王辰雨

摘 要：為了考察中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家對(duì)外直接投資對(duì)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的影響，本文基于引力模型，分析了2006—2015年中國(guó)對(duì)54個(gè)沿線國(guó)家OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)，得出“OFDI出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應(yīng)有限”的結(jié)論。為了發(fā)揮對(duì)外投資對(duì)我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化效應(yīng)，提出加強(qiáng)國(guó)家間合作，推動(dòng)增加對(duì)外直接投資，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等政策措施。

關(guān)鍵詞：“一帶一路”倡議 OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng) 引力模型

中圖分類號(hào)：F752.62 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2018）05（a）-069-04

近年來(lái)，我國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家投資不斷增長(zhǎng)，那么，通過(guò)國(guó)內(nèi)企業(yè)走出去，增加對(duì)外直接投資是否能夠有效繞過(guò)貿(mào)易壁壘，吸收國(guó)外高新技術(shù)，優(yōu)化我國(guó)對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)呢？為回答這一問(wèn)題，本文研究我國(guó)在“一帶一路”上的對(duì)外直接投資與出口商品結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，檢驗(yàn)中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家的投資是否對(duì)我國(guó)商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)起到促進(jìn)作用，這對(duì)“一帶一路”倡議下我國(guó)貿(mào)易和投資政策制定都具有重要的指導(dǎo)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

前人研究中，更多的將關(guān)注點(diǎn)放在外商直接投資對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系，對(duì)外直接投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，同時(shí)，基于宏觀總量層面的OFDI貿(mào)易效應(yīng)研究成果也十分豐富，然而基于結(jié)構(gòu)層面的OFDI貿(mào)易效應(yīng)的研究，尤其是OFDI對(duì)出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的研究十分有限，并且研究結(jié)論分歧較大。對(duì)外直接投資對(duì)出口結(jié)構(gòu)的效應(yīng)研究可依據(jù)研究結(jié)論分為以下三種。

（1）無(wú)影響效應(yīng)或影響效應(yīng)較弱。得出OFDI對(duì)出口結(jié)構(gòu)不存在影響效應(yīng)的多為國(guó)內(nèi)學(xué)者。如馮春曉（2009）主要針對(duì)制造業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)其產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的影響，然而通過(guò)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化和合理化指標(biāo)體系，表明制造業(yè)OFDI對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化作用非常微弱[1]。隨后，劉美玲等（2011）通過(guò)廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)分析也得出相似結(jié)論，研究表明對(duì)外直接投資增長(zhǎng)對(duì)于中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的反作用力度較弱[2]。

（2）影響效應(yīng)明顯。國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為國(guó)際直接投資對(duì)本國(guó)產(chǎn)業(yè)的影響效應(yīng)會(huì)隨著投資動(dòng)因類型改變而產(chǎn)生變化，如趙偉、江東（2010）認(rèn)為，伴隨著對(duì)外直接投資動(dòng)因由“初級(jí)”到“高級(jí)”的疊進(jìn)式升級(jí)，母國(guó)產(chǎn)業(yè)也由勞動(dòng)密集型到資本密集型，再到知識(shí)與技術(shù)密集型的結(jié)構(gòu)升級(jí)[3]。隋月紅、趙振華（2012）將我國(guó)OFDI與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的命題置于順—逆梯度OFDI并存框架下，分析了我國(guó)OFDI影響貿(mào)易結(jié)構(gòu)的機(jī)理并作出實(shí)證檢驗(yàn)，得出“順一逆梯度OFDI并存提升了我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的比重，有利于我國(guó)貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化”的結(jié)論[4]。

（3）影響效應(yīng)不定。俞毅和萬(wàn)煉（2009）利用VAR模型的分析框架進(jìn)行研究。結(jié)果表明：對(duì)外直接投資與進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但對(duì)進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)中各變量均不存在短期因果關(guān)系[5]。張海波（2014）運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM方法實(shí)證分析OFDI對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響，結(jié)果表明OFDI僅對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家出口貿(mào)易品技術(shù)含量具有顯著的提升作用，而對(duì)發(fā)展中國(guó)家卻在一定程度上表現(xiàn)出抑制效應(yīng)[6]。

