雙向FDI與經(jīng)濟增長的實證研究*
——以遼寧省為例

李 媛， 倪志剛

(沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110870)

隨著生產(chǎn)要素在全球加速流動，F(xiàn)DI作為生產(chǎn)要素流動的載體，成為各國各地區(qū)參與經(jīng)濟全球化的重要方式之一。對外直接投資是遼寧省經(jīng)濟增長和對外開放的重要途徑之一，通過OFDI和IFDI不僅可以利用境外人力資源、消費市場，而且可以吸收境外資本、技術和管理經(jīng)驗，從而對投資母國的經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構等持續(xù)發(fā)揮影響。2016年遼寧省OFDI規(guī)模達到45.1億美元，同比增長20%，IFDI規(guī)模29.99億美元，同比下降42.2%。從2015年以前數(shù)據(jù)看，2014年IFDI總額274億美元，實際利用外資總額2008年突破100億美元，OFDI和IFDI呈現(xiàn)出發(fā)展不平衡的現(xiàn)象，IFDI總額明顯大于OFDI總額。雙向FDI對遼寧省經(jīng)濟增長是否發(fā)揮出積極作用，雙向FDI的產(chǎn)業(yè)應當如何選擇，成為迫切需要思考的問題。

一、文獻綜述

目前國內(nèi)外學者在研究雙向FDI與經(jīng)濟增長的關系時，往往只從OFDI或IFDI的角度分析其與經(jīng)濟增長的關系。

國內(nèi)外關于OFDI與經(jīng)濟增長關系的主要研究成果有：Marta(2003)[1]研究了拉丁美洲OFDI和經(jīng)濟增長的關系，發(fā)現(xiàn)OFDI導致國內(nèi)資本的流出，不利于母國的經(jīng)濟增長。Denzer(2011)[2]運用內(nèi)生增長模型對OFDI的母國經(jīng)濟增長效應進行研究，認為OFDI能正向地影響一國的經(jīng)濟發(fā)展，前提是跨國公司可以自由地將外國知識轉移到母國。Barrios等(2005)[3]分析了愛爾蘭的OFDI狀況，發(fā)現(xiàn)跨國公司中間品需求的一部分來源于投資國的國內(nèi)市場，從而對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構產(chǎn)生影響。肖黎明(2009)[4]研究發(fā)現(xiàn)，中國OFDI與經(jīng)濟增長存在協(xié)整關系，從長期看OFDI能夠促進中國的經(jīng)濟增長，促進作用在整體上較小。馮彩、蔡則祥(2012)[5]基于省級面板數(shù)據(jù)考察二者的關系，認為東部地區(qū)OFDI和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，且對經(jīng)濟增長的促進效應最大。張偉如等(2012)[6]也認為，從全國來看省級OFDI績效與經(jīng)濟增長率之間具有顯著的正向關系，而中西部地區(qū)省份兩者之間存在負相關?；粜?2014)[7]認為，我國OFDI對產(chǎn)業(yè)結構調整起到了積極的促進作用，在勞動密集型和技術密集型行業(yè)表現(xiàn)得更為明顯。

國內(nèi)外關于IFDI與經(jīng)濟增長關系的主要研究成果有：Ram(2002)[8]基于20世紀90年代跨國數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)IFDI對經(jīng)濟增長的影響顯著為正。Chee-Keong Choong(2004)[9]研究發(fā)現(xiàn)，金融體系越發(fā)達的國家IFDI吸收能力就越強，IFDI的效應也越大，越能促進東道國的經(jīng)濟增長。陳繼勇、盛楊懌(2009)[10]采用時間序列數(shù)據(jù)分析表明，IFDI所產(chǎn)生的資本效應、技術溢出效應有利于中國產(chǎn)業(yè)結構的調整但作用有限，且可能導致我國三次產(chǎn)業(yè)結構的不平衡。潘錫泉、郭福春(2012)[11]采用邊界協(xié)整檢驗方法研究發(fā)現(xiàn)，IFDI流入對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，表現(xiàn)出強烈的“投機套利”等本土特征模式。樊少華(2013)[12]對比中國和南非情況，研究發(fā)現(xiàn)兩國的IFDI與經(jīng)濟增長之間均存在正相關關系，但中國在短期和長期內(nèi)經(jīng)濟增長都是IFDI的格蘭杰原因，南非僅在長期內(nèi)經(jīng)濟增長是IFDI的格蘭杰原因。馬立軍(2013)[13]基于GMM估計方法研究發(fā)現(xiàn)，IFDI有利于經(jīng)濟增長，但“鎖定效應”會削弱其對經(jīng)濟增長的貢獻。

