时间：2023-07-09 08:34:19
序论：在您撰写进口贸易数据时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
有分析认为，从这些数据来看，反映中国的内外需疲弱，而且内需更是差于外需。
按人民币计价，9月份国内的出口按年下降1.1%，跌幅比8月份的6.1%大幅收窄5%；进口则按年下跌17.7%，跌幅比8月份的14.3%扩大3.4%。
中国贸易的进出口负增长已经持续几个月了，9月衰退式贸易顺差扩大到603.4亿美元，为历史上第二高。按人民币计价，当月贸易顺差为3，762亿元人民币，创历史新纪录。
有分析指出，9月份中国进口跌幅扩大，并连续第11个月出现负增长，为2008年国际金融海啸以来持续最长的跌浪，显示中国内需疲弱，经济还在下行。
其实，对于这些进出口数据，市场不要对此太敏感。因为，就当前全球的经济形势来说，进出口贸易数据下降十分正常，不仅中国是这样，国际上其他国家也是如此。
全球经济疲软，中国的进出口贸易要增长快是不可能的。更何况中国的出口形势已经开始好转，应该是可喜的成绩。
最为重要的是，中国的进口之所以会出现持续11个月的负增长，而且这种负增长越来越大，这不仅在于中国的外部需求减弱，或中国内需比以往要少，更在于全球大宗商品的价格快速下跌。以同比计算，哪一项大宗商品的价格不是大幅下跌。
比如石油的价格、矿产品的价格。当这些大宗商品的价格大幅下跌时，即使是进口量增加，进口额大幅下跌也十分正常。比如，石油的价格同比下跌幅度那样大，中国进口额岂能不降低？
如果说，由于大宗商品的价格大幅下跌而导致中国进口额下降，这对中国来说是好事，可以用更少的钱购买更多的东西。何乐而不为？市场根本上就不用想到中国对这些产品的内需在减少。
况且，早几年中国经济过度增长，导致对外部产品的过度需求并由此引起中国不少产品的产能过剩，目前中国经济调整，对这些产品的需求减少也是正常。比如对矿山资源产品就是如此。
还有，中国经济结构的调整、经济战略的转型，早就从以往对外部的经济过度依赖逐渐转向为内在需求的扩张上，从早几年开始，中国GDP的增长已经开始转移到内需上。
如果说，这个目标真的在逐渐实现，这不仅会导致中国经济对外部需求的减弱，也是中国经济真正走出困境的正解。
如果说，中国经济真的走上这条路并导致当前中国进出口贸易增长放缓，市场对这些数据就不用太敏感了。
还有，8月份人民币的贬值，尽管对中国的出口起到作用不会想象的那样大，但肯定会有积极的影响，第三季度出口跌幅在收缩，有此因素。
当前更为重要的是今年以来政府推出了一系列的经济增长之政策，估计会在第四季度显现出来，因此中国内外需求都可能在这过程增加与扩张。
如果这样，中国第四季度的进出口贸易总体情况会比第三季度要好。所以市场根本就不用对此过度担心。特别是不要因此认为中国经济不好人民币将再贬值。
一、纺织服装进出口贸易规模在整固
(一) 纺织服装出口率先“回暖”
世界金融危机重创世界经济,2008年11月至2009年2月世界贸易跌入“谷底”,从表1可知,我国的货物进出口贸易与世界大多数国家一样严重“超跌”,2009年1-2月份间我国货物贸易进出口、出口、进口的最大跌幅分别为-29.1%、-25.7%、-43.1%个百分点,随后的3-8月份间在底部低徘徊,9月以后开始回升,同比降幅收窄,全年进出口、出口、进口同比分别下降了13.9%、16.0%和11.2%个百分点,结果好于预期,为中国GDP增长8.7%、为世界经济复苏做出了较大的贡献。我们从分月统计中发现,在世界贸易极为困难的2009年元月份,我国纺织服装进口随市场下跌了36.5个百分点,而出口却逆势飞扬,同比只下降了0.7个百分点,给“冰冷”的市场带来了一丝“春意”,让世人看到了复苏的希望。虽然,随后4-8月份我国纺织服装进出口同比指标“二次探底”又回跌到两位数,但到12月份出口、进口、进出口同比增长全部“翻红”。全年纺织服装出口、进出、进出口较之2008年分别下降了9.9%、9.8%和9.3%,但却比全国货物贸易全年出口、进出、进出口同比负增长分别减少了6.2%、1.9%和4.1%个百分点,全年纺织服装出口额达到1670.6亿美元,出口贸易依存程度达到3.4%,也就是说2009年的GDP的3.4%是通过纺织服装出口实现的。
(二)纺织服装呈现“高出低进”态势
纺织服装是我国重要的工业,也是我国对外开放最早、最多利用外资的产业,通过引进技术,我国纺织服装工业的比较优势凸显,并通过转变对外贸易增长方式,国际竞争优势越来越明显。从表1可知,2009年我国纺织服装进出口贸易总额是1838.9亿美元,占全国货物贸易比重为8.3%,其中出口高达1670.7亿美元,占全国货物出口贸易的13.9%;进口仅为168.2亿美元,占全国货物进口贸易比重的1.7%;贸易顺差为1502.5亿美元,虽然比2008年1666.8亿美元下降了164.3亿美元,但约占全国2009年贸易顺差1960.6亿美元的76.6%,这也就是说仅占8.3%的纺织服装贸易却创造了接近4/5的贸易顺差价值。我国纺织服装呈现“高出低进”态势是由于产业的国际竞争力所决定的。在世界上通常用某一产业的贸易差额与某一产业的进出口贸易额的比率所表示的国际竞争力指数,也叫TC指数,若指数为负值,表明该类商品为净进口,不具备国际竞争力;若指数为正值,表明该类商品为净出口,具有较强的国际竞争力。经过计算,我国2009年纺织服装TC指数为0.82,昭示我国的纺织服装在国际市场上继续保持极强的国际竞争力,进一步确立我国世界上最大的纺织服装生产大国和出口国的地位。
二、纺织品服装出口贸易方式在改善
(一)一般贸易快速发展
我国的纺织服装出口由来已久,但快速发展则得益于对外开放政策,我国抓住了20世纪80、90年代世界产业结构调整的机遇,“大进大出”、“两头在外”,通过“三来一补”,积极利用分工参与国际市场交换,大力发展加工贸易,我国纺织服装出口贸易进入蓬勃发展、全面提速的时代。 1994年出口贸易额达到342.2亿美元成为世界上最大的纺织品出口国;2008年出口达到1852.2亿美元,是1994年的5.4倍,创下我国纺织服装出口新高。但其间我国纺织服装在国际市场频频遭遇反倾销、反补贴和技术壁垒、绿色壁垒之后,SA8000社会责任的困扰,成为贸易保护主义贸易的重灾区。因此,我国纺织品服装贸易亟待转变贸易增长方式,大力发展一般贸易。从上表可以看出两点:一是纺织服装进出口一般贸易率的同比增长,进口10.34%、出口-5.83%、进出口贸易-5.43%,明显好于我国货物贸易的一般贸易率,2009年我国货物贸易一般贸易率进口、出口、进出口同比增长分别是-6.7%、-20.1%和-13.9%。二是全年纺织服装出口、进口、进出口总额中的一般贸易的比重分别是72%、24%、68%,分别比2008年提高了3%、4%和4%。这说明我国转变贸易增长方式从扩大一般贸易开始突围并取得了较好的成效。
