外商直接投資對中國出口結(jié)構(gòu)的影響

摘 要：本文基于1983—2023年中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型與脈沖響應(yīng)分析，實證研究外商直接投資對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。其中，外商直接投資與中國出口結(jié)構(gòu)存在顯著協(xié)整關(guān)系，這表明兩者具有長期動態(tài)關(guān)聯(lián)性；外商直接投資是出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化的格蘭杰原因，主要通過資本形成、技術(shù)溢出及產(chǎn)業(yè)升級效應(yīng)推動出口向高技術(shù)和高附加值產(chǎn)品轉(zhuǎn)型，且出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化會吸引外資流入，形成正向反饋。從脈沖響應(yīng)來看，短期外商直接投資沖擊對出口結(jié)構(gòu)改善有顯著正向作用；中期效應(yīng)波動性顯現(xiàn)，由于部分外資流向低附加值領(lǐng)域，會抑制升級進程；長期影響呈現(xiàn)衰減趨勢，但第10期后小幅回升，反映出外商直接投資通過產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同等機制持續(xù)優(yōu)化結(jié)構(gòu)。外商直接投資對中國出口結(jié)構(gòu)升級具有非線性動態(tài)影響，需通過精準政策調(diào)控最大化其正向效應(yīng)，加速構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系?；诖耍疚奶岢鲆韵陆ㄗh：第一，引導(dǎo)外資投向，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；第二，優(yōu)化投資環(huán)境，吸引高質(zhì)量外資；第三，采取有效的政府干預(yù)措施，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)國際化合作。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；中國出口結(jié)構(gòu)；VAR模型；脈沖響應(yīng)；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F752.62；F49 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）08（b）--05

1 引言

隨著改革開放政策的實施，中國經(jīng)濟從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變，逐漸放寬對外資進入的限制。1979年，《中外合資經(jīng)營法》首次允許外資以合資的形式進入中國，為中國的出口貿(mào)易賦能。中國實施 “走出去、引進來” 戰(zhàn)略和積極吸引外資政策，帶動了中國出口貿(mào)易的發(fā)展與出口結(jié)構(gòu)升級（阮航等，2025）[1]。外商直接投資的放松管制促進了新企業(yè)的進入（Yongbing Chen等，2024）[2]。中國吸引外資政策通過法律保障、行政效率、成本優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)配套和公平競爭五大維度，系統(tǒng)性地改善了中國的營商環(huán)境。這不僅直接降低了外資企業(yè)的經(jīng)營成本與風險，還通過制度性的改革推動了中國市場經(jīng)濟的成熟度，形成“政策優(yōu)化—外資流入—產(chǎn)業(yè)升級—環(huán)境改善”的正向循環(huán)。國內(nèi)營商環(huán)境越好，外商直接投資對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的效果越好（劉宏等，2020）[3]。

同時，由于我國在早期的出口結(jié)構(gòu)中處于低端位置，大部分出口商品為勞動密集型產(chǎn)品，缺乏出口結(jié)構(gòu)中高端產(chǎn)品所需的技術(shù)與資金。而外商直接投資帶來的技術(shù)與資金，可以彌補一國資金的缺失與技術(shù)的落后（黃曉嵐，2022）[4]。外商直接投資通過技術(shù)溢出效應(yīng)帶動本土供應(yīng)鏈的升級，外資企業(yè)帶來的先進技術(shù)與管理經(jīng)驗可以促進國內(nèi)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，改善自身的生產(chǎn)方式，從而提升我國整體的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。2024年，中央經(jīng)濟工作會議提出讓制度開放成為高水平對外開放的重點，加快對標國際高標準經(jīng)貿(mào)規(guī)則，通過規(guī)則、規(guī)制、管理、標準等制度層面的開放，營造市場化、法治化、國際化一流營商環(huán)境，吸引外資進入，同時推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級，優(yōu)化出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。因此，探究外商直接投資與我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，有助于進一步優(yōu)化我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，不斷對標國際先進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，推動我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)從低端向高端層面發(fā)展。