從雙向FDI角度展開的研究主要有：姜巍、傅玉玢(2014)[14]通過分析中國雙向FDI的進出口貿(mào)易效應發(fā)現(xiàn)，IFDI的長期出口促進效應存在下降趨勢，其現(xiàn)有類型和質量對經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展存在局限性；OFDI的長期出口促進效應存在上升可能，發(fā)展?jié)摿薮蟆ＹZ妮莎等(2014)[15]分析雙向FDI與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系，發(fā)現(xiàn)從長期看中國雙向FDI對產(chǎn)業(yè)結構升級均有促進作用，但IFDI對產(chǎn)業(yè)結構高度化的促進效應更顯著，OFDI則對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用更顯著。張林(2016)[16]從金融視角分析中國雙向FDI和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的關系，發(fā)現(xiàn)雙向FDI均對產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化具有顯著正向促進作用，但對東部地區(qū)的影響明顯大于中西部地區(qū)。

本文參考其他學者的研究成果和研究方法，從經(jīng)濟數(shù)量增長和經(jīng)濟質量增長兩個方面，研究遼寧省雙向FDI與經(jīng)濟增長的關系[17]，為實現(xiàn)遼寧省經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構升級提出意見建議。

二、雙向FDI與經(jīng)濟數(shù)量增長的實證分析

雙向FDI對經(jīng)濟數(shù)量增長的作用主要表現(xiàn)在GDP總量、凈出口等方面，本文選取這兩個角度分別實證分析雙向FDI與GDP、凈出口的關系。

1. 雙向FDI與GDP的關系分析

GDP作為經(jīng)濟增長的指標之一，反映了一個地區(qū)經(jīng)濟增長的規(guī)模和綜合實力，本文首先實證分析遼寧省雙向FDI與GDP之間的關系。影響GDP的因素有很多，如消費、投資、出口等，為了簡化不相關因素，突出雙向FDI對GDP的影響，引入變量固定資產(chǎn)投資(IFA)。選擇IFA(固定資產(chǎn)投資)、OFDI(對外直接投資)和IFDI(外商直接投資)作為解釋變量，以遼寧省GDP作為被解釋變量，建立的模型為

GDPt=α0+α1IFAt+α2OFDIt+α3IFDIt+μ(t=1，2，…，T)

(1)

式中：GDPt為第t年遼寧省生產(chǎn)總值，IFAt為第t年遼寧省固定資產(chǎn)投資總額，OFDIt為第t年遼寧省對外直接投資額，IFDIt為第t年遼寧省外商直接投資額。首先進行對數(shù)化處理，模型轉化為

ln GDPt=α0+α1ln IFAt+α2ln OFDIt+

α3ln IFDIt+μ(t=1，2，…，T)

(2)

其次，對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，確保時間序列是平穩(wěn)的，對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)要進一步進行差分，直到數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性為止，檢驗結果如表1所示?？梢钥闯?，變量ln IFA和ln IFDI的原始序列不具有平穩(wěn)性，變量ln GDP和ln IFDI的一階差分不具有平穩(wěn)性，但是4個變量的二階差分在1%顯著性水平下都具有平穩(wěn)性，即二階單整。

表1 雙向FDI與GDP的ADF檢驗結果

注：(1)滯后期的3個選項表示進行ADF檢驗時方程的設定形式：第1項表示截距項，為c時含有截距項，為0時不含截距項；第2項表示時間趨勢，為t時包括時間趨勢，為0時不包括時間趨勢；第3項表示最優(yōu)滯后期，根據(jù)SC最小準則選擇。(2)數(shù)據(jù)采用Eviews 8.0進行分析處理。下同。

然后進行變量的協(xié)整檢驗，利用Eviews軟件求得殘差序列并對其進行單位根檢驗，結果如表2所示?？梢钥闯?，t統(tǒng)計量的值小于各臨界值，拒絕原假設，即殘差不存在單位根，是平穩(wěn)的。變量ln GDP、ln IFA、ln OFDI、ln IFDI之間存在協(xié)整關系，可以進行格蘭杰因果關系檢驗。

