李 媛， 楊 樂， 汪 偉

(沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110870)

FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量關系的實證分析*
——高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)的對比分析

李 媛， 楊 樂， 汪 偉

(沈陽工業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110870)

以FDI與我國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的關系作為切入點，選擇通信設備、計算機制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)作為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的代表，通用設備制造業(yè)、專用設備制造業(yè)作為傳統(tǒng)制造業(yè)的代表。根據(jù)這4個行業(yè)1997—2011年利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量的數(shù)據(jù)，基于面板數(shù)據(jù)模型對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)制造業(yè)FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的長期均衡關系及相關性進行實證分析。結(jié)果表明:高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量存在著長期均衡穩(wěn)定關系，出口貿(mào)易品技術(shù)含量隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資的增加而提高，并有明顯的促進作用，而傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資對出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響有限。

對外直接投資； 出口貿(mào)易品； 技術(shù)含量； 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)； 傳統(tǒng)制造業(yè)； 面板數(shù)據(jù)； 實證分析

2012年，我國吸收FDI呈現(xiàn)兩大特點:一是FDI流入規(guī)模下降，二是FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域結(jié)構(gòu)加速調(diào)整。在全球FDI總體下降的態(tài)勢下，中國FDI的下降幅度高于發(fā)展中經(jīng)濟體，雖然依然是全球第二大FDI吸收國，但實際使用FDI降為1 117.16億美元，較2011年減少42.95億美元[1]。雖然FDI的流入規(guī)模在下降，但不同產(chǎn)業(yè)的增速及比重卻不盡相同。在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，比重最大的通信設備、計算機制造業(yè)也表現(xiàn)出較快的增長速度，2012年實際利用外資額為106.03億美元，增長為2.1%，所占比重為9.5%；而傳統(tǒng)制造業(yè)中的通用設備制造業(yè)與專用設備制造業(yè)則平穩(wěn)增長。利用外資是否對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)的技術(shù)水平起到提升作用?本文擬實證對比分析高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的關系。

一、文獻綜述

隨著中國出口規(guī)模的不斷增加，中國出口產(chǎn)品的技術(shù)水平也在不斷提升。這不僅僅表現(xiàn)在工業(yè)制成品在出口中的比例上升到95%左右，而且表現(xiàn)在出口工業(yè)制成品的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)上。根據(jù)傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論，中國應該生產(chǎn)和出口勞動密集型產(chǎn)品，進口資本和技術(shù)密集型產(chǎn)品，但中國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)卻顯現(xiàn)相反的結(jié)果，是不是中國的出口貿(mào)易品技術(shù)含量提升了？因此，很多學者開始對中國出口貿(mào)易品的技術(shù)含量進行定義分析[2]。

1. 國內(nèi)外出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關研究

出口對經(jīng)濟增長有拉動作用，但真正關系到一國長期經(jīng)濟增長的因素更多地決定于出口的質(zhì)量和技術(shù)結(jié)構(gòu)，而非數(shù)量。關于出口質(zhì)量和技術(shù)水平的研究一直缺乏研究方法，產(chǎn)業(yè)出口復雜度[3]概念的提出為研究出口貿(mào)易品技術(shù)含量提供了研究手段。

鄭昭陽[4]等對杜修立等利用出口數(shù)據(jù)和貿(mào)易依存度轉(zhuǎn)換產(chǎn)出數(shù)據(jù)的環(huán)節(jié)進行了改進，增加了非貿(mào)易品服務業(yè)在GDP中的比重，發(fā)現(xiàn)在1992—2006年間中國的出口技術(shù)水平是穩(wěn)步上升的，并向世界平均水平微弱收斂，但在東亞地區(qū)的國際生產(chǎn)和分工中仍然處于相對低端的位置。

姚洋[5]等依據(jù)中國1992—1997年和2002年的投入產(chǎn)出表發(fā)展了一個剔除垂直化分工影響的測度產(chǎn)品國內(nèi)技術(shù)含量的方法，并考察了全國和江蘇、廣東兩省的具體變動趨勢，發(fā)現(xiàn)1997—2002年全國及江蘇省的出口品國內(nèi)技術(shù)含量迅速下降，廣東省的出口品國內(nèi)技術(shù)含量在1992—2002年呈V型變化。