2 外商直接投資影響我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析

2.1 資本形成效應(yīng)

外商直接投資的流入為我國帶來了大量資金（方臣，2024）[5]企業(yè)利用這些資金可以建設(shè)新的廠房、購置先進的設(shè)備，從而擴大生產(chǎn)規(guī)模。例如，在電子信息產(chǎn)業(yè)，大量外資投入建設(shè)了許多現(xiàn)代化的生產(chǎn)基地，使得我國電子信息產(chǎn)品的產(chǎn)量大幅增加。這不僅滿足了國內(nèi)市場的需求，還使得更多的產(chǎn)品可以用于出口，增加了我國制成品在出口結(jié)構(gòu)中的比重。除此之外，外資企業(yè)在進入我國市場時，通常會選擇具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)進行投資，這有助于引導(dǎo)國內(nèi)資源向這些優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)流動，提高資本的配置效率。早期中國社會生產(chǎn)率較低導(dǎo)致社會總體收入偏低，收入水平較低則導(dǎo)致資本難以形成，而外商直接投資帶來的資金流入可以較大規(guī)模地加速資本的形成（張莉，2021）[6]。對我國沿海地區(qū)紡織服裝產(chǎn)業(yè)的投資，使得該地區(qū)的紡織服裝產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展，形成了產(chǎn)業(yè)集群，提高了產(chǎn)業(yè)的整體競爭力，進而推動了紡織服裝產(chǎn)品的出口，優(yōu)化了我國勞動密集型產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)。

2.2 技術(shù)溢出效應(yīng)

外商直接投資為我國企業(yè)帶來了先進的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗（曹雨暄、岳立，2024）[7]。國內(nèi)企業(yè)可以通過與外資企業(yè)的合作競爭以及人員流動等方式，學(xué)習(xí)和吸收這些先進技術(shù)。高效低耗能的外資企業(yè)會擠占本土企業(yè)的生存空間，但激烈的競爭也會進一步激勵企業(yè)提高其技術(shù)創(chuàng)新能力（武力超等，2022）[8]。與此同時，外資企業(yè)都具有較強的研發(fā)能力，它們在我國設(shè)立研發(fā)中心，開展研發(fā)活動，這不僅有助于開發(fā)出適合國際市場需求的新產(chǎn)品，還能帶動國內(nèi)企業(yè)加大研發(fā)投入，提高自主創(chuàng)新能力，豐富我國出口產(chǎn)品的種類，推動我國出口結(jié)構(gòu)向高端產(chǎn)品發(fā)展。

3 中國FDI與出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀

改革開放以來，中國吸引外資的力度不斷加大，對外開放水平不斷提升，利用外商直接投資的總體規(guī)模從1983年的9.2億美元增長到2024年的1162億美元，整體增長約125倍，2023年實際利用外資達到峰值1632.5億美元。改革開放初期，受政策紅利的影響，外商直接投資年均增速約30%，以試探性投資為主，國內(nèi)工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，亟須外資技術(shù)和管理經(jīng)驗，且西方資本正尋求新的市場，中國成為潛在目標。此時，輕工業(yè)率先引入外資，填補國內(nèi)產(chǎn)能空白，且外資集中在勞動密集型產(chǎn)業(yè)，促使中國的出口結(jié)構(gòu)中勞動密集型產(chǎn)品占較大比重。隨著我國市場化改革的進一步深化，國內(nèi)消費市場潛力需要得到釋放，全球化加速，跨國企業(yè)將中國納入全球供應(yīng)鏈，外資從輕工業(yè)轉(zhuǎn)向資本密集型和技術(shù)密集型，此階段中國的出口結(jié)構(gòu)以資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品為主。2008年金融危機后，外商直接投資雖出現(xiàn)短暫波動，但整體韌性較強，外商直接投資增速仍然在8%左右。近年來，全球供應(yīng)鏈重構(gòu)，部分外資轉(zhuǎn)向東南亞，以及中美貿(mào)易摩擦等原因，使得2024年的實際利用外資有所下降，此時外資主要流向高新技術(shù)與服務(wù)業(yè)等高端產(chǎn)業(yè)。外商直接投資帶來的效應(yīng)仍然有助于出口產(chǎn)品競爭力的增強，使全國的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化（圖1）。

