农产品和食品贸易的关联

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一、引言

20世纪90年代以来,经济全球化的一个最明显的特点便是FDI的快速增长。2001年,全球FDI流出额达到了7350亿美元,占全球GDP总量的2.5%,商品和服务出口贸易的10%,固定资本形成额的11%,世界各国及各产业部门经济一体化程度正在不断提高。伴随着外商直接投资的蓬勃发展,有关FDI与国际贸易之间关系的研究也在不断深入,但是迄今为止,二者之间的关系到底是互补还是替代?仍然是一个谜团。中国作为全球经济增长最快的国家之一,近年来吸引了大量的FDI,并于2002年首次超过美国,成为全球最大的引资国。截止2004年底,全国累计批准设立外商投资企业508941个,合同外资金额10966.08亿美元,实际利用外资金额5621.01亿美元,从而为我们在这方面作进一步研究提供了大量的现实资料。农产品和食品行业是国际贸易中最具争议的领域,据统计,1995-2000年,农产品贸易争端数占总的贸易争端数的比例分别为64%、25.6%、57.5%、22.7%、33.3%和41.2%,因此,研究农产品和食品行业中贸易与FDI之间的关系将是一件很有意义的事;同时,农产品贸易政策也是我国对外贸易政策的重要组成部分。因此,通过对农产品和食品行业中贸易和投资关系的考察,将为探索二者之间的关系提供有力证据,同时也为我国今后制定有利的农产品贸易政策和外资政策调整提供有益的参考。有关FDI与国际贸易关系的研究,目前学界主要沿着两条路径展开:一是沿着传统的国际贸易理论,通过放松相应的假设条件,从理论上解释二者之间的关系;二是采用经验实证的方法,对二者关系作进一步的验证。

(一)贸易与投资关系的理论研究

罗伯特•蒙代尔(RobertA.Mundell)早在1957年提出的贸易与投资的替代模型。指出:当存在国际贸易壁垒时,如果厂商始终沿着特定的轨迹(即所谓的Rybczynski线)实施对外直接投资,那么这种对外直接投资就能够在相对最佳的效率或最低的生产要素转换成本的基础上,实现对商品和贸易的完全替代。由于这种直接投资的目的是为了绕过关税壁垒以克服贸易障碍对资本效率的抵消作用,因此一般被称为关税引致的投资。马库森和斯文森(MarkusonandSvensson,1985)利用要素比例模型阐述了要素流动与商品贸易之间的相互关系,指出他们之间表现为替代性还是互补性,依赖于贸易和非贸易要素之间是“合作的”还是“非合作”的。他们认为,国家间技术差异等因素会导致彼此之间要素生产率和要素价格上的差异,这种差异决定了商品和要素流动的方向。当由于任何一种因素导致商品贸易,而生产商品所需要的贸易和非贸易要素又表现为合作状态时,商品的贸易必然带动非贸易要素的流动,从而使贸易和要素流动表现为互补性。贸易和投资之间的关系并不仅仅取决于要素价格差异等纯经济因素及现实的贸易障碍,在贸易保护威胁的条件下,不同利益集团之间的博弈也会产生贸易和投资之间的替代及互补关系。对此,伯格瓦提和迪诺普沃思(BhagwatiandDinopoulos,1992)从政治经济学角度进行了分析,提出了补偿投资(quidproquoFDI)模型。补偿投资不同于关税引致的投资,补偿投资的目的在于减少东道国采取保护措施的可能性,因此是一种化解关税的投资,在这种情况下,替代和互补关系都可能存在。美国经济学家帕特瑞(Patire,1994)从跨国公司对外直接投资的动机差异进行了研究,将外商直接投资的动机分为市场导向型、生产导向型和贸易促进型三类。在这三种类型的直接投资中,只有市场导向型直接投资容易成为贸易的替代,其它两种则会增加投资国和东道国之间的贸易量。因此,由于跨国公司对外直接投资的动机不同,贸易和投资的关系也就不同,二者既可以是替代关系,也可以是互补关系。

