中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的實證研究*

胡惟璇

(武漢交通職業(yè)學(xué)院，湖北　武漢　430065)

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中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的實證研究*

胡惟璇

(武漢交通職業(yè)學(xué)院，湖北武漢430065)

在“新常態(tài)”和“一帶一路”的時代背景下，研究對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment(OFDI))對中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的影響具有較大的實踐指導(dǎo)價值。本文通過構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型，實證研究中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：(1)整體上，OFDI促進(jìn)資本、技術(shù)及勞動密集型產(chǎn)品出口，抑制資源密集型產(chǎn)品；(2)短期內(nèi)，僅勞動密集型產(chǎn)品出口與OFDI有因果關(guān)系；(3)資源型產(chǎn)品對OFDI沖擊負(fù)向響應(yīng)；資本技術(shù)型產(chǎn)品始于負(fù)向，后回歸正向影響；勞動密集產(chǎn)品始于正向，后基本沒有影響。

對外直接投資；貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化；向量自回歸模型

當(dāng)今世界經(jīng)濟發(fā)展增速減緩，中國經(jīng)濟進(jìn)入“新常態(tài)”，2015年經(jīng)濟下行貫穿全年，經(jīng)濟發(fā)展面臨復(fù)雜多變的環(huán)境。因此，中國迫切需要充分統(tǒng)籌國際國內(nèi)兩種資源及兩個市場，一方面加強新興市場的開拓，應(yīng)對國際貿(mào)易保護(hù)主義；另一方面，加快發(fā)展對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment(OFDI))，促進(jìn)貿(mào)易投資一體化。[1]在此背景下，全面系統(tǒng)地研究對外直接投資對中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化的影響，促進(jìn)對外貿(mào)易與投資協(xié)同發(fā)展，對構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制，拓展中國參與國際分工與合作的層次與領(lǐng)域，創(chuàng)造國際競爭新優(yōu)勢具有重要的實踐指導(dǎo)價值。本文擬以中國為例，用計量經(jīng)濟學(xué)的經(jīng)典軟件EVIEWS 6.0，定量檢驗OFDI與中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的長期均衡及短期動態(tài)關(guān)系。

一、中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動分析

為探討中國OFDI對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，首先利用貿(mào)易競爭指數(shù)綜合分析中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動，目的是明確貿(mào)易結(jié)構(gòu)是否改善和優(yōu)化。

貿(mào)易競爭力指數(shù)主要通過比較產(chǎn)品的進(jìn)出口來分析某類產(chǎn)品在國際市場上的表現(xiàn)，具體計算公式為：

其中，Ei為產(chǎn)品i的出口總額，Ii為產(chǎn)品i的進(jìn)口總額。若貿(mào)易競爭指數(shù)為正，則表示該國對于世界來說是 i 類產(chǎn)品的凈供應(yīng)國，此產(chǎn)品的生產(chǎn)效率高于國際水平，出口競爭力強，且該比值越接近于 1，說明該產(chǎn)業(yè)國際競爭力越強；反之則弱。[2]

利用聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議網(wǎng)站提供的中國貨物貿(mào)易進(jìn)出口相關(guān)數(shù)據(jù)，計算得到中國商品的貿(mào)易競爭指數(shù)如表1所示。表1列出了自2001年中國加入WTO以來中國主要商品的出口貿(mào)易競爭指數(shù)?？梢钥闯?，中國資源密集型產(chǎn)品出口貿(mào)易競爭力指數(shù)一直小于0，而且還呈現(xiàn)不斷下降的趨勢。究其原因，主要是中國近些年來經(jīng)濟發(fā)展迅速，國內(nèi)僅有的資源產(chǎn)品已不能滿足中國的生產(chǎn)需要，因此必然導(dǎo)致這類產(chǎn)品的進(jìn)口增加，中國已發(fā)展成為一個資源性產(chǎn)品凈進(jìn)口國。資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的貿(mào)易競爭指數(shù)從2001年的-0.1248上升到2012年的0.1292，盡管相比之下這類產(chǎn)品在世界市場上并不具備絕對的競爭優(yōu)勢，但是也必須看到其比較優(yōu)勢正在逐漸增強；而作為中國具備傳統(tǒng)競爭優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)品的貿(mào)易競爭指數(shù)則一直保持在0.4左右，說明中國勞動密集型產(chǎn)品始終保持較強的國際競爭力。