(二)加工贸易降幅较大
2006年9月14日财政部、国家发展改革委员会、商务部、海关总署、国家税务总局等五部委联合《关于调整部分商品出口退税率和增补加工贸易禁止类商品目录的通知》,意在扼制加工贸易过快增长。从表3可以看出三点:一是我国2009年加工贸易的纺织服装进出口、出口、进口的较之2008年有两位数的降幅,降幅大于全年纺织服装贸易和纺织服装一般贸易的降幅,说明我国纺织服装贸易应对金融危机调整了增长方式。二是2008年纺织服装加工贸易的进出口、出口同比是正增长,而2009年进料加工进出口、出口同比下降了12.2%,来料加工进出口、出口同比下降了19.05%和19.53%;说明我国调整纺织服装加工贸易的力度在加大。三是来料加工和进料加工同属加工贸易,我国纺织服装来料加工进出口、出口、进口的同比降幅大于自营业务的进料加工分别是7.03、7.51和6.92个百分点,彰显我国调整贸易方式是有序的。
三、纺织服装出口的产品结构在优化
(一)纺织服装出口的增速放缓
我国要优化纺织服装出口产品结构,需要适当减少纺织品出口、增加服装出口的比重,适当减少OEM服装出口,增加OBM服装、高附加值服装出口的比重。从表4可知,一是2009年我国纺织服装出口总额是16707178.8万美元,其中纺织品出口5999223.7万美元,约占36%,服装出口总额是10707955.1万美元,约占64%,纺织与服装的比值为3.6:6.4,出口产品结构与2008年持平,没有明显的改善。二是2009年就纺织品大类而言,纱线出口下降幅度最大,制成品下降幅度最小。就服装大类而言,针织服装下降幅度最大,其他服装下降幅度最小,更可喜的是毛皮革服装保持了11.22%的正增长。这种走势基本符合国家的纺织服装调整与振兴政策。三是就服装分类产品而言,针织服装中丝织针织服装降幅最大,出口数量同比下降41.7%,出口金额下降34.7%;针织服装中化纤针织服装降幅最小,出口数量同比下降5.52%,出口金额同比微升0.07%。梭织服装中丝制梭织服装降幅最大,出口数量和出口金额同比分别下降20.96%和20.83%;棉制梭织服装降幅最小,出口数量和出口金额同比分别下降6.85%和6.21%。毛皮革服装中皮革服装出口数量和出口金额同比分别下降15.72%和21.32%;可喜的是毛皮服装逆市强劲上升,出口数量和出口金额同比分别上升15.53%和138.93%。
(二)纺织服装出口的均价偏低
我国纺织服装出口不仅要率先恢复贸易增长,还要努力实现由数量增长向质量效益增长的转型。2009我国纺织服装出口的价量关系忧喜参半。一是从表4可知,纱线出口平均价格下跌4.93%,其中棉纱线平均每公斤的价格3.38美元,同比下跌6.25%;丝线平均每公斤的价格21.92美元,同比下跌12.31%;化学纤维纱线平均每公斤的价格2.56美元,同比下跌8.86%;可喜的是羊毛、动物毛纱线平均每公斤的价格20.39美元,同比微涨0.69%。面料也是量价齐跌,其中棉布平均每米价格1.18美元,同比下跌8.45%;丝机织物平均每米价格2.92美元,同比下跌9.42%;化纤织物平均每米价格0.83美元,同比下跌8.33%;羊毛动物毛机织物平均每米价格5.8美元,同比下跌8.94%。地毯、无纺织物等纺织制成品的价格也有不同程度的下降。二是服装出口与纺织品不同,大体上呈现量减价升态势。针织服装价格平均同比增长2.3%,其中增幅最大的是丝制针织服装,平均每件套价格是10.87美元,同比增加11.85%;化纤针织服装每件套平均价格增加5.78%、棉制针织服装微涨0.35%、但毛制针织服装却下降了7.13%,梭织服装平均价格增长1.69%。毛皮革服装价格忧喜参半,每件套平均出口成交价格是65.74美元,同比增长28.13%,其中毛皮服装、皮革服装价格分别是267.18、41.52美元,同比增长分别是106.81%和-6.65%。由此看来,我国是服装生产大国、出口大国,由于缺乏自主品牌、出口成交价格虽然出现了微升的良好态势,但总体上还是“为他人作嫁衣裳”。
四、纺织服装的出口市场在扩大
(一) 纺织服装出口的洲际市场
市场有人口、购买力和购买愿望三大要素,从理论角度考量,亚洲、欧洲和北美是我国纺织服装的主要出口市场。从表5可知:一是纺织服装出口前10大市场中,亚洲4席、欧洲5席、北美洲1席,说明2009年我国纺织服装的主要出口市场仍集中在亚洲、欧洲和北美洲。2009年我国纺织服装向亚洲、欧洲和北美洲三大市场的出口高达全部纺织服装出口的88.5%。其中向亚洲出口7484667万美元、向欧洲出口4284566万美元、向北美洲出口2961256万美元,分别占我国同类产品出口的比重为40.1%、23.3%和16.1%。我国纺织服装出口市场是多元化的,除上述三大市场外,依次是非洲、拉丁美洲和大洋洲。二是在亚洲市场中我国与东南亚和中东地区的纺织服装贸易继续保持活跃。2009年向东南亚纺织服装的出口、纺织出口、服装出口同比增长-2.5%、2.3%和-11.3%,而相应的进口分别同比增长10.7%、12.7%和1.1%;2009年向中东地区纺织服装的出口、纺织出口、服装出口同比增长-1.1%、-4.5%和1.8%;进口分别同比增长24.5%、19.8%和28.7%。三是欧洲市场主体是欧盟,根据入盟之先后,大体上可以把欧盟区分为欧盟15国和东扩12国。在2009年纺织服装贸易统计中发现,我国对欧盟27国的出口同比下降7.2%,欧盟15国只下降了6.7%,而东扩12国则下降了13.9%。其中纺织产品出口欧盟15国同比下降10.7%,而东扩12国则下降了19%;服装产品出口欧盟15国同比下降5.6%,而东扩12国则下降了11.2%。
