摘要：當(dāng)今世界各國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，經(jīng)濟(jì)在向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變，服務(wù)業(yè)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位不斷突現(xiàn)。區(qū)域經(jīng)濟(jì)體吸收的外商直接投資（FDI）也在不斷增長(zhǎng)。FDI對(duì)海南省服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)效應(yīng)如何？文章基于海南省的相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用E-views5.1進(jìn)行實(shí)證分析，考察FDI對(duì)海南省服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度。分析結(jié)果顯示： FDI對(duì)海南省服務(wù)業(yè)影響顯著。

關(guān)鍵詞：FDI海南服務(wù)業(yè)貢獻(xiàn)度

一、引言

自上世紀(jì)90 年代開(kāi)始，全球經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)的重點(diǎn)已從貨物貿(mào)易轉(zhuǎn)向服務(wù)貿(mào)易，目前，世界經(jīng)濟(jì)正逐漸進(jìn)入“服務(wù)經(jīng)濟(jì)”時(shí)代，服務(wù)業(yè)的發(fā)展也成為衡量一個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)展水平的重要標(biāo)志。由于服務(wù)業(yè)外商直接投資（FDI）的回報(bào)率一般高于制造業(yè)，所以FDI 的總體流向也從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，服務(wù)業(yè)已經(jīng)成為FDI青睞的領(lǐng)域。FDI與服務(wù)業(yè)發(fā)展不僅數(shù)量上有一定的相同趨勢(shì)，而且服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)也與FDI的產(chǎn)業(yè)流向呈跟蹤性變化，由此可以推測(cè)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)體所吸引的FDI與其服務(wù)業(yè)發(fā)展之間存在較為密切的關(guān)聯(lián)。

自海南1988年建省以來(lái)，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，尤其是服務(wù)業(yè)發(fā)展更為顯著。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由建省之初的“一三二”變?yōu)?992年的“三一二”。海南國(guó)際旅游島成立之后的2010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變?yōu)椤叭弧?，并一直保持至今，且其間差距不斷擴(kuò)大。如圖1示。圖1海南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)圖數(shù)據(jù)來(lái)源：海南省統(tǒng)計(jì)年鑒2016。在海南省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的過(guò)程中，投資環(huán)境不斷改善、對(duì)外開(kāi)放度不斷加大、國(guó)際合作不斷深入，海南省吸收到的外商直接投資（FDI）數(shù)量在逐年上升。根據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于對(duì)FDI的研究結(jié)論可知，F(xiàn)DI存在一定的“外溢”效應(yīng)，對(duì)東道國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的正向影響作用。筆者在分析海南省2002—2015年實(shí)際利用FDI與服務(wù)業(yè)的數(shù)據(jù)時(shí)發(fā)現(xiàn)二者存在較大的關(guān)聯(lián)性，如圖2示。圖2海南FDI與第三產(chǎn)業(yè)增加值趨勢(shì)圖數(shù)據(jù)來(lái)源：海南省統(tǒng)計(jì)年鑒2016。隨著我國(guó)改革開(kāi)放的進(jìn)一步深化，加之“一帶一路”和海南國(guó)際旅游島國(guó)家戰(zhàn)略的逐步推行實(shí)施，海南隨同我國(guó)服務(wù)業(yè)自由化進(jìn)程的加速也已成為FDI增長(zhǎng)的新亮點(diǎn)，服務(wù)業(yè)發(fā)展迅猛。因此，對(duì)FDI和服務(wù)業(yè)發(fā)展的關(guān)聯(lián)作深入研究將對(duì)海南制定服務(wù)業(yè)政策規(guī)定及服務(wù)業(yè)創(chuàng)新試點(diǎn)的創(chuàng)新發(fā)展政策，以促進(jìn)服務(wù)業(yè)發(fā)展和服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提升將具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)今世界已進(jìn)入“服務(wù)經(jīng)濟(jì)”時(shí)代，國(guó)內(nèi)外學(xué)者就FDI與服務(wù)業(yè)關(guān)聯(lián)性的研究已取得了一定的研究成果，總體來(lái)看主要有兩主線，一是對(duì)FDI在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的技術(shù)外溢效應(yīng)的研究，二是對(duì)FDI與服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力關(guān)系的研究。