貿(mào)易競爭力指數(shù)測度表明：資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力呈現(xiàn)不斷增強的趨勢，而勞動密集型產(chǎn)品則一直保持較強的貿(mào)易競爭力；中國主要出口產(chǎn)品的貿(mào)易結(jié)構(gòu)變動的同時其貿(mào)易競爭力也增強，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的趨勢。

二、中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實證分析

在確認(rèn)中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的基礎(chǔ)上，把出口商品分為資源密集型、勞動密集型及資本技術(shù)密集型三類產(chǎn)品，結(jié)合中國OFDI構(gòu)建向量自回歸(VAR)模型，研究中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的短期及長期影響。

(一)指標(biāo)選擇

1.商品貿(mào)易競爭指標(biāo)設(shè)定。根據(jù)國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)(SITC)分類，將中國對外貿(mào)易商品中的SITC0-4記為資源密集型產(chǎn)品，SITC6、8、9記為勞動密集型產(chǎn)品，SITC5、7記為資本技術(shù)密集型產(chǎn)品，將三類產(chǎn)品的貿(mào)易競爭指分別記為TCR、TCL、TCK。

2.指標(biāo)數(shù)據(jù)采集。根據(jù)1982-2012年中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，計算得出各類商品貿(mào)易競爭指數(shù)，見表2。

(二)OFDI、GDP及對應(yīng)RIG數(shù)據(jù)樣本采集

選取OFDI存量與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值來表示對外直接的相對規(guī)模，也從一定程度上反映了中國的對外開放水平，記為RIG(見表3)。

表1　根據(jù)SITC分類的2001-2012年中國商品貿(mào)易競爭指數(shù)

(注：數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議)

表2　1982-2012年中國商品貿(mào)易競爭指數(shù)表

(注：數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒(1982-2012年)》)

表3　1982-2012年RIG值測算匯總表

(注：數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議)

(三) VAR模型的構(gòu)建

多元VAR模型的關(guān)鍵是選擇系統(tǒng)內(nèi)解釋變量最佳滯后階數(shù)，而且協(xié)整檢驗的結(jié)果對滯后階數(shù)的選擇也非常敏感，不當(dāng)?shù)臏箅A數(shù)，會導(dǎo)致“虛協(xié)整”；一般來說，滯后階數(shù)太小，誤差項的自相關(guān)會很嚴(yán)重，而滯后階數(shù)太大，會導(dǎo)致模型的自由度太小，影響模型參數(shù)估計量的有效值。[2]本文利用EVIEWS 6.0測算TCR、TCK、TCL、LNRIG四項指標(biāo)之間的五個評價統(tǒng)計量，即LR、FPE、AIC、SC和HQ值，選擇標(biāo)*號的統(tǒng)計量個數(shù)最多的滯后階數(shù)作為最佳滯后階數(shù)(見圖1)。

圖1　VAR模型最佳滯后階數(shù)的判斷

圖1顯示，除了LR似然比檢驗與AIC信息準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)為1外，其余所有的準(zhǔn)則都選擇最佳滯后階數(shù)為3，故建立VAR(3)模型。

VAR(3)模型的各項統(tǒng)計值為：R12=0.9886，R22=0.9862，R32=0.9143，R42=0.9878，對數(shù)似然值為222.5838，AIC信息值為-12.1846，SC值為-9.7104，均表明模型的擬合優(yōu)度較好。

另外，還要進(jìn)一步檢驗所建立的模型是否滿足VAR模型的穩(wěn)定性條件。采用AR根圖表法，如果被估計的VAR模型的特征方程所有根的倒數(shù)都小于1，即位于單位圓內(nèi)，則是穩(wěn)定的。[2]從圖2看出，VAR(3)模型是完全穩(wěn)定的，所以滯后3階被確認(rèn)是VAR模型的最佳滯后階數(shù)。

圖2　VAR(3)模型的特征根倒數(shù)分布圖

(四)模型檢驗

1.單位根檢驗。時間序列分析要求相關(guān)時間序列必須是平穩(wěn)的，否則可能會導(dǎo)致“偽回歸”。在此采用ADF(Augmented Dickey-fuller Test)單位根檢驗方法判斷各時間序列的平穩(wěn)性。[2]為了消除原始數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對變量RIG取自然對數(shù)，記為LNRIG，各變量的ADF單位根檢驗結(jié)果如表4所示。

表4　變量序列的ADF平穩(wěn)性檢驗

(注：“D”表示一階差分符號；檢驗類型(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程中包含常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)；*、**、***分別表示10%、5%、1%顯著性水平。)

