高水平对外开放与产业链韧性：理论分析与经验证据

[摘要]高水平对外开放是加速构建新发展格局的重要举措，亦是中国产业融入全球价值链与提高全球分工地位的关键途径，已成为产业链韧性提升的新动能。基于2009—2022年中国279个地级城市数据，构建多时点双重差分模型、中介效应模型，实证考察高水平对外开放对产业链韧性的影响及其作用机制。结论显示：高水平对外开放能够正向驱动产业链韧性提升，且该促进作用在经过一系列稳健性与内生性检验后仍然成立。中介效应检验结果显示，高水平对外开放可通过推动新质生产力间接促进产业链韧性提升，即新质生产力能够在高水平对外开放与产业链韧性间发挥正向中介作用。异质性检验结果表明，高水平对外开放对产业链韧性的促进作用存在明显异质性，具体表现为对东部地区城市、大规模城市及产业结构水平较高城市的促进作用更强。基于此，应加速推动自由贸易试验区建设、多维驱动新质生产力发展、健全知识产权保护制度、差异化制定高水平对外开放方案，以加速推进贸易强国建设，赋能产业链韧性提升。

[关键词]高水平对外开放；产业链韧性；新质生产力；知识产权保护

一、 引言

当前世界正处在百年未有之大变局中，贸易摩擦、地缘冲突及逆全球化态势凸显，对全球产业链供应链安全形成冲击。在此背景下，增强产业链韧性以提高产业链自主可控性与安全性，已成为助推世界各国经济增长、联通世界经济命脉的重要举措。为此，党的二十大报告指出，“着力提升产业链供应链韧性和安全水平”①。此后，党的二十届三中全会进一步强调，“健全提升产业链供应链韧性和安全水平制度”②，为产业韧性提升提供了政策指引。但就实际情况而言，我国正处在新一轮科技革命与产业变革浪潮中，部分光刻机、芯片等关键核心技术领域仍面临“低端锁定”困境，时刻存在“断链”风险[1]。为此，如何形成安全、自主、可控的产业链，推动产业链韧性提升已成为现阶段亟待解决的问题。

高水平对外开放旨在通过国内国际双循环联动实现新发展格局构建，其关系到我国产业结构升级与产业链优化[2]，对产业链韧性具有深远影响。党的二十届三中全会指出，“完善高水平对外开放体制机制”，“必须坚持对外开放基本国策，坚持以开放促改革，依托我国超大规模市场优势，在扩大国际合作中提升开放能力，建设更高水平开放型经济新体制”②，进一步说明当前新形势下我国推进高水平对外开放的必要性，并为建设更高水平开放经济体制作出战略部署。一方面，完善高水平对外开放体制机制有助于推动地区贸易投资便利化，促使国内产业链与国际市场接轨，推进各类新型要素资源与技术知识国际流动[3]，强化产业链抵御外部冲击能力，为产业链韧性提升提供支持。另一方面，推进高水平对外开放可有效拓宽海外市场渠道，为地区产业链上下游企业提供大量优质订单，推动产业链整体优化生产流程以实现结构升级，进而增强产业链抵御外部风险冲击能力，助力产业链韧性提升。可见，探讨高水平对外开放何以影响产业链韧性，并且辨别二者间的具体作用机制，对加速推动高水平对外开放、提高产业链安全自主可控性、助力贸易强国建设具有重要现实意义。

二、 文献综述

产业链韧性的相关研究。产业链作为实现经济高质量增长的关键一环，是我国嵌入至国际化分工的竞争优势所在[4]。提高产业链韧性可有效增强产业面对“脱钩”“断链”风险的抵御能力，亦是实现产业安全与国家安全的重要保障[5]。当前，关于产业链韧性的研究主要集中在水平测度与影响因素两方面。水平测度方面，学者们对制造业产业链韧性[6]、农业产业链韧性[7]及中国产业链整体韧性水平[8]进行了测度，发现中国不同行业产业链韧性及整体产业链韧性均呈现逐年上升态势。影响因素方面，学者们发现数字化转型[9]、数字基础设施[10]等因素均对产业链韧性提升具有正向影响。

