全海恩 高維新

摘要：運用Eviews軟件對2001～2019年數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型，實證分析FDI、水產(chǎn)品出口貿(mào)易和海洋經(jīng)濟增長的互動關(guān)系。研究表明，F(xiàn)DI是海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口貿(mào)易的格蘭杰原因，同時，水產(chǎn)品出口貿(mào)易和海洋經(jīng)濟增長成為FDI的格蘭杰原因。因此引進FDI可以促進海洋經(jīng)濟的增長和帶來水產(chǎn)品出口創(chuàng)匯，其增長又進一步吸引外資的投入。通過脈沖響應和方差分解的動態(tài)分析結(jié)果可知，F(xiàn)DI對海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口貿(mào)易有正向促進作用。

關(guān)鍵詞：FDI;水產(chǎn)品出口貿(mào)易;海洋經(jīng)濟;海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);VAR模型

0 引言

現(xiàn)代海洋經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)主要包括傳統(tǒng)的海洋產(chǎn)業(yè)、新興海洋產(chǎn)業(yè)、正處于技術(shù)儲備階段的未來海洋產(chǎn)業(yè)[1]。隨著“加快建設(shè)海洋強國”等國家戰(zhàn)略的實施，陸地經(jīng)濟逐漸向海洋經(jīng)濟縱向發(fā)展，海洋經(jīng)濟正日益成為國民經(jīng)濟的重要增長點。我國海洋經(jīng)濟主要產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值已由1996年的2 855.22億元上升到2019年的89 415億元，增長將近30倍。2019年，海洋生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的9.0%。

海洋漁業(yè)作為海洋經(jīng)濟的支柱性產(chǎn)業(yè)之一，每年其增加值占主要海洋產(chǎn)業(yè)增加值的比重排名前三，而水產(chǎn)品出口是海洋漁業(yè)產(chǎn)業(yè)的重要組成部分，是海洋漁業(yè)增長的主要動力。我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易額已由1994年的1 815.47百萬美元上升到2019年的20 326.57百萬美元，增長將近11倍。

隨著經(jīng)濟全球化不斷升華，引進外資成為我國與世界交流的重要方式。我國是外商引進大國，2019年我國實際利用外資9 415億元，同比增長5.8%。由于政策、市場、資源等因素，我國外資主要集中在沿海地區(qū)，占比高達70%。沿海地區(qū)海洋經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿Υ?，大量外資流入勢必會對我國海洋經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重大影響。

因此，探討外商投資、水產(chǎn)品出口貿(mào)易和海洋經(jīng)濟增長的關(guān)系顯得舉足輕重，為促進海洋經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供理論價值。

1 文獻回顧

在經(jīng)濟增長、FDI與出口貿(mào)易關(guān)系的研究中，學者們一般采用協(xié)整和誤差修正模型的方法進行研究，大多得出一致結(jié)論，如康贊亮等[2]、周晶等[3]運用協(xié)整理論和誤差修正模型實證得出中國經(jīng)濟增長、利用外資和出口之間存在著長期而穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，但也有學者得出相反結(jié)論[4]。分地區(qū)來看，雷欣等[5]采用滯后增廣向量自回歸模型和Bootstrap的異質(zhì)面板“格蘭杰”因果檢驗方法實證得出，相對東部地區(qū)，中西部地區(qū)外商直接投資、出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系更為緊密。馮雪艷等[6]研究發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)的出口貿(mào)易和FDI對經(jīng)濟增長起到了正向作用。夏杰[7]指出金鉆國家出口貿(mào)易、外商投資均對經(jīng)濟發(fā)展有著積極的促進作用。魏景賦等[8]研究得出服務貿(mào)易出口與東盟國家的經(jīng)濟增長相關(guān)性不顯著，F(xiàn)DI對東盟國家的經(jīng)濟增長則有顯著促進作用。分省市來看，大多數(shù)學者認為利用外資、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，出口貿(mào)易、外商投資均對經(jīng)濟發(fā)展有著積極的促進作用[9-11]。

