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摘要：本文运用现代计量经济学方法，对2000年以来上海服务业利用FDI 与上海服务贸易之间的关系进行了实证研究，协整检验结果发现上海服务业利用FDI与上海服务贸易进口和出口之间均存在着长期正相关关系；而格兰杰因果关系检验结果则表明服务业FDI的流入是促进上海服务贸易的格兰杰原因，但上海服务进出口的增长却不是服务业FDI流入上海的格兰杰原因。笔者试着分析了其中的原因，并由此提出自己的建议。
关键词：FDI；服务贸易；实证分析
一、引言及文献综述
联合国《世界投资报告》指出，20世纪90年代以来，服务业投资以每年15%的速度递增，目前服务业FDI占全球FDI的比重急剧增加并已超过一半以上。2011年，上海服务业外商直接投资合同项目4057个，占全市合同数量的比重高达93.7%；而服务业吸收外商投资合同金额与实际到位金额分别为170.76亿美元和104.3亿美元，占全市总量的比重分别为84.9%和82.8%，上海服务业吸收合同金额和实到金额的占比均创历史新高。大规模的外资流入极大地推动了上海服务贸易的发展，为了较为准确地考察外商直接投资流入对上海服务贸易的影响，有必要对二者进行实证分析。
目前关于FDI的贸易效应主要有替代效应、互补效应和不确定性关系三种。蒙代尔（1957）在国际贸易与要素流动一文中提出了著名的投资与贸易替代模型。而日本学者小岛清（1973）在对日本进行实证研究后却提出了截然相反的观点，他认为日本式的对外直接投资和对外贸易呈互补关系。在前两位的理论基础上，Markuson和Svensson （1985）提出了FDI与国际贸易的不确定性关系，他们认为若贸易和非贸易要素是合作的，那么生产要素和商品贸易的流动表现为互补关系；若二者之间是不合作的，则表现为替代关系。P. Patrie （1994）则认为投资动机不同会导致国际投资与国际贸易的关系也不同。
美国学者W. Hejazi和A.E. Safarian （2001）通过引力模型发现：美国服务业的对外直接投资对美国的服务出口和进口有明显的促进作用。Grufeld & Moxnes （2003）随后也利用引力模型得出了类似的结论。
李薇，田英旭（2012）基于VAR模型，实证分析发现外商直接投资与我国服务贸易进口、出口之间存在正相关关系；服务贸易进口与FDI存在双向的因果关系。除此之外，盘和林，马建平，陈琦（2011），黄海燕（2011），余红春，李小婧（2011），舒燕，林龙新（2012）等也做了类似研究。
国内学者对服务业FDI贸易效应的实证研究一般集中于选取中国服务贸易和对外投资总额，主要研究投资国的对外直接投资与对外贸易出口额的关系，而对具体某个地区或直辖市服务业利用外资与服务贸易关系的研究却不多。因此本文从东道国的角度出发，利用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，研究上海服务业利用FDI与上海服务进口和服务出口之间的关系。
二、模型设定和数据说明
（一）模型设定
本文主要是研究上海服务业利用FDI的贸易效应，而服务贸易包括服务进口和服务出口，所以本文分别选取上海市服务贸易进口额和出口额作为两个独立的因变量，而选取上海服务业FDI流入量作为自变量，通过以下两个模型分别分析上海市服务业实际利用外资额（以下用FDI来表示）与上海服务贸易出口额（以下用FEX来表示）及服务贸易进口额（以下用FIM来表示）的关系，为了消除异方差，分别对它们取对数，以下用LnFDIt、LnFEXt、LnFIMt表示，其回归方程分别为：
LnFEXt=?1+β1LnFDIt+εt①
LnFIMt=?2+β2LnFDIt+εt②
其中，?1和?2为常数项，β1和β2分别为上海市服务业利用FDI对服务贸易出口额和服务贸易进口额的影响系数，ε为随机误差项，t表示时间。如果影响系数为正，说明上海市服务业利用FDI对上海服务进口或出口有促进作用，相反，如果影响系数为负，则说明上海市服务业利用FDI对服务进口或出口有替代作用。
（二）数据说明
上海服务贸易数据主要来源于国家外汇管理局上海分局、上海商务局网站和上海统计局网站上的统计数据，而上海市服务业实际利用外资额主要来源于各年份的《上海统计年鉴》。由于2000年以前，中国的服务业包括上海尚处于起步发展阶段，服务贸易额较小，并没有分地区分类别的官方统计，也难以对其进行估算，所以，为了保持数据的真实性，确保实证结果的有效性，本文把数据的样本区间确定为2000年至2011年，实证分析均使用计量经济软件Eviews6.0完成。