(二)贸易和投资的实证研究

结合国际经济运行的现实,早期对贸易和投资关系的研究大都以关税这种贸易壁垒作为重要影响因素为基础的。实证研究结果表明,在当时国际贸易和FDI更多地表现为替代关系。威更斯(Wilkins)1974年的研究发现,经济大萧条时期,许多国家大幅度提高了关税,迫使美国的跨国公司在国外扩大了分支机构。斯威顿伯格(Swe-denborg)对瑞典出口和直接投资的实证研究结果也显示,行业的保护关税越高,跨国公司在当地生产的份额越大。赫斯特(Horst)通过对美国跨国公司在加拿大市场上不同行业的出口份额、当地跨国公司的生产份额及不同行业的关税水平进行比较研究,同样发现了投资和贸易之间的替代关系,并且替代程度和该国行业的关税水平呈正相关关系。这些研究一定程度上验证了贸易和投资之间替代关系的存在。

日本经济学家小岛清(K.Kojima)研究了美国和日本的对外直接投资情况后,发现美国对外直接投资主要分布在具有比较优势的制造业部门,因此替代了本国的出口贸易。而日本则是从本国处于比较劣势的边际产业部门对外进行直接投资,不仅没有取代国内商品的出口,反而由于新市场的开辟,带动了与此相关联的其他商品的出口,实现了投资和贸易的相互促进,互相补充。李普赛(Lipsey)和威斯(Weiss)的研究发现,无论在发达国家还是发展中国家的市场上,美国的出口与美国海外子公司的销售额都是高度互补的。Pfaf-fermayr(1996)运用奥地利7个制造业部门的混合数据(pooleddata),研究后发现FDI和国内出口之间存在互补关系。斯文森(1996)采用1974-1990年间瑞典企业最终制成品出口和FDI数据,研究表明二者之间存在替代关系,但FDI与中间投入品出口之间则存在互补关系。以上研究大都集中在最终的消费需求上,比如汽车,或其他工业产品,而对农产品和食品等初级产品的研究则很少,而且研究结论也很不一致。实际上,FDI也发生在为了获取原料和出口半成品上。在此情况下,跨国公司不仅关心东道国消费市场的大小,还要考虑是否能把原料和半成品出口到母国,作为另外一些生产过程的中间投入品。人们普遍认为,FDI在农产品和食品行业的动机各种各样,包括资源获取,市场占有,寻求效率等。而且农业部门的贸易保护障碍要高于其他产业部门,所以农业中FDI是关税跨越性的(tariff-hop-pingFDI),也有的人认为,农业中的FDI是资源获取性的,否则无法获取相应的资源。Gopinath等人(1997)假设厂商以利润最大化为目标,构建了一个包含四个方程的联立方程模型,以跨国企业分支机构的销售量、出口、就业和FDI为内生变量,采用了1982-1994年间美国与十个发达国家食品行业FDI和贸易的面板数据(paneldata),估计结果表明,美国食品行业的国外销售量与出口之间存在替代关系。此外,他们还认为美国食品行业利用FDI作为手段逃避了其他国家的贸易保护主义政策。该研究的不同之处在于使用国外分支结构的销售额代替FDI的数值,因而可能高估相关变量的解释力。Marchant等人(1999)运用1982-1997年美国13类农产品和食品的面板数据,以FDI和出口为内生变量建立联立方程模型。估计结果表明,美国农产品和食品行业对中国的直接投资带动了美国农产品和食品的出口,二者具有明显的互补关系。在此基础上,他们提出美国应该同时加强对中国农产品和食品领域的直接投资和出口。随后的2002年,Marchant等人又以成本最小理论构建了一个对外直接投资模型,运用两阶段最小二乘法(2SLS)估计了美国1989-1998年食品行业FDI与出口之间的关系,再次表明二者之间存在互补关系。FurtanandHolzman(2004)最近采用面板数据,在假设农产品贸易由直接投资内生决定的情况下,研究了美国对加拿大农产品和食品行业1987至2001年的直接投资后发现,美国对加拿大农产品和食品行业的直接投资促进了加拿大该部门的出口、进口和总贸易量,二者表现为互补关系。

