接玉芹
(1.鹽城師范學院數(shù)學與統(tǒng)計學院,江蘇 鹽城 224002;2.鹽城師范學院沿海開發(fā)研究院,江蘇 鹽城 224002)
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江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚互動關(guān)系研究
接玉芹1,2
(1.鹽城師范學院數(shù)學與統(tǒng)計學院,江蘇 鹽城 224002;2.鹽城師范學院沿海開發(fā)研究院,江蘇 鹽城 224002)
本文系統(tǒng)分析了江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI和產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)狀,通過構(gòu)建計量經(jīng)濟模型對江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)系進行經(jīng)驗分析,驗證了FDI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且相互影響較為顯著。Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示:FDI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在單向Granger因果關(guān)系,滯后1期時,在10%的顯著性水平下,F(xiàn)DI是產(chǎn)業(yè)集聚的Granger原因。本文基于此,對新形勢下江蘇沿海經(jīng)濟帶利用外資和產(chǎn)業(yè)發(fā)展提出了相應的政策建議。
江蘇沿海經(jīng)濟帶;FDI;產(chǎn)業(yè)集聚
江蘇沿海經(jīng)濟帶地處中國東部沿海,近年來,隨著江蘇沿海大開發(fā)戰(zhàn)略的不斷推進,江蘇沿海經(jīng)濟帶充分發(fā)揮自身優(yōu)勢,積極打造特色產(chǎn)業(yè),產(chǎn)業(yè)集聚速度明顯加快,經(jīng)濟總量不斷上升,外商直接投資(FDI)規(guī)模逐年擴大。據(jù)統(tǒng)計,2002年江蘇沿海經(jīng)濟帶實際利用外資5億美元,外資企業(yè)584家,2012年實際利用外資50億美元,外資企業(yè)發(fā)展到1 779家,10年間經(jīng)濟總量增長近5倍。外資的迅速流入對推進江蘇沿海經(jīng)濟帶工業(yè)化進程產(chǎn)生了重大影響。目前,江蘇沿海經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展已進入新的時期,增長極效應日益突出,創(chuàng)新驅(qū)動力越發(fā)明顯,為中國沿海地區(qū)發(fā)展提供了新的路徑和模式。在新的歷史條件下,如何合理利用外資、加快產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展步伐和促進沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚更快更好發(fā)展已成為亟待解決的課題,引起了理論界和學術(shù)界的廣泛關(guān)注。
國內(nèi)外諸多學者對FDI與產(chǎn)業(yè)集聚的相互關(guān)系進行了深入探討。Krugman[1]從規(guī)模收益遞增角度對產(chǎn)業(yè)集聚生成動力進行研究,發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚對FDI具有較強的吸引力。Head等[2]對20世紀70—80年代日本新建制造工廠在美國的空間分布進行研究,發(fā)現(xiàn)日本新建制造工廠在美選址與美國制造業(yè)布局有相同指向。Markusen[3]研究認為外資企業(yè)對產(chǎn)業(yè)集聚的形成發(fā)揮著重要作用,尤其是跨國公司外資的注入對東道國產(chǎn)業(yè)集聚至關(guān)重要,在當?shù)禺a(chǎn)業(yè)集聚區(qū)發(fā)揮著領(lǐng)導者角色。Guimaraes等[4]對葡萄牙FDI區(qū)位選擇與集聚關(guān)系進行研究,發(fā)現(xiàn)集聚經(jīng)濟是影響FDI的決定因素,而服務業(yè)集聚經(jīng)濟又是影響外資區(qū)位選擇的最重要要素。梁琦[5]基于空間經(jīng)濟理論,研究了關(guān)聯(lián)效應、貿(mào)易成本與跨國公司之間的關(guān)系,認為地區(qū)開放程度和產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)聯(lián)效應是FDI區(qū)位選擇的驅(qū)動力。張宇和蔣殿春[6]通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚HHI指數(shù),利用DEA方法和面板數(shù)據(jù)模型檢驗了產(chǎn)業(yè)集聚對我國相關(guān)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響以及FDI在其中的作用,認為FDI有力地促進了我國產(chǎn)業(yè)的地理集聚,推進了相關(guān)行業(yè)的技術(shù)進步。顏銀根[7]使用2005年我國30個省份的截面數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn),勞動力流動和FDI對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)集聚有著顯著正向影響,勞動力流動對非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的集聚影響更為明顯。