學者們對水產(chǎn)品出口貿(mào)易、FDI和海洋經(jīng)濟增長三者間的關(guān)系研究較少，且多從海洋經(jīng)濟增長與水產(chǎn)品出口貿(mào)易、海洋經(jīng)濟增長與FDI的關(guān)系進行探討。對于海洋經(jīng)濟增長與水產(chǎn)品出口貿(mào)易，邵桂蘭等[12]指出山東省海洋經(jīng)濟與海洋漁業(yè)發(fā)展相關(guān)性很強。莒萍[13]指出福州就水產(chǎn)品出口貿(mào)易與東盟合作越來越緊密。對于海洋經(jīng)濟增長和FDI;周衛(wèi)華等[14]指出FDI對我國海洋產(chǎn)業(yè)集聚起到推動作用。趙昕等[15]通過面板數(shù)據(jù)模型實證得出FDI空間性能夠改善我國海洋綠色經(jīng)濟效率。

綜上所述，學者們對出口貿(mào)易、FDI和經(jīng)濟增長關(guān)系的關(guān)注居多，但研究水產(chǎn)品出口貿(mào)易、FDI和海洋經(jīng)濟增長三者之間的關(guān)系甚少。本文基于以上思路，通過對三者之間的關(guān)系做VAR模型和格蘭杰因果檢驗，并進行脈沖響應和方差分解，以期發(fā)現(xiàn)FDI、海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口貿(mào)易互動關(guān)系的新特點，從而為我國海洋經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供一定的指導。

2 理論假設(shè)

假設(shè)1：外商直接投資促進海洋經(jīng)濟增長。

第一，直接來看，外商企業(yè)看中我國豐富的海洋資源，廉價的勞動力，在沿海地區(qū)建廠，收購水產(chǎn)品并進行深加工，增加水產(chǎn)品的附加值，面向全國銷售，增加沿海地區(qū)漁民的收入，同時帶動水產(chǎn)品相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。進而帶動海洋經(jīng)濟的增長。

第二，間接來看，外商直接投資理論認為通過引進外商直接投資，可以給東道國帶來本國缺乏的海洋先進技術(shù)和資本，迅速建立起現(xiàn)階段自身尚未發(fā)展的海洋新興產(chǎn)業(yè)，推動東道國海洋原產(chǎn)業(yè)的升級換代，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化、高端化轉(zhuǎn)變，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，使海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏向“三、二、一”局面發(fā)展，更加注重海洋旅游服務行業(yè)，海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級促進海洋經(jīng)濟的增長[16]。

假設(shè)2：外商直接投資促進水產(chǎn)品出口貿(mào)易的增加。

第一，外商通過投資我國水產(chǎn)品市場，有助于將其所掌握的世界先進海洋利用技術(shù)、養(yǎng)殖、捕撈等技術(shù)通過技術(shù)外溢或示范作用轉(zhuǎn)移到國內(nèi)企業(yè)，本地企業(yè)通過競爭或?qū)W習先進技術(shù)，提升國內(nèi)海洋利用技術(shù)、海洋資源開發(fā)、生產(chǎn)效率的能力，進而增強我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易的國際競爭力。

第二，外商企業(yè)投資我國水產(chǎn)品領(lǐng)域，要求水產(chǎn)品生產(chǎn)及出口企業(yè)強化原產(chǎn)地標識保護的方式，確保水產(chǎn)品的高品質(zhì)和品牌保障，這樣可扭轉(zhuǎn)進口消費者對我國水產(chǎn)品品質(zhì)低劣的錯誤觀點，優(yōu)化我國外貿(mào)型水產(chǎn)品品牌現(xiàn)象;此外，借助外資企業(yè)成熟的產(chǎn)品品牌營銷戰(zhàn)略和市場營銷渠道，可使我國發(fā)育初期的水產(chǎn)品在國際市場上迅速擴張。

第三，外資的引入通過技術(shù)創(chuàng)新提升水產(chǎn)品品質(zhì)，推動我國傳統(tǒng)海洋漁業(yè)產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)升轉(zhuǎn)型升級，同時，外企通過提升水產(chǎn)品加工深度的方式來拉長水產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)鏈，提高企業(yè)產(chǎn)品的單位利潤水平，以規(guī)避部分國家對初級產(chǎn)品的非關(guān)稅壁壘。此外，借助外企熟悉的出口目標市場信息在本地水產(chǎn)品供應鏈企業(yè)成員的擴散，我國水產(chǎn)品可根據(jù)進口市場的變動來調(diào)整出口策略。

第四，外資企業(yè)可通過市場多元化策略來增加我國水產(chǎn)品的國際市場競爭力，帶動我國水產(chǎn)品出口由西方發(fā)達國家市場逐漸增加至發(fā)展中國家市場，以減少和西方發(fā)達國家水產(chǎn)品外貿(mào)市場的沖擊。由于外企品牌的影響力，水產(chǎn)品受到發(fā)展中國家的熱捧，進而擴大出口的規(guī)模。