高水平对外对影响产业发展的相关研究。高水平对外开放强调贸易规模扩大与国际投资规模提升[11]，以及建立符合国际经贸规则的制度性开放体制机制[12]。但既有关于高水平对外开放与产业链韧性的研究相对较少，大多集中在高水平对外开放对产业发展的影响效应方面。微观层面，有学者指出自由贸易试验区建设能够推动国内企业与国际市场对接，实现各类要素高效流动与专业化分工，进而抑制企业供应链风险[13]、提升区内企业绩效[14]。宏观层面，有学者指出自贸区建设能够深化经济领域国际合作，形成开放型世界经济发展格局，进而推动产业结构高度化[15]与产业结构升级[16]。此外，孙红雪等[17]从自贸区建设视角出发，对自由贸易试验区试点政策与产业链韧性的关系展开讨论，发现自贸区建设可有效推动产业链韧性提升。

综上，既有研究对高水平对外开放、产业链韧性展开了丰富讨论，但相关领域研究仍处在起步阶段，存在可进一步拓展的研究空间。基于此，本文试图从如下三方面展开创新：其一，以作为我国高水平对外开放窗口与制度创新的自贸试验区作为高水平对外开放的虚拟变量，就高水平对外开放与产业链韧性二者间的关系进行理论探讨，并借助多时点双重差分模型实证考察高水平对外开放对产业链韧性的影响效应，以丰富现有研究内容。其二，从新质生产力视角出发，借助中介效应模型深入讨论高水平对外开放对产业链韧性影响的作用机制，探索二者间的机制“黑箱”。其三，从不同地理区位、城市规模及产业结构水平视角出发，深入考察高水平对外开放对产业链韧性的异质性影响，以期从多角度推动高水平对外开放发展，为加速提升产业链韧性提供决策参考。

三、 研究假设

1. 高水平对外开放与产业链韧性

新增长理论指出，发展中国家在开放经济条件下具备“后发优势”，即发展中国家可通过吸收国际市场先进的技术知识溢出提高本国生产能力，推动产业技术创新以缩小本国与发达国家间技术差距[18]。高水平对外开放作为探索制度型开放的重要载体，以制度创新为核心，以市场化改革为抓手，可有效打通国际市场渠道，为地区带来更多来自国际市场的技术知识溢出。这有助于推动产业链上下游企业创新发展，提高产业面对未知风险时的抵御能力，赋能产业链韧性提升。其一，高水平对外开放能够通过提高产业抵御风险能力促进产业链韧性提升。高水平对外开放有助于推动国际市场先进管理经验与知识流入国内市场[19]，助力本地企业完善生产经营流程及风险预警机制，强化产业链上下游企业风险抵御能力，助力产业链韧性提升。其二，高水平对外开放能够通过提高产业恢复能力促进产业链韧性提升。高水平对外开放可有效拓宽地区产业的海外市场渠道[20]，为产业链上下游企业提供更多国际订单，使其在受到负外部冲击时拥有更多途径获取资金与资源，提升产业链遭受冲击时的恢复能力，赋能产业链韧性提升。其三，高水平对外开放能够通过提高产业创新能力促进产业链韧性提升。具体而言，高水平对外开放有利于打通国际贸易壁垒，推动本土企业参与全球分工与合作，进而吸收来自海外市场溢出的技术知识，提高企业创新效率与自主创新能力，整体激发产业链创新活力，助力产业链韧性提升。基于此，本文提出如下假设：

假设1：高水平对外开放能够正向驱动产业链韧性提升。

2. 新质生产力的中介作用

高水平对外开放带来的技术知识溢出可有效推动地区完成技术突破与生产效能提升，助力新质生产力涌现，进而提高产业链上下游企业创新效率与生产效能，强化产业链抵御外部风险能力，增强产业链韧性。具体而言，一方面，高水平对外开放是实现全球优质生产要素配置优化的重要前提，可有效提高地区创新主体各类资源配置效率，激发地区创新活力以推动科技创新发展，为新质生产力发展提供助益。同时，高水平对外开放有利于营造良好国际环境[21]，稳定贸易合作伙伴关系，促使本土企业与国外企业合作创新，为技术突破式创新提供支撑，赋能新质生产力涌现。另一方面，新质生产力发展依托自身智能化、数字化特征，可有效推动地区数字基础设施建设，助力产业链上下游企业通过数字化平台实现链接与集聚。这有助于整体推动产业链创新发展，并依托数字技术优化传统产业链结构与生产分工，提高生产经营效率以推动产业链稳定可持续发展，赋能产业链韧性提升。而且，新质生产力发展形成的新型技术可有效提高产业链上下游企业安全可控能力，形成数字化、智能化、模块化经营管理链条，增强产业链安全性与稳定性，赋能产业链韧性提升。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设2：高水平对外开放能够通过促进新质生产力涌现间接推动产业链韧性提升。