王晶晶和張昌兵[8]基于固定效應模型和分位數(shù)回歸方法實證分析了服務業(yè)FDI對服務業(yè)集聚的影響,發(fā)現(xiàn)服務業(yè)FDI能夠顯著促進本地服務業(yè)企業(yè)的集聚,服務業(yè)FDI的流入有利于集聚程度高的行業(yè)。劉志堅[9]對廣東江門產(chǎn)業(yè)集群進行研究, 認為FDI對產(chǎn)業(yè)集群的促進作用主要通過資本集聚、市場需求和技術(shù)外溢實現(xiàn),產(chǎn)業(yè)集聚有效地降低了生產(chǎn)成本, 對外資具有較強的吸引力。吳丹丹和謝建國[10]對江蘇制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群進行研究,發(fā)現(xiàn)江蘇制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群路徑依賴效應較為明顯,F(xiàn)DI進入進一步強化了這種路徑依賴。蓋驍敏和姚曉璠[11]對山東制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與FDI的關(guān)系進行研究,發(fā)現(xiàn)FDI與產(chǎn)業(yè)集聚存在著長期相互促進的因果關(guān)系,兩者共同促進當?shù)亟?jīng)濟繁榮和發(fā)展。王領(lǐng)和王珊[12]對長三角區(qū)域制造業(yè)集聚現(xiàn)象進行研究,發(fā)現(xiàn)制造業(yè)集聚程度與FDI密切相關(guān)。
1.實際利用FDI情況
近年來,隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)逐步調(diào)整和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型不斷加快,江蘇沿海經(jīng)濟帶利用FDI的規(guī)模呈現(xiàn)逐年上升趨勢。2003年江蘇沿海經(jīng)濟帶實際利用外資12億美元,到2013年增長到40億美元。從江蘇沿海經(jīng)濟帶利用外資情況來看,1999—2013年江蘇沿海三市(南通、鹽城和連云港)累計引資分別為217億美元、104億美元和73億美元。南通引資增長速度相對較快,引資總量約是鹽城的兩倍和連云港的3倍,占整個江蘇沿海經(jīng)濟帶引資總量的55%。從擁有年主營業(yè)務收入500萬元以上的外資企業(yè)統(tǒng)計情況來看,2002年南通擁有153家,外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值300億元,鹽城和連云港分別擁有41家和40家,外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值分別為82億元和73億元。2009年南通增加到1 790家,從業(yè)人員達到29萬人,外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值增長到2 343億元,約是2002年的8倍。鹽城和連云港分別擁有324家和230家,外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值分別增長到668億元和426億元,約是2002年8倍和6倍,從業(yè)人員分別達到8萬人和5萬人。2012年南通、鹽城和連云港分別擁有年主營業(yè)務收入2 000萬元以上的外資企業(yè)1 276家、309家和194家,外資企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值分別為3 560億元、1 341億元和822億元。
2.產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)狀
外資的大量引入助推了地方產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展與集聚。從2008—2012年樣本數(shù)據(jù)的區(qū)位熵和行業(yè)集中度來看,江蘇沿海經(jīng)濟帶一、二、三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵均值分別為1.7998、0.9686和0.8998。南通地處江海交匯處,地理位置獨特,經(jīng)濟發(fā)展相對較快,近五年一、二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵均值分別為1.1683和1.0448。鹽城和連云港第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛,區(qū)位熵均值分別為2.4578和2.3543。從行業(yè)發(fā)展情況來看,江蘇沿海經(jīng)濟帶農(nóng)副食品加工業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝及鞋帽制造業(yè)、化學原料及化學制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬制品業(yè)、通用設備制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)等10個行業(yè)集聚速度相對較快,其中,農(nóng)副食品加工業(yè)和紡織業(yè)發(fā)展規(guī)模更為明顯。南通作為江蘇沿海經(jīng)濟帶的紡織大市,紡織業(yè)區(qū)位熵均值為2.5516,明顯高于其他行業(yè)。紡織業(yè)和交通運輸設備制造業(yè)作為鹽城的支柱產(chǎn)業(yè),發(fā)展也比較迅速。2012年鹽城紡織業(yè)和交通運輸設備制造業(yè)區(qū)位熵均值分別為2.1457和2.1329。連云港農(nóng)副食品加工業(yè)占有較大的比重,2012年區(qū)位熵均值為2.9602。作為新興產(chǎn)業(yè),2012年連云港醫(yī)藥制造業(yè)區(qū)位熵均值達到4.1884。