就出口貿(mào)易而言，出口總額從1983年的22，226百萬美元增長至2023年的3，379，043.57百萬美元，增長超過150倍，年均復(fù)合增長率約為14.3%。另外，我國工業(yè)制成品的出口增速高于初級產(chǎn)品出口增速，2023年中國初級產(chǎn)品出口額164077百萬美元，相比2022年下降2.98%；工業(yè)制成品2023年出口額為3，214，966百萬美元，相比2022年下降5.2%，可能是因為外部需求疲軟及地緣政治摩擦導(dǎo)致國外對中國工業(yè)品出口需求的下降。中國初級產(chǎn)品出口額與工業(yè)制成品出口額的差距不斷加大，2023年中國初級產(chǎn)品出口額為164007百萬美元，工業(yè)制成品出口額為3214966百萬美元，兩者之間的差距不斷擴大?？傮w來說，中國的出口總額整體呈現(xiàn)波動上升的趨勢，2020年中國的出口總額快速增長，可能是因為中國在疫情防控方面的有效措施使得國內(nèi)的生產(chǎn)逐漸恢復(fù)正常，而國外松散的疫情防控措施使得整體的生產(chǎn)出現(xiàn)停滯，國外對中國的產(chǎn)品表現(xiàn)出大量的需求，這一時期中國對國外的出口大幅增加。2023年，中國的出口總額呈現(xiàn)下降趨勢，受國際形勢、全球供應(yīng)鏈重構(gòu)、貿(mào)易壁壘等多重因素影響（圖2）。

4 外商直接投資對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響實證分析

4.1 變量選取與數(shù)據(jù)說明

4.1.1 變量選取

FDI為排除當年人民幣兌美元匯率因素計算的中國每年實際利用的外商直接投資總額，參考李懷政和陳靜靜（2020）的研究，將EMIP定義為每年初級工業(yè)品出口額與工業(yè)制成品出口額的比值，用來表示中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)[9]；JCKZE表示中國貨物進出口總額。為避免樣本數(shù)據(jù)因量綱差異所導(dǎo)致的非平穩(wěn)性和異方差偏誤，本文對JCKZE的樣本數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，進而得到新的時間序列樣本數(shù)據(jù)。

4.1.2 數(shù)據(jù)說明

當FDI流入東道國之后，在一定程度上促進了東道國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。為了避免數(shù)據(jù)不足導(dǎo)致的估計偏差，本文選取中國1983—2023年時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局。

4.2 實證分析

4.2.1 單位根檢驗

在建立VAR模型之前，為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，確保模型結(jié)果無偏性及有效性，本文采用ADF單位根檢驗對時間進行平穩(wěn)性檢驗，因為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)集可能會產(chǎn)生虛假回歸（Niaz Morshed、Mohammad Razib Hossain，2022）[10]。一個非平穩(wěn)的時間序列可以通過多次差分來達到平穩(wěn)。如果P值不在0.05的顯著性水平上，說明接受存在單位根假設(shè)，代表時間序列不平穩(wěn)；而如果P值在0.05顯著性水平上，說明拒絕存在單位根假設(shè)，時間序列平穩(wěn)。

根據(jù)實證結(jié)果可知，變量存在一階單位根，對其進行一階差分之后P值均小于0.05，表明時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進行下一步的分析檢驗。