四、 研究设计

1. 模型构建

本文以自由贸易试验区试点政策作为高水平对外开放的代理变量，并根据自贸区试点逐步拓展的特征，采用多时点双重差分法实证分析高水平对外开放与产业链韧性的关系，构设回归模型如下：

[ICTit=α0+α1DIDit+α2Xit+μi+γt+εit] （1）

上式中，[t]指代年份，[i]指代城市。[ICTit]表示被解释变量，即产业链韧性水平；[DIDit]指代核心解释变量，即高水平对外开放的虚拟变量；[Xit]指代控制变量；[μi]、[γt]依次表示个体固定效应与时间固定效应；随机误差项以[εit]表示。

为验证新质生产力的中介效应，本文参鉴Baron等[22]的研究思路构设如下中介模型：

[Mit=b0+b1DIDit+b2Xit+θi+φt+εit] （2）

[ICTit=c0+c1DIDit+c2Mit+c3Xit+ϑi+δt+εit] （3）

2. 变量选取

（1）解释变量：高水平对外开放（[DID]）。本文以自贸区试点政策虚拟变量衡量高水平对外开放水平。具体而言，若城市[i]在第[t]年及以后年份实施自由贸易区政策则取值为1，而在同一年未实施自贸区政策的城市及城市[i]在实施自贸区政策前年份的样本均取值为0。截至目前，中国已先后在21个省份共53个地级市实施自由贸易区政策，因此，将这53个自贸区试点政策试点城市作为实验组，其余226个地级市为对照组。此外，由于2018年海南全岛被设为自由贸易区建设试点，但考虑到数据的可获取性，仅将海口市、三亚市、三沙市、儋州市四个地级市纳入研究样本。

（2）被解释变量：产业链韧性（[ICT]）。产业链由创新链、信息链、供应链及治理体系等要素构成，是较为复杂且多元的系统。结合已有研究思路[23-24]，将产业链韧性定义为抵御风险的能力及遭受风险冲击后恢复并开创新增长路径的创新能力。这就要求产业链上下游各主体增强自身抵抗力、恢复力及创新力。由此，从抵抗力、恢复力及创新力三个维度出发，构建评价指标体系以综合度量产业链水平，并借助熵值法进行测度，具体评价指标体系如表1所示。

（3）中介变量：新质生产力（[NQP]）。新质生产力作为推动技术进步与模式变革的新型生产力，是传统生产力的跃迁，且相较于传统生产力技术含量更高，产业支撑更强，也更依赖颠覆性创新与突破性创新。因此，本文参考既有研究思路[25-26]，从新质劳动力、新质劳动对象与新质劳动资料三个维度出发，构建评价指标体系，并借助熵值法对各维度指标进行赋值，具体评价指标如表2所示。

（4）控制变量：城镇化水平（[UAR]），以地区城镇人口占总人口比重衡量。市场化水平（[MAR]），以民营企业就业人员数量占总人口比重衡量。人口密度（[PD]），以单位面积人口数量的对数表征。经济发展水平（[PGDP]），以地区人均国民生产总值衡量。

3. 数据来源

本文选取中国279个地级及以上城市为面板数据，研究时段为2009—2022年。研究数据主要来自《中国城市统计年鉴》《中国第三产业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国电子信息产业统计年鉴》《中国统计年鉴》中国能源统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》，国泰安数据库、EPS数据库及各省市自治区政府官网数据。同时，使用线性插值法对部分缺失数据进行补充。

五、 实证检验

1. 基准回归结果

首先，对高水平对外开放与产业链韧性间的关系展开检验，具体回归结果见表3。其中，列（1）为未加入控制变量情况下的回归结果；列（2）至列（5）是逐步纳入控制变量后的回归结果。观察可知，高水平对外开放对产业链韧性的回归系数始终显著为正，验证了上述假设1。细究其因，高水平对外开放有利于推动地区产业链与国际市场深度接轨，实现各类要素与技术知识国际流动，为国内产业提供更多创新资源，推动产业提高生产标准与产品质量，强化风险抵御能力，赋能产业链韧性提升。控制变量方面，城镇化水平、市场化水平、人口密度及经济发展水平的系数均为正，且至少通过5%显著性水平检验，说明各控制变量均能对产业链韧性产生一定正向影响。