從對行業(yè)集中度CR1的測算情況來看,儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)(85.11%)、金屬制品業(yè)(79.66%)、電氣機械及器材制造業(yè)(78.12%)、通信設備計算機及其他電子設備制造業(yè)(77.82%)行業(yè)集中度指數(shù)相對較高,位列前四位,這四個行業(yè)主要集中在南通。石油加工和煉焦及核燃料加工業(yè)(71.62%)行業(yè)集中度指數(shù)位列第五,主要集中在連云港。非金屬礦物制品業(yè)(35.10%)行業(yè)集中度指數(shù)位列第21,主要集中在鹽城。從CR2測算情況來看,紡織業(yè)(98.73%)、儀器儀表及文化辦公用機械制造業(yè)(98.37%)、通用設備制造業(yè)(95.08%)行業(yè)集中度指數(shù)位列前三,這三個行業(yè)主要集中在南通和鹽城。石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)(93.91%)行業(yè)集中度指數(shù)位列第四,主要集中在鹽城和連云港。
1.數(shù)據(jù)采集與模型構(gòu)建
本文選取產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)和FDI兩個指標對江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚互動關(guān)系進行經(jīng)驗研究??紤]到數(shù)據(jù)的可得性,本文選取2002—2013年江蘇沿海經(jīng)濟帶工業(yè)總產(chǎn)值、江蘇省工業(yè)總產(chǎn)值、江蘇沿海經(jīng)濟帶第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和江蘇第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值進行分析。為全面反映產(chǎn)業(yè)集聚狀況,彌補傳統(tǒng)區(qū)位熵分析的不足,產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)采用區(qū)位熵與工業(yè)企業(yè)數(shù)相乘計算而得。工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)企業(yè)數(shù)和FDI樣本數(shù)據(jù)來自2003—2014年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。FDI采用實際利用外商直接投資額表示,并根據(jù)《2014江蘇統(tǒng)計年鑒》人民幣對美元平均匯價(中間價)將美元換算為人民幣。所有變量均取自然對數(shù)形式以避免經(jīng)濟數(shù)據(jù)時間序列中異方差的影響。構(gòu)建計量經(jīng)濟模型如下:
lnFDI=α0+α1lnJJZS+μt
(1)
lnJJZS=β0+β1lnFDI+νt
(2)
其中,α0和β0表示常數(shù)項,α1表示JJZS(產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù))對FDI(外商直接投資)估計彈性,β1表示FDI對JJZS估計彈性,μt和νt表示隨機誤差項。
2.經(jīng)驗分析
(1)變量平穩(wěn)性檢驗
從表1 的ADF檢驗結(jié)果可以看出,lnJJZS及一階差分序列d(lnJJZS)的ADF值都大于5%顯著性水平臨界值,表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征,說明lnJJZS原序列和一階差分序列都是非平穩(wěn)序列。lnFDI原序列和一階差分序列也都表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征。從二階差分情況來看,d(lnJJZS,2)和d(lnFDI,2)的ADF值都小于5%顯著性水平臨界值,表現(xiàn)出平穩(wěn)特征,說明lnJJZS和lnFDI二階差分序列都是平穩(wěn)序列。因此,lnJJZS和lnFDI都為二階單整序列,即lnJJZS~I(2),lnFDI~I(2),滿足協(xié)整檢驗要求。
表1 ADF檢驗結(jié)果
注:c、t和k分別表示單位根檢驗方程中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù);k的選擇以D.W.值接近2,即隨機誤差項不存在自相關(guān)為標準;***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著,表2同。
(2)協(xié)整關(guān)系檢驗
協(xié)整在20世紀80年代由Engle和Granger首先提出。Engle和Granger認為兩個或多個非平穩(wěn)時間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的,各變量之間存在某種長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。對構(gòu)建的計量經(jīng)濟模型(1)進行OLS回歸,得到如下回歸結(jié)果:
lnFDI=-0.6510+0.7002lnJJZS
(-0.4296)(4.0334)
從D.W.值可以看出,隨機誤差項存在正自相關(guān)。本文采用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列相關(guān)性,對方程再次進行OLS回歸,得到如下回歸結(jié)果:
lnFDI=2.6654+0.3297lnJJZS+[AR(1)=0.9850,AR(2)=-0.5209]
(2.3511)(2.6094)
方程回歸結(jié)果比較理想,自相關(guān)已經(jīng)消除。lnJJZS系數(shù)為0.3297且較為顯著,說明產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)每增加1%,F(xiàn)DI則增加0.3297%,產(chǎn)業(yè)集聚對FDI具有較強的吸引力。