［摘要］改革开放以来，1978—2008我国年均经济增长速度为9.85%，［1］中国经济实现了高速增长的奇迹。一方面，我国对外贸易规模取得了迅速增长，进出口商品结构从出口初级产品、进口工业制成品为主转向了进口初级产品、出口工业制成品为主，逐渐向发达国家靠拢。而另一方面，我国人民生活水平提高速度却没有跟上经济增长的步伐，收入增长缓慢会制约人们的消费能力，而劳动收入的相对下降将逐步拉大与资本所有者的收入差距，导致收入分配不均等问题。近年来，很多研究开始对劳动收入份额的影响因素进行考察和研究。而文章将在此基础上，利用1995-2014年的统计数据，通过实证分析，重点研究中国进出口贸易结构变动对劳动收入份额的影响。
［关键词］劳动收入份额；进出口贸易结构；劳动者报酬
［DOI］10．13939/j．cnki．zgsc．2017．29．036
［作者简介］吕子夷，浙江大学竺可桢学院，金融学专业。
1 我国劳动收入份额与进出口贸易结构变化研究
1．1劳动收入份额变化研究
劳动收入份额是劳动者报酬（劳动收入）在国民收入中所占的比重，通常用劳动者报酬与国内生产总值（GDP）之比来计算，本文参考张吉超（2016）采用Gollin的第二种方法，计算出 2008 年以前个体经营者的劳动报酬和营业利润，并调整到与 2008 年以后相同的范围。
从图1中可以得出，我国的劳动收入份额从1995年持续上升，在1999年达到峰值62．6%，但从2000年开始基本保持下降趋势，从2000年的58．5%下降到2011年的47．1%,2012年以后又有所回升，但仍普遍低于同期的西方发达国家的水平，到2013年上升至52．6%，2014年又下降。从总体上来看，1995—2014年间劳动收入份额呈波动下降的趋势。
1．2进出口贸易结构变化研究
进出口商品结构是指一个国或地区在一定时期内，各种类别的进出口商品在整个进出口贸易额中的份额，它反映了一国或地区的对外贸易水平和商品的国际竞争力。本文以出口工业制成品占出口商品和进口工业制成品占进口商品的比重来衡量进出口贸易结构变化情况，数据均来源于《1997—2015年中国统计年鉴》。
改革开放后，中国推行了出口战略导向，极大促进我国工业制成品的出口。1995—2014，工业制成品在出口产品总额中地比例持续上升。2004年出口商品结构比（工业制成品：初级品）为13∶1，超过发达国家5∶1的水平，到2011年约为18∶1，工业制成品已经在出口商品中占据了绝对优势的地位。［2］
另一方面，我国工业制成品的进口总额所在比重1995—2002在80%～85%上下波动，从2002年开始持续下降，在2014年下降至67%。这主要是由于我国在工业技术方面不断发展进步、企业技术改革步伐加快和产品质量提高，能生产更高品质的工业制成品以满足国内需要，因此对工业制成品的进口需求下降，而生产初级产品需求相对增加。这也与出口商品的结构变化是一致的。详见图2。
2 实证分析
2．1模型设定与变量选取
2．1．1计量模型的设定
综合考虑已有研究对劳动收入份额影响因素，本文将模型设置如下：
LSt=β0+β1 IMPTt+β2 EXPTt+β3 KTYt+β4FDIt+β5GDPt+β6TECHt+β7SIt+β8TIt++β9GOVINt+β10GONOUTt+εt
被解释变量为劳动收入份额（LS），解释变量为进口商品结构（IMPT）或出口商品结构（EXPT），控制变量包括资本－产出比（KTY）、外商直接投资额（FDI）、经济发展水平（GDP）、技术进步（TECH）、产业结构（SI和TI）、政府干预（GOVIN和GOVOUT），随机变量。
2．1．2变量选取与数据来源
（1）被解释变量与解释变量
主要计算方法和数据在第三部分已经详细解释，不再赘述。
（2）控制变量：资本－产出比（KTY）
白重恩（2009）指出，引入资本—产出比（KTY），可以控制要素相对价格和要素投入。考虑到中国目前保持经济稳定增长，资本要素投人仍在工业化进程中发挥重要作用，因此选定10．96％为资本折旧率。参考江三良、李攀（2016）和单豪杰（2008）的数据，以实际固定资本形成额除以实际GDP计算出中国1995—2014资本—产出比。
（3）控制变量：外商直接投资额（FDI）
FDI用实际利用外商直接投资额占GDP的百分比衡量。国内外研究都指出FDI对劳动收入份额的影响作用，但积极或消极并无定论，因此本文将此因素纳入，按照每年美元兑换人民币的汇率的平均值将各年的进口、出口和FDI数值换算成人民币。
（4）控制变量：经济发展水平（GDP）
实证研究发现，经济发展水平对劳动收入份额存在的显著的影响。本文使用人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，数据来源于1997—2015中国统计年鉴。
（5）控制变量：技术进步（TFP）
索洛指出，全要素生产率是产出增长率扣除了要素增长率之后的剩余部分，度量了生产技术的变化。本文选用全要素生产率作为技术进步的衡量指标，从符栋栋（2015）运用索洛残值法计算出的中国全要素生产率中，选取1995-2014数据作为本项指标的数据来源。
（6）控制变量：产业结构（SI和TI）
产业结构也是影响劳动收入份额的重要因素。通常，农业在国民经济中的比重越高，劳动收入份额越高，由于PI＋SI＋TI＝1，为了避免多重共线性，在实证分析时，分别引入PI、SI或PI、TI回归。根据理论以及已有的实证实证研究，预期PI、TI的系数为正，SI的系数为负。
（7）控制变量：政府干预（GOVIN、GOVOUT）
政府对宏观经济的干预会在一定程度上影响一国的劳动收入份额，本文分别以财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）占GDP的百分比衡量，数据均来自各自中国1997－2015年的统计年鉴。
2．2实证结果及分析
2．2．1实证结果
首先，考虑到时间序列模型的序列相关问题，本文对应被解释变量劳动收入份额（LS）进行了单位根检验，结果显示如图3所示。
单位根统计量ADF=-0．974002都大于显著性水平1%～10%的ADF临界值，所以接受原假设，该序列是非平稳的。
根据序列相关图图4，自相关（ACF）图基本呈指数递减，而偏自相关（PACF）图在1阶处截断，由非零相关系数衰减为小值波动的过程非常突然，所以偏自相关系数可以视为一阶截尾，由此考虑拟合模型为AR（1）。建立模型进行参数估计，得到如下结果，判断截距项（C）和AR（1）参数的t检验和P值都具有显著性。