表2 雙向FDI與GDP殘差序列的ADF檢驗結果

在單位根檢驗和協(xié)整檢驗通過的情況下，進行變量之間的格蘭杰因果關系檢驗，結果如表3所示。可以看出，在1期滯后下IFAI和OFDI互為格蘭杰原因，同時IFA也是IFDI的格蘭杰原因；但是在2期滯后下IFDI是IFA的格蘭杰原因，同時IFA和GDP互為格蘭杰原因，說明固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長不能立即發(fā)揮作用，而是在滯后期逐漸發(fā)揮作用。同時可以看出，1期滯后下OFDI和GDP互為格蘭杰原因，同時GDP也是IFDI的格蘭杰原因，但是在4期滯后下IFDI才是GDP的格蘭杰原因，這可能是因為IFDI的投資規(guī)模占IFA的規(guī)模較小，所以IFA先對GDP產(chǎn)生作用，而IFA隨著時間的積累才逐漸對GDP增長發(fā)揮作用。

表3 雙向FDI與GDP的格蘭杰因果檢驗結果

格蘭杰因果關系檢驗顯示變量之間是存在因果關系的，因此對變量之間回歸模型的預測具有一定的解釋意義。運用Eviews軟件預測模型中各個變量的系數(shù)，結果為

ln GDPt=3.514 9+0.001 6ln IFAt+0.121 7ln OFDIt+0.574 1ln IFDIt

(3)

(0.544 9) (0.043 0) (0.060 4) (0.105 9)

R2=0.981 076 DW=1.517 100F=380.187 6

R2=0.981 076說明回歸方程具有很強的擬合程度，DW=1.517 100表明回歸方程不存在自相關和多重共線性的問題。從式(3)中可以看出，OFDI和IFDI對遼寧省經(jīng)濟增長都起到了貢獻作用：OFDI每增加1個百分點，遼寧省GDP就會增長0.121 7個百分點，這主要是由于遼寧省OFDI主要流向發(fā)達國家和地區(qū)，對這些國家和地區(qū)的投資能夠產(chǎn)生很強的逆向技術溢出效應，從而促進遼寧省經(jīng)濟增長；IFDI每增加1個百分點，遼寧省GDP就會增長0.574 1個百分點，這是因為對遼寧省的IFDI主要也是源于發(fā)達國家和地區(qū)，主要投資于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)。遼寧省第二產(chǎn)業(yè)本身具有較強的競爭優(yōu)勢，在資金和技術的支持下對經(jīng)濟增長發(fā)揮了更大的促進作用，而第三產(chǎn)業(yè)處于加速發(fā)展時期，資金的流入也有利于其較快增長，從而促進經(jīng)濟增長。但是也可以看出，IFDI對遼寧省GDP的貢獻大于OFDI，這主要與二者的規(guī)模有關，OFDI的規(guī)模明顯小于IFDI，2015年遼寧省IFDI規(guī)模出現(xiàn)“斷崖式”下降，這可能是遼寧省經(jīng)濟負增長的原因之一。

2. 雙向FDI與凈出口的關系分析

出口是拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，一個地區(qū)的凈出口越大，對經(jīng)濟增長的貢獻就越大。從支出法的角度來看，GDP是由消費、投資和凈出口3個部分組成的，凈出口規(guī)模直接影響到GDP總量。選取GDP、OFDI和IFDI作為解釋變量，NEX(凈出口總額)作為被解釋變量研究雙向OFDI對凈出口的影響，建立的模型為

NEXt=α0+α1GDPt+α2OFDIt+α3IFDIt+μ(t=1，2，…，T)

(4)

式中：NEXt為第t年遼寧省凈出口額，GDPt為第t年遼寧省生產(chǎn)總值，OFDIt為第t年遼寧省對外直接投資總額，IFDIt為第t年遼寧省外商直接投資總額。對數(shù)化處理結果為

ln NEXt=α0+α1ln GDPt+α2ln OFDIt+

α3ln IFDIt+μ(t=1，2，…，T)

(5)

設原假設H0：數(shù)據(jù)時間序列具有單位根，是平穩(wěn)的；H1：數(shù)據(jù)時間序列不具有單位根，是非平穩(wěn)的。變量ADF檢驗結果如表4所示?？梢钥闯觯兞縧n NEX和ln IFDI的原始序列不具有平穩(wěn)性，變量ln NEX、ln GDP和ln IFDI的一階差分不具有平穩(wěn)性，但是4個變量的二階差分在1%顯著性水平下都具有平穩(wěn)性，即二階單整。

表4 雙向FDI與凈出口的ADF檢驗結果

然后對變量的殘差進行協(xié)整檢驗，結果如表5所示。可以看出，殘差不存在單位根，因此變量ln NEX、ln GDP、ln OFDI和ln IFDI之間存在協(xié)整關系，可以進一步進行格蘭杰因果關系檢驗。