把lnJJZS作為因變量,lnFDI作為自變量,對構(gòu)建的計量經(jīng)濟模型(2)進行OLS回歸,得到如下回歸結(jié)果:
lnJJZS=3.8939+0.8845lnFDI
(3.2483)(4.0333)
方程誤差項存在正自相關(guān),同樣采用Cochrane-Orcutt迭代法消除序列相關(guān)性,對方程再次進行OLS回歸,得到如下回歸結(jié)果:
lnJJZS=-1.5412+1.8646lnFDI+[AR(1)=0.9923,AR(2)=-0.6402]
(-0.5729) (3.8720)
方程擬合度較高,自相關(guān)已經(jīng)消除,具有較強的解釋功能。lnFDI的系數(shù)為1.8646,其經(jīng)濟意義為:FDI每增加1%,產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)增加1.8646%,說明FDI對江蘇沿海經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)集聚的影響較為顯著。對殘差序列進行ADF檢驗,結(jié)果表明ADF值小于1%顯著性水平臨界值,說明在1%水平下殘差序列平穩(wěn),回歸方程具有較強的解釋功能,lnJJZS和lnFDI為(2,2)階協(xié)整,江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,結(jié)果如表2所示。
表2 回歸殘差的ADF檢驗結(jié)果
(3)Granger因果關(guān)系檢驗
表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果
從表3可以看出,江蘇沿海經(jīng)濟FDI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在單向Granger因果關(guān)系。滯后1期時,在10%的顯著性水平下,F(xiàn)DI是產(chǎn)業(yè)集聚的Granger原因。
本文通過構(gòu)建計量經(jīng)濟模型對江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚的關(guān)系進行經(jīng)驗研究,分析結(jié)果顯示,江蘇沿海經(jīng)濟帶FDI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,且相互影響較為顯著。產(chǎn)業(yè)集聚對FDI具有較強的吸引力,產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)每增加1%,F(xiàn)DI則增加0.3297%。FDI對產(chǎn)業(yè)集聚具有明顯的推動作用,F(xiàn)DI每增加1%,產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)增加1.8646%。從Granger因果關(guān)系來看,F(xiàn)DI與產(chǎn)業(yè)集聚之間存在單向Granger因果關(guān)系,滯后1期時,在10%的顯著性水平下,F(xiàn)DI是產(chǎn)業(yè)集聚的Granger原因。對此,筆者提出如下政策建議:
1.充分發(fā)揮特色優(yōu)勢,優(yōu)化投資結(jié)構(gòu),促進產(chǎn)業(yè)集群健康發(fā)展
隨著江蘇沿海大開發(fā)戰(zhàn)略不斷推進,江蘇沿海經(jīng)濟帶充分利用自身優(yōu)勢,積極引進外資,產(chǎn)業(yè)集聚速度明顯加快,經(jīng)濟總量不斷提升,已成為中國東部沿海重要經(jīng)濟增長極,為中國沿海地區(qū)發(fā)展提供了新的路徑和模式。在新的發(fā)展時期,江蘇沿海經(jīng)濟帶要充分發(fā)揮自身特色和優(yōu)勢,不斷優(yōu)化投資結(jié)構(gòu),制定積極引資政策,合理引導外資流向,在擴大第二產(chǎn)業(yè)引資規(guī)模的同時,進一步加大第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)引資力度,充分發(fā)揮外資在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的“催化”作用;統(tǒng)籌規(guī)劃產(chǎn)業(yè)布局,合理配置外資資源和地區(qū)資源,充分發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢,積極發(fā)展特色產(chǎn)業(yè),實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集群錯位發(fā)展,不斷提升沿海地區(qū)整體經(jīng)濟實力和綜合競爭力;加強高端技術(shù)外資引進力度,注重外資質(zhì)量,提高外資利用效率,加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,擴大新興產(chǎn)業(yè)和技術(shù)知識密集型產(chǎn)業(yè)規(guī)模,促進江蘇沿海經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)集群健康快速發(fā)展。
2.加強自主創(chuàng)新,打造區(qū)域亮點,提升產(chǎn)業(yè)集群對外資的吸引力