4.2.2 協(xié)整檢驗

經(jīng)濟現(xiàn)象中，大部分時間序列均存在不平穩(wěn)的情況，會導(dǎo)致回歸估計出現(xiàn)偏差，而協(xié)整檢驗可以用來驗證各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，以有效辨別虛假回歸（Pavlos Stamatiou、Nikolaos Dritsakis，2025）[11]。由于變量具有相同階數(shù)的單整序列，可能存在協(xié)整，因此對其進行協(xié)整檢驗。變量在5%顯著性水平上通過了協(xié)整檢驗，證明各變量存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.2.3 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

為了避免滯后期選擇過小導(dǎo)致無法捕捉變量之間的動態(tài)關(guān)系，違背白噪聲檢驗，影響統(tǒng)計結(jié)果的可靠性，或使滯后期選擇過大導(dǎo)致自由度減少，估計方差增大，降低模型的穩(wěn)定性，因此為模型選擇最優(yōu)滯后期數(shù)，根據(jù)表1可知，滯后4期為最優(yōu)滯后期。

4.2.4 單位圓檢驗

如表1所示，12個特征值均小于1，說明變量之間存在穩(wěn)定的關(guān)系，可以得出VAR模型的構(gòu)建是穩(wěn)定的。另外，根據(jù)單位圓檢驗可知，所有變量均在圓內(nèi)，進一步說明變量具有穩(wěn)定的關(guān)系，具有進行脈沖響應(yīng)模型所需的基本條件。通過穩(wěn)定性檢驗可知，本文采用的VAR 模型在分析外商直接投資與中國出口結(jié)構(gòu)的關(guān)系方面具有科學(xué)性及研究可行性（圖3）。

4.2.5 格蘭杰因果檢驗

由上述檢驗結(jié)果可知，單位根檢驗說明變量之間具有平穩(wěn)性；穩(wěn)健性檢驗說明變量之間具有長期的均衡關(guān)系，但變量之間的因果關(guān)系未知，因此利用Granger因果檢驗分析變量之間的關(guān)系，進一步了解變量之間的內(nèi)在關(guān)系（陳維國等，2024）[12]。檢驗結(jié)果如表2所示。

FDI是EMIP的格蘭杰原因，且EMIP是FDI的格蘭杰原因，說明兩者之間存在雙向的影響：外商直接投資對中國的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化有一定的促進作用，中國的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化也會吸引外商資本流向中國。另外，lnJCKZE是EMIP的格蘭杰原因，而EMIP不是lnJCKZE的格蘭杰原因，說明貨物進出口額也會改善中國的出口結(jié)構(gòu)，而出口結(jié)構(gòu)不是進出口總額的格蘭杰原因可能是出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化更多是長期經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)果，其作用在短期內(nèi)可能被其他更直接的因素所掩蓋；FDI是JCKZE的格蘭杰原因，且lnJCKZE是FDI的格蘭杰原因，說明外商直接投資直接促動貿(mào)易規(guī)模的擴張，且進出口總額受外部需求、匯率等短期因素影響較大，而FDI決策需要長期穩(wěn)定的預(yù)期；進出口總額越大，給市場釋放出一種經(jīng)濟向好的發(fā)展趨勢，國際市場對中國投資越看好，從而增大投資，促進外資進入。

4.2.6 脈沖響應(yīng)分析

為了讓VAR模型具有更好的經(jīng)濟意義，需要對其進行脈沖響應(yīng)分析及方差分解分析。脈沖響應(yīng)模型分析了內(nèi)生變量對擾動項變化的反應(yīng)，當模型受到?jīng)_擊時，通過系統(tǒng)傳導(dǎo)對其他變量產(chǎn)生的影響（王曉芳、楊永健，2021）[13]（圖4）。