假設(shè)3：水產(chǎn)品出口貿(mào)易對海洋經(jīng)濟增長起著正向的拉動作用。

基于水產(chǎn)品出口的刺激，無論是一般貿(mào)易還是加工貿(mào)易，大量的農(nóng)業(yè)部門剩余勞動力被充分利用起來，擴大對海洋資源的開發(fā)和利用，帶動出口產(chǎn)業(yè)規(guī)模的迅速擴大。從而促進海洋經(jīng)濟的增長[17]。一方面，水產(chǎn)品出口的增加會使國內(nèi)出口企業(yè)擴大對生產(chǎn)原材料和資源的需求;另一方面，出口能使外商投資企業(yè)尤其是加工企業(yè)增大對原材料、勞動力的需求，促進對海洋資源的利用，也能帶動海洋上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而對海洋經(jīng)濟增長起著正向的拉動作用。

3 水產(chǎn)品出口貿(mào)易、FDI和海洋經(jīng)濟增長的實證分析

3.1 模型設(shè)定

VAR模型是一種不以傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論作為基礎(chǔ)的模型，它通過將某一事物或體系內(nèi)的內(nèi)生變量視為其中全部內(nèi)生變量所對應的滯后項函數(shù)來完成對各變量關(guān)系模型的構(gòu)造。通常表示如下：

3.2 樣本數(shù)據(jù)的介紹和變量的說明

選取2001～2019年的數(shù)據(jù)進行計量分析，變量的具體定義和說明如表1所示，為了避免異方差，對三個變量均取對數(shù)值進行運算。其中，LNFDI、LNGDP和LNEX分別代表實際利用外資、海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口的對數(shù)形式。變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

3.3 模型檢驗與估計

3.3.1 各變量的平穩(wěn)性檢驗

首先對變量進行平穩(wěn)性檢驗，排除偽回歸現(xiàn)象。變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表3所示。通過對各變量進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)LNGDP的原始序列平穩(wěn)，LNFDI、LNEX的原始序列均為非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后均能在5%的顯著水平下形成平穩(wěn)序列，即它們?yōu)橐浑A單整序列?；诖耍疚膶⑦x取各變量的差分序列構(gòu)建VAR模型。

3.3.2 最優(yōu)滯后階數(shù)

對各變量平穩(wěn)性檢驗后，采用LR、FPE、AIC、SC和HQ五個指標來確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。若表中滯后階數(shù)所帶“*”次數(shù)最多則為最優(yōu)滯后期。最優(yōu)滯后階數(shù)判斷如表4所示，滯后階數(shù)為3的“*”次數(shù)最多，故建立VAR（3）模型。

3.3.3 格蘭杰因果檢驗

在構(gòu)建VAR模型前，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗判斷各變量的因果關(guān)系如表5所示。結(jié)果顯示：海洋經(jīng)濟增長、外商直接投資和水產(chǎn)品出口貿(mào)易之間存在顯著的相互因果關(guān)系。在10%的顯著水平下，海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口是外商直接投資的格蘭杰原因，這說明外資傾向于投資市場規(guī)模大、經(jīng)濟增長快的沿海地區(qū)。水產(chǎn)品出口和外商直接投資是相互的格蘭杰原因，這說明一地區(qū)較高的開放程度有助于外資的流入，外資的流入提升了水產(chǎn)品的出口競爭力，擴大水產(chǎn)品的出口貿(mào)易規(guī)模。外商直接投資和水產(chǎn)品出口是推動海洋經(jīng)濟增長的顯著格蘭杰原因。顯然，通過引進外商直接投資，可以促進我國海洋經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)升級進而直接或間接推動海洋經(jīng)濟的發(fā)展，而海洋經(jīng)濟的發(fā)展和水產(chǎn)品出口貿(mào)易的擴大也有利于外商直接投資的進一步引進。

3.3.4 VAR模型構(gòu)建

由上述格蘭杰檢驗結(jié)果可知，對于D（LNFDI）、D（LNGDP）和D（LNEX）三個平穩(wěn)序列，其在一定時期內(nèi)具備雙向因果關(guān)聯(lián)。因此，本文將D（LNFDI）、D（LNGDP）和D（LNEX）各內(nèi)生變量的滯后變量作為前定變量，對VAR模型予以構(gòu)建，從而了解并掌握所研究變量間的關(guān)系。遵照AIC與SC最小取值原則，將各變量滯后期確定為3階。VAR模型如下：