總而言之，基于OFDI對(duì)出口結(jié)構(gòu)影響的相關(guān)研究成果數(shù)量十分有限，并且研究結(jié)論存在較大差異，整體的研究力度仍然偏弱一些。對(duì)此，本文著重研究中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家的對(duì)外直接投資，以此為切入點(diǎn)來(lái)分析其出口商品結(jié)構(gòu)效應(yīng)，以期為商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和多元化貿(mào)易提供研究依據(jù)。

2 實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定與變量選取

近年來(lái)，引力模型作為貿(mào)易理論和政策研究的主流工具，已經(jīng)成為國(guó)際貿(mào)易領(lǐng)域的基準(zhǔn)模型。本文的引力模型在前人的基礎(chǔ)上適當(dāng)調(diào)整解釋變量，并用每一類商品出口規(guī)模的變化來(lái)表示出口結(jié)構(gòu)的變化，同時(shí)將OFDI作為最主要的解釋變量，試圖通過(guò)修改后的引力模型實(shí)證OFDI對(duì)出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響效應(yīng)。借鑒劉新宇（2016）在其文章中對(duì)出口商品的分類[7]，對(duì)低技術(shù)商品（LTVOL）、中等技術(shù)品（MTVOL）和高技術(shù)品（HTVOL）三類商品分別進(jìn)行回歸分析并對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行比較。根據(jù)基本的引力模型，分別得到中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI與LTVOL、MTVOL、HTVOL的貿(mào)易引力方程，具體表示如下。

（1）OFDI與低技術(shù)商品出口規(guī)模（LTVOL）的貿(mào)易引力模型方程：

在上述三個(gè)模型方程中，LTVOLijt、MTVOLijt和HTVOLijt分別表示中國(guó)i第t年對(duì)東道國(guó)j低技術(shù)商品、中等技術(shù)品和高技術(shù)品的出口規(guī)模；OFDIijt表示第t年中國(guó)i對(duì)東道國(guó)j的對(duì)外直接投資存量，設(shè)為模型的主要解釋變量；PGDPijt表示第t年中國(guó)i與東道國(guó)j人均GDP之比；IAVijt表示第t年中國(guó)i與東道國(guó)j工業(yè)增加值之比；DISijt表示中國(guó)i對(duì)東道國(guó)j首都之間的地理距離；其中還包含以下虛擬變量：BORijt表示中國(guó)i與東道國(guó)j是否擁有共同邊界；LANijt表示中國(guó)i與東道國(guó)j之間是否存在共同語(yǔ)言；FTAijt表示中國(guó)i與東道國(guó)j是否已經(jīng)簽署自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。同時(shí)，為了降低異方差對(duì)參數(shù)估計(jì)的影響，對(duì)三個(gè)被解釋變量和解釋變量OFDI、DIS進(jìn)行對(duì)數(shù)變換。三個(gè)貿(mào)易引力模型組成了中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI的出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)模型。

2.2 樣本數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

2.2.1 樣本數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇“一帶一路”沿線國(guó)家作為研究對(duì)象。根據(jù)中國(guó)一帶一路網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，“一帶一路”沿線國(guó)家共68個(gè)，其中，為保證時(shí)間序列的完整性和回歸結(jié)果的平穩(wěn)性，除去多數(shù)年份數(shù)據(jù)缺失和數(shù)額過(guò)小的14個(gè)國(guó)家。最終選取剩余的54個(gè)國(guó)家作為研究樣本。

數(shù)據(jù)收集包括以下10項(xiàng)變量：

每個(gè)引力模型的被解釋變量用低技術(shù)品出口額LTVOLijt、中等技術(shù)品出口額MTVOLijt和高技術(shù)品出口額HTVOLijt三個(gè)指標(biāo)來(lái)表示。本文簡(jiǎn)化聯(lián)合國(guó)國(guó)際貨物分類標(biāo)準(zhǔn)SITC3，借鑒劉新宇（2016）的做法，將初級(jí)制成品和資源型制成品統(tǒng)一合并為低技術(shù)品；將低技術(shù)和中等技術(shù)制成品合并為中等技術(shù)品；同時(shí)認(rèn)為高科技制成品即為高技術(shù)品。