圖4 脈沖響應(yīng)分析

在0期給FDI一個沖擊后，EMIP在前2—3期響應(yīng)迅速上升，這表明FDI的增加在短期內(nèi)對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有較為明顯的正向影響，因為FDI流入帶來了新的技術(shù)、管理經(jīng)驗等，促使出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)開始調(diào)整和優(yōu)化。在響應(yīng)上升到一定時期之后，出現(xiàn)下降，隨后再次上升并達到峰值，說明FDI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并非簡單的線性關(guān)系，在引入FDI初期，新的投資進入促進了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，改善了出口結(jié)構(gòu)，但隨著時間的推移，一些配套設(shè)施、產(chǎn)業(yè)協(xié)同等方面出現(xiàn)問題，導(dǎo)致結(jié)構(gòu)優(yōu)化進程受阻，而后通過一些調(diào)整重新回到優(yōu)化軌道。從整體趨勢來看，脈沖響應(yīng)在后期逐漸衰減，說明FDI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的沖擊效應(yīng)隨時間推移逐漸減弱，但在第10期之后又有小幅度的上升，意味著在長期中，F(xiàn)DI對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響又出現(xiàn)了一些新的變化，且一些新的因素開始發(fā)揮作用。

5 結(jié)語

5.1 主要結(jié)論

根據(jù)VAR模型的計量分析結(jié)果及相應(yīng)的分析，本文通過對外商直接投資對中國出口結(jié)構(gòu)的影響進行深入研究，得出以下結(jié)論：

根據(jù)單位根及協(xié)整檢驗可知，各變量在一階差分的前提下具有序列平穩(wěn)性，且外商直接投資與中國出口結(jié)構(gòu)具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，外商直接投資的沖擊對中國出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生持續(xù)且動態(tài)變化的影響，并在不同期數(shù)上呈現(xiàn)出有規(guī)律性的波動，反映了外商直接投資與中國出口結(jié)構(gòu)之間存在長期、復(fù)雜的作用機制。在響應(yīng)前期，F(xiàn)DI對中國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有較為明顯的正向影響，出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)在短期內(nèi)開始調(diào)整和優(yōu)化；在響應(yīng)上升到一定時期之后，出現(xiàn)下降，隨后再次上升并達到峰值，主要原因在于外商直接投資大量流入低技術(shù)、低附加值產(chǎn)業(yè)，抑制了技術(shù)密集型和資本密集型產(chǎn)品的出口競爭力。

5.2 政策建議

5.2.1 引導(dǎo)外資投向，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

為加速構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系并提升國際競爭力，亟須優(yōu)化利用外資結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)其向產(chǎn)業(yè)鏈高端環(huán)節(jié)聚集。有關(guān)機構(gòu)可以利用稅收優(yōu)惠、差別化審批等政策工具鼓勵外資流入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、先進制造業(yè)等領(lǐng)域，提高我國資本-技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的外資占比，避免外資過多流向低附加值領(lǐng)域，激發(fā)數(shù)字經(jīng)濟對中國出口結(jié)構(gòu)升級的促進作用。同時，對低附加值、低技術(shù)含量的勞動密集型外資項目設(shè)定更為嚴格的準入門檻和監(jiān)管標準，在環(huán)保、能耗、用工規(guī)范、技術(shù)水平等方面提高要求，并逐步減少直至取消其可能享有的普遍性優(yōu)惠政策，推動出口結(jié)構(gòu)向高技術(shù)、高附加值方向升級。

5.2.2 優(yōu)化投資環(huán)境，吸引高質(zhì)量外資

打造國際一流的營商環(huán)境，精準吸引高質(zhì)量外資集聚，全面落實準入前國民待遇加負面清單管理制度，持續(xù)縮減外資準入限制，大幅放寬服務(wù)業(yè)、先進制造業(yè)等領(lǐng)域市場準入；深化“放管服”改革，推進外商投資管理服務(wù)信息化、標準化、智能化，大幅壓減外資企業(yè)設(shè)立、項目審批、生產(chǎn)經(jīng)營許可等環(huán)節(jié)的時間與成本，構(gòu)建更具吸引力的人才生態(tài)，優(yōu)化外籍人才引進、工作許可、居留便利、社會保障、子女教育等配套服務(wù)，解決企業(yè)“招才引智”的后顧之憂。