由變量單位根檢驗結(jié)果來看，變量TCL在10%的顯著水平下是非平穩(wěn)的，而所有變量的一階差分序列在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，即均為一階單整序列，為后續(xù)的協(xié)整檢驗創(chuàng)造了條件。

2.協(xié)整檢驗。通過VAR模型，可以對TCR、TCK、TCL、LNRIG四個變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，從而判斷中國OFDI與貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的長期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗的模型本質(zhì)上是對非限制性VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后階數(shù)是非限制性VAR模型進(jìn)行一階差分變量的滯后階數(shù)。[2]因為VAR模型選擇的最佳滯后階數(shù)是3，故協(xié)整檢驗的VAR模型的滯后階數(shù)為2。進(jìn)一步對TCR、TCK、TCL、LNRIG進(jìn)行Johansen檢驗，結(jié)果如表5所示。

表5顯示，在5%的顯著水平下，Johansen協(xié)整檢驗拒絕了“不存在協(xié)整方程”的原假設(shè)，表明TCR、TCK、TCL、LNRIG四個變量存在一個協(xié)整方程，這說明中國OFDI、資源密集型產(chǎn)品出口、勞動密集型產(chǎn)品出口與資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口之間存在長期均衡關(guān)系。因此通過對該協(xié)整方程進(jìn)行不同變形，得到4個變量間的標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)，如表6所示。

通過表6，分析LNRIG作為解釋變量所在的列，其各項系數(shù)反應(yīng)了中國OFDI對資源密集型產(chǎn)品出口、資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口、勞動密集型產(chǎn)品出口的長期影響。具體來看，對外直接投資每增加一個百分點，引起資源密集型產(chǎn)品出口的競爭指數(shù)下降了0.2033%，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口的競爭指數(shù)上升了0.3666%，勞動密集型產(chǎn)品出口競爭指數(shù)上升了0.1405%。

3.誤差修正模型。協(xié)整關(guān)系只能說明各個變量之間的長期關(guān)系與趨勢，要分析變量間的短期動態(tài)關(guān)系，可以通過引入誤差修正模型(VECM)來將變量間的短期波動與長期均衡有效結(jié)合起來，實現(xiàn)短期內(nèi)變量間由非均衡向均衡調(diào)整的一個過程。VECM的滯后期是非限制性VAR模型一階差分變量的滯后期，即本文TCR、TCK、TCL、LNRIG四個變量所構(gòu)成的VAR(3)模型對應(yīng)的VECM的滯后期是2，其穩(wěn)定性判斷方法與VAR(3)模型的相同。經(jīng)檢驗后發(fā)現(xiàn)VECM(2)的所有特征根的倒數(shù)都落在單位圓內(nèi)(見圖3)，表明了VEMC(2)的穩(wěn)定性。[2]

表5　VAR(3)Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

(注：加*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè))

表6　標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程系數(shù)表

圖3　VECM(2)的特征根的倒數(shù)分布圖

由于VECM(2)實質(zhì)上是含有協(xié)整約束的VAR(3)模型，在模型參數(shù)估計過程中，截距項與趨勢項的設(shè)置應(yīng)與Johansen協(xié)整檢驗的相關(guān)假設(shè)保持一致，仍然采用協(xié)整方程僅有截距項且序列含有確定性線性趨勢的形式，[2]估計結(jié)果如表7所示。

從最后一列D(LNRIG)作為被解釋變量的VECM方程來看，誤差修正項的系數(shù)小于0(EC(-1)=-1.9238)，符合反向修正機制，表明滯后一期的非均衡誤差以1.9238%的速度從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調(diào)整，但是調(diào)整的幅度十分有限。短期內(nèi)，除了資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口競爭力指數(shù)滯后一期與滯后二期對OFDI具有一定的促進(jìn)作用(t統(tǒng)計量值為分別為2.06904與2.98249)，其他變量均不顯著，說明資源密集型產(chǎn)品出口與勞動密集型產(chǎn)品出口對OFDI的時滯效應(yīng)不明顯，而短期的資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口可以在一定程度上首先打開國外市場，進(jìn)而促進(jìn)OFDI的發(fā)展。再分析另外三個VECM方程發(fā)現(xiàn)，只有對外直接投資對勞動密集型產(chǎn)品的出口具有一定正面時滯效應(yīng)，其滯后二期的t統(tǒng)計值為1.96099，時滯效應(yīng)比較顯著，說明對外直接投資在一定程度上可以促進(jìn)勞動密集型產(chǎn)品的出口。

