呂 慧

（中國財政科學研究院，北京 100142）

1 研究背景

2020 年的《全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》顯示，我國的研發(fā)支出水平達到2.4 萬億元，占同期國內(nèi)生產(chǎn)總值比重的2.40%；2019 年科技進步對經(jīng)濟的貢獻率達到59.5%，2020 年預計將超過60%，從2001年的39%到2020 年的60%，科技進步已然成為引領我國經(jīng)濟發(fā)展的重要引擎［1］。與此同時，區(qū)域技術創(chuàng)新引領地方經(jīng)濟發(fā)展也呈現(xiàn)新局面，北京中關村、上海張江等地的自創(chuàng)區(qū)建設取得新進展，吸引高端資源集聚，對本地的經(jīng)濟增長貢獻超過20%［2］，有力支撐經(jīng)濟轉型升級。《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》顯示，近年來廣東的區(qū)域創(chuàng)新能力位列第一，與其經(jīng)濟社會發(fā)展水平相得益彰；江蘇、浙江、山東、北京、上海等發(fā)達東部省市的創(chuàng)新能力位于第一梯隊；重慶、陜西、四川、貴州等中西部省城市的創(chuàng)新能力與東部地區(qū)有較大差距，但總體保持較快的創(chuàng)新增長速度；南方地區(qū)相較于北方地區(qū)依舊有較高的創(chuàng)新增長勢頭?？傮w上看，各地區(qū)創(chuàng)新能力差異與同期的生產(chǎn)總值（GDP）差異呈現(xiàn)一致性。

區(qū)域技術創(chuàng)新取得長足發(fā)展，不僅依托龐大的科技創(chuàng)新群體以及消費市場實現(xiàn)創(chuàng)新成果的轉化應用，還需政府之手與市場力量同頻共振，為創(chuàng)新項目提供資金支持，匯聚創(chuàng)新要素。多年來，地方政府一直在區(qū)域技術創(chuàng)新中扮演重要角色，在提升創(chuàng)新效率、促進創(chuàng)新發(fā)展以及建設區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)方面發(fā)揮著重要的基礎性和導向性作用。地方政府一方面通過投資進行一攬子基礎設施建設，改善區(qū)域公共產(chǎn)品供給水平，吸引物質資源和人力資本，為產(chǎn)業(yè)集聚和創(chuàng)新發(fā)展提供有利的外部環(huán)境；另一方面地方政府進行的創(chuàng)新性投資，尤其是基礎領域和關鍵領域的重大科研項目，帶動全社會的研發(fā)要素投入，提升轄區(qū)內(nèi)的技術創(chuàng)新水平，為經(jīng)濟發(fā)展注入動能。但是部分研究認為，地方政府投資會擠占私人投資而不利于企業(yè)的創(chuàng)新性支出從而對區(qū)域技術創(chuàng)新有抑制效果。那么地方政府的投資到底對區(qū)域技術創(chuàng)新有怎樣的影響，是否會擠占研發(fā)支出，進而抑制區(qū)域技術創(chuàng)新呢？異質性條件下地方政府投資對本地區(qū)技術創(chuàng)新水平的影響效應是否會有不同？本研究選取2005—2019 年省級面板數(shù)據(jù)，通過固定效應模型和門檻效應模型進行實證檢驗。

2 文獻綜述

白俊紅等［3］認為政府支持技術創(chuàng)新的方式主要可分為促進創(chuàng)新的體制機制建設、軟硬件環(huán)境建設以及直接支持等。本研究從以下三方面對已有文獻進行簡單歸納梳理：

一是政府在制定創(chuàng)新戰(zhàn)略和頒布產(chǎn)業(yè)政策方面發(fā)揮重要作用，通過集約高效的創(chuàng)新戰(zhàn)略既可以促進資源有效配置，也能夠在一定程度上穩(wěn)定市場預期，提高各利益主體的參與積極性［4］。Guan 等［5］研究發(fā)現(xiàn)，政府政策干預可以在很大程度上提升區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)運行效率。李政等［6］將政府參與分為戰(zhàn)略引領等3 個主要方式，其中戰(zhàn)略引領的激勵創(chuàng)新效應最為顯著。喬志程等［7］認為地方的產(chǎn)業(yè)政策導向尤其是法規(guī)型的產(chǎn)業(yè)政策可以引領創(chuàng)新方向。