根据图5的判断，建立包含不同自变量的回归模型，结果如下表所示。
2．2．2结果分析
回归模型1无控制变量，只检验了进出口商品结构（LNEXPT和LNIMPT）对劳动收入份额的影响，模型拟合优度较好。在10%显著性水平下，出口结构回归系数为负，意味着随着工业制成品在出口总额的比重的提高，劳动收入份额趋于下降。而进口商品结构正好相反，与之前的预期基本一致。
回归模型2加入了产业结构（SI）这一控制变量，模型拟合优度为89%，产业结构（SI）回归系数在1%显著性水平下为负，第二产业比重的增加对于劳动收入份额也有着很大的负面效应，也符合本文预期。
回归模型3同时加入了资本产出比（KTY）和产业结构（SI），模型拟合优度提升，控制变量资本产出比（KTY）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明资本深化不利于劳动收入份额的提高。
回归模型4在模型2基础上加入财政收入（GOVIN）和财政支出（GOVOUT）两个控制变量，模型拟合优度不变，进口商品结构（LNIMPT）不显著。财政收入（GOVIN）的回归系数在10%显著性水平下为负，说明政府财政收入的提高对劳动份额有很大的负面效应；而财政支出（LNIMPT）的回归系数在5%显著性水平下也为负，与之前预期不同。
回归模型5在模型2基础上加入外商直接投资额（LNFDI）、技术进步（TFP）两个控制变量。前者回归系数在5%显著性水平下为正，外商直接投资额的增加有利于劳动收入份额的提升。
回归模型6加入所有控制变量。之前模型中显著的变量变得不显著，但此模型拟合优度为92%，比之前都有所提高，推断可能产生了多重共线性。
3 结论与建议
首先，出口商品结构的上升确实会导致劳动收入份额的下降。这是由于近年来我国资源禀赋状况正在发生深刻的变化，国家实施积极财政政策，资本高速积累导致资本深化加强。同时，劳动力供给则缓慢增长且速度慢于资本深化。要素禀赋的变化导致我国进出口商品结构也发生重大变化，工业制成品在出口中占据绝对优势地位，传统的劳动密集型产品比重越来越低，而工业制成品在进口中的份额越来越小。根据国际贸易中的H-O理论和斯托尔帕·萨缪尔森定理，充裕要素所有者将从国际贸易中获利，稀缺要素所有者会受损，因此我国资本份额上升而劳动份额下降。
其次，资本－产出比的提高不利于劳动收入份额的提高。国内投资者热情高涨，加之发达国家对发展中国家投资持续增加，导致我国投资金额一路高攀。资本的边际产出增加引起资本在国民收入分配中所获额的收益更高，导致劳动份额的减少。
再次，财政收入增长导致劳动收入份额下降，政府通过宏观调控获得的财政收入越高，会提高政府收入，并增加劳动者负担，对劳动者的报酬产生越强大的挤压作用，从而引起劳动份额减少。
最后，第二产业产值比重越高，劳动收入份额越小。其产业增加值越多，会导致农业和服务业在国民经济中比重越低。而农业生产和服务业运行都需要大量劳动力，如果这两个产业的产值增长缓慢，它们在国民经济中比重就越低，劳动者获得的报酬就越少。
通过实证与理论分析，本文对中国进出口贸易结构变化对劳动收入份额变化的影响有了清楚认识，同时分析了其他影响因素。为了尽可能避免劳动收入份额再次下降，应积极开发新型劳动密集型产品，实现劳动密集产品升级，在未来国际化市场竞争中培育新的贸易增长点；政府应鼓励企业实现技术创新，加大对劳动密集型产品出口的政策优惠和扶持力度。同时，应制定合理的税收政策，落实结构性减税，减少财政收入以增强企业竞争力，提高劳动者的收入；积极发挥税收优惠政策的收入调节作用与范围，加强保护劳动要素的收益。
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关键词： 进口贸易；生存分析；持续时间
中图分类号：F222.3 文献标识码：A文章编号：1003-7217（2013）02-0088-05
一、 引言
随着经济全球化发展，中国和世界各国贸易往来越来越多。不仅出口在迅猛增长，进口也是在逐年增加。2004年进口贸易总额5612亿美元，2006年7914亿美元。与此同时，中国进口产品种类和进口来源国数量也在不断增加。《海关进出口数据库》显示，2004年中国进口产品种类6994种，2006年7114种；2004年中国从210个国家和地区进口，2006年这一数量增加到216个国家和地区。从总量上看，中国与世界各国的贸易关系是持续稳定增长；从微观层面上看，公司是贸易关系的承载者，基于公司层面的考察，或许可以从更深层次揭示国际贸易关系。当我们将考察视角定位在公司层面上，即一个公司从某个国家进口某种产品被视为一个特定的贸易关系时，发现中国2000年有166万对进口贸易关系，2001年183万对，2002年199万对。表面上看，中国外贸公司似乎与各伙伴之间的进口贸易关系是持续、稳定、长期的，在新的贸易关系产生的同时，旧有的贸易关系也在继续。但在作进一步分析后发现，情况完全相反，中国公司与各国之间的进口贸易关系是不断变化、不断调整的，旧有的贸易关系不断结束，新的贸易关系不断产生。在2000年的166万对进口贸易关系中，只有68万对贸易关系持续到了2001年，大约60%的贸易关系没有持续到第二年。2002年，仅有38万对贸易关系（占22.8%）还存在。只有10万对贸易关系（占6%）持续时间超过7年。究竟是什么因素在影响着贸易关系呢，他们又是如何影响的呢？
在传统的国际贸易模型中，人们经常忽视了贸易关系持续时间问题。一些理论模型总是倾向于假定贸易模式是静态的和稳定的，在这些模型中，他们认为贸易关系一旦确立就会持续到永远。例如俄林的要素供给比例理论认为，贸易是基于两国间要素禀赋的差异，在某种程度上说只要这种要素禀赋差异在两国中存在，这种贸易关系就会保持下去。尽管有另一些模型涉及到贸易的动态关系，但也很少讨论出口市场的退出问题，这些模型更多的是考虑新的出口商的进入，而对于已经存在的贸易关系会怎么样，则没有进行分析[2-5]。
除了利用理论模型来考察国际贸易关系之外，学者也利用数据进行了不少实证分析。如利用生存分析方法分析了美国的进口贸易关系及其持续时间以及德国的进口贸易关系[6，7]。