三、协整检验
传统的计量经济分析要求数据变量必须是具有平稳性的，所以，本文在对各时间序列变量做协整分析之前，先对它们进行平稳性检验。
（一）单位根检验
本文采用ADF检验法对时间序列进行平稳性检验。检验结果表明（见表1）：
（二）协整检验
为了验证上海市服务业利用FDI与上海市服务贸易进口和出口之间是否存在协整关系，本文运用Engle和Granger（1987）提出的基于残差的EG两步法对其进行检验。首先，分别对上海市服务贸易出口额，服务贸易进口额与服务业实际利用FDI额做回归分析，然后检验其回归残差的平稳性。由此可得上海服务业利用FDI与上海服务贸易出口和服务贸易进口的回归方程分别为：
LNFEX=1.4121*LNFDIS+0.0013③
LNFIM=1.2551*LNFDIS+0.4022④
从上述回归结果可以看出，可决系数（R-square）和调整后可决系数（Adjusted R-square）分别为0.946894和0.940993，非常接近于1，而Durbin-Watson stat为1.896374，接近于2，这说明方程的拟合程度较好，且模型统计量显著。若两变量存在协整关系，则残差项应具有稳定性，因此我们需要对残差项做ADF检验，检验结果见表2和表3。 从表2和表3的检验结果可以看出，在残差序列的ADF检验中，上海服务出口和服务进口的ADF统计量的值分别为-3.431828和-2.956327，均小于1%，5%和10%显著水平下的临界值，因此拒绝原假设，即残差序列是平稳的。因此，上海市服务出口和服务进口均与上海市服务业利用FDI存在长期稳定的均衡关系，且在1%的置信水平下显著，说明上海服务业利用FDI与上海服务贸易相关性很强，回归方程具有很大的现实意义和经济意义。具体表现为：上海市服务业利用FDI每增长10%就会拉动服务出口和服务进口分别增长14.12%和12.55%，但对出口的拉动效应更大。
四、格兰杰因果关系检验
以上协整检验结果表明上海市服务业利用FDI与上海服务进口和服务出口均存在长期的均衡关系，但是否为因果关系仍有待进一步检验。本文拟采用格兰杰（Granger）因果检验方法进行检验。
其检验结果如下：1.原假设和的F统计量分别为0.32132、0.41490，均小于其概率P值0.4106和0.5427，所以拒绝原假设，可见在5%的显著性水平下，上海市服务业利用FDI是上海服务进口和服务出口的格兰杰原因，即上海市服务业利用FDI对上海服务贸易进口和出口均具有促进作用；2.原假设和的F统计量分别为0.63014、1.29898均大于其概率P值0.5782和0.3675，所以接受原假设，可见在5%的显著性水平下，上海市服务业进口和出口均不是上海市服务业利用FDI的格兰杰原因。
上海服务进出口贸易的增加并不一定带来上海市服务业利用外资的增加，其原因可能有以下两点，一是本文采用的是一元线性回归方程，忽略了经济增长、技术、汇率、货物贸易等其他影响服务贸易的重要因素；二是选用的数据是2000年至2011年的，样本空间较小。上述原因可能造成实证结果有一定偏差。
五、结论和启示
（一）结论
1.协整检验结果表明上海市服务贸易出口额和服务贸易进口额均与上海市服务业利用FDI存在长期稳定的正相关关系。服务贸易出口方面，FDI流入改善了上海的资本质量，带来了先进的技术和管理经验，同时外资流入也对上海的服务部门产生了竞争和示范效应，有力地提高了上海服务部门的供给能力和出口竞争力。另一方面，从服务贸易进口来看，上海市利用FDI与上海的服务贸易进口同样存在长期的正相关关系，这是由于早期上海乃至全国对服务业的发展不够重视，导致现代服务业发展长期滞后于整个国民经济的发展，外资大量进入所引起的对现代服务的大量需求只能通过进口来弥补。
2.格兰杰因果检验结果表明上海市服务业利用FDI是上海服务进口和服务出口的格兰杰原因，即上海市服务业利用FDI对上海服务贸易进口和出口均具有促进作用；但上海市服务业进口和出口均不是上海市服务业利用FDI的格兰杰原因。上海市服务贸易进出口额的增加虽然未必能直接带动上海市服务业利用FDI的增加，但是可能通过整个投资环境的优化，尤其是生产者服务的发展而带来制造业外资的增加。
（二）启示
上述实证分析说明上海市利用FDI对上海服务贸易具有促进作用。所以我们应该从战略层面探讨如何更好地利用外资来发展上海的服务贸易，从而进一步优化上海的产业结构，增强上海的国际竞争力。具体来说有以下几点。