模型中的其他變量及數(shù)據(jù)來(lái)源詳如表1所示。

2.2.2 樣本數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述數(shù)據(jù)來(lái)源獲取原始數(shù)據(jù)之后，剔除主要研究變量的樣本缺失值或異常值。個(gè)別解釋變量存在極少缺漏值的情況，對(duì)此本文采用外推法和內(nèi)插法對(duì)這些樣本的殘缺值進(jìn)行合理的補(bǔ)充，以保證樣本總體的完整性。

本文最終獲得2006—2015年中國(guó)在“一帶一路”沿線54個(gè)國(guó)家間OFDI出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)，其中包括三類技術(shù)商品出口額、OFDI以及其他經(jīng)濟(jì)因素、地理因素、制度因素和文化因素等10項(xiàng)指標(biāo)，樣本總數(shù)為4860個(gè)。

2.3 回歸前期檢驗(yàn)

在估計(jì)回歸方程參數(shù)前，本文對(duì)模型數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)數(shù)據(jù)回歸過(guò)程是否平穩(wěn)、是否存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。單位根檢驗(yàn)顯示，無(wú)論是僅含截距項(xiàng)還是含有截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，三個(gè)被解釋變量都為零階單整。

分別對(duì)三個(gè)引力模型進(jìn)行Pedroni殘差協(xié)整檢驗(yàn)，表中給出了協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，可知統(tǒng)計(jì)量都顯著大于5%的臨界值水平，并且P值都小于0.05。因此，根據(jù)判別法則，LTVOL、MTVOL以及HTVOL和各自的解釋變量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系式。

3 實(shí)證結(jié)果

鑒于固定效應(yīng)模型考慮到虛擬變量可能存在多重共線性，會(huì)自動(dòng)忽略虛擬變量DIS、BOR、LAN和FTA，使回歸結(jié)果不具有解釋性，因此不選擇固定效應(yīng)模型。之后在隨機(jī)效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行LR檢驗(yàn)，分別得到以下三個(gè)結(jié)果。

（1）低技術(shù)品回歸模型LR檢驗(yàn)：Chibar2=1071.15 P=0.000。

（2）中等技術(shù)品回歸模型LR檢驗(yàn)：Chibar2=789.87 P=0.000。

（3）高技術(shù)品回歸模型LR檢驗(yàn)：Chibar2=998.36 P=0.000。

根據(jù)LR檢驗(yàn)的判定標(biāo)準(zhǔn)，在隨機(jī)效應(yīng)模型和混合模型中應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

按照上文中給出的LTVOL、MTVOL和HTVOL三個(gè)回歸方程式，本文總結(jié)了中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI對(duì)低、中、高三種不同技術(shù)品出口規(guī)模影響的回歸結(jié)果，并且對(duì)主要解釋變量lnOFDIijt的回歸參數(shù)進(jìn)行比較，如表2所示。

首先，中國(guó)的OFDI對(duì)低、中、高技術(shù)品的出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，并且都在5%的顯著水平下通過(guò)了t檢驗(yàn)，表明我國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI規(guī)模與三類產(chǎn)品出口規(guī)模變化之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且三種回歸系數(shù)值分別是0.283、0.323、0.268，其經(jīng)濟(jì)意義是中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家每增加1%的OFDI，三類商品的出口額分別增長(zhǎng)0.283%、0.323%、0.268%。

其次，由于在回歸過(guò)程本文對(duì)LTVOLijt、MTVOLijt、HTVOLijt和主要解釋變量OFDIijt進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換以回避異方差對(duì)模型回歸產(chǎn)生的影響，因此其回歸系數(shù)值為彈性系數(shù)。綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)我國(guó)中等技術(shù)品出口的促進(jìn)作用最大，其次為低技術(shù)品0.283的百分點(diǎn)，促進(jìn)作用最小的為高技術(shù)品0.268的百分點(diǎn)。

4 結(jié)論及政策建議

4.1 結(jié)論

本文選取54個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家作為截面數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)OFDI的出口商品結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，旨在檢驗(yàn)影響效應(yīng)的方向和大小。本文基于2006—2015年中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線54個(gè)國(guó)家的三類產(chǎn)品出口總額、OFDI以及其他相關(guān)指標(biāo)組成的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析法進(jìn)行量化研究，得到主要研究結(jié)論如下。

