FDI、貿(mào)易開放對區(qū)域CO2排放影響的實(shí)證分析——以廣東省為例

郭少康，林壽富

(福建師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州350007)

引言

作為我國改革開放的先行地，廣東省在我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面有著舉足輕重的地位。在1979—2011年期間，廣東省GDP平均增速高達(dá)13.6%，2011年廣東省經(jīng)濟(jì)總量與進(jìn)出口總額均排名全國第一。在廣東省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時，地區(qū)資源消耗過快、環(huán)境污染問題突出，特別是CO2排放已經(jīng)成為了全球環(huán)境保護(hù)的重大議題。2010年，廣東省獲批成為國家首批低碳試點(diǎn)省份。因此，對于高度開放的廣東省而言，研究貿(mào)易開放和FDI對本地區(qū)碳排放的影響，有助于政府制定更加有效的碳減排政策，充分發(fā)揮廣東省碳減排的模范作用，這不僅有利于廣東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的綠色轉(zhuǎn)變，而且有利于我國CO2減排目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)以及生態(tài)文明建設(shè)進(jìn)程的加快。

關(guān)于FDI、貿(mào)易開放與CO2排放的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。然而研究的結(jié)果卻存在很大的差異，甚至是截然相反。研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI和對外貿(mào)易增加了CO2排放的國外代表性文獻(xiàn)有:Grimes和 Kentor(2003)使用1980—1996年66個欠發(fā)達(dá)國家的面板數(shù)據(jù)，研究FDI對CO2排放的影響，結(jié)果表明FDI對CO2排放具有顯著的正效應(yīng)。Managi(2004)使用1960—1999年63個發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，研究自由貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系，結(jié)果顯示貿(mào)易自由化會增加CO2排放，且其彈性系數(shù)為0.579。Aliyu(2005)利用1990—2000年14個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)FDI流入會增加CO2排放;Takeda和Matsuura(2006)利用1988—2000年東亞10國的面板數(shù)據(jù)，研究貿(mào)易對環(huán)境污染的問題，結(jié)果顯示，出口增長會導(dǎo)致CO2排放增加。Streteskya和Lynchb(2009)利用1989—2003年163個國家的面板數(shù)據(jù)研究出口與人均CO2排放的關(guān)系，結(jié)果表明出口和人均CO2排放正相關(guān)。

而研究表明FDI和對外貿(mào)易會降低CO2排放的國外代表性文獻(xiàn)有:Talukdar和Meisner(2001)利用1987—1995年44個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)，研究私人部門和CO2排放的關(guān)系，結(jié)果表明，F(xiàn)DI會降低 CO2排放。Cole(2004)利用1980—1997年OECD國家面板數(shù)據(jù)，以包括CO2在內(nèi)的大氣污染物和水污染為環(huán)境指標(biāo)，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放減少了CO2排放。

此外，有研究表明，F(xiàn)DI和對外貿(mào)易對收入水平不同的國家的碳排放效應(yīng)不同。比如，Robert Hoffmann和Chew-Ging Lee等(2005)利用112個國家15—28年時間段的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)FDI和CO2排放的格蘭杰因果關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)二者的關(guān)系取決于國家的發(fā)展水平:在低收入國家，CO2排放是FDI的格蘭杰原因;在中等收入國家，F(xiàn)DI是CO2排放的格蘭杰原因;在高收入國家，二者不存在格蘭杰因果關(guān)系。

國內(nèi)研究FDI和貿(mào)易開放對我國CO2排放影響的文獻(xiàn)并不多，而且研究結(jié)果也存在較大差異。李秀香、張婷(2004)使用1981—1999年時間序列研究我國出口總額與CO2排放的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出口增長減少了人均CO2排放;Jalil和Mahamud(2009)利用中國1975—2005年時間序列研究CO2排放和能源消費(fèi)、收入以及對外貿(mào)易的長期關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易與CO2排放負(fù)相關(guān)，但在統(tǒng)計上并不顯著。李小平、盧現(xiàn)祥(2010)采用環(huán)境投入產(chǎn)出模型和凈出口消費(fèi)指數(shù)等方法，運(yùn)用中國20個工業(yè)行業(yè)與G7以及OECD等發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):國際貿(mào)易能夠顯著減少工業(yè)行業(yè)的CO2排放量。劉華軍、閆慶悅(2011)利用時間序列和省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究FDI和貿(mào)易開放對中國CO2排放的效應(yīng):1952—2007年時間序列的協(xié)整分析表明，貿(mào)易開放對CO2排放具有負(fù)效應(yīng)，但統(tǒng)計不顯著;1983—2007年時間序列的協(xié)整檢驗(yàn)表明，F(xiàn)DI對CO2排放具有負(fù)效應(yīng)，貿(mào)易開放對CO2排放具有正效應(yīng)，但統(tǒng)計均不顯著。1995—2007年的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)分析表明，貿(mào)易開放與CO2排放正相關(guān)，且統(tǒng)計顯著，而FDI對CO2排放具有負(fù)效應(yīng)，但統(tǒng)計不顯著。