第一，利用外资优先发展上海的现代服务业，提高服务贸易的质量，从而进一步优化上海的产业结构。上海作为国际大都市，开放程度虽然较其他城市要高很多，但是在银行、保险、信息服务等高端服务行业的开放程度较国外发达城市仍然有很大差距，如果能够更多的吸引这些领域的外商直接投资流入上海，必定可以提高上海现代服务业的创新发展能力，从而提高上海的服务出口。
第二，鼓励国际服务企业在上海设立研发中心和地区总部，通过其管理决策、采购销售、共享服务、资金管理、物流分拨等业务的整合来增强其运营和控制能力。研发成果的就地转化是上海积极吸引外资服务企业来此设立研发中心的重要目的之一。上海市政府一直鼓励外商投资企业进行技术改造和转型升级，并积极引进新产业、新业态以及先进技术，上海的本土服务企业应趁此良机有效利用外资公司的技术溢出效应，增强消化吸收和再创新能力，提高自身的技术水平和自主创新能力。
第三，发展多样化的利用外资形式，如债权、股权出资，并购，境外人民币直接投资等创新型吸引外资方式。首先，可以将浦东新区试点中的“中方自然人出资设立中外合资、中外合作企业”扩展到整个上海市范围。其次，如果外商投资企业符合政府规定的条件，可以让其在境内外发行中期票据、企业债和股票等，使其使用境内并购贷款，这样可以拓宽它们的融资渠道。最后，可以鼓励外商投资企业对在沪上市的高端服务企业进行并购、重组或战略投资，促进上海现代服务贸易企业扩大其国际品牌效应，并逐步形成“上海服务”的品牌形象。
第四，完善上海服务贸易统计体系。由于上海服务贸易较国外发达城市起步较晚，所以对服务贸易的各项统计尚不健全，统计数据也较难获得。为了更好的反应和研究外商直接投资与上海服务贸易的发展，应将上海服务业利用外商直接投资按照服务贸易各行业和上海各区县进行分类统计，并建立一个具有实时查询、分析、预测和信息共享等功能的标准统计系统，实现上海服务贸易统计的规范化和实时性。
参考文献：
1.Mundell. R. A. International Trade and Factor Mobility[J]. American Economic Review， 1957（47）.
2.Kojima. International Direct Investment and Trade [J]. Journal of International Economics， 1973（01）.
3.Markuson， J.R. and Lars E.O. Svensson， Trade in Goods and Factor With International Differences in Technology [J]. International Economic Review，1985 （26）. 4.P. Patrie. The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade [M]. Transnational Corporation. DEC. 1994 （37）.
5.W. Hejazi & A.E. Safarian， The complementarity between U.S foreign direct investment stock and trade[J]. Atlantic Economic Journal， 2001（04）.
6.Grufeld & Moxnes. International Investment and International Trade in the Product Cycle [J]. Quarterly Journal of Economics， 2003（80）.
7.Engle R.F and Granger C.W.J. Cointegration and error correction： Representation， Estimation and Testing [J].Econometrica， 1987， Vol.55， No.2： 251-276.
8.李薇，田英旭.外商直接投资对我国服务贸易的影响研究——基于1982～2010年时间序列数据的实证分析[J]. 特区经济，2012（02）.
9.盘和林，马建平，陈琦.FDI对中国服务贸易影响的实证研究[J].统计与决策，2011（23）.
10.黄海燕.服务业利用FDI与我国服务贸易发展关系的研究[D].南昌大学，2011.
11.余红春，李小婧.中国金融服务贸易与FDI关系的经验分析[J]. 经济视角，2011（04）.
12.舒燕，林龙新.基于引力模型的外商直接投资对中国服务贸易出口的促进作用研究[J].贵州财经学院学报，2012（05）.