5.2.3 采取有效的政府干預(yù)措施，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)國際化合作

政府應(yīng)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供資金支持、稅收優(yōu)惠等政策，及時制訂長期或短期的產(chǎn)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，明確產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的目標與方向，設(shè)立專項基金與補貼，通過財政手段推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品升級。然而，政府的干預(yù)程度需要有一個限度，過度的政府干預(yù)可能降低企業(yè)、市場等的自主性、積極性。因此，需適當發(fā)揮“看不見的手”的作用，投資建設(shè)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)園，使企業(yè)高新技術(shù)研發(fā)產(chǎn)生集群效應(yīng)。發(fā)揮好有為政府與有效市場的雙重作用，政府還需鼓勵外資企業(yè)進入本國市場，通過外資帶動企業(yè)的技術(shù)升級與產(chǎn)業(yè)鏈穩(wěn)定，鼓勵企業(yè)“走出去”，開拓海外市場，通過改革市場秩序，吸收更多國際資本與技術(shù)資源。

參考文獻

阮航，鄭藝梅，裴博尊，等.中國進出口貿(mào)易與FDI極端格蘭杰因果關(guān)系研究[J/OL].系統(tǒng)工程，1-15[2025-05-09].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/43.1115.n.20230628.1142.002.html.

Yongbing Chen，Jiawen Hu，Yurui Du，et al. FDI deregulations and employment[J]. China Economic Quarterly International， 2024，Vol.4（4）： 281-292.

劉宏，劉玉偉，陳字旺.外商直接投資、營商環(huán)境與出口產(chǎn)品質(zhì)量升級[J].當代財經(jīng)，2020（11）：100-112.

黃曉嵐.外商直接投資對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響分析：基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].市場周刊，2022，35（3）：100-103.

方臣.知識產(chǎn)權(quán)示范城市政策對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外商投資的影響[J].世界經(jīng)濟研究，2024（12）：32-46+133-134.

張莉.鄭州市利用外商直接投資的經(jīng)濟效應(yīng)分析[J].科技創(chuàng)新與生產(chǎn)力，2021（7）：10-12.

曹雨暄，岳立.外商直接投資（FDI）技術(shù)溢出對本土企業(yè)創(chuàng)新的影響機制：基于創(chuàng)新合作與鄰近競爭雙視角的分析[J].科技管理研究，2024，44（21）：158-166.

武力超，姜沁雨，金晟男，等.外商直接投資對地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)研究[J].科技管理研究，2022，42（17）：218-229.

李懷政，陳靜靜.外商直接投資對浙江省出口結(jié)構(gòu)的影響：基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析[J].對外經(jīng)貿(mào)，2020（8）：52-55.

Niaz Morshed，Mohammad Razib HossainCA1. Causality analysis of the determinants of FDI in Bangladesh： fresh evidence from VAR， VECM and Granger causality approach[J]. SN Business amp; Economics，2022，Vol.2（7）： 64.

Pavlos Stamatiou，Nikolaos Dritsakis. FDI and Trade Connectivity in EU： New Evidence from a Non-Linear Panel Smooth Transition VECM[J]. Scientific Annals of Economics and Business，2025，Vol.72（1）： 79-97.

陳維國，李湛，堯艷珍，等.基于TVP-VAR模型的中美資本市場風險溢出效應(yīng)研究[J].運籌與管理，2024，33（7）：193-199.

王曉芳，楊永健.外匯儲備、黃金儲備和國際負債對人民幣國際化的影響：基于VAR模型的實證分析[J].經(jīng)濟問題探索，2021（8）：94-104.