第一，中國(guó)OFDI對(duì)低、中、高三種不同技術(shù)品出口影響的彈性系數(shù)均為正數(shù)，表明OFDI對(duì)其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進(jìn)作用。其中回歸參數(shù)估計(jì)值分別為0.283、0.323、0.268，反映出中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家每增加1%的OFDI，低、中、高三類技術(shù)品的出口額分別增長(zhǎng)0.283%、0.323%、0.268%。

第二，綜合比較彈性系數(shù)的大小發(fā)現(xiàn)，OFDI對(duì)我國(guó)中等技術(shù)品出口的促進(jìn)作用最大，另外為低技術(shù)品0.283的百分點(diǎn)，促進(jìn)作用最小的為高技術(shù)品0.268的百分點(diǎn)。由此可以判斷，隨著中國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家OFDI規(guī)模的迅速擴(kuò)張對(duì)不同技術(shù)品出口規(guī)模的促進(jìn)效應(yīng)具有差異性，中等技術(shù)品的出口份額會(huì)有所增加，而高技術(shù)品的出口額目前仍處于低位。這主要是因?yàn)橹袊?guó)基本上仍處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的低端，目前中國(guó)并沒(méi)有與廣大的東盟新興國(guó)家形成產(chǎn)業(yè)落差，從而就無(wú)法在產(chǎn)業(yè)上形成互補(bǔ)性。這也是為何高技術(shù)品的出口效應(yīng)在三者中處于最小部分，因而我國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過(guò)程還有待進(jìn)一步發(fā)展。這樣的結(jié)論同魏浩（2015）通過(guò)有序樣本聚類分析，對(duì)中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)的重新測(cè)算中得出“中等技術(shù)含量的產(chǎn)品一直是中國(guó)最主要的出口商品”的結(jié)論相似[8]。

第三，比較其他解釋變量，三類技術(shù)品的IAVijt的回歸系數(shù)較小，但都在5%的水平下顯著，表明中國(guó)工業(yè)化水平的相對(duì)提高與三類技術(shù)品的出口增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。三類技術(shù)品DISijt的回歸系數(shù)分別為-0.563、-0.397、-0.188，都在5%水平下影響顯著且與預(yù)期符號(hào)一致，表明中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的距離決定了兩國(guó)貿(mào)易的運(yùn)輸成本，并顯著影響三類技術(shù)品的出口規(guī)模。LANijt的回歸系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)分別為0.195、1.058，表明中國(guó)與東道國(guó)擁有共同語(yǔ)言對(duì)與中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的出口具有顯著的促進(jìn)作用。

第四，三類技術(shù)品對(duì)于PGDPijt的回歸系數(shù)存在較大差異，PGDPijt表示兩國(guó)人均相對(duì)需求能力，中國(guó)相對(duì)于東道國(guó)的需求能力越低，證明東道國(guó)的潛在需求能力越高，對(duì)出口的促進(jìn)效應(yīng)越明顯，因此PGDPijt的預(yù)期符號(hào)為負(fù)。而低技術(shù)品中PGDPijt的回歸系數(shù)α2=0.039，與預(yù)期不符，但該回歸系數(shù)并沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，因而不顯著。同理，根據(jù)預(yù)期BORijt符號(hào)為正，即表示當(dāng)兩國(guó)擁有共同邊界，貿(mào)易成本下降，貿(mào)易量增加，而實(shí)證結(jié)果顯示三類技術(shù)品的BORijt回歸系數(shù)都為負(fù)，與預(yù)期不符，但該回歸系數(shù)并沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，因而不顯著。三類技術(shù)品回歸模型中FTAijt的回歸系數(shù)并不顯著，對(duì)此的解釋可能是由于中國(guó)和東道國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)我國(guó)出口商品數(shù)量上的促進(jìn)作用存在滯后期，并且從協(xié)議簽訂到具體實(shí)施存在一定時(shí)間周期，因而FTAijt對(duì)三類技術(shù)品出口規(guī)模的影響并不顯著。