對(duì)于第一類的研究成果，F(xiàn)ERNANDES（2012）認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI通過(guò)其資本溢出效應(yīng)促進(jìn)東道國(guó)服務(wù)業(yè)效率的提升及服務(wù)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的改善；NADIA（2011）則認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對(duì)東道國(guó)的技術(shù)溢出效應(yīng)不顯著，甚至可能有負(fù)效應(yīng)；胡朝霞（2010）通過(guò)構(gòu)建中國(guó)服務(wù)業(yè)FDI影響下的復(fù)合式隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型，實(shí)證研究了FDI對(duì)服務(wù)業(yè)的技術(shù)效率的改善和技術(shù)進(jìn)步的提高，結(jié)論認(rèn)為前者對(duì)后兩者都有促進(jìn)作用；莊惠明，鄭劍山（2015）研究了服務(wù)業(yè)FDI技術(shù)溢出與競(jìng)爭(zhēng)排斥效應(yīng)，認(rèn)為FDI進(jìn)入能夠有效提升技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率，服務(wù)業(yè)外資的競(jìng)爭(zhēng)排斥效應(yīng)呈現(xiàn)非線性特征，即服務(wù)業(yè)引資相對(duì)規(guī)模必須在一個(gè)合理區(qū)間內(nèi)，否則服務(wù)業(yè)外資對(duì)服務(wù)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響將不再是正向效應(yīng)。上述學(xué)者的研究結(jié)論基本一致。

關(guān)于第二類的研究成果，王恕立，劉軍（2011）認(rèn)為FDI流入不會(huì)提高一國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力，不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及服務(wù)業(yè)FDI限入水平國(guó)家的FDI流入會(huì)產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)；車雨芳（2012）的分析認(rèn)為目前服務(wù)業(yè)FDI的流入并沒(méi)有如同制造業(yè)那樣帶來(lái)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的增加；莊惠明，鄭劍山（2013）研究認(rèn)為服務(wù)業(yè)FDI對(duì)中國(guó)服務(wù)貿(mào)易出口的增長(zhǎng)有重要的推動(dòng)作用，尤其是傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用更為顯著，但由于中國(guó)服務(wù)業(yè)開(kāi)放度低、發(fā)展水平滯后等原因?qū)е乱胭Y本質(zhì)量偏低及結(jié)構(gòu)不合理等，從而阻礙了服務(wù)業(yè)FDI對(duì)服務(wù)業(yè)貿(mào)易增長(zhǎng)的長(zhǎng)期“溢出效應(yīng)”的發(fā)揮，服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力難以有效提高；王云鳳，李慧（2013）研究發(fā)現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對(duì)FDI有一定的需求，但流入我國(guó)的FDI在各行業(yè)領(lǐng)域的分布不均衡，進(jìn)入服務(wù)業(yè)的效果不如人意，建議逐步加大服務(wù)業(yè)對(duì)外開(kāi)放力度，有針對(duì)性地引導(dǎo)FDI的投資方向以保證更多的FDI進(jìn)入科技含量高及附加值高的服務(wù)行業(yè)。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的閱覽和歸納可知，學(xué)者們基本都是從一國(guó)的整體視角進(jìn)行的研究，而對(duì)于一個(gè)地域廣闊、經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的國(guó)家而言，F(xiàn)DI對(duì)服務(wù)業(yè)發(fā)展影響的整體效應(yīng)很難準(zhǔn)確反映出具體地區(qū)的實(shí)際情況。筆者將在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，借鑒以往學(xué)者們的研究思路與方法對(duì)海南省FDI與服務(wù)業(yè)的增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析。

三、變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源

文章研究的核心問(wèn)題是海南省FDI對(duì)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用，所以被解釋變量為服務(wù)業(yè)年度增加值，解釋變量為FDI。為提高模型的精確度、減少模型設(shè)定的誤差，引入服務(wù)業(yè)的投資和人均GDP作為控制變量；又因?yàn)?009年海南省被確立為國(guó)際旅游島，因此再設(shè)定一個(gè)虛擬變量D。

D==02010年國(guó)際旅游島確立前

=12010年國(guó)際旅游島確立后

本文所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于《海南省統(tǒng)計(jì)年鑒2016》。由于某些數(shù)據(jù)的可得性，在協(xié)整分析中選取2004—2016年這一時(shí)間段的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行模型檢驗(yàn)。