對式（3）所構(gòu)建的VAR模型進行基于AR根的穩(wěn)定性檢驗，由圖1可知，全部單位根均位于單位根圓當中，故可判斷所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的，這也說明所選取的各變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

圖1 模型AR根檢驗圖

3.3.5 脈沖響應函數(shù)

為進一步考察FDI、水產(chǎn)品出口貿(mào)易和海洋經(jīng)濟增長的短期關(guān)系，設(shè)定考察期為10期，運用脈沖響應函數(shù)進行分析，變量沖擊的響應軌跡結(jié)果如圖2～4所示。

D（LNFDI）受各變量沖擊的脈沖響應路徑如圖2所示，D（LNFDI）受自身沖擊由正向響應下降再上升并在第3期達最大峰值，之后緩慢下降微小波動趨于0。D（LNFDI）受D（LNGDP）和D（LNEX）的脈沖沖擊響應大致相同，均先微微上升在第2期達最大峰值之后急劇下降轉(zhuǎn)為負向響應，并在第3期達最小峰值，之后小幅度上下波動趨于0。D（LNFDI）受D（LNGDP）的脈沖響應沖擊的波動小于受到D（LNEX）的沖擊。這說明，相對水產(chǎn)品的出口，海洋經(jīng)濟發(fā)展對外商投資的影響更大。

D（LNGDP）受各變量沖擊的脈沖響應路徑如圖3所示，D（LNGDP）受自身沖擊響應的情況為，第1期收到正向響應沖擊并輕微上升在第2期達最高峰值，之后急劇下降再大幅度上升，再上下震蕩波動后趨于0。D（LNGDP）受D（LNEX）的沖擊一直為負向響應，并出現(xiàn)較大幅度下降在第3期達最低值后又輕微上升，而后又大幅度下降再輕微上升趨于0。D（LNGDP）受D（LNFDI）的沖擊在第1期便達到最高峰值，1-10期響應為正并緩慢下降又上升，而后輕微波動趨于0。由此可見，在FDI引入前期，其規(guī)模的擴大必然會帶動海洋經(jīng)濟的發(fā)展。

D（LNEX）受各變量沖擊的脈沖響應路徑如圖4所示，D（LNEX）受自身和D（LNGDP）脈沖沖擊響應的情況大致相同，趨勢均是第1期先下降后上升并在第3期達最高峰值后急劇下降，在第5期由正向響應轉(zhuǎn)為負向響應，之后輕微波動趨于0，但相對自身沖擊，其受到的D（LNGDP）脈沖響應更劇烈些。D（LNEX）受D（LNFDI）的沖擊前期由負向響應上升并第4期轉(zhuǎn)為正向響應，在第5期達到最大峰值后緩慢下降趨于0。表明在一定時期內(nèi)，外商直接投資和海洋經(jīng)濟發(fā)展能夠促進水產(chǎn)品的出口，但存在一定的滯后期。

3.3.6 方差分解

進一步對FDI、水產(chǎn)品出口貿(mào)易和海洋經(jīng)濟增長三者關(guān)系進行方差分解，結(jié)果如下：

D（LNFDI）方差分解結(jié)果如表6所示，在第1期，D（LNFDI）只受自身沖擊的影響，第2期開始后，其受到自身沖擊影響的比重急劇下降，第3期后穩(wěn)定在15%左右。相應地，第2期開始后，D（LNFDI）受到D（LNEX）和D（LNGDP）的影響大幅度提升，沖擊影響區(qū)域穩(wěn)定，D（LNGDP）占比56%左右，D（LNEX）占比28%。由此可見，近年來海洋經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展吸引FDI繼續(xù)大量投入，水產(chǎn)品出口的增加也對外商直接投資產(chǎn)生一定的影響。

D（LNGDP）方差分解結(jié)果如表7所示，在第1期，D（LNGDP）主要受自身和D（LNFDI）波動沖擊的影響，分別占比45%和55%。從第2期開始，D（LNGDP）受自身和D（LNFDI）波動影響的程度緩慢下降，并分別穩(wěn)定在35%和46%左右。D（LNGDP）受D（LNEX）前期緩慢增強，從第5期開始增強速度變快，第7期后穩(wěn)定在15%。這表明，外商直接投資促進海洋經(jīng)濟增長，且影響較大，水產(chǎn)品的出口對海洋經(jīng)濟增長存在一定的滯后期。

