江蘇省服務(wù)業(yè)利用FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

摘要：伴隨江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，服務(wù)貿(mào)易發(fā)展水平不斷提高，F(xiàn)DI對(duì)服務(wù)貿(mào)易的影響也越來(lái)越值得關(guān)注。運(yùn)用1992～2012年的數(shù)據(jù)，從江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)業(yè)增加值、以及生產(chǎn)總值作為一個(gè)系統(tǒng)中相互決定和相互依存的內(nèi)生變量角度構(gòu)造動(dòng)態(tài)模型，對(duì)江蘇省服務(wù)貿(mào)易與FDI的關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果表明，江蘇省服務(wù)業(yè)外商投資流量與GDP不存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。雖然GDP的增長(zhǎng)是引起服務(wù)業(yè)外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務(wù)業(yè)外商直接投資的增加不是引起GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因。

關(guān)鍵詞：服務(wù)貿(mào)易；FDI；協(xié)整檢驗(yàn)

隨著對(duì)外開(kāi)放格局的不斷發(fā)展，服務(wù)業(yè)外商投資成為提升我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和競(jìng)爭(zhēng)力提升的重要因素之一。國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者也已經(jīng)證實(shí)FDI是促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的重要因素。Hardin和Holmes（1997）指出伴隨全球化趨勢(shì)，F(xiàn)DI 與服務(wù)貿(mào)易的關(guān)系越來(lái)越得到證實(shí)。2007年江蘇省服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外資總量為52.17億元，而到2012年則達(dá)到111.77億元。平均年增幅高達(dá)11.9%。服務(wù)業(yè)吸收FDI的快速增加是否對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用，服務(wù)業(yè)增加值的不斷增加又會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生怎樣的影響？

一、文獻(xiàn)綜述

外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用的研究由來(lái)已久。外商直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響主要通過(guò)以下三方面（如圖1示）。在理論研究上，國(guó)內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)學(xué)者進(jìn)行了大量的實(shí)證分析，根據(jù)結(jié)果，可以分為兩大類。第一類認(rèn)為FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了促進(jìn)作用。錢納里的雙缺口理論、劉易斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論、羅斯托的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)理論等分別從不同的角度闡述了兩者之間的正向相關(guān)關(guān)系。Alan A.Bevan，Saul Estrin（2004）通過(guò)對(duì)11個(gè)中東歐過(guò)渡型經(jīng)濟(jì)體研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。DeMello和Borensztein在其研究中也有相似的結(jié)論。而第二類學(xué)者的研究表明，外商直接投資阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。王新華（2007）分析了我國(guó)服務(wù)業(yè)外商直接投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，服務(wù)業(yè)外商直接投資具有一定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，但是在不同時(shí)間段差異較大；王英（2009）利用1992～2007年江蘇的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，對(duì)外商直接投資總量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)外商直接投資阻礙了江蘇的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

盡管外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很強(qiáng)的相關(guān)性，但兩者之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向并無(wú)一致結(jié)論，因果關(guān)系的確定一般采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的方法。莊麗娟、賀梅英（2005）以及姚戰(zhàn)琪（2012）都分別驗(yàn)證了服務(wù)業(yè)利用外國(guó)直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著單向Granger 因果關(guān)系，但方向并不相同。魏鋒、曹中（2007）對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系研究中的結(jié)論表明，對(duì)東部地區(qū)而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的長(zhǎng)期原因和短期原因。陳一鳴、李長(zhǎng)松（2011）對(duì)山東省FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究中得出，山東省GDP與FDI具有雙向的格蘭杰因果關(guān)系。Wang K.N Tang T C.（2011）檢驗(yàn)了新加坡FDI與服務(wù)業(yè)就業(yè)之間存在著雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

以上的研究大部分是基于國(guó)家和區(qū)域?qū)用娴?。研究省市?jí)層面的，服務(wù)業(yè)領(lǐng)域外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的卻不是很多。本文從外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的互動(dòng)關(guān)系，根據(jù)1992～2012年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，進(jìn)行相應(yīng)的協(xié)整檢驗(yàn)。研究江蘇省服務(wù)業(yè)外商投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，得出較可靠的研究結(jié)果，并提出相應(yīng)的政策建議。