關于出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關研究為分析出口對經(jīng)濟的拉動作用提供了理論依據(jù)。

2. 國內(nèi)外FDI與出口貿(mào)易品技術(shù)含量關系的相關研究

王燕飛[6]認為，我國外商直接投資能推動技術(shù)、管理水平提升，提高研發(fā)能力及帶動相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而提升我國產(chǎn)業(yè)整體競爭力。李雪分析了我國外商直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的影響，認為外國直接投資會推動國內(nèi)技術(shù)進步和豐富管理經(jīng)驗，同時伴隨著擴散和示范效應，促進了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向好的方向轉(zhuǎn)變；隨后利用1983—2003年數(shù)據(jù)建立計量模型，得出外商直接投資對第二產(chǎn)業(yè)影響最大，其次是第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)論。

孟華婷、邵海燕(2013)[7]通過對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資的技術(shù)進步效應的產(chǎn)生機制進行分析，得出應加強高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新分類并有效利用外資從而使裝備制造業(yè)的貿(mào)易品技術(shù)含量得到有效提升，出口的迅速擴大使得中國出口品質(zhì)量和技術(shù)含量得到國內(nèi)外學者關注的結(jié)論。

蔣雪梅等(2012)[8]學者分析認為，我國通信設備、計算機制造業(yè)還處在全球價值鏈低端，知識創(chuàng)新能力不足，創(chuàng)新投入少，創(chuàng)新綜合水平發(fā)展不平衡。為了促進通信設備、計算機制造業(yè)價值鏈轉(zhuǎn)型升級，測算出口貿(mào)易品技術(shù)含量，分析出口貿(mào)易品技術(shù)含量與利用外資之間的相關關系，對利用外資最多的通信設備、計算機制造業(yè)意義重大。

3. 相關文獻評述

國內(nèi)外已有研究對于產(chǎn)品技術(shù)含量的測度給出了3種不同修正方案，其中多利用一國的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)與對外貿(mào)易依存度估算產(chǎn)出數(shù)據(jù)，并通過修正的出口技術(shù)復雜度指數(shù)測算了中國近十年的出口技術(shù)結(jié)構(gòu)，認為雖然出口貿(mào)易的整體水平有很大的提高，但仍處于較低水平，僅表現(xiàn)出微弱的向世界平均水平收斂的趨勢。本文主要借鑒杜修立、王維國(2007)[9]的研究來測算我國出口貿(mào)易品的技術(shù)含量。近年來，我國利用外資的增多對GDP、勞動力成本、貿(mào)易品技術(shù)含量等多方面產(chǎn)生了或多或少的影響，對于處在發(fā)達國家直接投資、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與外包主導下的全球價值鏈分工體系中比較低端位置的中國來說，應從持續(xù)生產(chǎn)低技術(shù)、低創(chuàng)新、勞動密集型的產(chǎn)品向生產(chǎn)高技術(shù)含量貿(mào)易品轉(zhuǎn)移，因而對出口貿(mào)易品技術(shù)含量提升與我國利用外資實際情況之間關系的研究成為一個新興領域。我國高技術(shù)含量產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的提升受外資影響的程度，仍然需要通過由時間序列數(shù)據(jù)與不同產(chǎn)業(yè)之間的截面數(shù)據(jù)共同構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)模型來進行實證分析。

二、出口貿(mào)易品技術(shù)含量的定義與測算

(1)

(2)

(3)

(4)

根據(jù)式(4)，首先計算出各國各個產(chǎn)業(yè)在該產(chǎn)品世界總產(chǎn)出中的份額作為權(quán)數(shù)；其次，在上一步基礎上對相應商品的出口額進行傾向調(diào)整；最后，結(jié)合樣本國家的人均收入數(shù)據(jù)和生產(chǎn)份額的相應權(quán)數(shù)，分別計算出樣本時間段內(nèi)SITC三位碼水平下各產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易品的技術(shù)含量。本文用于分析的數(shù)據(jù)分別來自《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UN COMETRADE)。選取1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)，其中TC1為醫(yī)藥制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，TC2為通信設備、計算機制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，二者為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；TC3為通用設備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，TC4為專用設備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，二者為傳統(tǒng)制造業(yè)。計算結(jié)果如表1所示。