FDI和貿(mào)易開放對CO2排放影響的研究結(jié)論存在很大不同，主要原因有以下兩點(diǎn):一是研究的方法不同，有時間序列分析、面板數(shù)據(jù)分析以及投入產(chǎn)出法等;二是研究的對象存在很大的差異，研究對象以國別為單位，而且大多是國外地區(qū)。由于研究對象差異很大，而且一個國家內(nèi)部的地區(qū)之間在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展方面也存在很大的差異，很難為單個省市地區(qū)的低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更多的經(jīng)驗(yàn)借鑒，所以對于單個省市的低碳經(jīng)濟(jì)進(jìn)行具體的研究分析是很有必要且具有現(xiàn)實(shí)意義的。因此，本文選用我國高開放度和首批低碳試點(diǎn)省份之一的廣東省作為研究對象，選取CO2排放作為因變量，研究外商直接投資和貿(mào)易開放對廣東省碳排放的影響。

一、廣東省能源消耗及碳排放分析

廣東省一次能源消費(fèi)主要以原煤、原油、電力和天然氣為主，其中原煤和原油消費(fèi)所占比重很高。在1995—2011年間，原煤消費(fèi)的平均比重約為52.2%，原油消費(fèi)占廣東省一次能源消費(fèi)的平均比重約為28.8%，原煤和原油消費(fèi)量合計平均占比約為81%。從廣東省能源消費(fèi)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，廣東省一次能源消費(fèi)總量的增長速度很快，在1996—2011年期間，能源消費(fèi)的平均增速約為8.92%，高于同期全國能源消費(fèi)平均增速的6.29%。1995—2011年廣東省一次能源消費(fèi)總量及其構(gòu)成見表1。

表1 廣東省1995—2011年能源消費(fèi)總量及其構(gòu)成

大氣中CO2主要來源于化石能源的燃燒，目前我國并沒有直接的CO2監(jiān)測數(shù)據(jù)，而是通過各種化石能源的消耗量測算CO2的排放量。由于組成一次能源的各種化石燃料的碳排放系數(shù)不同，即單位燃料所產(chǎn)生的CO2排放量不同(蔣金荷，2011)。所以，有如下的 CO2排放總量計算公式:

CO2排放量 =∑(每種能源消費(fèi)量 ×分品種單位能耗碳排放因子)

鑒于廣東省能源消費(fèi)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用原煤、原油和天然氣的三種能源的消費(fèi)量估算CO2的排放量。由于三種能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)是以標(biāo)準(zhǔn)煤為單位，因此，可采用下列公式直接進(jìn)行計算:

其中，Ti表示第i種能源的碳排放量;Ei表示第i種能源的消費(fèi)量;ci表示第i種能源的碳排放系數(shù)。

根據(jù)2006年IPCC國家溫室氣體清單指南中的數(shù)據(jù)計算各種能源的碳排放系數(shù)。其計算過程是:首先，通過燃料CO2排放因子和平均低位發(fā)熱量可以計算出各種燃料以實(shí)物為單位的CO2排放系數(shù);然后再通過各種能源的標(biāo)準(zhǔn)煤折算系數(shù)，就可以計算出各種燃料以標(biāo)準(zhǔn)煤為單位的CO2排系數(shù)，其結(jié)果見表2。

表2 三種燃料的碳排放因子及折標(biāo)準(zhǔn)煤系數(shù)等相關(guān)數(shù)據(jù)

根據(jù)公式(1)可以計算出1995—2011年廣東省CO2的排放量，其排放總量從1995年的1.2203億噸增加到2011年的4.6085億噸。在1996—2011年期間，廣東省CO2排放量的平均增長速度約為8.66%。從圖1可以看出，廣東省一次能源消費(fèi)的變化趨勢和CO2排放量的變化趨勢保持一致，呈現(xiàn)穩(wěn)定的逐年遞增態(tài)勢。