二、模型的構(gòu)建與樣本數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)波特的“鉆石模型”，服務(wù)業(yè) FDI 的“技術(shù)外溢效應(yīng)”可以提高東道國(guó)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。服務(wù)業(yè) FDI 有利于提高東道國(guó)對(duì)新服務(wù)產(chǎn)品的需求，提高服務(wù)業(yè)和相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展。服務(wù)業(yè)增加值可以衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展水平。服務(wù)業(yè)外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，除了服務(wù)業(yè)外商直接投資和服務(wù)業(yè)增加值分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響之外，還通過(guò)服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)業(yè)增加值之間的交互影響從而對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生間接影。因此三變量之間存在極為密切的聯(lián)系。為了克服傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法不足等問(wèn)題，基于此，本文采用向量自回歸模型的分析方法，本文設(shè)定基本模型為

SFDI

SG

SGDP=α1SFDIt-1

SGt-1

SGDPt-1+α2SFDIt-2

SGt-2

SGDPt-2+α3SFDIt-3

SGt-3

SGDPt-3+Λ+e1t

e2t

e3t，t=1，2，…T（1）

其中，SFDI、SG、SGDP分別表示江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值、江蘇省生產(chǎn)總值，e為擾動(dòng)向量。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源和研究方法

本文選取時(shí)間段為1992～2012 年，江蘇省歷年的SFDI、服務(wù)業(yè)增加值和全省歷年的GDP為時(shí)間序列數(shù)據(jù)樣本，建立了向量自回歸模型的分析方法，從省際視角探討與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。具體包括時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、向量誤差修正模型Granger因果分析等多種方法。為統(tǒng)一口徑，本文采用如下公式對(duì)SFDI進(jìn)行換算：

SFDI=SFDI現(xiàn)值/美元對(duì)人民幣的匯率（采用各年份的中間價(jià)）。

GDP數(shù)據(jù)、服務(wù)業(yè)增加值數(shù)據(jù)和SFDI數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的 《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，經(jīng)處理后單位均為億元。為消除時(shí)間變量數(shù)據(jù)存在的異方差性，并考慮到對(duì)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)形式后不會(huì)改變它們之間的計(jì)量關(guān)系。對(duì)所有變量采取對(duì)數(shù)形式，由于各變量都是名義變量，以1992年為基期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)進(jìn)行序列調(diào)整，得到各變量實(shí)際值。各變量具體表示如下：LSFDI表示江蘇省服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外商直接投資流量，LSG表示江蘇省服務(wù)業(yè)增加值，LSGDP表示江蘇省生產(chǎn)總值。dLSFDI、dLSG、dLSGDP分別表示服務(wù)業(yè)實(shí)際利用外商投資、服務(wù)業(yè)增加值、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的一階差分變量。

三、模型檢驗(yàn)與數(shù)據(jù)分析

（一）圖形分析

從圖2可以看出，江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值、以及GDP在1992～2012年期間，三個(gè)時(shí)間序列都處于上升的趨勢(shì)，除了外商直接投資序列有明顯的波動(dòng)外，其他兩個(gè)序列都較為平穩(wěn)，且處于平穩(wěn)上升的狀態(tài)。1997年以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始受到通貨緊縮的困擾，以及爆發(fā)的東亞金融危機(jī)使2001年江蘇省外商直接投資達(dá)到同期的最低點(diǎn)35.9億元，比1999年下降了42.4%。而在2001年以后除了2009年受到金融危機(jī)的影響以及2012年受美國(guó)次貸危機(jī)的影響，外商直接投資和服務(wù)業(yè)增加值有所減少外，江蘇省外商直接投資和服務(wù)業(yè)增加值都在逐年穩(wěn)步提升，服務(wù)業(yè)外商直接投資年平均增長(zhǎng)59.3%。

（二）單位根檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的時(shí)間序列分析通常假定所使用的經(jīng)濟(jì)變量滿足平穩(wěn)性要求，事實(shí)上絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量都是非平穩(wěn)的，利用非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸會(huì)導(dǎo)致虛假回歸，因此在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析前，應(yīng)首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以判別平穩(wěn)性。本文將采用目前普遍采用的ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，即對(duì)于時(shí)間序列Xt建立下列方程：