表1 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量計算結(jié)果

三、實證分析

1. 模型的構(gòu)建

本文選取醫(yī)藥制造業(yè)、通信設備和計算機制造業(yè)、通用設備制造業(yè)以及專用設備制造業(yè)4個產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易品技術(shù)含量面板數(shù)據(jù)進行分析，此面板數(shù)據(jù)能夠控制個體的異質(zhì)性，減少回歸變量之間的多重共線性，從而提高實證結(jié)果指標的經(jīng)濟意義[18-20]。利用1997—2011年面板數(shù)據(jù)來判斷我國各產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量在行業(yè)中參與程度的相關關系，進而得出FDI與我國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關關系。因此，本文以各產(chǎn)業(yè)利用外資量FDI作為被解釋變量，以TC1作為解釋變量1說明我國醫(yī)藥制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC2作為解釋變量2說明我國通信設備、計算機制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC3作為解釋變量3說明我國通用設備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，以TC4作為解釋變量4說明我國專用設備制造業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量，前兩者為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，后兩者為傳統(tǒng)制造業(yè)。最終的樣本回歸數(shù)為60個，建立FDI與我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、傳統(tǒng)制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的面板數(shù)據(jù)模型為

ln FDIit=αi+β1iln TC1it+β2iln TC2it+

β3ilnTC3it+β4ilnTC4it+ε

(5)

式中:i=1，2，…，N，表示本文所選的產(chǎn)業(yè)個數(shù)；t代表1997，1998，…，2011年。

2. 數(shù)據(jù)處理

本文用于分析的數(shù)據(jù)分別來自《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫、聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(UNCOMETRADE)。選取1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系，并能使其趨勢線性化，同時還可以消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，所以本文對FDI、TC1、TC2、TC3、TC4進行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用lnFDI、lnTC1、lnTC2、lnTC3、lnTC4表示。

3. 模型的計量分析

(1) 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗。鑒于本文面板數(shù)據(jù)所選取的樣本僅包含4個產(chǎn)業(yè)，但包含15年的時間序列數(shù)據(jù)，在所有面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的方法中，Im、Pesaran與Shin(1997)所提出的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)(heterogenouspaneldata)單位根檢驗方法(IPS)在此比較適用。表2給出了本文所研究的5個變量的單位根檢驗結(jié)果。其中單位根檢驗公式中滯后長度的選擇是根據(jù)施瓦池信息準則(SIC)來決定的，最大滯后長度由軟件自動選擇。

表2 面板數(shù)據(jù)的IPS單位根檢驗

由于IPS單位根檢驗是左側(cè)檢驗，以上5個變量經(jīng)過二階差分后都通過了5%臨界值檢驗，因此認為這幾個變量是平穩(wěn)的，為了確保時間序列的平穩(wěn)性，進一步對面板數(shù)據(jù)模型進行協(xié)整檢驗。

(2) 面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。為了避免“偽回歸”或“虛假回歸”，本文將分兩步對面板數(shù)據(jù)進行協(xié)整檢驗:第一步，建立被解釋變量對解釋變量的面板數(shù)據(jù)回歸模型；第二步，對各截面回歸方程的殘差進行單位根檢驗，若這些截面殘差序列是平穩(wěn)的，則表明解釋變量與被解釋變量序列之間存在協(xié)整關系。Eviews 6.0得出的檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 各截面方程回歸殘差序列的單位根檢驗結(jié)果

從表3的檢驗結(jié)果可以看到，LLC檢驗統(tǒng)計量為-13.140 5，其概率值為0.000 0；IPS檢驗統(tǒng)計量為-4.778 77，其概率值為0.000 0，而且Fish-ADF檢驗和Fish-PP檢驗的統(tǒng)計量也非常顯著，其概率值也非常小。因此，拒絕“所有截面回歸方程的殘差序列都有單位根”的原假設，即這些殘差序列是平穩(wěn)的，從而表明面板數(shù)據(jù)序列被解釋變量和解釋變量之間存在協(xié)整關系。