13.陈立敏.贸易创造还是贸易替代——对外直接投资与对外贸易关系的研究综述[J].国际贸易问题，2010（04）.
14.张新生.2012上海国际经济贸易发展报告[M].上海：上海科学技术文献出版社，2012.
（作者单位：上海理工大学）
关键词：FDI；服务贸易；实证分析
一、引言及文献综述
联合国《世界投资报告》指出，20世纪90年代以来，服务业投资以每年15%的速度递增，目前服务业FDI占全球FDI的比重急剧增加并已超过一半以上。2011年，上海服务业外商直接投资合同项目4057个，占全市合同数量的比重高达93.7%；而服务业吸收外商投资合同金额与实际到位金额分别为170.76亿美元和104.3亿美元，占全市总量的比重分别为84.9%和82.8%，上海服务业吸收合同金额和实到金额的占比均创历史新高。大规模的外资流入极大地推动了上海服务贸易的发展，为了较为准确地考察外商直接投资流入对上海服务贸易的影响，有必要对二者进行实证分析。
目前关于FDI的贸易效应主要有替代效应、互补效应和不确定性关系三种。蒙代尔（1957）在国际贸易与要素流动一文中提出了著名的投资与贸易替代模型。而日本学者小岛清（1973）在对日本进行实证研究后却提出了截然相反的观点，他认为日本式的对外直接投资和对外贸易呈互补关系。在前两位的理论基础上，Markuson和Svensson （1985）提出了FDI与国际贸易的不确定性关系，他们认为若贸易和非贸易要素是合作的，那么生产要素和商品贸易的流动表现为互补关系；若二者之间是不合作的，则表现为替代关系。P. Patrie （1994）则认为投资动机不同会导致国际投资与国际贸易的关系也不同。
美国学者W. Hejazi和A.E. Safarian （2001）通过引力模型发现：美国服务业的对外直接投资对美国的服务出口和进口有明显的促进作用。Grufeld & Moxnes （2003）随后也利用引力模型得出了类似的结论。
李薇，田英旭（2012）基于VAR模型，实证分析发现外商直接投资与我国服务贸易进口、出口之间存在正相关关系；服务贸易进口与FDI存在双向的因果关系。除此之外，盘和林，马建平，陈琦（2011），黄海燕（2011），余红春，李小婧（2011），舒燕，林龙新（2012）等也做了类似研究。
国内学者对服务业FDI贸易效应的实证研究一般集中于选取中国服务贸易和对外投资总额，主要研究投资国的对外直接投资与对外贸易出口额的关系，而对具体某个地区或直辖市服务业利用外资与服务贸易关系的研究却不多。因此本文从东道国的角度出发，利用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，研究上海服务业利用FDI与上海服务进口和服务出口之间的关系。
二、模型设定和数据说明
（一）模型设定
本文主要是研究上海服务业利用FDI的贸易效应，而服务贸易包括服务进口和服务出口，所以本文分别选取上海市服务贸易进口额和出口额作为两个独立的因变量，而选取上海服务业FDI流入量作为自变量，通过以下两个模型分别分析上海市服务业实际利用外资额（以下用FDI来表示）与上海服务贸易出口额（以下用FEX来表示）及服务贸易进口额（以下用FIM来表示）的关系，为了消除异方差，分别对它们取对数，以下用LnFDIt、LnFEXt、LnFIMt表示，其回归方程分别为：
LnFEXt=?1+β1LnFDIt+εt①
LnFIMt=?2+β2LnFDIt+εt②
其中，?1和?2为常数项，β1和β2分别为上海市服务业利用FDI对服务贸易出口额和服务贸易进口额的影响系数，ε为随机误差项，t表示时间。如果影响系数为正，说明上海市服务业利用FDI对上海服务进口或出口有促进作用，相反，如果影响系数为负，则说明上海市服务业利用FDI对服务进口或出口有替代作用。
（二）数据说明
上海服务贸易数据主要来源于国家外汇管理局上海分局、上海商务局网站和上海统计局网站上的统计数据，而上海市服务业实际利用外资额主要来源于各年份的《上海统计年鉴》。由于2000年以前，中国的服务业包括上海尚处于起步发展阶段，服务贸易额较小，并没有分地区分类别的官方统计，也难以对其进行估算，所以，为了保持数据的真实性，确保实证结果的有效性，本文把数据的样本区间确定为2000年至2011年，实证分析均使用计量经济软件Eviews6.0完成。
三、协整检验
传统的计量经济分析要求数据变量必须是具有平稳性的，所以，本文在对各时间序列变量做协整分析之前，先对它们进行平稳性检验。
（一）单位根检验
本文采用ADF检验法对时间序列进行平稳性检验。检验结果表明（见表1）：