四、模型及回歸分析

（一）模型構(gòu)建

在構(gòu)建統(tǒng)計(jì)模型之前，先觀察被解釋變量與解釋變量和控制變量間的相關(guān)系數(shù)，由E-views5.1輸出的結(jié)果如表1示。表1變量間的相關(guān)系數(shù)表

LNYLNX1LNX2LNX3LNY1.0000.9950.9190.994LNX10.9951.0000.9160.982LNX20.9190.9161.0000.916LNX30.9950.9820.9161.000由表1可知，被解釋變量服務(wù)業(yè)增加值與三個(gè)變量間的系數(shù)均較高，由此可以認(rèn)為三個(gè)變量對(duì)被告解釋都有一定的影響。

筆者借助柯布-道格拉斯函數(shù)構(gòu)建FDI影響服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)效應(yīng)函數(shù)Y=AX1αX2βX3γ（1）

其中，Y為被解釋變量服務(wù)業(yè)年度增加值，X1為解釋變量FDI，X2為解釋變量服務(wù)業(yè)投資，X3為解釋變量人均GDP，α、β、γ分別為X1、X2、X3三個(gè)變量的彈性系數(shù)。為了消除模型可能存在的異方差，同時(shí)又能保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，且又不改變時(shí)間序列的性質(zhì)及變量間的關(guān)系，可以對(duì)模型中各變量進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)處理。由此，（1）式則變?yōu)椋?/p>

LNY = C +αLNX1+βLNX2+ γLNX3（2）

由于投資和人均GDP等解釋變量的滯后期及虛擬變量對(duì)被解釋變量有一定的影響，所以需對(duì)（2）式進(jìn)行完善，具體（3）式：

LNY = C +αLNX1+ΣaiLNXt-i +βLNX2+ΣbiLNXt-i +γLNX3 +ΣciLNXt-i+ et（3）

其中i=0、1、2…，et為殘差項(xiàng)。

（二）模型檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析檢驗(yàn)時(shí)，首先應(yīng)對(duì)各變量做ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以判斷各變量是否是同階單整時(shí)間序列。如果各變量間的某種線性組合也是平穩(wěn)的，即可認(rèn)為變量間存在協(xié)整關(guān)系。否則，如果對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，其結(jié)果可能是“偽回歸”，從而可能會(huì)得出錯(cuò)誤的判斷。

文章筆者運(yùn)用OLS法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行模型檢驗(yàn)的步驟如下：

第一步，運(yùn)用E-VIEWS5.1，輸出四個(gè)變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣及滯后期，先從滯后兩期開(kāi)始檢驗(yàn)，以分步試探法進(jìn)行檢驗(yàn)，逐步剔除模型中影響不顯著項(xiàng)的變量，通過(guò)比較對(duì)不同模型的檢驗(yàn)結(jié)果，從中選取一個(gè)最優(yōu)模型作為本論題的回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。如果檢驗(yàn)結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)意義則進(jìn)入第二步檢驗(yàn)。否則，改變滯后期再進(jìn)行驗(yàn)證。如果經(jīng)過(guò)調(diào)整后所得的驗(yàn)證結(jié)果仍然不符合經(jīng)濟(jì)意義，則有可能是原模型設(shè)定不合理，或遺漏了某些重要解釋變量，需要重新設(shè)定模型再進(jìn)行上述驗(yàn)證。

第二步，建立誤差修正模型。通過(guò)第一步檢驗(yàn)所得到的變量間協(xié)整關(guān)系只是反映變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)變量通常會(huì)在內(nèi)外部因素變化的作用下短期內(nèi)發(fā)生偏離均衡的可能，此種情況必須要通過(guò)對(duì)誤差修正以使其重返均衡狀態(tài)。根據(jù)第一步檢驗(yàn)結(jié)果所確定模型中的et構(gòu)建誤差修正模型。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。利用E-views5.1對(duì)LNY、LNX1、LNX2和LNX3及其差分△LNY、△LNX1、△LNX2和△LNX3進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2示。表2變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)表