江蘇沿海經(jīng)濟帶傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重較大,新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢,在積極引進外資的同時,不斷加強自主創(chuàng)新能力的培育,以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級作為突破口,努力將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)同起來;以機制和技術(shù)創(chuàng)新為動力,積極應用高新技術(shù)改造提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),大力發(fā)展新興產(chǎn)業(yè),努力構(gòu)建專業(yè)化、特色化和集聚化的現(xiàn)代新型產(chǎn)業(yè)集聚體系;積極搭建產(chǎn)業(yè)承接和轉(zhuǎn)移平臺,加大招商引資力度,注重外資技術(shù)溢出效應,不斷吸收世界先進技術(shù)和管理經(jīng)驗,努力提升自身生產(chǎn)能力、管理能力和創(chuàng)新能力;加強產(chǎn)學研的多方位合作,加大技術(shù)攻關(guān)力度和產(chǎn)品研發(fā)力度,努力促進科技成果的有效推廣與轉(zhuǎn)化,積極構(gòu)建高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)帶,打造自主創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)集群和名特優(yōu)產(chǎn)品鏈;努力發(fā)揮園區(qū)對周邊的輻射作用,積極打造園區(qū)特色亮點,吸引更多外資投入,使之成為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和新興產(chǎn)業(yè)集聚的重要載體;彰顯江蘇沿海產(chǎn)業(yè)集群特色和優(yōu)勢,積極培養(yǎng)龍頭型優(yōu)秀骨干企業(yè),吸引外商主動合作,通過合作進一步拓展國際市場,實現(xiàn)外資引進的“葡萄效應”,促進江蘇沿海經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)集群與FDI的良性互動。
[1] Krugman,P.Increasing Returns and Economic Geography [J].Journal of Political Economy,1991,99(3):483-499.
[2] Head, K., Ries, J., Swenson,D.Agglomeration Benefits and Location Choice: Evidence from Japanese Manufacturing Investments in the United States [R].NBER Working Paper No.4767 ,1994.
[3] Markusen,M.Investinent Cllinate and Firm Performance in Developing Economics[R].World Bank Working Paper, 1995.
[4] Guimaraes,P ., Woodward, F.O., Figueiredo, O.Agglomeration and Location of Foreign Direct Investment in Portugal[J].Journal of Urban Economics,2000,47(1):115-135.
[5] 梁琦.跨國公司海外投資與產(chǎn)業(yè)集聚[J].世界經(jīng)濟,2003,(9) :29-37.
[6] 張宇,蔣殿春.FDI、產(chǎn)業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步——基于中國制造行業(yè)數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].財經(jīng)研究, 2008,(1):72-82.
[7] 顏銀根.FDI、勞動力流動與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)集聚[J].世界經(jīng)濟研究,2014,(2):67-74.
[8] 王晶晶,張昌兵.新經(jīng)濟地理學視角下服務業(yè)FDI對服務業(yè)集聚的影響——基于面板分位數(shù)回歸方法分析[J].國際貿(mào)易問題,2015,(11):109-120.
[9] 劉志堅.外商直接投資與產(chǎn)業(yè)集群的互動研究[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2006,(6) :153-156.
[10] 吳丹丹,謝建國.FDI對產(chǎn)業(yè)集群作用的實證研究——以江蘇省制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集群為例[J].世界經(jīng)濟研究,2007,(6):54-63.
[11] 蓋驍敏,姚曉璠.外商投資與山東省制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚研究[J].山東社會科學,2011,(8):38-42.
[12] 王領(lǐng),王珊.長三角區(qū)域制造業(yè)集聚與FDI關(guān)系的研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技,2014,(12):89-91.
(責任編輯:孫 艷)
2016-08-06
鹽城市政府社會科學獎勵基金項目“鹽城高端制造業(yè)培育壯大研究”(15szfskB20);江蘇沿海開發(fā)研究院開放性課題“新常態(tài)下江蘇沿海經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)協(xié)同發(fā)展研究”(RIJCD15001)
接玉芹(1973-),女,江蘇建湖人,副教授,主要從事國際金融、國際貿(mào)易和跨國投資等方面的研究。E-mail:978455699@qq.com
F427;F832.6
A
1000-176X(2016)10-0036-05