表5 雙向FDI與凈出口殘差序列的ADF檢驗結果

在變量不存在單位根和變量間存在協(xié)整關系的前提下，可以對變量進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如表6所示?？梢钥闯?，在1期滯后下，GDP和NEX互為格蘭杰原因，OFDI和NEX互為格蘭杰原因，IFDI和NEX互為格蘭杰原因。這說明GDP總量的增長能夠促進凈出口的增加，凈出口的增加也能帶來GDP規(guī)模的擴大，同時OFDI和IFDI能對遼寧省凈出口的增加起到促進作用，遼寧省凈出口的增長也有助于OFDI和IFDI規(guī)模的擴大。選取GDP、OFDI、IFDI作為NEX的解釋變量是合理的，能夠進一步進行回歸分析。

最后對變量ln NEX、ln GDP、ln OFDI和ln IFDI進行回歸分析，結果為

ln NEXt=3.019 6+0.308 5ln GDPt-0.058 6ln OFDIt+0.042 1ln IFDIt

(6)

(0.279 2) (0.473 3) (0.592 7) (0.832 1)

R2=0.785 569 DW=1.430 360F=238.012 876

表6 雙向FDI與凈出口的格蘭杰因果檢驗結果

可以看出，R2值表明方程具有較強的擬合程度，DW也說明方程不存在共線性和自相關等問題。但是IFDI統(tǒng)計量的概率為0.832 1，表明遼寧省外商直接投資和凈出口之間的關系不明顯，其系數(shù)可信度低。從式(6)中可以看出，GDP和IFDI對于遼寧省NEX具有促進作用，其中GDP每增長1個百分點，NEX增加0.308 5個百分點，這也說明NEX對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻很大。IFDI對NEX的貢獻相對較小，IFDI每增加1個百分點，NEX增長0.042 1個百分點；同時OFDI的增長不利于NEX的增加，OFDI每增長1個百分點，NEX反而下降0.058 6個百分點。由于按支出法計算的GDP本身包括NEX一項，而外商直接投資建立的外資企業(yè)也會帶來出口的增加，因此GDP和IFDI對于遼寧省NEX起到促進作用，但是OFDI是資本流出過程，反而會增加進口，因此對NEX增長起到逆向作用。但不可忽略的是，從前面實證發(fā)現(xiàn)OFDI能夠促進GDP的增長，OFDI每增長1個百分點GDP會上升0.121 7個百分點，故OFDI對經(jīng)濟增長的貢獻作用取決于其對GDP貢獻作用大還是對NEX的阻礙作用大。

三、雙向FDI與經(jīng)濟質量增長的實證分析

雙向FDI對經(jīng)濟質量增長的影響主要表現(xiàn)在對產(chǎn)業(yè)結構的影響上。選取遼寧省雙向FDI和三次產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，采用灰色關聯(lián)分析法分析二者之間的關系，其計算步驟如下：

第一步，原始數(shù)據(jù)時間序列的構造，假設三次產(chǎn)業(yè)時間序列為

Xi=[xi(1)，xi(2)，xi(3)，xi(4)，xi(5)] (i=1，2，3)

(7)

假設遼寧省行業(yè)存量的時間序列為

Yi=[yj(1)，yj(2)，yj(3)，yj(4)，yj(5)] (j=1，2，3，4，5)

(8)

第二步，對參數(shù)數(shù)列和比較數(shù)列，采用極值法進行無量綱化處理，公式為

(i=1，2，3)

(9)

(i=1，2，3，4，5)

(10)

第三步，求各序列最小值、最大值，公式為

Δi=[Δi(1)，Δi(2)，Δi(3)，Δi(4)，Δi(5)]

(11)

Δj=[Δj(1)，Δj(2)，Δj(3)，Δj(4)，Δj(5)]

(12)

第四步，求參考序列和比較序列的灰色關聯(lián)系數(shù)，公式為

(13)

式中，ρ為分辨系數(shù)，通常取值0.5。

第五步，計算灰色關聯(lián)度。因為關聯(lián)系數(shù)是比較序列和參考序列在各個時刻的關聯(lián)程度，所以不止一個，而信息過于分散不便于進行整體比較，需要對各個時刻的關聯(lián)系數(shù)進行比較，作為比較序列與參考序列間關聯(lián)程度的度量方法。參考序列和比較序列灰色關聯(lián)度計算公式為

(14)