變量檢驗(yàn)形式ADF值臨界值結(jié)論LNY（C，T，1）-2.0757-3.4455***不平穩(wěn)LNX1（C，T，1）-1.3535-3.4455***不平穩(wěn)LNX2（C，T，1）-2.8514-3.4455***不平穩(wěn)LNX3（C，T，1）-1.7526-3.4455***不平穩(wěn)△LNY（C，0，1）-1.657-2.7822***不平穩(wěn)△LNX1（C，T，1）-1.9499-3.4901***不平穩(wěn)△LNX2（C，0，1）-2.0664-2.8169***不平穩(wěn)△LNX3（C，T，1）-2.0216-2.7452***不平穩(wěn)△（LNY）（0，0，1）-2.1745-1.989**平穩(wěn)△（LNX1）（0，0，3）-3.4256-2.9312***平穩(wěn)△（△LNX2）（0，0，1）-4.7146-2.9677*平穩(wěn)△（△LNX3）（0，0，2）-3.6235-3.2541**平穩(wěn)注：***代表10%的顯著水平，**代表5%的顯著水平，*代表1%的顯著水平。由表2可知，四個(gè)變量原始時(shí)間序列及其一階差分在10%的顯著水平上均不能拒絕存在單位根的假設(shè)，可以認(rèn)定為非平穩(wěn)時(shí)間序列，而四個(gè)變量的二階差分在10%以上的顯著水平上拒絕了單位根的存在，可以認(rèn)定為平衡時(shí)間序列，同為二階單整。因此，可以進(jìn)一步檢驗(yàn)被解釋變量和解釋變量間的協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。驗(yàn)證過(guò)程中，去除變量系數(shù)為負(fù)等不符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義的項(xiàng)，通過(guò)調(diào)整時(shí)間序列的滯后項(xiàng)、不同變量的組合及虛擬變量D與解釋變量的不同組合，最后選出符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義的最優(yōu)回歸模型：

LNY=0.383LNX1+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）+D*1.321LNX2

T值（9.5）*（4.3）*（2.2）***（2.4）***

R2=0.996AD-R2=0.994AIC=10.65DW=2.23

根據(jù)D在不同時(shí)間段的取值，回歸模型可寫(xiě)為分段函數(shù)：

LNY=0.383LNX1+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）t∈[2004，2009]

0.383LNX1+1.321LNX2+3.774LNX2（-1）+2.103LNX2（-2）t∈[2010，2015]

為進(jìn)一步驗(yàn)證上式回歸是否是偽回歸，需要對(duì)其殘差et進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3示。表3et單位根檢驗(yàn)表

變量檢驗(yàn)形式ADF值臨界值結(jié)論et（0，0，1）-6.5326-2.9677*平穩(wěn)由表3可知，殘差et的ADF值遠(yuǎn)小于1%顯著水平的臨界值，拒絕了單位根的存在，表明殘差et是平穩(wěn)的，從而表明我省服務(wù)業(yè)增加值與FDI之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

回歸結(jié)果中，各解釋變量的T值都比較大，最少在10%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)；R2和調(diào)整R2的值都很高，AIC值較小，表明模型設(shè)計(jì)合理，整體擬合優(yōu)度高；DW值在“無(wú)自相關(guān)”區(qū)間內(nèi)。

回歸結(jié)果表明，“國(guó)際旅游島戰(zhàn)略”政策對(duì)FDI的影響不顯著，但對(duì)國(guó)內(nèi)投資有較大的影響——第一期的效用明顯提升；FDI每增長(zhǎng)1%對(duì)我省服務(wù)業(yè)增加值帶來(lái)0.383%的提升，具有一定的正向效用，但此效用遠(yuǎn)小于國(guó)內(nèi)在服務(wù)業(yè)的投資效用。

通過(guò)對(duì)我省服務(wù)業(yè)FDI分布的行業(yè)進(jìn)行細(xì)分分析發(fā)現(xiàn)，絕大多數(shù)服務(wù)業(yè)FDI投到房地產(chǎn)行業(yè)，而在金融、通信、醫(yī)療保健等現(xiàn)代服務(wù)業(yè)上投資幾乎為零，這也就解釋了為什么FDI對(duì)我省服務(wù)業(yè)拉動(dòng)作用遠(yuǎn)小于國(guó)內(nèi)投資的拉動(dòng)作用的問(wèn)題。

3.誤差修正模型（ECM）檢驗(yàn)。變量間的協(xié)整關(guān)系只能反映出變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而如果要觀察短期內(nèi)變量如何回歸均衡狀態(tài)就必須要通過(guò)建立誤差修正模型，并給予驗(yàn)證。根據(jù)第二步檢驗(yàn)結(jié)果中的et建立誤差修正模型為：