ΔXt=C+βt+γXt-1+εiΔXt-i+μt（2）

H0∶γ=0

其中C為常數(shù)項(xiàng)，t為趨勢(shì)項(xiàng)。若接受原假設(shè)H0，則說(shuō)明序列Xt存在單位根，是非平穩(wěn)的；否則說(shuō)明序列Xt不存在單位根。方程中加入P個(gè)滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)Lt成為白噪音。對(duì)于非平穩(wěn)的變量還要檢驗(yàn)其差分的平穩(wěn)性。如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量是n階單整，記為I（n）。所有變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件。

從單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，如表1，可以看出三個(gè)時(shí)間序列在10%的顯著水平上均不平穩(wěn)，但其一階差分序列dLSFDI、dLSG、dLSGDP轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即dLSFDI、dLSG、dLSGDP均為I（1）。從圖3可看出，3個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)一階差分后，轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列，已不存在序列自相關(guān)和時(shí)間趨勢(shì)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

如果同階單整變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱變量間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系是非平穩(wěn)的單整變量之間存在的一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其經(jīng)濟(jì)意義在于：兩個(gè)或多個(gè)變量，雖然具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

依據(jù)EG檢驗(yàn)，為檢驗(yàn)LSFDI與LSG及LSGDP是否存在協(xié)整關(guān)系，需要考察方程中回歸殘差是否平穩(wěn)，如果回歸殘差平穩(wěn)，則說(shuō)明存在協(xié)整關(guān)系，回歸方程描述了變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。具體結(jié)果見(jiàn)表2。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值、生產(chǎn)總值三變量之間在10%的顯著水平上存在協(xié)整方程，最終正規(guī)化后的協(xié)整方程為（括號(hào)中數(shù)字為t檢驗(yàn)值）

LSGDP=++

（3）

從協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)的結(jié)果可以看出，江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資、省內(nèi)生產(chǎn)總值均與服務(wù)業(yè)增加值正相關(guān)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加1%，服務(wù)業(yè)增加值增長(zhǎng)近0.22%；服務(wù)業(yè)外商投資增長(zhǎng)1%，服務(wù)業(yè)增加值增長(zhǎng)近0.41%。江蘇省生產(chǎn)總值與服務(wù)業(yè)增加值的相關(guān)系數(shù)小于服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)業(yè)增加值的相關(guān)系數(shù)，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)服務(wù)業(yè)增加值的促進(jìn)和推動(dòng)作用小于服務(wù)業(yè)外商投資對(duì)服務(wù)業(yè)增加值的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

從上述的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資、服務(wù)業(yè)增加值、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值三變量之間均存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，可以進(jìn)一步確認(rèn)三變量之間的均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，具體計(jì)量結(jié)果見(jiàn)表3。

根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，可以得出在1%的顯著水平上，GDP的增長(zhǎng)是引起服務(wù)業(yè)外商直接投資增加的格蘭杰原因，也是引起服務(wù)業(yè)增加值增長(zhǎng)的格蘭杰原因。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，越來(lái)越多的海外投資者看中中國(guó)市場(chǎng)，紛紛到華投資設(shè)廠，而江蘇省是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)且交通運(yùn)輸便利的大省，因此GDP的不斷增長(zhǎng)在一定程度上促進(jìn)了服務(wù)業(yè)外商直接投資的增加。

在5%的顯著水平上，服務(wù)業(yè)增加值是引起外商直接投資的格蘭杰原因。與姜建平、趙伊川（2007）采用1994～2003年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)服務(wù)業(yè)利用外國(guó)直接投資與我國(guó)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，得出的結(jié)論相一致。說(shuō)明只有不斷地優(yōu)化服務(wù)業(yè)發(fā)展模式，加大力度發(fā)展服務(wù)業(yè)，才能更多地吸引外資。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，江蘇省服務(wù)業(yè)外商投資流量與GDP不存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。雖然GDP的增長(zhǎng)是引起服務(wù)業(yè)外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務(wù)業(yè)外商直接投資的增加不是引起GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因。從本文實(shí)證分析結(jié)果可以看出，雖然服務(wù)業(yè)外商投資與江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，可將外商直接投資視為江蘇省生產(chǎn)總值增長(zhǎng)不可缺少的動(dòng)力之一，但是服務(wù)業(yè)外商直接投資仍為江蘇省生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的外生變量。