2. 平行趋势检验

值得一提的是，使用多时点双重差分模型展开回归分析前须进行平行趋势检验，即在地区自由贸易试验区政策实施前，非试点城市与试点城市的产业链韧性水平不存在系统性差异。为此，本文参考齐绍洲等[27]的研究思路，采用试点政策实施上一年2012年为基期，着重检验自由贸易区试点政策实施前后产业链韧性水平变化情况，结果如图1所示。由图1可知，在试点政策实施前，试点与非试点城市产业链韧性水平不存在明显差异，而在试点政策实施后，试点城市产业链韧性水平明显高于非试点城市，说明平行趋势检验结果符合预期。

3. 稳健性检验

（1）安慰剂效应检验

为缓解其他随机干扰因素对回归结果产生的影响，本文参鉴梁明伟[28]的研究思路，展开安慰剂效应检验。从279个城市样本中随机选择70个城市作为虚拟实验组，以剩余城市为虚拟对照组，再随机产生一个政策实施时间，重新对模型（1）展开估计。经重复回归500次后，得到估计系数分布图（见图2）。结果显示大多数回归系数至少通过10%显著性水平检验，且绝大部分回归系数位于0值附近，说明自贸区试点设立对随机选取的实验组无显著影响。由此可知，高水平对外开放对产业链韧性的促进作用并非源自其他随机干扰项。

（2）PSM—DID检验

各地区城市产业链韧性水平可能存在差异，会使基准回归受样本选择偏差影响产生偏误。因此，为避免样本选择可能导致的回归结果偏误，采用PSM-DID法对控制组城市倾向得分进行测算，以保障基准回归结果的稳健性。在此基础上，借助Logit模型测算各城市成为自由贸易试验区试点的概率，并依次根据邻近匹配、半径匹配及核匹配方法逐年控制控制组数据，使实验组与控制组在被纳入自由贸易试验区试点前不存在明显差异，以最大限度克服样本选择性偏误造成的内生性问题，结果如表4列（1）至列（3）所示。观察可知，高水平对外开放的回归系数为正，通过1%显著性水平检验，说明基准回归结果稳健、可信。

（3）替换被解释变量衡量方式。

前文基准回归使用熵值法对产业链韧性水平进行测度，此处使用地区主成分分析法对产业链韧性水平进行评价，并重新展开回归分析，以检验研究结论的稳健性，结果见表4列（4）。观察可知，替换被解释变量产业链韧性水平衡量方式后，高水平对外开放的系数估计值仍显著为正，与基准回归结果一致，说明研究结论稳健可信。

（4）排除其他政策干扰

值得一提的是，在自由贸易试验区试点政策实施的同时，还会有其他正在实施的政策对产业链韧性造成影响，例如创新型城市试点政策（[Treat1]）和“一带一路”倡议（[Treat2]）。因此，为减小上述政策对实证结果可能产生的影响，本文沿用张明斗等[29]的研究方法，将以上两个政策虚拟变量加入回归模型重新展开回归分析，结果见表4列（5）。由结果可知，高水平对外开放的系数估计值仍在1%水平上显著为正，说明将同时期试点政策的影响考虑在内后，自由贸易试验区仍能对产业链韧性产生显著正向影响。

4. 内生性处理

考虑到各变量之间可能存在的反向因果关系及遗漏变量问题会导致回归结果出现偏误，因此，为考察高水平影响外开放对产业链韧性的净效应，缓解模型中可能存在的内生性问题，本文参鉴刘珊等[30]的研究思路，使用工具变量法对模型进行内生性处理。具体而言，以城市到最近港口距离的倒数与时间虚拟变量的交互项作为工具变量（[IV]），并借助2SLS（两阶段最小二乘法）展开回归分析，结果见表5。由列（1）回归结果可知，工具变量F统计值高于10，说明工具变量与高水平对外开放间存在明显相关性，弱工具变量问题不存在。而且，第一阶段工具变量回归系数显著为正，说明工具变量与高水平对外开放正相关。由列（2）回归结果可知，高水平对外开放的回归系数显著为正，说明在考虑内生性问题情况下，结论依然具备稳健性。