圖1 廣東省1995—2011年能源消費(fèi)總量與CO2排放量

二、模型構(gòu)建與實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

本文主要研究外商直接投資和對外開放對廣東省碳排放的影響，因而采用下列時間序列模型:

其中，TCO2表示廣東省歷年CO2排放總量，由于本文研究FDI和對外開放對碳排放影響的大小，所以選擇CO2排放量的絕對值，而不是碳排放強(qiáng)度;F為廣東省歷年外商直接投資，用FDI占GDP的比重來表示;TRD表示廣東省的對外開放度，用歷年進(jìn)出口總額占GDP的比重來表示;α表示常數(shù)項(xiàng);ε表示誤差項(xiàng)。本文采取的時間段為1995—2011年。

廣東省1995—2011年CO2排放量通過計算得來，所需數(shù)據(jù)主要來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒2012》和2006年IPCC國家溫室氣體清單指南以及《中國能源統(tǒng)計年鑒2008》;1995—2011年外商直接投資和進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒2012》。FDI和進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)的單位通過匯率由億美元統(tǒng)一換算為億元，各年的平均匯價數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒2012》。為了消除數(shù)據(jù)的波動性，分別對TCO2、F和 TRD取自然對數(shù)。

(二)時間序列的描述統(tǒng)計與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表3分別對廣東省碳排放總量、外商直接投資比重以及對外開放度的時間序列進(jìn)行了描述統(tǒng)計。圖2則描述了三個變量的變化趨勢。

表3 時間序列的描述性統(tǒng)計

圖2 1995—2011年廣東省TCO2、F和TRD的變化趨勢

從圖2可以看出，在1995—2011年期間，廣東省CO2排放總量呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢，而FDI占GDP的比重則呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢，其平均占比約為8.34%。廣東省的貿(mào)易開放度呈現(xiàn)波動起伏的狀態(tài)，但是從整體上看，其對外開放程度很高，平均貿(mào)易依存度約高達(dá)135%。

在對模型進(jìn)行回歸分析之前，必須對時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，我們常用ADF對序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷序列的平穩(wěn)性。lnTCO2、lnF和lnTRD的單位根檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 時間序列的單位根檢驗(yàn)

從表4可以看出，序列l(wèi)nTCO2在5%的水平上顯著性，該序列不存在單位根，即原序列平穩(wěn);序列l(wèi)nF和lnTRD均在10%的水平上顯著，均不存在單位根，兩個序列都是平穩(wěn)的。

(三)模型回歸分析

由于所有變量的時間序列均平穩(wěn)，因此可以直接進(jìn)行回歸分析，回歸方程為(括號內(nèi)為相應(yīng)系數(shù)的t值):

調(diào)整后的 R2=0.9412，D.W.=1.889，F(xiàn)=129.045。

自變量lnF和lnTRD的系數(shù)在10%的水平下，均通過了變量的顯著性檢驗(yàn)，表明自變量的系數(shù)是可信的;對回歸方程進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果均拒絕存在自相關(guān)的假設(shè)，即回歸方程不存在自相關(guān)。從調(diào)整后的R2的數(shù)值、變量的顯著性檢驗(yàn)以及模型自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸模型的擬合優(yōu)度較好，回歸方程的線性關(guān)系顯著成立。

依據(jù)回歸方程的結(jié)果可知，所有解釋變量，即外商直接投資、對外開放度都與碳排放呈負(fù)相關(guān)，表明FDI和對外貿(mào)易對降低廣東省的CO2排放具有積極作用。FDI占GDP的比重每上升1%，廣東省CO2排放量將降低0.89%;進(jìn)出口總額占GDP的比重每增加1%，可降低廣東省0.41%的CO2排放總量。此外，外商直接投資的碳減排效應(yīng)高于對外開放碳減排的效應(yīng)。

三、進(jìn)一步降低廣東省碳排放的政策建議

從模型的回歸結(jié)果可知，F(xiàn)DI和對外貿(mào)易都有利于廣東省CO2減排，但我們也要認(rèn)識到廣東省FDI行業(yè)分布以及對外貿(mào)易中存在的問題，繼續(xù)保持并努力擴(kuò)大FDI和貿(mào)易開放對降低廣東省CO2排放的正面效應(yīng)。因此，廣東省政府應(yīng)該摒棄急功近利的發(fā)展思路，在招商引資的同時，積極引導(dǎo)FDI行業(yè)分布。同時，要加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提升對外開放的質(zhì)量，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中要更加注重保護(hù)環(huán)境，切實(shí)有效地促進(jìn)地區(qū)低碳經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