△LNYt=a0+γet-1+∑ai△LNX1t-i+∑bi△LNX2t-i+∑ci△LNYt-i+ε1△（D*LNX1t）+ε2△（D*LNX2t）

其中，et-1為長(zhǎng)期均衡誤差，γ為短期調(diào)整系數(shù)。

在對(duì)誤差修正模型檢驗(yàn)時(shí)，只要有虛擬變量D項(xiàng)存在，模型檢驗(yàn)結(jié)果均不符合經(jīng)濟(jì)意義，在不考慮虛擬變量并調(diào)整解釋變量和控制變量的滯后項(xiàng)后，最終選出最優(yōu)模型及檢驗(yàn)結(jié)果：

DLNYt=78.96+0.35dLNX1-1.00dLNX2（-2）-0.84et-1

T（4.49）*（6.78）*（-2.47）**（-3.65）*

R2=0.94AD-R2=0.90F=25.3DW=2.43

誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果中，回歸系數(shù)的T值較顯著，均在5%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度較高，DW值在不存在自相關(guān)的范圍內(nèi)，誤差修正項(xiàng)et-1的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。解釋變量和控制變量與服務(wù)業(yè)增加值的關(guān)系由短期偏離向長(zhǎng)期均衡調(diào)整較快——以84%的比率予以糾正。

4. GRANGER檢驗(yàn)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的建立與檢驗(yàn)過(guò)程實(shí)質(zhì)上是用回歸分析工具處理一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)其他經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)聯(lián)性問(wèn)題，但不能將此關(guān)聯(lián)性認(rèn)定為某經(jīng)濟(jì)變量與其他經(jīng)濟(jì)變量之間必然存在著因果關(guān)系。所以，在進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)，考查被解釋變量與解釋變量間的因果關(guān)系是必要的。文章筆者采用GRAGER因果關(guān)系檢驗(yàn)法考查我省服務(wù)業(yè)增加值間的因果關(guān)系。

在滯后期為1時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4示。表4滯后期為1時(shí)的GRANGER檢驗(yàn)表

NULL HYPOTHESISF-STATISTICPROBABILITYLNX1 DOES NOT GRANGER CAUSE LNY4.213160.07421LNY DOES NOT GRANGER CAUSE LNX18.857950.01770由檢驗(yàn)結(jié)果可知，F(xiàn)DI與我省服務(wù)業(yè)增加值之間是雙向因果關(guān)系，且都在10%以上的顯著水平通過(guò)檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，F(xiàn)DI能夠?qū)ξ沂》?wù)業(yè)發(fā)展帶來(lái)一定的正效應(yīng)，能夠作為我省服務(wù)業(yè)發(fā)展的主要解釋變量。

五、結(jié)論

綜上分析及模型檢驗(yàn)可知，外商直接投資對(duì)海南省服務(wù)業(yè)有一定的拉動(dòng)作用——FDI每增加1%即能拉動(dòng)我省服務(wù)業(yè)增加值有0.38%的增長(zhǎng)。但由于我省FDI投入到服務(wù)業(yè)的存量小、結(jié)構(gòu)不合理，其對(duì)服務(wù)業(yè)的拉動(dòng)作用相對(duì)于國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè)投資的拉動(dòng)作用明顯偏低。所以，為更好地促進(jìn)我省服務(wù)業(yè)的發(fā)展，提升服務(wù)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，政府應(yīng)加大對(duì)FDI的引入與利用的引導(dǎo)，使之更多地進(jìn)入科技含量高、附加值高的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)領(lǐng)域，優(yōu)化FDI的投資結(jié)構(gòu)，提升其使用質(zhì)量，從而提高其對(duì)我省服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度。

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〔本文系2015年海南對(duì)外經(jīng)貿(mào)合作研究基地項(xiàng)目“基于質(zhì)量視角的海南FDI引進(jìn)與應(yīng)用研究”（項(xiàng)目編號(hào)：HNSK（JD）15-16）階段成果；2014年海南對(duì)外經(jīng)貿(mào)合作研究基地項(xiàng)目“基于國(guó)際旅游島戰(zhàn)略實(shí)施的海南服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力研究”（項(xiàng)目編號(hào)：HNSK（JD）14-145）階段成果〕

（王明嚴(yán)，海南經(jīng)貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院副教授。）