四、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等時(shí)間序列分析方法，基于1992～2012年的數(shù)據(jù)，對(duì)江蘇省服務(wù)業(yè)外商直接投資流量、服務(wù)業(yè)增加值與生產(chǎn)總值的協(xié)整關(guān)系研究表明，江蘇省服務(wù)業(yè)增加值、生產(chǎn)總值均與服務(wù)業(yè)外商直接投資正相關(guān)，說(shuō)明積極推進(jìn)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)型和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式是促進(jìn)服務(wù)業(yè)快速發(fā)展的根本途徑。生產(chǎn)總值與服務(wù)業(yè)增加值的相關(guān)系數(shù)小于服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)業(yè)增加值的相關(guān)系數(shù)，即生產(chǎn)總值對(duì)服務(wù)業(yè)增加值的促進(jìn)和推動(dòng)作用小于服務(wù)業(yè)外商投資對(duì)服務(wù)業(yè)增加值的影響。

服務(wù)業(yè)外商直接投資與GDP不存在雙向因果關(guān)系的根源在于江蘇省服務(wù)業(yè)利用外資質(zhì)量不高。因此，在促進(jìn)我國(guó)服務(wù)業(yè)外商直接投資規(guī)模增長(zhǎng)的同時(shí)，須不斷推進(jìn)利用外資由量向質(zhì)的根本轉(zhuǎn)變。本文研究表明，GDP的增長(zhǎng)是引起服務(wù)業(yè)外商直接投資增加的格蘭杰原因，但是服務(wù)業(yè)外商直接投資的增加不是引起GDP增長(zhǎng)的格蘭杰原因。從經(jīng)濟(jì)上分析，江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所創(chuàng)造的良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境必然增強(qiáng)對(duì)服務(wù)業(yè)外商直接投資的吸引力，但外商直接投資的增加只是GDP增長(zhǎng)的外生變量，并不是真正帶動(dòng)其發(fā)展的內(nèi)在原因。因此，有必要采取措施擴(kuò)大江蘇省服務(wù)業(yè)引資，促進(jìn)服務(wù)業(yè)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性互動(dòng)?？梢蕴岢鋈缦陆ㄗh：第一，優(yōu)化實(shí)際利用FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。要從根本上學(xué)習(xí)外國(guó)的先進(jìn)技術(shù)和方法，從源頭上改變引進(jìn)外資的格局。第二，改善引進(jìn)外資的環(huán)境。在引導(dǎo)外商直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系上，要積極做好改善外商直接投資環(huán)境的工作，營(yíng)造多贏氛圍與格局。透過(guò)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)輻射弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)，形成良性循環(huán)的產(chǎn)業(yè)，從而進(jìn)一步促進(jìn)江蘇省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]Alan A. Bevan，Saul Estrin. The determinants of foreign direct investment into European transition economies[J].Journal of Comparative Economics，2004（32）.

[2]De Mello，Luiz R Jr.Foreign. Direct Investment-Ied Growth：Evidence from Time Series and Panel Data[J].Oxford Economic Papers，1999（51）.

[3]Borensztein Eduardo，Jose De Gregorio，Jong-Wha Lee.How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth[Z].NBER Working Papers 5057，National Bureauof Economic Research，1995.

[4]王新華.我國(guó)服務(wù)業(yè)外商直接投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)——基于9個(gè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2007（09）.

[5]王英.外商直接投資與江蘇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于FDI總量和產(chǎn)業(yè)分布的實(shí)證分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（10）.

[6]莊麗娟，賀梅英.服務(wù)業(yè)利用外商直接投資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)理的實(shí)證研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2005（08）.

[7]姚戰(zhàn)琪. 服務(wù)業(yè)外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于中國(guó)的實(shí)證研究[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012（06）.

[8]魏鋒，曹中.我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系研究——基于東、中、西部面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2007（02）.

[9]姜建平，趙伊川.SFDI與中國(guó)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2007（04）.

[10]夏杰長(zhǎng)，姚戰(zhàn)琪.服務(wù)業(yè)外商投資與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整：基于中國(guó)的實(shí)證研究[J].南京大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（03）.

*基金項(xiàng)目：教育部規(guī)劃課題“長(zhǎng)三角地區(qū)自主創(chuàng)新與利用FDI的協(xié)同發(fā)展研究”（編號(hào)：13YJAT90034）。

（作者單位：江蘇大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院）