5. 中介机制检验

前文理论分析表明，高水平对外开放可通过促进新质生产力涌现间接推动产业链韧性提升，为检验新质生产力的中介效应是否成立，本文借助中介效应模型检验新质生产力的中介效应，结果见表6。观察列（1）结果可以知悉，高水平对外开放的系数估计值显著为正，说明高水平对外开放可显著促进新质生产力涌现。由列（2）回归结果可知，新质生产力的回归系数显著为正，且高水平对外开放对产业链韧性的回归系数亦为正，说明新质生产力能够在高水平对外开放与产业链韧性之间发挥中介效应，即假设2得到验证。同时，为验证中介效应的稳健性与准确性，本文采用Sobel检验法对中介效应进行检验，结果见表6。观察可知，新质生产力的中介效应Sobel检验Z值为4.397，通过1%显著性水平检验，说明新质生产力存在显著中介效应。

6. 异质性检验

（1）地理区位异质性

我国不同地区间经济发展水平、产业基础及资源禀赋存在差异，可能导致高水平对外开放对产业链韧性的影响存在区域异质性。为此，本文参照国家统计局官网地区划分标准，将研究样本城市根据所在省份划分为东部、中部、西部三大地区子样本，展开区域异质性检验，结果如表7列（1）至列（3）所示。由表7可知，高水平对外开放对三大地区产业链韧性的影响系数均显著为正，说明各个地区高水平对外开放均能够有效带动产业链韧性提升。比较而言，高水平对外开放对产业链韧性的促进作用呈现“东部高于中西部”的特征。原因可能在于，东部地区经济发展水平较高且相应政策扶持、区位优势及市场基础，有利于推动对外贸易高质量发展，进而带动高水平对外开放，助力内地产业吸收更多来自海外国际市场的技术知识溢出，赋能产业链韧性提升。而中西部地区在“西部大开发”及“中部崛起”等政策倾斜下，亦能加快推动对外贸易发展，但受产业基础较弱、科研设施较少及人力资本不足等因素影响，产业链上下游企业无法快速吸收并转换来自国际市场的技术知识溢出，使高水平对外开放对中西部地区产业链韧性的促进作用弱于东部地区。

（2）城市规模异质性

人口规模是城市竞争力的重要表现之一，不同人口规模城市对各类资源要素的吸引力也有所差异，这可能导致高水平对外开放对产业链韧性产生基于城市规模异质性的影响。为此，本文根据国务院印发的《关于调整城市规模划分标准的通知》，依据常住人口数量对城市样本进行分组。细言之，将常住人口在100万人及以下的定义为中小城市，将100万人口以上的城市定义为大型城市，并重新展开回归分析，检验高水平对外开放对产业链韧性的城市规模异质性，结果如表7列（4）（5）所示。观察可知，相较于中小型城市，高水平对外开放对大型城市产业链韧性的促进作用更强。可能的原因在于，规模较大城市拥有更为完善的市场渠道，利于各类创新资源有序流动，助力产业创新发展与结构升级，强化产业链上下游企业抵御风险能力，为地区产业链韧性提升赋能。而中小型城市对于各类要素的吸引力较弱，可能导致自贸区建设脚步相对滞后，不利于各类要素资源配置与流动，这使高水平对外开放无法充分发挥对中小城市产业链韧性的赋能作用。

（3）产业结构水平异质性

地区间在产业基础、高质量人才等方面有所不同，使区域间存在产业结构水平差异、区域间制造业发展状况存在非均衡性。因此，本文以地区第三产业与第二产业的比值对各城市产业结构水平进行测算，并依据所得数据的中位数将样本城市划分为产业结构水平较高城市与产业结构水平较低城市两个子样本，具体回归结果见表7列（6）（7）。由表7可知，高水平对外开放对两子样本的回归系数均为正，且至少通过5%显著性水平检验。比较而言，高水平对外开放对产业结构水平较高城市产业链韧性的促进作用更强，且显著性更高。可能的原因在于，产业结构水平较高城市的产业发展方向与结构更为合理，劳动力与资本要素配置更加科学，这有利于产业链上下游企业抵御外部风险冲击并探寻新增长路径，助力产业链韧性提升。而产业结构水平较低地区受限于自身固有产业结构限制，难以有效吸引高质量劳动力、资本等要素，无法充分吸收高水平对外开放带来的外资与技术，进而导致高水平对外开放对产业链韧性的促进作用相对较弱。