以下将根据2000～2006年《海关进出口数据库》的进口贸易数据，运用K-M曲线以及Cox比例风险模型，考察贸易关系的持续时间。同时，与Besedes & Prusa（2006）关于美国的进口贸易关系持续时间的相关研究不同，这里考察的视角定位在公司层面的贸易上，以能够更为细致地描述和揭示中国的对外贸易关系的持续时间问题。
二、 数据、模型和变量选择
（一）数据的说明及其描述性统计分析
《海关进出口数据库》（2000～2006年）包括出口和进口贸易数据，这里使用的是进口贸易数据，该数据库的产品分类标准为8位国际HS编码，逐月统计了中国进口贸易公司从各个国家进口的各种产品的金额、数量、价格等信息。为分析方便，以及借鉴同类文献的做法，本文使用经过整理后的年度数据，即只要以年为单位发生了一次或以上的贸易，都认定贸易关系持续，否则认为贸易关系中断①。需要特别注意的是，该数据可能存在两个方面的问题。一是存在删失数据（censor data）。因为考察期间是2000～2006年，共7年（表1表明，贸易关系持续时间超过7年的仅占5.12%，绝大部分不超过7年，所以，7年样本数据可以说明问题），有些贸易关系一直持续到2006年，但我们却不能观测到2006年之后的状态，因而存在删失数据问题；二是Multiple spells问题②。它涉及到进口贸易关系中断后又再产生的问题。为了简化问题，同时又与Besedes & Prusa（2006），Nitsch（2009）的处理方法保持一致，将中断后再产生的贸易关系视为新的贸易关系。
表1描述了进口贸易关系数量及比例。我们发现在所观测到的1 967 613对进口贸易关系中，有1 191 671（60.56%）对贸易关系只持续了1年；有100 757（5.12%）对贸易关系持续了7年以上。删失数据（censor data）有209 523对贸易关系，占到整个贸易关系的10.65%。存在Multiple spells问题的贸易关系（即贸易开始年份不是2000年）306 064对，占整个贸易关系的15.56%。
四、结论
以上使用“公司-产品”层面数据考察了中国进口贸易关系持续时间及其影响因素，分析发现：中国公司与各贸易伙伴之间的进口贸易关系持续时间短，大部分（80%）贸易关系仅能持续1～2年，很少（5%）的贸易关系能持续超过7年。这表明从“公司-产品”层面看，中国进口贸易关系是动态调整的：大量贸易关系结束的同时，不断产生新的贸易关系。进一步使用KM图形方法和COX比例风险模型实证分析发现：语言与贸易关系持续时间正相关，当贸易双方语言相同时，贸易关系结束可能性小，贸易关系持续时间长；初始交易额、产品交易额、GDP和人均GDP等四个因素与贸易关系持续时间正相关，其数值越大，贸易关系结束可能性越小，贸易关系持续时间越长；距离因素与贸易关系持续时间负相关，贸易伙伴距离越远，贸易关系结束可能性越大，贸易关系持续时间越短。
注释：
①
例如：从2001～2005年A公司都从B国进口第C种产品，但2006年A公司没从B国进口第C种产品，那么该贸易持续时间为5年。
②例如，从2001～2003年A公司都从B国进口第C种产品，2004年A公司没有从B国进口第C种产品，但在2005年A公司又开始从B国进口第C种产品。
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贸易伪报下的资本外逃是一种隐蔽的非法行为，其规模难以直接测算。由于贸易伪报下的资本外逃是造成中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的重要原因，因此可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值入手，通过分析主要的可观测因素，进而间接测算出贸易伪报下资本外逃的规模。
(一)中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值
根据国际收支平衡表的编制原理和国际收支账户分析方法，中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值主要受以下5个因素的影响。
1．贸易双方的统计口径和方法不同。
统计口径和方法不同，如统计辖区不同、运输时滞不同以及再出口内涵不同①等，都会造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异。但由于统计口径和方法不同所产生的影响会相互抵消，其对双方贸易数据统计差异值的综合影响是有限的。
2．到岸价与离岸价的差别。
世界各国海关和统计机构通常以到岸价(CIF，货物价值包括从装运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算进口货物价值，同时以离岸价(FOB，货物价值不包括从转运港至目的地港的运费和保险费)记录和计算出口货物价值。到岸价与离岸价之差主要由出口国(原产国)运送货物到进口国(目的国)的保险费和运输费构成，大概为离岸价的10%。
3．转口贸易及其增加值。
中国经转口国或地区转运到贸易伙伴的货物价值通常高于转口国或地区直接从中国进口时的货物价值，这是因为转运商为追逐利润而抬高了货物价格。这部分增加值没有计入中国的出口统计数据，但被计入了贸易伙伴的进口统计数据。
4．加工贸易增加值和走私。
加工贸易商品在出口后可能被中间商购买，经中间商再转卖给贸易伙伴，中间商为追逐利润的加价行为会使贸易伙伴的进口报关价格高于加工贸易商品的出口报关价格。由于没有足够信息用于判断被中间商购买和转卖的货物价值，因此很难量化中间商加价行为对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。同时，货物走私逃避了海关监管，这也会造成进出口双方贸易数据统计的差异，如走私的货物价值未记录在出口国的出口账户，却记录在进口国的进口账户上。
5．贸易伪报。