(3) 面板數(shù)據(jù)的模型檢驗。由于面板數(shù)據(jù)對截矩項和解釋變量系數(shù)的不同有限制，因此將面板數(shù)據(jù)分為混合回歸模型、變截矩模型和變系數(shù)模型3種類型。

①F檢驗

由上文可知，對于面板數(shù)據(jù)模型，在正式回歸之前需要用F統(tǒng)計量檢驗要采用哪種模型。本文作兩個假設:

H0:模型(1)中的解釋變量對于所有的截面成員是相同的，但截矩項不同，即該模型形式為變截矩模型，因而有

ln FDIit=αi+β1ln TC1it+β2ln TC2it+

β3lnTC3it+β4lnTC4it+ε1

(6)

H1:模型(1)中的解釋變量系數(shù)和截矩項對所有的截面成員都是相同的，即該模型為混合回歸模型，因而有

lnFDIit=αi+β1lnTC1it+β2lnTC2it+

β3lnTC3it+β4lnTC4it+ε2

(7)

利用F檢驗統(tǒng)計量對以上兩個模型進行檢驗:

F[(N-1)(K+1)，NT-N(K+1)]

(8)

F[(N-1)K，NT-N(K+1)]

(9)

式中:N為截面成員個數(shù)；T為樣本觀測時期；K為非常數(shù)項解釋變量的個數(shù)；S1，S2，S3分別為式(5)～(7)的回歸殘差平方和。由Eviews6.0得出:S1=0.887 216，S2=4.702 425，S3=10.754 29。

將以上回歸結(jié)果代入式(8)、(9)，其中N=4，T=15，K=4，則

F1=2.256 4 F2=4.652 2

在Eviews中得到5%的檢驗水平下統(tǒng)計量F的臨界值為

F2=(0.95，130，54)=1.546 541

F1=(0.95，104，54)=1.547 511

由于統(tǒng)計量F2大于臨界值，因此在5%的檢驗水平下拒絕原假設H1。繼續(xù)檢驗原假設H0，統(tǒng)計量F1也大于臨界值，因此拒絕原假設H0。綜上分析，本文采取固定效應變系數(shù)模型是比較合適的。

②Hausman檢驗

Hausman檢驗用于確定樣本數(shù)據(jù)究竟應該建立隨機效應模型還是固定效應模型。用Eviews6.0進行隨機效應Hausman檢驗，得到的結(jié)果如表4所示。

表4 截面隨機效應Hausman檢驗結(jié)果

由Hausman檢驗結(jié)果可知，P值在0.05的水平下拒絕原假設，因此本文選擇固定效應模型；由F檢驗結(jié)果可知，本文選擇變系數(shù)模型比較合適。由F檢驗及Hausman檢驗結(jié)果綜合可見，最終的面板數(shù)據(jù)分析模型應該是固定效應變系數(shù)模型。

(4) 面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。由上文分析可知，本文將使用變系數(shù)的固定效應模型對醫(yī)藥制造業(yè)，通信設備、計算機制造業(yè)，通用設備制造業(yè)以及專用設備制造業(yè)進行面板數(shù)據(jù)回歸分析，其回歸結(jié)果如表5所示。

表5 各產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果分析

四、結(jié) 論

根據(jù)對所選擇的4個產(chǎn)業(yè)相關數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)模型分析，本文得出如下結(jié)論:

1. 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量存在長期穩(wěn)定的正向相關關系

本文利用1997—2011年的年度時間序列數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間的關系進行實證研究?？梢钥闯?，醫(yī)藥制造業(yè)和通信設備、計算機制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量之間存在較強的相關關系，各自的增長是在原階協(xié)整關系上非平穩(wěn)的，但它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，通過對長期數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，利用外資在長期會對貿(mào)易品技術(shù)含量產(chǎn)生正向的單向影響。