（二）协整检验
为了验证上海市服务业利用FDI与上海市服务贸易进口和出口之间是否存在协整关系，本文运用Engle和Granger（1987）提出的基于残差的EG两步法对其进行检验。首先，分别对上海市服务贸易出口额，服务贸易进口额与服务业实际利用FDI额做回归分析，然后检验其回归残差的平稳性。由此可得上海服务业利用FDI与上海服务贸易出口和服务贸易进口的回归方程分别为：
LNFEX=1.4121*LNFDIS+0.0013③
LNFIM=1.2551*LNFDIS+0.4022④
从上述回归结果可以看出，可决系数（R-square）和调整后可决系数（Adjusted R-square）分别为0.946894和0.940993，非常接近于1，而Durbin-Watson stat为1.896374，接近于2，这说明方程的拟合程度较好，且模型统计量显著。若两变量存在协整关系，则残差项应具有稳定性，因此我们需要对残差项做ADF检验，检验结果见表2和表3。 从表2和表3的检验结果可以看出，在残差序列的ADF检验中，上海服务出口和服务进口的ADF统计量的值分别为-3.431828和-2.956327，均小于1%，5%和10%显著水平下的临界值，因此拒绝原假设，即残差序列是平稳的。因此，上海市服务出口和服务进口均与上海市服务业利用FDI存在长期稳定的均衡关系，且在1%的置信水平下显著，说明上海服务业利用FDI与上海服务贸易相关性很强，回归方程具有很大的现实意义和经济意义。具体表现为：上海市服务业利用FDI每增长10%就会拉动服务出口和服务进口分别增长14.12%和12.55%，但对出口的拉动效应更大。
四、格兰杰因果关系检验
以上协整检验结果表明上海市服务业利用FDI与上海服务进口和服务出口均存在长期的均衡关系，但是否为因果关系仍有待进一步检验。本文拟采用格兰杰（Granger）因果检验方法进行检验。
其检验结果如下：1.原假设和的F统计量分别为0.32132、0.41490，均小于其概率P值0.4106和0.5427，所以拒绝原假设，可见在5%的显著性水平下，上海市服务业利用FDI是上海服务进口和服务出口的格兰杰原因，即上海市服务业利用FDI对上海服务贸易进口和出口均具有促进作用；2.原假设和的F统计量分别为0.63014、1.29898均大于其概率P值0.5782和0.3675，所以接受原假设，可见在5%的显著性水平下，上海市服务业进口和出口均不是上海市服务业利用FDI的格兰杰原因。
上海服务进出口贸易的增加并不一定带来上海市服务业利用外资的增加，其原因可能有以下两点，一是本文采用的是一元线性回归方程，忽略了经济增长、技术、汇率、货物贸易等其他影响服务贸易的重要因素；二是选用的数据是2000年至2011年的，样本空间较小。上述原因可能造成实证结果有一定偏差。
五、结论和启示
（一）结论
1.协整检验结果表明上海市服务贸易出口额和服务贸易进口额均与上海市服务业利用FDI存在长期稳定的正相关关系。服务贸易出口方面，FDI流入改善了上海的资本质量，带来了先进的技术和管理经验，同时外资流入也对上海的服务部门产生了竞争和示范效应，有力地提高了上海服务部门的供给能力和出口竞争力。另一方面，从服务贸易进口来看，上海市利用FDI与上海的服务贸易进口同样存在长期的正相关关系，这是由于早期上海乃至全国对服务业的发展不够重视，导致现代服务业发展长期滞后于整个国民经济的发展，外资大量进入所引起的对现代服务的大量需求只能通过进口来弥补。
2.格兰杰因果检验结果表明上海市服务业利用FDI是上海服务进口和服务出口的格兰杰原因，即上海市服务业利用FDI对上海服务贸易进口和出口均具有促进作用；但上海市服务业进口和出口均不是上海市服务业利用FDI的格兰杰原因。上海市服务贸易进出口额的增加虽然未必能直接带动上海市服务业利用FDI的增加，但是可能通过整个投资环境的优化，尤其是生产者服务的发展而带来制造业外资的增加。
（二）启示
上述实证分析说明上海市利用FDI对上海服务贸易具有促进作用。所以我们应该从战略层面探讨如何更好地利用外资来发展上海的服务贸易，从而进一步优化上海的产业结构，增强上海的国际竞争力。具体来说有以下几点。
第一，利用外资优先发展上海的现代服务业，提高服务贸易的质量，从而进一步优化上海的产业结构。上海作为国际大都市，开放程度虽然较其他城市要高很多，但是在银行、保险、信息服务等高端服务行业的开放程度较国外发达城市仍然有很大差距，如果能够更多的吸引这些领域的外商直接投资流入上海，必定可以提高上海现代服务业的创新发展能力，从而提高上海的服务出口。