三、基于VEC模型的Granger短期因果檢驗

傳統(tǒng)的基于VAR模型的Granger因果檢驗僅適用于非協(xié)整的時間序列間的因果檢驗，如果要檢驗存在協(xié)整關(guān)系的序列間的因果關(guān)系，則應(yīng)該考慮使用VEC模型進(jìn)行因果檢驗，否則得出的結(jié)論可能會產(chǎn)生偏差。格蘭杰(Granger，1969)提出了一個簡單的包括兩個變量的VAR模型檢驗方法，習(xí)慣上稱為格蘭杰因果關(guān)系檢驗。[2]

表7　VECM(2)模型方程系數(shù)

(注：“D”表示變量的一階差分，圓括號內(nèi)數(shù)值代表相應(yīng)的VECM方程系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，方括號內(nèi)數(shù)值代表相應(yīng)的VECM方程系數(shù)的t統(tǒng)計值。)

基于VEC模型的Granger因果檢驗對于VEC模型中的每一個方程，將輸出每一個其他內(nèi)生變量的滯后項(不包括其本身的滯后項)檢驗統(tǒng)計量的值及其相應(yīng)的概率值。[2]TCR、TCK、TCL和LNRIG四變量間的VECM(2)模型的因果關(guān)系檢驗結(jié)果如圖4所示。

圖4　基于VECM(2)模型的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，從短期來看，OFDI與資源密集型產(chǎn)品的出口及資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口之間不存在相互因果關(guān)系(D(LNRIG) 統(tǒng)計量分別為1.0630與0.3484，且P值均不顯著)；但對于勞動密集型產(chǎn)品來說，D(TCL)相對于D(LNRIG)的 統(tǒng)計量為6.4948，相應(yīng)的概率值為0.0389，說明內(nèi)生變量D(TCL)對應(yīng)的VECM方程不可以將變量D(LNRIG)排除，即變量D(LNRIG)是D(TCL)的Granger原因?？梢姡瑒趧用芗彤a(chǎn)品出口的變化在短期內(nèi)是OFDI作用的結(jié)果，而資源密集型產(chǎn)品的出口與資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的出口變化短期內(nèi)受OFDI的影響則不顯著。

四、貿(mào)易結(jié)構(gòu)各指標(biāo)對OFDI的脈沖響應(yīng)關(guān)系

由于VECM的估計系數(shù)大部分不顯著，所以并不能很好地解釋變量之間的短期關(guān)系。因此，利用另一種分析工具——脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析變量之間的動態(tài)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)方法(Impulse Response Function，IRF)用于衡量來自某個內(nèi)生變量的隨機擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊(稱之為“脈沖”)對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來取值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機擾動的動態(tài)反應(yīng)，顯示任意變量的隨機擾動新息(Innovation)如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程。[2]

利用經(jīng)過自由度修正的殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖來分析VAR(3)模型中4個變量，TCR、TCK、TCL分別對于LNRIG一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的脈沖響應(yīng)，即出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)各變量受到OFDI沖擊的脈沖響應(yīng)，脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖如圖5 所示。縱軸表示變量增長率的變化，橫軸表示沖擊作用滯后期數(shù)，設(shè)定了20期的脈沖響應(yīng)追蹤時期數(shù)。

圖5　貿(mào)易結(jié)構(gòu)各指標(biāo)對OFDI的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

圖5(a)刻畫了TCR對LNRIG沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在第10期之前的TCR的響應(yīng)都是圍繞0上下波動，且幅度較小。第10期之后，一直保持著0.002左右的振幅呈現(xiàn)負(fù)面響應(yīng)狀態(tài)。這表明，在資源導(dǎo)向型的OFDI初期，由于自然資源開采需要的技術(shù)水平較高，周期通常較長，導(dǎo)致在投資初期的反向進(jìn)口效應(yīng)并不明顯。隨后，隨著投資的深入，中國從海外進(jìn)口的資源性產(chǎn)品隨之增加，即OFDI抑制了該國資源性產(chǎn)品出口的發(fā)展。