第六步，對關聯(lián)序列各因素的關聯(lián)程度進行排序。如果γ1<γ2，說明參考序列與比較序列更相似，二者之間的關聯(lián)程度較大；反之，則說明參考序列與比較序列之間的關聯(lián)程度不大。

選取遼寧省OFDI和IFDI排名前十的行業(yè)，分別計算其與三次產(chǎn)業(yè)的灰色關聯(lián)度，結果如表7、8所示。

表7 OFDI前十行業(yè)與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)度

表8 IFDI前十行業(yè)與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)灰色關聯(lián)度

由表7、8可以看出，遼寧省對外直接投資行業(yè)、外商直接投資行業(yè)均與三次產(chǎn)業(yè)存在緊密關聯(lián)，雙向FDI對三次產(chǎn)業(yè)的影響程度可由表中的關聯(lián)度數(shù)據(jù)得以體現(xiàn)。

四、結論及建議

1. 結論

雙向FDI對GDP增長的影響是多方面的。從回歸方程可以看出，OFDI每增加1個百分點，遼寧省GDP就會增長0.121 7個百分點。遼寧省OFDI主要流向發(fā)達國家和地區(qū)，能夠促進省內(nèi)相關行業(yè)技術升級和產(chǎn)業(yè)結構升級，從而帶來經(jīng)濟增長。IFDI對GDP的影響更為明顯，IFDI每增加1個百分點，遼寧省GDP就會增長0.574 1個百分點。IFDI首先直接擴大了省內(nèi)投資規(guī)模，遼寧省經(jīng)濟增長主要依靠固定資產(chǎn)投資，因此固定資產(chǎn)投資的擴大直接推動了GDP的增長。其次，IFDI帶來的技術和管理經(jīng)驗從國外向國內(nèi)的轉移，提高了行業(yè)對生產(chǎn)要素的利用率，推動行業(yè)結構升級，對資源更有效的利用帶動企業(yè)生產(chǎn)效率和利潤率上升，從而促進GDP增長。但從格蘭杰因果關系檢驗中可以發(fā)現(xiàn)，遼寧省IFDI對GDP的作用要有4期滯后才能發(fā)揮，而OFDI的作用在1期滯后的情況下就能發(fā)揮，這可能與遼寧省OFDI主要流向美國、香港等地區(qū)，其逆向溢出效應較大有關?；疑P聯(lián)分析顯示，電氣機械及器材制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的OFDI更有利于產(chǎn)業(yè)結構調整，而制造業(yè)、租賃和商務服務業(yè)的IFDI更有利于產(chǎn)業(yè)結構的調整。

2. 建議

雙向FDI從GDP、凈出口和產(chǎn)業(yè)結構3個方面對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用，本文據(jù)此提出遼寧省雙向FDI發(fā)展的建議：

(1) 改善對內(nèi)對外投資環(huán)境，促進雙向FDI發(fā)展。首先，要轉變政府職能，努力構建服務型政府。在企業(yè)投資過程中政府應盡可能扮演投資咨詢者的角色，引導企業(yè)“走出去”和“引進來”，減少行政審批環(huán)節(jié)，提高審批效率，為企業(yè)提供完善的事前、事中和事后的一整套服務，建立企業(yè)投資風險防控機制，讓企業(yè)更放心地開展對外投資，吸引海外資本進入省內(nèi)具有競爭力的優(yōu)勢行業(yè)。其次，應該擴大FDI的投資領域，不僅要有序放寬外資能夠進入的領域，讓資本能夠在電信、醫(yī)療、金融等敏感行業(yè)自由流動，讓國外成熟的技術和制度反推省內(nèi)相關行業(yè)升級和發(fā)展，通過市場競爭激發(fā)經(jīng)濟的活力；而且要鼓勵資本進入國外的相關行業(yè)，而不是流入低端服務業(yè)和制造業(yè)，以實現(xiàn)更大的逆向技術溢出效應。

(2) 發(fā)揮雙向FDI對固定資產(chǎn)投資、凈出口的促進作用。從規(guī)模上來看，IFDI投資額遠小于固定資產(chǎn)投資額，應增加遼寧省固定資產(chǎn)投資。IFDI能夠直接帶來固定資產(chǎn)投資的增加，外商的進入不僅能帶來資金，還能帶來技術和管理經(jīng)驗。通過建立合資企業(yè)等方式，能夠加快技術、管理經(jīng)驗等的傳播，使其他企業(yè)通過學習、模仿實現(xiàn)產(chǎn)品升級；同時外資企業(yè)和省內(nèi)其他企業(yè)的競爭能夠激發(fā)市場活力，促進資本良性循環(huán)，最終促進經(jīng)濟增長。