第二，鼓励国际服务企业在上海设立研发中心和地区总部，通过其管理决策、采购销售、共享服务、资金管理、物流分拨等业务的整合来增强其运营和控制能力。研发成果的就地转化是上海积极吸引外资服务企业来此设立研发中心的重要目的之一。上海市政府一直鼓励外商投资企业进行技术改造和转型升级，并积极引进新产业、新业态以及先进技术，上海的本土服务企业应趁此良机有效利用外资公司的技术溢出效应，增强消化吸收和再创新能力，提高自身的技术水平和自主创新能力。
第三，发展多样化的利用外资形式，如债权、股权出资，并购，境外人民币直接投资等创新型吸引外资方式。首先，可以将浦东新区试点中的“中方自然人出资设立中外合资、中外合作企业”扩展到整个上海市范围。其次，如果外商投资企业符合政府规定的条件，可以让其在境内外发行中期票据、企业债和股票等，使其使用境内并购贷款，这样可以拓宽它们的融资渠道。最后，可以鼓励外商投资企业对在沪上市的高端服务企业进行并购、重组或战略投资，促进上海现代服务贸易企业扩大其国际品牌效应，并逐步形成“上海服务”的品牌形象。
第四，完善上海服务贸易统计体系。由于上海服务贸易较国外发达城市起步较晚，所以对服务贸易的各项统计尚不健全，统计数据也较难获得。为了更好的反应和研究外商直接投资与上海服务贸易的发展，应将上海服务业利用外商直接投资按照服务贸易各行业和上海各区县进行分类统计，并建立一个具有实时查询、分析、预测和信息共享等功能的标准统计系统，实现上海服务贸易统计的规范化和实时性。
参考文献：
1.Mundell. R. A. International Trade and Factor Mobility[J]. American Economic Review， 1957（47）.
2.Kojima. International Direct Investment and Trade [J]. Journal of International Economics， 1973（01）.
3.Markuson， J.R. and Lars E.O. Svensson， Trade in Goods and Factor With International Differences in Technology [J]. International Economic Review，1985 （26）. 4.P. Patrie. The Regional Clustering of Foreign Direct Investment and Trade [M]. Transnational Corporation. DEC. 1994 （37）.
5.W. Hejazi & A.E. Safarian， The complementarity between U.S foreign direct investment stock and trade[J]. Atlantic Economic Journal， 2001（04）.
6.Grufeld & Moxnes. International Investment and International Trade in the Product Cycle [J]. Quarterly Journal of Economics， 2003（80）.
7.Engle R.F and Granger C.W.J. Cointegration and error correction： Representation， Estimation and Testing [J].Econometrica， 1987， Vol.55， No.2： 251-276.
8.李薇，田英旭.外商直接投资对我国服务贸易的影响研究——基于1982～2010年时间序列数据的实证分析[J]. 特区经济，2012（02）.
9.盘和林，马建平，陈琦.FDI对中国服务贸易影响的实证研究[J].统计与决策，2011（23）.
10.黄海燕.服务业利用FDI与我国服务贸易发展关系的研究[D].南昌大学，2011.
11.余红春，李小婧.中国金融服务贸易与FDI关系的经验分析[J]. 经济视角，2011（04）.
12.舒燕，林龙新.基于引力模型的外商直接投资对中国服务贸易出口的促进作用研究[J].贵州财经学院学报，2012（05）.
13.陈立敏.贸易创造还是贸易替代——对外直接投资与对外贸易关系的研究综述[J].国际贸易问题，2010（04）.
14.张新生.2012上海国际经济贸易发展报告[M].上海：上海科学技术文献出版社，2012.
（作者单位：上海理工大学）