贸易伪报是不法分子故意在进出口的货物价值上弄虚作假，以达到掩盖非法资本流出或流入的目的。贸易伪报可分为出口伪报和进口伪报。出口伪报，即出口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括出口低报和出口高报。出口低报是由出口商开出低于出口货物实际价值的发票，进口商将发票金额与实际货物价值的差额存入出口商在国外的账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;出口高报是出口商以高于出口货物实际价值的发票向本国海关申报，其目的是绕过资本项目监管，使国外资本非法流入国内。进口伪报，即进口商利用与贸易货物实际价值不符的报关单证进行贸易活动，包括进口高报和进口低报。进口高报是国外供货商开出高于进口货物实际价值的发票，国内进口商向货币当局申请的用汇高于实际用汇，其差额就存入了进口商的国外账户，其目的是骗取外汇，躲避监管，将资本抽逃到海外;进口低报是指进口商向海关申报的进口货物价值低于实际货物价值，使本应汇至境外的贸易结算资金滞留国内，其目的是绕过资本项目管制，使国外资本非法流入国内。上述5个因素是造成中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异的主要原因。统计口径和方法不同以及加工贸易增加值和走私的影响虽然难以测算，但这些因素所产生的影响会彼此抵消，其综合影响有限，甚至可以忽略不计。到岸价和离岸价的差别可按照国际惯例将其换算成统一的计价方式。转口贸易及其增加值的影响也可根据中国与转口国或地区的转口贸易数据进行估计。贸易伪报是一种隐蔽的非法行为，其影响很难直接测算，但可以从中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值中剔除主要的可观测因素后进行间接测算。值得注意的是，贸易伪报下会同时产生资本外逃和资本非法流入。出于研究目的，本文剔除资本非法流入的影响，以出口低报导致的资本外逃与进口高报导致的资本外逃之和，对贸易伪报下资本外逃的规模进行测算。
(二)贸易伪报下资本外逃规模的测算模型
基于以上分析，在对中国与贸易伙伴进出口贸易数据，特别是转口贸易数据进行CIF/FOB转换①和相应调整后，先计算出中国与贸易伙伴的贸易数据统计差异值;然后再从统计差异值中剔除资本非法流入的影响，就能计算出中国出口低报导致的资本外逃和进口高报导致的资本外逃，两者之和即为贸易伪报下资本外逃的规模测算值。1．出口低报导致的资本外逃MEit=PIitCi－ΔV()it－DEit(1)式(1)中，MEit为中国与贸易伙伴i在t年出口项下的贸易数据统计差异值;PIit为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;Ci为贸易伙伴i与中国进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(2)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔVit为中国在t年经转口国或地区转出口到贸易伙伴i的转口贸易增加值;②(PIit/Ci－ΔVit)为贸易伙伴i在t年从中国进口的货物价值;DEit为中国在t年对贸易伙伴i出口的货物价值。式(1)中，MEit＞0，说明中国不法分子低报出口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国出口低报导致资本外逃的规模测算值;MEit＜0，说明中国不法分子高报出口货物价值，其加总就是一定时期内中国出口高报导致资本非法流入的规模测算值;MEit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国出口低报导致资本外逃的规模测算值为：CFE=∑MEit，MEit＞0(2)2．进口高报导致的资本外逃MIit=DIitCi－ΔV''''i()t－PEit(3)式(3)中，MIit为中国与贸易伙伴i在t年进口项下的贸易数据统计差异值;DIit为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;Ci为中国与贸易伙伴i进行贸易的到岸价与离岸价转换系数(CIF/FOB)，经过转换，双边的贸易统计数据都调整为以离岸价计算的贸易统计数据;ΔV''''it为贸易伙伴i在t年经转口国或地区转出口到中国的转口贸易增加值;③(DIit/Ci－ΔV''''it)为中国在t年从贸易伙伴i进口的货物价值;PEit为贸易伙伴i在t年对中国出口的货物价值。式(3)中，MIit＞0，说明中国不法分子高报进口货物价值，其加总就是一定时期内(i=1，2，3，…，n)中国进口高报导致资本外逃的规模测算值;MIit＜0，说明中国不法分子低报进口货物价值，其加总就是一定时期内中国进口低报导致资本非法流入的规模测算值;MIit=0，说明没有出现贸易伪报行为。因此，中国进口高报导致资本外逃的规模测算值为:CFI=∑MIit，MIit＞0(4)综上，中国贸易伪报下资本外逃规模的测算值(TCF)等于出口低报导致资本外逃的规模测算值(CFE)加上进口高报导致资本外逃的规模测算值(CFI)，即:TCF=CFE+CFI(5)
二、样本选择与处理
在具体测算中国贸易伪报下资本外逃的规模时，需要对理论模型中的相关变量及其样本数据进行选择和处理，以提高所做测算的合理性和精确度。
1．样本期为2001—2011年。
2001年加入世界贸易组织后，中国实行了一系列关税减让措施，相继落实了各项改革承诺，中国与海外国家或地区的贸易往来日益频繁，这为贸易伪报下资本外逃提供了较多的渠道和机会。从样本数据的可得性和质量考虑，2001—2011年的样本数据是由加入世界贸易组织后国内外一些权威统计机构提供的，而且截至2011年，研究所需要的年度样本数据是齐备的。因此，本文选取2001—2011年作为样本期，样本数据为年度数据。
2．以香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方。
香港是著名国际自由港。一方面，中国内地是香港转口货物最重要的来源地，2001—2011年香港转口货物中，原产地为中国内地的货物价值为19541亿美元，占转口货物价值的62%;中国内地也是香港转口货物的重要目的地，同时期香港转口货物中，转口目的地为中国内地的货物价值为15219亿美元，占转口货物价值的48%。另一方面，香港统计和公布的转口贸易数据比较详实，包括中国转口到贸易伙伴的贸易数据和贸易伙伴转口到中国的贸易数据。可以认为，选择香港作为中国与贸易伙伴转口贸易的第三方较为合理。