六、 结论与建议

本文基于2009—2022年中国279个地级及以上城市面板数据，以自由贸易试验区政策为一项准自然实验，借助多时点双重差分模型实证考察高水平对外开放对产业链韧性的影响效应及其内在机制。研究结论显示，高水平对外开放能够正向推动产业链韧性提升，该结论经过一系列稳健性内生性检验后依旧成立。高水平对外开放可通过推动新质生产力发展间接促进产业链韧性提升，即新质生产力能够在高水平对外开放与产业链韧性间发挥正向中介作用。高水平对外开放对产业链韧性的促进作用在东部地区城市、大规模城市及产业结构水平较高城市中更强。

根据以上研究结论，本文提出以下建议：

第一，加速推动自由贸易试验区建设。研究结论显示，高水平对外开放可有效推动产业链韧性提升。为此，政府要重视市场开发与贸易开放，助力高水平对外开放发展，赋能产业链韧性提升。一方面，政府应着手推动制度性开放体系，通过建立自由贸易试验区，营造统一高效、公平开放的贸易投资市场环境。同时，政府可鼓励各自由贸易试验区探索个性化的开放举措，提高市场供需匹配度与政策供给力度，综合提升贸易试验区国际影响力，助力高水平对外开放发展，赋能产业链韧性提升。另一方面，各地方政府应着力转换政府职能，不断完善商务贸易领域法律法规及政策体系，激发贸易企业主体经营活力，助力对外贸易高质量发展以推动高水平对外开放，赋能产业链韧性提升。

第二，多维驱动新质生产力发展。研究结论显示，高水平对外开放能够通过促进新质生产力涌现间接推动产业链韧性提升。为此，各地方政府应鼓励各创新主体合作，协同推动新质生产力发展，赋能产业链韧性提升。其一，各地方政府可着力推动产教合作项目建设，鼓励各创新主体积极参与合作项目，形成产学研协同创新发展格局，提高科技创新成果转化效率，为新质生产力发展提供支撑。其二，各地方政府可着力深化教育综合改革，扩大优质教育资源覆盖范围，并推动教育评价改革，为科技创新领域提供更多高质量人才，以推动新质生产力发展。其三，各地方政府可着力完善外商投资与对外投资管理体制机制，推动金融、财税及产业政策协同，打造有利于新业态、新模式发展的制度环境，助力新质生产力涌现，赋能产业链韧性提升。

第三，制定差异化高水平对外开放方案。研究结论显示，高水平对外开放对产业链韧性的影响存在明显异质性。为此，政府应根据自身实际发展状况，发挥区域特色与优势，差异化施行高水平对外开放。对于东部地区城市、大规模城市及产业结构水平较高城市而言，政府应进一步强化对外开放平台功能，加强政策指导以加速推动国家级新区、开发区及综合保税区等开放平台建设，形成更多制度创新成果在全国其他地区推广，助力高水平对外开放发展，赋能各类技术知识溢出以提升产业链韧性。对于中西部地区城市、中小规模城市及产业结构水平较低城市而言，政府应着力营造良好外部环境，积极发展全球贸易合作伙伴，持续推动国内国际双循环联动，优化对外开放目标规划与政策措施，助推高水平对外开放，赋能产业链韧性提升。

参考文献：

[1] 李萌.新发展格局下中国特色产业链战略：理论与实践探索[J].重庆社会科学，2024（8）：44-57.

[2] 马林静，齐冠钧，梁明.以高水平对外开放推动贸易强国建设：内在逻辑、赋能渠道与实践路径[J].国际贸易，2024（8）：17-26.

[3] 王宝顺，刘刚，蒋飞.自由贸易试验区、产业集聚与企业出口产品质量[J].产经评论，2024，15（2）：73-91.

[4] 潘欣欣，周洪勤.产业协同集聚与产业链韧性：影响机理与政策启示[J].商业研究，2024（4）：45-56.

[5] 肖兴志，李少林.大变局下的产业链韧性：生成逻辑、实践关切与政策取向[J].改革，2022（11）：1-14.

[6] 张伟，李航宇，张婷.中国制造业产业链韧性测度及其时空分异特征[J].经济地理，2023，43（4）：134-143.