(一)提高外資制造業(yè)準(zhǔn)入門檻

外商直接投資能夠有效降低廣東省的CO2排放量，這是由于FDI的流入帶來了經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需的資本和先進(jìn)的技術(shù)。雖然外商直接投資能夠?yàn)槲覈鴰砑夹g(shù)外溢的正面作用，但是我們也要充分考慮到FDI的行業(yè)分布及國外污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的可能。

從圖3可以看出，在2006—2011年期間，廣東省外商直接投資的第一產(chǎn)業(yè)平均占比約為0.94%，第二產(chǎn)業(yè)平均占比約為63.2%，第三產(chǎn)業(yè)的平均占比約為35.8%。從2006—2011年FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布情況可知，廣東省FDI主要集中于第二產(chǎn)業(yè)，尤其是集中于第二產(chǎn)業(yè)中的制造業(yè)。在2006—2011年間，廣東省制造業(yè)FDI占實(shí)際利用外資總額的平均比重約為60.4%。而我國制造業(yè)是一個高能耗、高排放和高污染的行業(yè)，我們必須要警惕國外污染產(chǎn)業(yè)通過FDI途徑轉(zhuǎn)移到我國。因此，應(yīng)該提高廣東省工業(yè)尤其是制造業(yè)外商投資的準(zhǔn)入門檻，加強(qiáng)對外資工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過程的環(huán)保監(jiān)管，通過財政稅收、金融等政策手段調(diào)控外資進(jìn)入能源消耗高、污染排放高的制造業(yè)的成本，避免外商投資過多集中于廣東省的制造業(yè)，并通過這種途徑將國外的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到廣東。

(二)鼓勵并引導(dǎo)FDI流向服務(wù)業(yè)

在提高外資進(jìn)入廣東省制造業(yè)門檻的同時，還應(yīng)該積極鼓勵并引導(dǎo)外商投資廣東省第三產(chǎn)業(yè)，特別是環(huán)境保護(hù)、綠色技術(shù)研究與科學(xué)服務(wù)等行業(yè)。雖然近年來第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資穩(wěn)步增長，但是主要集中于第三產(chǎn)業(yè)中的房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)，比如在2006—2011年期間，房地產(chǎn)業(yè)FDI占第三產(chǎn)業(yè)FDI的平均比重約為42.2%，批發(fā)和零售業(yè)FDI占第三產(chǎn)業(yè)FDI的平均比重約為18.6%。而其他諸如金融業(yè)、科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)、水利環(huán)境和教育文化等知識密集型行業(yè)的FDI較少，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)在2006—2011年間FDI占第三產(chǎn)業(yè)的平均比重約為5.6%。廣東省2006—2011年FDI在第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)主要行業(yè)分布情況，見表5。

表5 廣東省2006—2011年FDI第三產(chǎn)業(yè)分布情況

政府應(yīng)該積極引導(dǎo)FDI流向環(huán)保和清潔技術(shù)產(chǎn)業(yè)，充分利用財稅和金融等手段調(diào)控FDI的行業(yè)分布，對于外商投資環(huán)保服務(wù)行業(yè)的企業(yè)，給予一定的所得稅減免優(yōu)惠，并對企業(yè)的貸款給予適當(dāng)?shù)呢斦N息優(yōu)惠，尤其鼓勵外商投資環(huán)境保護(hù)、綠色技術(shù)研發(fā)等活動，從而為廣東省環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展和綠色技術(shù)研發(fā)提供有益借鑒。

(三)加快廣東省加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級

從實(shí)證分析的結(jié)果可知，對外開放對于降低廣東省的CO2排放也有著積極作用，其主要原因是廣東省引進(jìn)國外高新技術(shù)所帶來的溢出效應(yīng)。然而，通過分析廣東省2006—2011年期間的貿(mào)易結(jié)構(gòu)可知，廣東省的對外貿(mào)易以低附加值的加工貿(mào)易為主，同期來料加工和進(jìn)料加工進(jìn)出口總額的平均比重分別約為12.4%和47.8%，來料加工和進(jìn)料加工進(jìn)出口總額占對外貿(mào)易總額的平均比重超過60%。目前，我國加工貿(mào)易仍然處于傳統(tǒng)發(fā)展階段，技術(shù)含量較低，而且出口產(chǎn)品以勞動密集型為主。由于加工貿(mào)易主要在制造業(yè)，而且集中在最終產(chǎn)品的組裝和低端零部件的配套生產(chǎn)，主要依靠土地、能源等生產(chǎn)要素(王海鵬，2010)，不利于廣東省能源節(jié)約和降低廣東省CO2排放。