D（LNEX）方差分解結(jié)果如表8所示，在第1～10期，D（LNEX）受自身沖擊的影響較穩(wěn)定，維持在46%，D（LNFDI）和D（LNGDP）給予18%和36%的解釋效應。第2期開始后，D（LNEX）受到D（LNFDI）的影響較大幅度下降，且在第5期時，沖擊影響區(qū)域穩(wěn)定，均在15%左右。由此可見，水產(chǎn)品出口主要受自身影響而發(fā)展，外商投資和海洋經(jīng)濟對水產(chǎn)品出口有顯著影響。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

選取2001～2019年我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易、實際利用外資和海洋經(jīng)濟增長相關(guān)數(shù)據(jù)，運用VAR模型對三者之間的動態(tài)關(guān)系進行了實證研究。得到的結(jié)論大致證實了本文提出的理論假設(shè)。

第一，我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易、實際利用外資和海洋經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。海洋經(jīng)濟增長和外商直接投資是相互的格蘭杰原因，水產(chǎn)品出口貿(mào)易和外商直接投資是相互的格蘭杰原因，外商直接投資和水產(chǎn)品出口貿(mào)易是推動海洋經(jīng)濟增長的顯著格蘭杰原因。

第二，通過脈沖響應結(jié)果可知，外商直接投資對海洋經(jīng)濟增長和水產(chǎn)品出口有正向響應沖擊。但水產(chǎn)品出口對海洋經(jīng)濟有負向響應，可能由于近年來對資本的過度追逐引致漁民大量開發(fā)海洋資源導致海水污染嚴重、養(yǎng)殖環(huán)境惡劣、捕撈過渡等，環(huán)境問題的出現(xiàn)使得漁業(yè)經(jīng)濟發(fā)展萎縮，導致對海洋經(jīng)濟出現(xiàn)反向波動[18]。

第三，從方差分解的動態(tài)分析可知，F(xiàn)DI給出海洋經(jīng)濟增長的35%的解釋能力，隨著滯后期延長，仍保持較大力度的解釋能力，水產(chǎn)品出口貿(mào)易對海洋經(jīng)濟的解釋率也逐期加深。但相比于水產(chǎn)品出口貿(mào)易，外商直接投資流入對海洋經(jīng)濟增長的促進作用更大些;海洋經(jīng)濟對FDI的解釋率很高，F(xiàn)DI和海洋經(jīng)濟形成了良好的雙向促進關(guān)系;此外，F(xiàn)DI和海洋經(jīng)濟增長均對水產(chǎn)品出口增加給出較大的解釋力度。

4.2 政策建議

在資本流動性高度強化的今天，外商直接投資在海洋經(jīng)濟中發(fā)揮的作用愈發(fā)重要。要把利用FDI與海洋產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃有機結(jié)合起來，引導FDI重點投向海洋高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、海洋裝備制造業(yè)、海洋濱海旅游業(yè)、海洋生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)等海洋產(chǎn)業(yè)，以促進海洋產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，形成以海洋高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為先導、海洋傳統(tǒng)基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)為支撐、海洋旅游服務業(yè)全面發(fā)展的格局，引導我國海洋經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向合理化、高端化轉(zhuǎn)變。大力發(fā)展海洋戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高科技產(chǎn)業(yè)，提高高新技術(shù)在海洋產(chǎn)業(yè)中的轉(zhuǎn)化率;通過利用FDI“技術(shù)溢出效應”，吸收國外先進的海洋開發(fā)技術(shù)，加強自身關(guān)鍵技術(shù)自主研發(fā)能力;通過產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新聯(lián)盟合作等形式激發(fā)我國海洋經(jīng)濟潛力，共同促進海洋經(jīng)濟快速發(fā)展[19]。

在水產(chǎn)品出口方面，一是通過完善水產(chǎn)品質(zhì)量安全保障體系，優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，擴大對水產(chǎn)品的出口繼而拉動海洋漁業(yè)生產(chǎn)總值，提質(zhì)增效，以帶動海洋經(jīng)濟發(fā)展。二是應積極主動吸收外企先進的海洋捕撈技術(shù)，提升本地企業(yè)水產(chǎn)品加工技術(shù)研發(fā)能力，延長水產(chǎn)品價值鏈。三是扶持水產(chǎn)品出口企業(yè)赴境外參展、學習交流，推進現(xiàn)代海洋漁業(yè)出口養(yǎng)殖基地建設(shè)，建立大黃魚、鮑魚等優(yōu)勢品種出口基地，創(chuàng)造我國優(yōu)勢水產(chǎn)品品牌，保持水產(chǎn)品出口創(chuàng)匯世界領(lǐng)先地位。四是為應對近幾年因濫用海洋資源導致的惡劣環(huán)境，我們應樹立可持續(xù)發(fā)展理念，努力把習近平總書記強調(diào)的“節(jié)約優(yōu)先、保護優(yōu)先、自然恢復為主”的方針轉(zhuǎn)化成有效工作機制，進一步加大海洋資源節(jié)約集約利用的力度。