Connor和Pagoulatos(1983)的研究表明,投资对出口贸易的作用有赖于跨国企业的进入模式,兼并一个现有企业和水平型直接投资对出口有替代作用,因为他们在母国本身已经具有竞争优势。反之,绿地投资、新建企业和垂直一体化的FDI与出口之间具有互补关系。Malanoski等人(1998)的研究表明,美国FDI和出口在发达国家之间是负相关关系(比如OECD国家之间),而发达国家与发展中国家之间是正相关关系,尤其是在亚太地区,FDI与出口之间是正相关的。当他们以发达国家作为东道国时,发现美国FDI与出口之间存在替代关系。Munirathinam等人(1998)的研究发现,美加自由贸易协议刺激了美国对加拿大食品行业的出口和直接投资,二者之间表现为互补关系。Overend等人(1997)在食品行业的研究中还发现,贸易和投资之间可能同时存在替代、互补和独立三种关系。正如Gopinath所认为的那样,在分析直接投资与贸易的关系时,发达国家更关心外商直接投资与本国出口贸易的关系,因为它们是直接投资的主要流出方,担心对外直接投资会减少本国的出口和就业。发展中国家作为直接投资的接受方,则更关心直接投资对本国GDP增长的影响,而对贸易和投资关系的研究则不够。其中,国内部分学者的研究表明,FDI促进了我国整体的出口贸易(江小涓,2002;刘恩专,1999;沈坤荣,1998)。具体到农产品和食品行业,仅有的文献来自曾寅初和毅(2004)对海峡两岸农产品贸易和直接投资的研究,他们的分析结论是,台商到大陆直接投资对两岸之间的总体贸易都具有极强的带动作用,但不影响大陆对台湾农产品的出口,并有可能减少对台湾农产品的进口。尽管就理论而言可以推导出贸易与直接投资之间具有某种明确关系的模型,然而实证研究结果对这一思路提出了挑战。从实证分析结果来看,由于不同的考察对象,直接投资与贸易之间的关系也不同。即便是同一国家,也存在产业、行业甚至更微观层面的区别。同时,二者之间的关系也可能是动态的。因此,本文的研究不在于说明FDI与农产品和食品贸易必然存在某种关系,而在于说明目前环境条件下,FDI与我国农产品和食品贸易之间存在着某种关系。

二、数据和变量与研究方法

(一)数据和变量

通过参考联合国粮农组织(FAO)贸易年鉴、《中国统计年鉴》、《中国对外经济统计年鉴》、《中国对外经济贸易年鉴》、《中国海关统计年鉴》及国家商务部数据库,考虑到统计数据的一致性和可获得性。我们使用了1985-2003年中国初级产品进出口贸易数据,其中扣除了矿物燃料、油及有关原料一项,具体包括食品及主要供食用的活动物、饮料及烟类、非食用原料及动植物油脂四项,也就是按照我国海关商品分类法中前四类,共计24章的主要商品,或者说按1位数的标准国际分类法(SITC)代码SITC0、SITC1、SITC2和SITC4的商品。需要说明的是,WTO和FAO的农产品贸易数据中不包括水产品。FDI数据使用了1985-2003年我国农林牧渔各业外商直接投资的协议金额(原因是我国1996年以后才公布外商实际投资金额)。文中的变量包括农产品和食品出口(EX)、进口(IM)、总贸易(TEI)和FDI。为了研究方便,考虑到通过对数化以后并不改变变量的主要特征,所以对变量EX、IM、TEI和FDI都取自然对数,而得到新的变量序列,分别记为LnEX、LnIM、LnTEI和LnFDI。

(二)研究方法

1.单位根检验

由于本文采用的是时间序列数据,如果时间序列(或变量)是非平稳的,即含有单位根,那么传统的经济计量方法将失效。因此,需要对时间序列的平稳性进行检验,也即单位根检验。单位根检验的方法主要有DF(Dickey-Fuller)检验法、ADF(AugmentedDickey-FullerTest)检验法和PP(Phillips-Perron)检验法,本文使用ADF检验法。ADF检验法首先需要根据序列yt性质的不同选择用于检验的方程,其中!为差分算子,C为常数项,t为时间趋势项,εt残差项(随机扰动项)。为了对常数项、时间趋势项及存在的单位根作检验,可根据参数α、β、γ是否为零的假设作出检验。方程中加入p个滞后项是为了使残差项εt成为白噪声序列即残差εt满足零均值、恒定方差和非自相关等经典假定。本文中的最优滞后长度p根据AIC和SC准则确定,选择AIC和SC为最小的滞后阶数。在单位根检验过程中,如果变量是非平稳的,还需检验其差分的平稳性。一般地,如果非平稳时间序列yt经过d次差分后达到平稳,则称其为d阶单整序列,记作I(d)。其中,d表示单整阶数,是序列包含的单位根个数。所有变量同阶单整是变量之间存在协整关系的前提条件。