3．对转口贸易样本数据的处理。
为消除香港转口贸易对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响，就需要知道香港转口贸易具体的转口目的地。因为现有样本数据只包含中国内地通过香港转口到贸易伙伴的整体货物价值，以及贸易伙伴通过香港转口到中国内地的整体货物价值，并没有细分到具体国家或地区的转口货物价值，所以本文首先计算中国内地通过香港转口到贸易伙伴的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔVit)和贸易伙伴通过香港转口到中国内地的总转口贸易增加值(∑ni=1ΔV''''it);然后将它们从中国与贸易伙伴贸易数据统计的总体差异值中扣除，以消除转口贸易及其增加值对中国与贸易伙伴贸易数据统计差异的影响。另外，考虑到香港转口的到岸价与离岸价的差别，本文借鉴相关文献，特别是杨汝岱(2008)所做的研究，将中国到香港的CIF/FOB转换系数Ca和贸易伙伴到香港的CIF/FOB转换系数C''''a均按104%进行计量。香港转口贸易的整体增值率为［转口额－(进口额－留港自用)］/(进口额－留港自用)，根据经济学家进行的估算，中国内地转口贸易增值率比香港转口贸易整体增值率约高出10%，贸易伙伴经过香港转出口到中国内地的转口贸易增值率按香港转口贸易整体增值率计算。香港转口贸易整体增值率和香港转口贸易增加值的测算结果见表1。4．主要贸易伙伴国或地区的选择。由于贸易伙伴国或地区的选择对最终测算结果有较大影响，为测算中国贸易伪报下资本外逃的规模，本文需分析中国与贸易伙伴的进出口统计数据，并计算两者之间的统计差异。本文在选择贸易伙伴国或地区时遵循两个原则:一是选择经济比较发达的国家或地区，因为它们的市场化程度高、资本管制少、统计数据也齐备;二是选择与中国贸易往来比较密切的国家或地区，因为它们与中国进出口贸易的货物价值占中国全部进出口货物价值的比重大，以此测算贸易伪报下资本外逃规模的结果就更加准确。基于这样的认识，本文选取美国、日本、德国、荷兰、法国、意大利、加拿大、西班牙、英国、香港、韩国、新加坡、台湾、印度尼西亚、印度、俄罗斯、马来西亚、澳大利亚、泰国、比利时、丹麦、芬兰、澳门、越南、波兰、土耳其、伊朗、南非、巴西、墨西哥、巴拿马和智利等32个国家或地区的样本数据。样本期内，这些国家或地区在样本期内从中国进口的货物价值平均占中国全部出口货物价值的87%，其向中国出口的货物价值平均占中国全部进口货物价值的80%(表2)。
三、测算结果及其说明
关键词：进口贸易；固定效应模型；企业就业
中图分类号：F752.6 文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2015）04-0016-02
一、引言及文献述评
长期以来，就业问题一直是经济社会发展所关注的重点问题，伴随着近年来中国人口红利的逐步消退，劳动力市场突显“用工荒”与“就业难”并存的结构性失衡现象，探究劳动力需求和结构扭曲等问题的解决途径成为相关研究领域的热点话题。在促进和改善就业问题的研究中，对外贸易始终扮演着重要的角色，而现有大量理论与经验研究均系统分析了出口贸易对于国内就业规模和结构改善的促进作用，分别从国家、行业、企业及个体等层面论证了出口、贸易自由化等对于就业增长的作用机制（周申等，2007；盛斌和马涛，2008；Brown，2012等）指出出口贸易增加了不同职业的劳动需求，有利于促进就业增长及技能和性别结构的改善，且随着贸易自由化程度的提高，贸易自由化可以通过拉动经济增长有效促进服务业与农业部门的就业增长加快，在少数基于企业层面数据、研究企业就业变化的文献中，梁永强（2010）发现企业层面FDI流入对就业水平促进作用并不明显；戴觅等（2013）利用企业数据研究汇率变动对中国制造业就业的影响，发现人民币汇率变动会通过出口收益渠道和进口成本渠道影响就业水平；席艳乐等（2015a，2015b）分别利用关税数据与投入产出表数据，研究企业就业的二元边际及企业劳动力需求弹性的变动，发现贸易自由化促使了低生产率企业的就业损失和高生产率企业的就业创造。
然而美中不足的是，已有研究大多着眼于出口贸易层面，对于进口贸易的相关探讨略显不足。事实上，作为影响就业问题的一个重要方面，进口对就业的贡献和重要意义同样是功不可没。加入WTO以来中国进口贸易迅猛发展、规模不断扩大，进口贸易总额13年内从2千亿美元增长到1.95万亿美元，占据了贸易总量的45.6%。同时，随着进口贸易的迅猛发展和国际垂直化分工的深化，中间投入品进口占比亦呈上升趋势。虽然现有文献在研究方法和研究视角方面予本文以较多的启示和借鉴，但是有关于进口贸易与就业关系的探讨、基于企业异质性假说细化到企业层面的相关研究更为匮乏，并且缺少对进口贸易的种类、规模、强度以及企业就业数量的多层次、多维度划分，进而也缺乏针对进口贸易作用于企业就业的系统研究。
基于上述理论与现实背景，本文立足于2000-2006年的中国企业面板数据，采用面板固定效应（Fixed Effects，FE）模型，系统研究企业是否进口及其进口规模、产品种类、进口来源国等异质性特征对于就业增长的影响，最终结合实证结论，为更进一步改善就业、促进贸易政策的调整与改善提出相关对策建议。总体而言，相较于现有文献，本文在拓展研究视角及方法改进方面有了一定进步，首次将进口贸易与企业就业结合起来，基于贸易强度、贸易伙伴国特征等一系列进口差异化特征的拓展分析，对于更进一步分析进口影响企业就业的作用机理分析更为明朗，综合运用综合固定效应模型的估计也使得本文的研究结论更为稳健可靠。
二、计量模型与方法
本文主要参考戴觅等（2013）的研究思路，构造本文的计量方程式：LnEmpit=α0+α1Impit+α2Expit+βXit+λYit+μit（1）