參考文獻：

[1] 趙海越，王穎，尹景瑞. 基于海洋高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化的金融創(chuàng)新研究[J]. 改革與戰(zhàn)略，2009，25（3）：150-152.

[2] 康贊亮，張必松. FDI、國際貿(mào)易及我國經(jīng)濟增長的協(xié)整分析與VECM模型[J]. 國際貿(mào)易問題，2006（2）：73-78.

[3] 周晶，呂德宏. 出口、FDI與中國經(jīng)濟增長——基于SVAR模型的研究[J]. 會計與經(jīng)濟研究，2014，28（2）：104-112.

[4] 趙健兵，張寬，吳平. 出口商品結(jié)構(gòu)、FDI與經(jīng)濟增長關(guān)系研究[J]. 商業(yè)經(jīng)濟研究，2015（27）：29-30.

[5] 雷欣，陳繼勇. FDI、出口與區(qū)域經(jīng)濟增長——異質(zhì)面板“格蘭杰”因果檢驗的應用[J]. 經(jīng)濟管理，2012，34（6）：10-20.

[6] 馮雪艷，李全亮. FDI、進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究——基于中部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)[J]. 商業(yè)經(jīng)濟，2014（14）：28-30.

[7] 夏杰. 外商投資、出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長——基于金磚國家的實證分析[J]. 荊楚理工學院學報，2019，34（5）：34-40.

[8] 魏景賦，張玉緯. 服務貿(mào)易出口、外商直接投資與經(jīng)濟增長——基于東盟十國的實證研究[J]. 生產(chǎn)力研究，2017（12）：22-26.

[9] 朱家明，苗宇. 基于VAR安徽FDI和進出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J]. 遼寧科技大學學報，2019，42（2）：154-160.

[10] 張碩，郭榮華，王曼. 河北省出口貿(mào)易、IFDI與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析[J]. 河北軟件職業(yè)技術(shù)學院學報，2016，18（2）：4-7.

[11] 裘曉鋒. FDI、對外貿(mào)易與江西經(jīng)濟增長關(guān)系[J]. 市場研究，2020（4）：56-57.

[12] 邵桂蘭，張曉梅，李晨. 海洋漁業(yè)與海洋經(jīng)濟發(fā)展相關(guān)性的實證研究——以山東省為例[J]. 中國漁業(yè)經(jīng)濟，2011，29（5）：116-121.

[13] 莒萍. 海洋經(jīng)濟戰(zhàn)略背景下福州水產(chǎn)品出口東盟對策研究[J]. 科技經(jīng)濟市場，2018（8）：43-45.

[14] 周衛(wèi)華，周琴，熊德平. 金融發(fā)展、FDI對我國海洋產(chǎn)業(yè)集聚的影響[J]. 科技與管理，2015，17（3）：1-6.

[15] 趙昕，李淑淑，丁黎黎. FDI空間性改善了我國海洋綠色經(jīng)濟效率嗎？[J]. 海洋經(jīng)濟，2018，8（2）：7-16.

[16] 占豐城. 開放經(jīng)濟視角下舟山海洋產(chǎn)業(yè)升級研究[D]. 杭州：浙江大學，2015.

[17] 趙曉穎. 水產(chǎn)品出口對山東省漁業(yè)經(jīng)濟增長拉動研究[D]. 青島：中國海洋大學，2011.

[18] 董文靜，王昌森，韓立民. 中國海洋漁業(yè)資源養(yǎng)護政策體系優(yōu)化研究[J]. 經(jīng)濟研究參考，2017（70）：29-34.

[19] 王春娟，劉大海，王璽茜，等. 國家海洋創(chuàng)新能力與海洋經(jīng)濟協(xié)調(diào)關(guān)系測度研究[J]. 科技進步與對策，2020，37（14）：39-46.

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