2.协整检验

一般地,在分析变量之间的相互关系时,常常使用回归分析法,但是回归分析要求变量都是平稳的(至少趋势平稳),当变量是随机游走,即非平稳过程时,这种回归分析的结果一般不能作为推断的依据,有可能产生“伪回归”现象,导致荒谬的结论,因为传统的显著性检验所描述的变量之间的关系可能根本就不存在。这就意味着在回归之前要对变量进行差分。然而,差分又可能导致两个变量之间长期关系的信息损失。而一系列的研究结果表明,许多宏观经济时序数据都为I(1)的过程,因此,就不能用传统的回归分析方法来说明变量之间是否存在均衡关系。协整(Co-integration)分析方法是近年来出现的处理非平稳时间序列的有力工具,也是研究长期均衡关系的一种有效方法。这一方法的思路是,如果两个(或两个以上)的变量是非平稳的,但它们的某种线性组合却可能是平稳的,在这种情况下,我们称各变量之间存在某种长期稳定的比例关系,即协整关系。在经济学意义上,这种协整关系的存在表明可以通过一个变量值的变化影响另一个变量值的变化。检验两个变量之间是否存在协整关系,可以使用Engle-Granger两步检验法(也称EG法),多变量之间的协整关系检验则使用Johansen的极大似然法来检验。本文采用两步法,即为了检验两变量yt和xt是否协整,如果序列yt和xt都是d阶单整,就用OLS法对如下方程(也称作协整回归方程)进行估计:yt=%+&xt+$t(4)然后检验回归方程的残差εt是否平稳,如果yt和xt不是协整的,则它们的任一线性组合都是非平稳的,因此残差εt将是非平稳的。因此,我们检验残差εt是非平稳的假设,也就是检验yt和xt不可协整的假设。残差的平稳性检验我们仍然采用前面的ADF单位根检验法。

3.误差修正项估计

误差修正估计是协整分析的一个延伸。协整反映的是各变量之间的长期均衡关系,但是在短期内可能会出现偏离长期均衡的现象。因此我们也把(4)式中的残差项看作是“均衡误差”,并利用这个误差项把变量之间的短期波动和长期均衡联系起来。为此,萨根(Sargan)率先使用了误差纠正原理,对失衡部分作出纠正,此后Engle和Granger作了进一步地推广。由于因变量的短期波动不仅受到残差项的影响,而且还受到自变量短期波动的影响。因此我们考虑如下模型:!yt=%0+’εt-1+n1i=0!%1i!xt-i+#in2i=0!%2i!yt-i+(t(5)其中εt-1是误差修正项,也即协整模型(4)中回归残差的一期滞后值,是对被解释变量yt偏离均衡值幅度的测度。λ反映了相应的纠正速度,也称纠正速度系数,如果λ在统计上是显著的,就表明yt在一个时期里的失衡有多大部分可以在下一时期得到纠正。λ越大,纠正速度越快。n1、n2是使残差μt为白噪声的最优滞后阶数。.因果关系检验为了考察两个变量yt和xt之间是否存在因果关系,我们采用了Granger和Sims的因果关系检验法。首先检验“xt不是引起yt变化的原因”的原假设,也就是对下列两个回归模型进行估计:i=1然后用回归的残差平方和计算F①统计量,以检验系数"1、"2……"m是否同时显著不为零。如果是,我们就可以拒绝“xt不是引起yt变化的原因”的原假设。同时,我们通过交换方程(6)(7)中xt和yt的位置,采用相同的回归估计,检验“yt不是引起xt变化的原因”的原假设。如果要得到xt是引起yt变化的原因的结论,我们必须拒绝“xt不是引起yt变化的原因”的原假设,同时接受“yt不是引起xt变化的原因”的原假设。