醫(yī)藥制造業(yè)在利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量上有較強的相關性，然而又不及通信設備、計算機制造業(yè)那樣有顯著的強相關關系，這主要是由于經(jīng)濟增長以及醫(yī)藥行業(yè)的行業(yè)特征推動我國醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量的快速增長。因此，要增強國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)生推動，利用外資鼓勵醫(yī)藥企業(yè)增加研發(fā)投入，從根本上提高我國醫(yī)藥制造業(yè)出口貿(mào)易品技術(shù)含量。對于通信設備、計算機制造業(yè)，應鼓勵外商投資，這有利于引進技術(shù)、引進人才，有利于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，有利于提升中國國際競爭力。

建議合理調(diào)整高新技術(shù)企業(yè)認定標準，從而達到鼓勵更多的外商投資流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的目的，并有效利用短期的外資優(yōu)勢及經(jīng)濟環(huán)境與政策。我國技術(shù)水平的提高可能需要很長的一段時間才能取得長足的質(zhì)的進步，因此，需要對我國的對內(nèi)和對外經(jīng)濟政策作出重大調(diào)整，對內(nèi)應更重視科技創(chuàng)新，對外應積極引入外資，減少不良因素對我國出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響，不斷提高我國高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口貿(mào)易品技術(shù)含量。

2. 傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資對出口貿(mào)易品技術(shù)含量的影響有限

通過對1997—2011年的樣本數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)檢驗、實證分析，結(jié)果表明傳統(tǒng)制造業(yè)利用外資與出口貿(mào)易品技術(shù)含量的相關性不強，利用外資對我國傳統(tǒng)制造業(yè)的影響有限。中國制造業(yè)的發(fā)展是在全球化背景下展開的，除強調(diào)利用中國現(xiàn)有生產(chǎn)要素條件和產(chǎn)業(yè)政策來促進我國制造業(yè)自主發(fā)展外，還可以利用外資來促進中國制造業(yè)的發(fā)展。

中國利用外資已從增加外資數(shù)量向提高外資質(zhì)量的方向轉(zhuǎn)變，但是針對不同的產(chǎn)業(yè)類型要對外資適當控制。具體來講就是重點吸引外資進入電子及通信設備、電氣機械及器材、交通運輸設備、紡織和服裝、普通機械行業(yè)，促進中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級。通過大量吸收這些產(chǎn)業(yè)的外商投資，可以幫助我國解決制造業(yè)結(jié)構(gòu)不合理、裝備制造業(yè)薄弱的問題，同時也可以調(diào)整中國低水平生產(chǎn)能力嚴重過剩、高水平生產(chǎn)能力不足的問題。此外，也應加大投入，注重技術(shù)創(chuàng)新，提高對外資的利用效率。

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EmpiricalanalysisonrelationshipbetweenFDIandtechnologicalcontentofexportproducts:acomparisonofhigh-techindustryandtraditionalmanufacturingindustry

LI Yuan, YANG Le, WANG Wei

(School of Economics, Shenyang University of Technology, Shenyang 110870, China)

Started from the relationship between FDI and technological content of export products in China, the communication equipment, computer manufacturing and pharmaceutical manufacturing industries are selected to represent high-tech industry, and the general-purpose equipment manufacturing and special-purpose equipment manufacturing industries are selected to represent traditional manufacturing industry. According to the data of FDI and technological content of export products of the four industries from 1997 to 2011, empirical study is produced on the long-term equilibrium relationship and correlation between FDI and technological content of export products in high-tech industry and traditional manufacturing industry based on panel data model. The results show that long-term equilibrium relationship exists between FDI and technological content of export products in high-tech industry, the technological content of export products increases along with the increase of FDI in high-tech industry, which has significant promoting effect, while the inflence of FDI on technological content of export products in traditional manufacturing industry is limited.

foeign direct investment; export product; technological content; high-tech industry; traditional manufacturing industry; panel data; empirical analysis

2013-05-20

沈陽市科技計劃項目(F12-276-5-11)。

李 媛(1964-)，女，遼寧沈陽人，教授，博士，主要從事國際直接投資與國際服務貿(mào)易等方面的研究。

* 本文已于2013-12-24 09∶36在中國知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版。 網(wǎng)絡出版地址: http://www.cnki.net/kcms/detail/21.1558.C.20131224.0936.008.html

10.7688/j.issn.1674-0823.2014.06.06

F 756.7

A

1674-0823(2014)06-0512-06

(責任編輯:吉海濤)