(3) 強化雙向FDI對產(chǎn)業(yè)結構的調整作用。從行業(yè)角度來看，雙向FDI與遼寧省三次產(chǎn)業(yè)結構具有很強的關聯(lián)性。產(chǎn)業(yè)結構只有與經(jīng)濟的發(fā)展水平相適應才能對經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用，產(chǎn)業(yè)轉型升級一直是經(jīng)濟發(fā)展中不可忽略的問題。FDI是產(chǎn)業(yè)結構調整的方式之一，應充分發(fā)揮雙向FDI的作用。首先，各行業(yè)對其所屬行業(yè)的影響最大，對于夕陽產(chǎn)業(yè)應該鼓勵資本流出、限制資本流入，對于新興和重點產(chǎn)業(yè)，則應鼓勵資本流入、限制資本流出。其次，政府部門應該對產(chǎn)業(yè)結構調整有明確的判斷，對需要大力發(fā)展的行業(yè)鼓勵外資進入，對落后甚至應該淘汰的行業(yè)則應該鼓勵行業(yè)資本流出和向其他行業(yè)轉型。最后，對于某些事關經(jīng)濟安全的行業(yè)應該采取鼓勵其發(fā)展的態(tài)度，引導內(nèi)資流入，避免外部資本的沖擊，培育其在市場上的競爭力。

參考文獻：

[1] Marta B.Foreign direct investment，economic freedom and growth：new evidence from Lartin America [J].European Journal of Political Economy，2003，19(1)：529-545.

[2] Denzer A.The effects of outward FDI on economic growth：a theoretical and empirical analysis[R].Baden-Württemberg：Eberhard Karls Universit?t Tübingen，2011：1-30.

[3] Barrios S，Gorge H，Strobe E.Foreign direct investment competition and industrial development in the host country [J].European Economic Review，2005，18(2)：51-55.

[4] 肖黎明.對外直接投資與母國經(jīng)濟增長：以中國為例 [J].財經(jīng)科學，2009(8)：111-117.

[5] 馮彩，蔡則祥.對外直接投資的母國經(jīng)濟增長效應：基于中國省級面板數(shù)據(jù)的考察 [J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2012(6)：46-51.

[6] 張偉如，韓斌，胡冰.中國對外直接投資績效與經(jīng)濟增長：基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析 [J].經(jīng)濟問題，2012(11)：54-56.

[7] 霍忻.我國OFDI產(chǎn)業(yè)結構調整效應研究：基于灰色關聯(lián)理論的實證分析 [J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2014(9)：24-32.

[8] Ram R，Zhang H L.Foreign direct investment and economic growth：evidence from cross-country data for the 1990s [J].Economic Development and Culture Change，2002(3)：18-26.

[9] Choong C K，Yusop Z，Soo S C.Foreign direct investment，economic growth and financial sector development：a comparative analysis [J].Asian Economic Bulletin，2004(2)：5-12.

[10]陳繼勇，盛楊懌.外國直接投資與我國產(chǎn)業(yè)結構調整的實證研究：基于資本供給和知識溢出的視角 [J].國際貿(mào)易問題，2009(1)：94-100.

[11]潘錫泉，郭福春.升值背景下人民幣匯率、FDI與經(jīng)濟增長動態(tài)時變效應研究 [J].世界經(jīng)濟研究，2012(6)：24-29.

[12]樊少華.FDI與經(jīng)濟增長關系：中國、南非例證 [J].貴州財經(jīng)大學學報，2013(2)：106-111.

[13]馬立軍.外商直接投資(FDI)與中國省際經(jīng)濟增長差異：基于GMM估計方法 [J].國際貿(mào)易問題，2013(10)：149-158.

[14]姜巍，傅玉玢.中國雙向FDI的進出口貿(mào)易效應：影響機制與實證檢驗 [J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2014(6)：15-27.

[15]賈妮莎，韓永輝，鄒建華.中國雙向FDI的產(chǎn)業(yè)結構升級效應：理論機制與實證檢驗 [J].國際貿(mào)易問題，2014(11)：109-120.

[16]張林.中國雙向FDI、金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化 [J].世界經(jīng)濟研究，2016(10)：111-124.

[17]王媛，林嘉琨.我國企業(yè)FDI逆向知識轉移效能評估模型構建 [J].沈陽工業(yè)大學學報(社會科學版)，2016(2)：117-124.