三、我国农产品和食品贸易与外商直接投资关系的描述性分析

近20年来,我国农产品和食品贸易与FDI之间的变动关系如图1所示:从上图可以直观地看出,自20世纪80年代中期以来,我国农产品和食品进口、出口与外商直接投资总体上呈现不断增长的趋势。从农产品和食品的进出口贸易来看,1994年以前,出口平稳增长,进口略有波动,而且出口超过了进口,我国农产品和食品贸易为顺差。尤其是进入90年代以来,贸易顺差不断扩大,其中1993年贸易顺差最大,为41.57亿美元;同期,我国农业利用外商直接投资增长也比较快,由1990年的1.22亿美元增加到了1994年的9.72亿美元,其中1993年达到了11.91亿美元。因此外商直接投资可能对我国农产品和食品贸易出口产生了较大促进作用。之后,我国农产品和食品贸易一直处于逆差,尤其是90年代末期以来,农产品和食品进口和出口贸易不断增长的同时,贸易逆差也在不断扩大,2003年达到了198.7亿美元;同期,我国农业利用外商直接投资与进出口贸易之间都保持了不断增长的势头,并且外商直接投资与进口之间几乎同步增长。这是否说明外商直接投资同时影响了我国农产品进口、出口和总贸易量的增长?它们之间是否存在一种长期的稳定增长的关系?二者之间是否存在相互的因果关系?另外,从上图还可以看出,1989年、1992年、1994年、1998年和2002年,外商直接投资的变动与进出口贸易变动出现了相互背离的现象,这种短期背离现象恢复至长期均衡的速度如何呢?四、计量检验与结果分析

(—)计量检验

首先运用计量经济软件对变量进行单位根检验。变量平稳性检验结果显示(见表1),所有变量的水平序列在5%的显著性水平上都不是平稳的,都有一个单位根,而一阶差分后都达到了平稳,为一阶单整变量,即都是I(1)序列。由于各变量的一阶差分是平稳的,满足协整关系检验的前提条件,因而进一步对各变量之间的协整关系进行检验。分别以LnEX、LnIM、LnTEI为被解释变量,LnFDI为解释变量进行回归,然后对各自回归的残差项进行平稳性检验,结果显示(见表2),LnEX与LnFDI、LnIM与LnFDI和LnTEI与LnFDI的回归残差项均在5%的显著性水平是平稳的。可以看出,LnEX、LnIM、LnTEI与LnFDI之间都存在长期稳定的均衡关系,即我国农产品和食品贸易与外商直接投资投资之间存在长期稳定的均衡关系,对应的协整方程估计结果见表3。协整方程分别为:LnEX=0.4250+0.2646LnFDI;LnIM=4.0860+0.4564LnFDI;LnTEI=4.9543+0.3636LnFDI。方程显示,外商直接投资系数都为正,且都在95%的置信度水平上显著,说明我国农产品和食品贸易与外商直接投资之间的确存在互补关系。同时,LnFDI前面的系数大小也说明,外商直接投资每增加1个百分点,出口将增加0.2646个百分点,进口将增加0.4564个百分点,总贸易量将增加0.3636个百分点。作为协整关系研究的延伸,我们建立了误差修正模型。估计结果显示(见表4),每个模型的拟合度不高,仅为0.2左右,这可能是因为缺少变量所致,但各解释变量的参数估计值的符号均符合经济意义,不影响变量之间的大致关系。模型中FDI参数估计效果均不显著,说明FDI的短期波动对贸易的影响不明显。相反,误差修正项则相对比较显著,说明在短期内,进口、出口可能偏离它们与FDI的长期均衡水平。误差修正项的系数分别为-0.2975、-0.3466和-0.2909,表明校正上一年非均衡的程度分别为29.75%、34.66%和29.09%,说明短期非均衡向长期均衡状态调整的速度都比较快。目前为止,我们尚不清楚贸易和FDI之间是否存在因果关系。考虑到建模对变量平稳性的要求,本文考察了贸易与FDI增长效应之间的因果关系,即ΔLnEX、ΔLnIM、ΔLnTEI分别与ΔLnFDI之间的Granger因果关系。检验结果显示(见表5),FDI与我国农产品和食品出口贸易之间不存在Granger因果关系,但进口和总贸易量(总贸易量在10%的显著性水平下)与FDI之间存在单向的Granger因果关系,即进口和总贸易量的增长引起了FDI的增长。