因而，廣東省在保持高開放度的同時，應(yīng)該加快加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)，持續(xù)發(fā)揮并擴(kuò)大對外貿(mào)易的碳減排效應(yīng)。因?yàn)?，決定我國加工貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵因素是技術(shù)創(chuàng)新(閆國慶、孫琪等，2009)，在2006—2011年期間，廣東省高新技術(shù)產(chǎn)品的進(jìn)口總額占全省進(jìn)口總額的平均比重約為42.7%，其進(jìn)口額平均占比排在進(jìn)口產(chǎn)品的第二位。因此，廣東省政府應(yīng)該要繼續(xù)大力引進(jìn)國外低碳技術(shù)，解決清潔生產(chǎn)、低碳排放的技術(shù)難題，并同時為促進(jìn)廣東省加工貿(mào)易優(yōu)化升級奠定堅實(shí)基礎(chǔ)。其次，要調(diào)整出口產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)，降低高能耗、高污染、高碳排放產(chǎn)品的出口比例，提高低碳排放產(chǎn)品出口比重，提升出口貿(mào)易的質(zhì)量;最后，通過國內(nèi)綠色技術(shù)創(chuàng)新與國外先進(jìn)低碳技術(shù)引進(jìn)相結(jié)合，并抓住國家加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與布局的難得機(jī)遇，推動廣東省加工貿(mào)易由過去勞動力密集、技術(shù)含量低以及能源消耗高的簡單加工模式向碳排放更低的產(chǎn)品創(chuàng)新、研發(fā)設(shè)計和市場營銷轉(zhuǎn)變，從微笑曲線的底端走向兩端。

［1］ GRIMES P，KENTOR J.Exporting the Greenhouse:Foreign Capital Penetration and CO Emissions 1980–1996［J］.Journal of World-Systems Research，2003，9(2):261-275.

［2］MANAGI S.Trade liberalization and the environment:carbon dioxide for 1960-1999 ［J］.Economics Bulletin，2004，17(1):1-5.

［3］ALIYU M A.Foreign direct investment and the environment:Pollution haven hypothesis revisited;proceedings of the Eight Annual Conference on Global EconomicAnaysis at L beck，Germany，F(xiàn)，2005［C］.

［4］MATSUURA K.Trade and the Environment in East Asia-Examining the Linkages with Japan and the USA［J］.The Journal of the Korean Economy，2006，7(1):33-56.

［5］STRETESKY PB，LYNCH M J.A cross-national study of the association between per capita carbon dioxide emissions and exports to the United States［J］.Social Science Research，2009，38(1):239-50.

［6］TALUKDAR D，MEISNER C M.Does the private sector help or hurt the environment Evidence from carbon dioxide pollution in developing countries［J］.World Development，2001，29(5):827-40.

［7］COLE M A.Trade，the pollution haven hypothesis and the environmental Kuznets curve:examining the linkages［J］.Ecological economics，2004，48(1):71-81.

［8］HOFFMANN R，LEE C G，RAMASAMY B，et al.FDI and pollution:a granger causality test using panel data［J］.Journal of international development，2005，17(3):311-317.

［9］李秀香，張 婷.出口增長對我國環(huán)境影響的實(shí)證分析——以CO2排放量為例［J］.國際貿(mào)易問題，2004，(7):9-12.

［10］JALIL A，MAHMUD S F.Environment Kuznets curve for CO2emissions:A cointegration analysis for China［J］.Energy Policy，2009，37(12):5167-5172.

［11］李小平，盧現(xiàn)祥.國際貿(mào)易，污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和中國工業(yè) CO2排放［J］. 經(jīng)濟(jì)研究，2010，(1):15-26.

［12］劉華軍，閆慶悅.貿(mào)易開放，F(xiàn)DI與中國 CO2排放［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2011，(3):21-35.

［13］蔣金荷.中國碳排放量測算及影響因素分析［J］.資源科學(xué)，2011，(4):597-604.

［14］王海鵬.對外貿(mào)易與我國碳排放關(guān)系的研究［J］.國際貿(mào)易問題，2010，(7):3-8.

［15］閆國慶，孫 琪，等.我國加工貿(mào)易戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型及政策調(diào)整［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009，(5):66-78.