[7] 郝爱民，解梦菡，刘育廷.农业产业链韧性水平测度与时空演变[J].统计与决策，2024，40（16）：95-100.

[8] 谷城，张树山.产业链韧性水平测度、区域差异及收敛性研究[J].经济问题探索，2023（6）：123-139.

[9] 余东华，黄念.数字化转型能够提升产业链韧性吗？[J].经济与管理研究，2024，45（8）：81-102.

[10] 钞小静，廉园梅，元茹静，等.数字基础设施建设与产业链韧性——基于产业链恢复能力数据的实证分析[J].数量经济技术经济研究，2024，41（11）：112-131.

[11] 李权，刘丁一.推进高水平对外开放的时代需求与路径选择[J].新视野，2023（1）：72-80.

[12] 王金秋，赵敏.高水平对外开放与高质量利用外资研究[J].政治经济学评论，2024，15（3）：112-127.

[13] 刘啟仁，吴绍永，叶承辉.自由贸易试验区建设与企业供应链风险——基于供需平衡视角[J].国际贸易问题，2024（2）：1-16.

[14] 万丛颖，韩振川，周健颖.自贸区设立的区内企业绩效：制度红利还是政策红利？[J].财经问题研究，2023（10）：104-115.

[15] 冯锐，陈蕾，刘传明.自贸区建设对产业结构高度化的影响效应研究[J].经济问题探索，2020（9）：26-42.

[16] 叶霖莉.自贸区设立的产业结构升级效应——基于PSM-DID方法的实证分析[J].国际商务研究，2023，44（1）：87-100.

[17] 孙红雪，朱金鹤.自由贸易试验区设立能否增强中国产业链韧性？——基于多种创新要素集聚的中介机制检验[J].现代经济探讨，2023（11）：72-84.

[18] 向书坚，徐应超.对外贸易开放、人力资本积累与企业技术创新[J].产经评论，2021，12（1）：68-84.

[19] 倪红福.以高水平对外开放牵引改革系统集成[J].人民论坛，2024（10）：40-44.

[20] 孙国锋，邹溪洋，王洪亮.对外开放对全国统一大市场建设的影响研究：基于我国市场分割的视角[J].中国软科学，2024（1）：99-109.

[21] 吴越.政治经济学视角下的新质生产力：理论创新与实践探索[J].天津社会科学，2024（5）：103-113.

[22] BARON R M，KENNY D A.The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research：conceptual， Strategic， and Statistical Considerations[J].Chapman and Hall，1986，51（6）：1173-1182.

[23] 李金城.工业智能化的产业链韧性提升效应：理论机制与经验证据[J].改革，2024（7）：80-94.

[24] 韦帅民.生产性服务业数字化对制造业产业链现代化的影响研究[J].现代管理科学，2024（2）：63-73.

[25] 董庆前.中国新质生产力发展水平测度、时空演变及收敛性研究[J].中国软科学，2024（8）：178-188.

[26] 田政杰.数字政府建设如何加快新质生产力形成？——基于电子政务综合试点的准自然实验[J].现代管理科学，2024（5）：194-204.

[27] 齐绍洲，段博慧.碳交易政策对企业金融化的影响研究[J].西安交通大学学报（社会科学版），2022，42（5）：63-71.

[28] 梁明伟.数字中国战略对科技型新创企业高端颠覆性创新的影响研究——基于国家级大数据综合试验区的分析[J].西南民族大学学报（人文社会科学版），2024，45（4）：117-128.

[29] 张明斗，张镜.城市品牌建设与绿色经济效率——基于“全国文明城市”评选的准自然实验[J].首都经济贸易大学学报，2024，26（5）：47-63.

[30] 刘珊，马莉莉，郭家琛.制度型开放与企业全要素生产率——来自准自然实验的证据[J].国际贸易问题，2024（5）：159-174.

基金项目：2022年度校级“创新强校工程项目（研究类）——数字经贸创新团队”（项目编号：GKY-202209TD-9）；广东省教育厅“数字经济与跨境贸易创新研究团队——基于大数据与数字贸易机器人”（项目编号：2023WCXTD024）。

作者简介：袁照稳，男，硕士，广东科技学院财经学院副教授，研究方向为国际经济与贸易；刘琦，女，博士，广东科技学院副教授，研究方向为国际贸易、跨境电商。

（收稿日期：2024-10-17" 责任编辑：鲁文雯）