(二)结果分析

1.出口方面。由于农产品和食品等主要依托自然资源、劳动力要素的投入,体现为自然资源和劳动力方面的优势。按照国际分工原理,劳动力密集型农产品恰好是我国参与国际分工的比较优势所在,而这种要素禀赋很难在短时期内发生显著的变化。此外,由于农业自身或其它方面的原因,与非农产业相比,外商在我国农业领域中的投资也不会发生巨大变化。因此,存在长期稳定的均衡关系也是合理的。但是,上述检验结果也显示,可能会出现短期波动偏离长期稳定均衡的现象。而且,FDI前面的系数为正,因此短期内可以通过吸引FDI来增加我国农产品和食品的出口。跨国企业拥有先进的技术、管理经验和遍布全球的营销网络,将有助于我国农产品和食品的出口。来自国家商务部的数据也显示,近年来外商投资企业出口占到了我国农产品和食品出口的30%左右。然而,二者之间并没有Granger因果关系,说明FDI对我国农产品出口贸易的作用尚不明显,可能的原因是FDI主要流入了我国传统的出口商品部门,对国内原先本身就具有比较优势的农产品和食品出口产生了挤出效应,部分地替代了国内出口;也可能是我国农业利用FDI过于偏小的原因。

2.进口方面。正如前面综述中所提到的,农产品和食品贸易是国际贸易中最具争议的领域,而且这种状况将长期存在。因此,从长期来看,进口和FDI之间呈现出长期稳定的均衡关系也不足怪。同时,二者表现为互补关系,说明FDI对进口贸易产生了积极影响。中国的进口对投资国来说就是出口,由此在一定程度上也从东道国的角度支持了Marchant等人(1999)对美中农产品和食品行业直接投资促进了美国对华农产品和食品出口贸易的研究结果,但与曾寅初和毅(2004)有关FDI可能减少大陆从台湾进口农产品的猜测相反。进口与FDI之间存在Granger单向因果关系,即进口引起了投资的增加,可能的原因是跨国企业不仅仅满足于农产品和食品的出口,而且还希望利用中国廉价的劳动力及其技术优势,在中国建立加工基地,对本国出口的初级农产品进行深加工,以实现农产品的增值;或者利用其品牌、专利等无形资产优势进一步扩大在中国的市场份额。但是,FDI不是进口增加的原因。可能的原因是我国关税等进口管理政策仍在起主要作用;也可能是外商采取了补偿性投资政策的结果。另外,FDI对进口的短期波动影响也不明显,说明FDI之外的其它因素在起作用。

3.总贸易量方面。受进出口贸易的影响,总贸易量与FDI之间呈现出与进出口大体相似的关系,两者之间存在长期稳定的正向关系。同时,总贸易量的增长引起了FDI的增长,表明随着我国参与世界农产品和食品贸易的广度和深度的扩大,我国农业和食品行业正吸引着越来越多的FDI。由于同时增加了出口、进口和总贸易量,而且进口明显超过了出口,因此,从投资动机来看,可能是以市场导向型和生产导向型为主。五、结论及启示通过对我国农产品和食品贸易与FDI之间关系的实证分析,我们得出如下结论及启示:FDI与我国农产品和食品的进口、出口和总贸易量之间存在正向的、长期稳定的均衡关系,也即我国农产品和食品贸易与FDI之间存在互补关系,从而支持了有关贸易和投资之间存在互补关系的观点。但是,短期内可能发生贸易和投资之间偏离长期均衡关系的现象,不过这种短期偏离恢复到长期均衡状态的速度比较快。FDI与我国农产品出口具有正向关系,因此,FDI对我国农产品和食品的出口有促进作用。虽然其对进口的影响更大,超过了出口,但是考虑到FDI的资本形成效应、技术引进和外溢效应等积极影响,国家应该加快农业利用FDI的步伐。遗憾的是,目前为止我国农业利用外资项目数和协议金额严重偏小,占总体利用外资的比例不过2—3%左右,这也可能是FDI对我国农产品和食品贸易影响不明显的一个原因所在。因此,今后有必要加大我国农业利用FDI的力度。此外,随着进口和FDI的增加,国内农产品和食品行业在短期内将面临双重的竞争压力。因此,国内生产者应该注重提升自己的国际竞争力。我们的结论对投资国来说也具有积极意义,因为外国政府通过鼓励对华直接投资,不仅可以把国内市场日趋饱和的农产品和食品行业转移到中国以获取比较利益,还可以在长期中扩大对华的出口,改善贸易收支。这无疑对中国还是投资国来说都是一种双赢的结果。本研究的不足之处在于是宏观层面的产业研究,缺乏国别、企业层面的微观基础,因而有待进一步地验证和完善。