圖5(b)表明了TCK對LNRIG沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。TCK起初沒有反應(yīng)，在第2期迅速滑落并在第3期達(dá)到最想然后回升，從第4期開始保持持續(xù)的正向響應(yīng)。說明OFDI對資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口的影響存在一定的時滯效應(yīng)。究其原因，在短期內(nèi)，OFDI的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)并未在國內(nèi)起到作用，經(jīng)過企業(yè)一段時間的學(xué)習(xí)吸收以后，國內(nèi)相關(guān)企業(yè)的生產(chǎn)逐漸轉(zhuǎn)移到“微笑曲線”的兩端，進(jìn)而提高了相關(guān)產(chǎn)品的出口競爭力。

圖5(c)是TCL對LNRIG沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。TCK受到一個標(biāo)準(zhǔn)差單位的LNRIG的正沖擊后，在前12期均保持一段時間的正向波動，之后基本穩(wěn)定在0附近，不產(chǎn)生任何響應(yīng)。說明OFDI對勞動密集型產(chǎn)品的出口存在一定的時滯效應(yīng)，而且是促進(jìn)其出口競爭力的提高。但是勞動密集型產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢是存在一定時效性的，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，勞動力及原材料價格的不斷上升，勞動密集型產(chǎn)品原有的價格優(yōu)勢就會逐漸削弱甚至消失，因而OFDI對其出口競爭力的影響作用也是有限的。

五、結(jié)論

通過上述分析，可以得出如下結(jié)論：

(1)短期來看，資源密集型產(chǎn)品出口以及資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口與OFDI之間不存在因果關(guān)系，但是勞動密集型產(chǎn)品的出口與OFDI之間存在一定的因果關(guān)系。

(2)長期來看，由于時滯的原因，中國OFDI對資本、技術(shù)、勞動密集型產(chǎn)品的出口具有一定的促進(jìn)作用，而對資源密集型產(chǎn)品的出口則有一定的抑制效應(yīng)，OFDI從整體上促進(jìn)了中國整體貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

(3)資源密集型產(chǎn)品出口對OFDI沖擊產(chǎn)生了負(fù)向響應(yīng)，資本技術(shù)密集型產(chǎn)品出口對沖擊的響應(yīng)起始于負(fù)面影響，經(jīng)過一段時間波動后回歸于正面影響，而勞動密集型產(chǎn)品出口對沖擊的響應(yīng)起始于正面影響，經(jīng)過一段時間后基本沒有任何影響。

相應(yīng)政策建議如下：

(1)我國政府部門在制定整體產(chǎn)業(yè)政策和對外政策時，要特別注意對外直接投資對于出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的影響，[1]改變現(xiàn)有的部分出口產(chǎn)品處于全球制造業(yè)價值鏈中低端的現(xiàn)狀，降低對出口產(chǎn)品數(shù)量規(guī)模增長的過分追求，重點關(guān)注出口產(chǎn)品的技術(shù)水平和核心競爭力，引導(dǎo)“中國制造”走向“中國創(chuàng)造”。

(2)在海外投資統(tǒng)籌過程中，要注意整合對外投資政策和對外貿(mào)易政策。一方面，鼓勵企業(yè)在境外投資過程中帶動機械設(shè)備及中間產(chǎn)品的出口，在出口退稅及出口信貸方面給予一定的優(yōu)惠政策；另一方面，對企業(yè)通過境外投資獲得的資源性產(chǎn)品、先進(jìn)技術(shù)的進(jìn)口實行零關(guān)稅政策，對最終產(chǎn)品的進(jìn)口實行差別關(guān)稅優(yōu)惠政策，同時鼓勵支持企業(yè)在東道國開展加工貿(mào)易，對其所需的機械設(shè)備、技術(shù)、零部件等生產(chǎn)要素的出口優(yōu)先提供出口信貸或者出口擔(dān)保，充分發(fā)揮對外直接投資帶動出口貿(mào)易的作用。[1]

[1]胡惟璇. 中國對外直接投資對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響[J].武漢交通職業(yè)學(xué)院學(xué)報, 2015(1)：16-20.

[2]李子奈，葉阿忠. 高級應(yīng)用計量經(jīng)濟學(xué)[M].清華大學(xué)出版社, 2012.

2015-10-13

武漢交通職業(yè)學(xué)院校級課題“中國OFDI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響研究”(編號：Y2015003)。

胡惟璇(1984- )，女，安徽績溪人，武漢交通職業(yè)學(xué)院物流學(xué)院講師，主要從事國際投資與跨國經(jīng)營研究。

10.3969/j.issn.1672-9846.2016.01.010

F224；F832.6

A

1672-9846(2016)01-0044-07