4.2 政策建議

（1）加強(qiáng)國(guó)家間合作，積極制定政策措施，推動(dòng)增加對(duì)外直接投資。研究表明OFDI對(duì)其三種產(chǎn)品出口規(guī)模均具有顯著的正向促進(jìn)作用，這里雖然高技術(shù)產(chǎn)品出口作用相對(duì)小，但是仍然在出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)中發(fā)揮著重要的作用，因此，我國(guó)政府要通過(guò)與“一帶一路”沿線國(guó)家進(jìn)一步加強(qiáng)合作，為推動(dòng)增加我國(guó)對(duì)外直接投資制定有利的政策措施，從而促進(jìn)OFDI對(duì)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的推動(dòng)作用。

（2）加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低交易成本促進(jìn)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。研究表明中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的距離決定了兩國(guó)貿(mào)易的運(yùn)輸成本，并顯著影響三類技術(shù)品的出口規(guī)模，因此，我國(guó)要進(jìn)一步加強(qiáng)與“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以降低成本。實(shí)際上，近年來(lái)中國(guó)倡議和主導(dǎo)的亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行，目的在于更大程度上滿足亞洲和各國(guó)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的巨大需求，滿足“一帶一路”建設(shè)資金需求和基建需求，達(dá)到吸引外資、更新設(shè)備、引進(jìn)技術(shù)和開(kāi)發(fā)資源的目的；中國(guó)出資400億美元成立的“絲路基金”為“一帶一路”沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和產(chǎn)業(yè)合作等與互聯(lián)互通有關(guān)的項(xiàng)目提供投融資支持，最終降低我國(guó)在“一帶一路”沿線國(guó)家投資貿(mào)易中的交易成本，從而促進(jìn)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[9]。

（3）實(shí)施中國(guó)制造2025行動(dòng)綱領(lǐng)，促進(jìn)制造業(yè)升級(jí)，發(fā)展互補(bǔ)性高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。研究表明目前中國(guó)并沒(méi)有與廣大的東盟新興國(guó)家形成產(chǎn)業(yè)落差，無(wú)法在產(chǎn)業(yè)上形成互補(bǔ)性，所以高技術(shù)品的出口效應(yīng)在三者中處于最小部分。因此，中國(guó)急需推動(dòng)“中國(guó)制造2025”行動(dòng)綱領(lǐng)，其根本在于迅速實(shí)現(xiàn)制造業(yè)升級(jí)，盡早使中國(guó)進(jìn)入全球制造業(yè)大國(guó)第二方陣，形成對(duì)后發(fā)國(guó)家的互補(bǔ)，擺脫同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)，才能與廣大“一帶一路”沿線國(guó)家真正形成產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)。在當(dāng)前中國(guó)要優(yōu)先選擇少數(shù)幾個(gè)有發(fā)展前途的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略性培育，例如在航空設(shè)備、醫(yī)用設(shè)備、農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備領(lǐng)域取得突破，在此基礎(chǔ)上，再在其他相關(guān)行業(yè)進(jìn)行突破。

參考文獻(xiàn)

[1] 馮春曉.我國(guó)對(duì)外直接投資與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的實(shí)證研究——以制造業(yè)為例[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009（8）.

[2] 劉美玲，方鳴.中國(guó)對(duì)外直接投資與出口商品結(jié)構(gòu)關(guān)系研究——基于廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的實(shí)證分析[J].國(guó)際經(jīng)濟(jì)， 2011（10）.

[3] 趙偉，江東.OFDI與中國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)機(jī)理分析與嘗試性實(shí)證[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，40（3）.

[4] 隋月紅，趙振華.我國(guó)OFDI對(duì)貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的機(jī)理與實(shí)證——兼論我國(guó)OFDI動(dòng)機(jī)的拓展[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012（4）.

[5] 俞毅，萬(wàn)煉.我國(guó)進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)與對(duì)外直接投資的相關(guān)性研究——基于VAR模型的分析框架[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009（6）.

[6] 張海波.對(duì)外直接投資對(duì)母國(guó)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響——基于跨國(guó)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題， 2014（2）.

[7] 劉新宇.中國(guó)對(duì)外直接投資對(duì)出口商品結(jié)構(gòu)的影響研究[D].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2016.

[8] 魏浩.中國(guó)出口商品結(jié)構(gòu)變化的重新測(cè)算[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題， 2015（4）.

[9] 鄭荷芳，馬淑琴，徐英俠.基礎(chǔ)設(shè)施投入對(duì)服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證研究——來(lái)自跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2013（5）.