。针对现阶段我国面临的供给冲击，本研究利用CEPII全球双边贸易数据库、中国海关数据库、中国工业企业数据库、商务部外商投资审批数据库等数据，探究源于国际中间品市场的供给冲击对中国经济稳生产的影响。进一步，考虑到在华外资企业在中国生产链条中的重要角色，本研究探讨国际中间品供给冲击下稳外资与稳生产的关联机制。继而，本研究拓展分析双循环新发展格局背景下国际中间品供给冲击的应对机制。本研究结论如下：

第一，国际中间品供给冲击对中国企业生产有抑制效应。在替换被解释变量衡量指标、调整研究样本范围、考虑冲击影响的滞后性后，该结论依然稳健。国际中间品供给冲击对在国内供应链嵌入度较低的企业、加工贸易企业、低生产率企业的抑制效应更强。

第二，在华外资企业在中国生产体系中发挥重要作用，国际中间品供给冲击能够基于国内外“资本联姻”关系和上下游投入产出关系，通过影响在华外资企业，加剧对中国企业生产的抑制效应。

第三，提升国内供给能力、培育国内市场需求、推动国内市场一体化建设有助于缓解国际中间品供给冲击，国内市场需求分布不均衡会加剧国际中间品供给冲击对中国企业生产的不利影响。

（二）启示

第一，对于中国这样一个典型的开放型经济体，应在推进高水平对外开放的同时重视来自国际供应链的供给冲击，警惕国际中间品供给冲击可能引致的“断供”问题。在面临国际中间品供给冲击时，政府应特别重视在国内供应链嵌入度较低的企业、加工贸易企业、低生产率企业的生产情况，防止外部冲击导致中国企业生产失衡。

第二，经过四十余年的开放式发展，外资企业已经深度嵌入中国经济体系。对政府而言，应高度关注外资开放的安全性问题，警惕国际中间品供给冲击可能引致的外资企业绩效异动与风险蔓延问题，特别是其可能进一步诱发的产业链外移与供应链中断风险。对中国企业而言，应审慎判断自身所处资本关系网络和供应链网络的潜在风险，关注自身所处网络的外资动态，规避外资异动引致的投资绩效损失和供应链中断风险。

第三，为有效应对国际中间品供给冲击，政府应加快培育国内供给能力，实现科技自立自强，补足供应链技术短板，充分发挥国有经济主体的补链作用；
应加快培育国内市场需求，充分发挥国内市场需求在应对外部冲击中的主体作用，推动区域市场需求均衡发展，特别是缓解城镇和农村市场需求不均衡状况；
应加快推动国内市场一体化建设，缓解行政壁垒和地理屏障引致的市场分割问题，畅通国内大循环。

注释：

①工业总产值用中国统计年鉴中公布的国有控股工业企业、私营工业企业、外商投资（含我国港澳台商投资）工业企业的工业产值之和表示，工业产值以产成品计；
就业总人数用中国统计年鉴中公布的国有控股工业企业、私营工业企业、外商投资（含我国港澳台商投资）工业企业的就业人数之和表示，就业人数以个数计。

②2020年8月出台的《国务院办公厅关于进一步做好稳外贸稳外资工作的意见》对加强稳外贸稳外资工作、稳住产业链供应链提出了指导意见，2021年2月印发的《商务部关于围绕构建新发展格局做好稳外资工作的通知》对稳外资工作进行了部署。

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