其中，因变量EMPit为企业i在时期t的就业增长率，反映企业就业规模的变动情况，根据企业在特定时期的雇员人数的对数差分得到；自变量Impit为企业是否进口的二值变量，取值为1则该年实施了进口，可揭示进口贸易行为对企业就业增长的作用方向，反之为0；为衡量部分企业在参与进口贸易的同时所采取的出口行为是否对其就业产生了显著影响，本文引入是否出口的虚拟变量，取值为1时表示该企业既被观测到了进动，又有出口行为，反之为0。Xit中包括了企业在贸易强度、进口产品种类、进口来源国数量以及进口贸易伙伴国等方面的特征，产品种类根据细分的HS-6位产品编码进行划分得到，进口来源国数量基于细分产品层面上的贸易特征统计得到；Yit囊括了企业层面其他影响就业规模的指标，如企业年龄、平均工资、企业规模、人均工业增加值等，其中规模指标即为企业的人均产出，μit为随机干扰项。
具体地，本文在后续实证分析中使用混合面板OLS、面板固定效应以及面板随机效应三种模型对上式进行估计，最终根据Hausman检验结果选择最优的估计方法。
三、数据来源与描述性统计
本文采用的数据均源自中国工业企业数据库与中国海关统计数据库匹配后的数据样本，企业特征方面的指标由中国工业企业数据库提供，企业贸易活动相关特征源于中国海关统计数据库，贸易伙伴国收入水平的划分源自世界银行数据库。本文采用两个大型数据库相匹配之后得到的嵌套面板数据，具体匹配方法参照田巍和余淼杰（2013）的做法，使用企业“电话号码+邮编”、企业名称两种方法相结合的匹配法，最终得到时间跨度为7年、囊括158478家企业、447932个样本的数据集。
表1列示了主要变量的描述性统计特征，较大的企业就业规模充分表明了企业作为吸纳就业主体的重要作用。而企业平均年龄在十年左右，人均工资接近一千六百元，企业产出规模和人均增加值、全要素生产率指标表明了企业整体的绩效状况，且企业平均进口2种产品，企业进口来源国最多达六十三个，但进口额占企业销售额的比重相对较低。与此同时，本文也可通过各种收入水平的国家的进口强度看出，中国的进口仍集中于中高收入国家，从低收入水平国家进口较少，进口贸易仍依赖于特定的市场。
四、实证分析结果
根据估计方程式（1），观察可知OLS方法、FE和RE方法下的系数显著性与符号大致相似，同时Hausman检验显示采用固定效模型进行估计的结果更优，因此本文主要报告双向固定效应结果下的实证结论。
表2为通过逐渐增加回归变量进行分析的结果。具体地，第一列直观考察了进口对异质性企业就业的影响，企业参与进口贸易的行为能够显著促进企业就业增长，相比不进口的企业能够有4%左右的就业增长，这与其是否参与出口的特征相类似。与此同时，企业特征方面可以看出，企业年龄越大、经营时间越长，便能够拥有越稳定的企业表现和绩效状况，从而促使就业规模缓慢扩大；生产率更高的企业通常在贸易活动中变现越为突出，也有着显著为正的就业效应；而工资与就业、人均增加值与就业之间显著的负相关关系，说明就业规模的扩张将会导致产出递减、真实工资降低，反之亦然。
更进一步，仅考虑“贸易状态”是远远不够的，为了区别企业在贸易规模、贸易强度方面的特征，在第（2）列分析中纳入企业的进口强度等指标。结果表明，上述指标的显著性和数值均较少受到影响，一定程度上证明了本文选择固定效应模型的无偏有效性。进口来源国的数量与就业增长之间呈现显著的正相关关系，或许因为企业执行“市场多元化”战略之后，更多的产品进口来源国能够显著降低对特定国家产品进口的依赖性，从而降低和分散企业受到国际市场的冲击如汇率变动、贸易政策改变等风险而引致的就业波动，促进企业就业增长；而进口产品种类的增多能够促进就业增加，说明企业产品生产选择的多元化，体现了企业参与国际生产与分工的程度的不断加深以及企业在全球价值链环节中的重要性的提升；企业进口强度与企业就业增长呈现显著的负相关，这可能是伴随着当前产品内分工贸易的深化发展，进口强度尤其是进口中间投入品强度的提升将会一定程度上加深企业对于国际市场的依赖程度，从而加大其对于企业的劳动力需求变动及应对市场变化的影响，最终多种因素的综合作用导致进口强度削弱了企业的就业增长。
表2 面板固定效应模型估计结果
此外，收入水平是影响双边贸易成本的重要因素之一，鉴于进口贸易企业对于国际市场的依赖程度较大，因而对于贸易伙伴国收入水平、汇率变动风险等因素较为敏感，因而本文第（3）列引入贸易强度和贸易伙伴国收入水平划分的一系列特征，结果显示：中国从中高等收入水平国家的进口对就业增长产生了显著的抑制效果，而低收入水平国家的进口对就业的影响不显著。其他因素不变的情况下，中高收入水平国家显著为负，这可能是因为当前中国尚处于全球价值链分工的中低端环节，而贸易伙伴中基于中高收入水平国家的进口将会对国内市场产生显著的替代效应，从而减少相对劳动需求、抑制就业增长。伴随开放经济条件下中国贸易伙伴分布范围的扩大、对特定市场依赖程度的降低，同时更多“南南合作”的展开，必将对企业国际市场开拓和经营水平的提升产生重要影响。最后，列（4）为本文所进行的稳健性检验。观察可知，综合考虑各种影响因素和作用渠道之后，借鉴多数文献的做法，基于关键变量替换的视角，进行回归检验，结果发现所有指标的符号和显著性均与初始结果保持了一致性，论证了本文实证分析的稳健可靠。
五、结论与对策建议
本文在企业异质性理论框架下，深层分析了进口贸易对企业就业的影响，发现参与进口贸易对企业的就业增长产生了显著的促进效应，且伴随着企业进口产品种类与市场的多元化，这种促进效应仍显著存在。同时，相较于不参与贸易的企业，进口企业的一系列绩效状况也对就业产生了显著影响，而参与进口的同时兼有出口行为也能够推动企业就业的增长。而基于贸易伙伴国的拓展指出，从中高收入水平国家进口的替代效应对于企业就业产生了一定的抑制效应，而从低收入国家的进口强度的大小对企业就业的影响并不明显。
综上所述，基于双向固定效应模型的经验分析具有重要的理论与现实意义，同时也为宏观贸易政策的制定与调整指出了方向。一方面，“稳出口、促进口”政策的实施，显然为促进企业参与进口贸易、充分发挥进口对于就业和经济增长的贡献打开了一扇门，从稳定就业的角度来看，把握进出口贸易的平衡点仍会是未来中长期政策调整的方向和重点所在。另一方面，本文有关于企业结构、企业年龄、企业参与进口贸易对就业的差异化影响，也为企业未来的发展提供了可供参考的借鉴，有助于企业自身的创新水平和管理能力的提升、管理机制的完善，同时也为企业实现稳定持续经营提供了思路。与此同时，对于企业在进口贸易活动中进口产品种类、贸易伙伴数以及如何选择贸易伙伴等问题，本文也从微观视角提供了可供参考的借鉴，企业更应重视贸易结构的调整与优化。
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