二是政府通過軟硬件環(huán)境的建設提升轄區(qū)內(nèi)公共服務水平，進而影響區(qū)域技術創(chuàng)新水平。在研究政府基礎設施投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響效果時，絕大部分學者認可基礎設施投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的積極影響，如有研究認為區(qū)域內(nèi)基礎設施完善、保證交通便利和信息暢通能夠大大降低交易成本［8］，并產(chǎn)生時間溢出效應和空間累積效應［9］；卓乘風等［10］認為相比于一般基礎設施，科技型基礎設施的創(chuàng)新效應更為顯著。但也有學者認為政府投資于基礎設施領域對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響效應不顯著，如白俊紅等［11］通過分解區(qū)域創(chuàng)新效率的環(huán)境影響因素，表明基礎設施的作用并不十分顯著。

三是政府通過補貼、稅收優(yōu)惠等行為發(fā)揮廣告效應，帶動轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的研發(fā)投入，從而提高整體創(chuàng)新水平［12］；同時，創(chuàng)新政策還可以提高整體產(chǎn)出的效率，這種影響平均達到0.31 左右［13］。陳慶江［14］卻認為雖然政府科技投入提高了研發(fā)產(chǎn)出，但會造成企業(yè)自身研發(fā)投入的效率損失。吳非等［15］認為地方政府基于考核壓力和地方政府競爭壓力，會善用稅收手段以促進實質性創(chuàng)新的發(fā)展。肖葉等［16］認為在我國東部地區(qū)、超大城市以及特大城市的財政支出偏向能在很大程度上促進區(qū)域技術創(chuàng)新水平提升。也有學者如Acemoglu 等［17］認為政府補貼不但沒有促進企業(yè)研發(fā)投入的增加，反而擠占了企業(yè)研發(fā)投入，從而降低區(qū)域技術創(chuàng)新水平；Guan 等［18］基于20 世紀90 年代轉型期的我國發(fā)展實踐，認為政府的直接財政刺激不僅沒有提高創(chuàng)新績效，反而對創(chuàng)新績效產(chǎn)生消極影響；顏曉暢等［19］認為政府補貼在一定程度上誘使企業(yè)將自有資金投入低風險、低技術等行業(yè)。此外，應千偉等［20］認為政府研發(fā)補貼不僅使企業(yè)形成高度依賴，還使得企業(yè)更傾向于選擇重數(shù)量、輕質量的創(chuàng)新策略。

通過對已有文獻梳理研究發(fā)現(xiàn)，關于政府行為對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響主要集中在稅收、政府補貼以及土地出讓等方面，鮮有從地方政府投資的角度來研究對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響。因此，在已有研究的基礎上，本研究主要從地方政府投資視角，研究政府投資其對地區(qū)技術創(chuàng)新水平的影響；同時，為了更加清楚展現(xiàn)異質性條件下政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響效果的發(fā)揮，進一步建立門檻模型研究不同開放水平下地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新水平的影響。

3 理論分析與研究假設

在晉升錦標賽的激勵機制之下，地方政府有一定的GDP 增長壓力，必然會采取一系列措施推動經(jīng)濟社會發(fā)展水平的提升，政府間就有著資本要素追逐沖動，也必然會將政府投資列為短期內(nèi)提質升效的有力手段［21］。不僅如此，這種政績考核體系深深影響政府的投資偏向，而生產(chǎn)性投資與創(chuàng)新性投資的政策選擇對區(qū)域技術創(chuàng)新帶來直接影響。當政府投資聚焦于基礎設施等生產(chǎn)性投資時，政府投資便可以為創(chuàng)新性活動集聚地理環(huán)境產(chǎn)生集聚租［16］，從而使創(chuàng)新型企業(yè)能夠分享區(qū)域內(nèi)良好的人才儲備、豐富的金融資源和不斷完善的基礎設施等，為地區(qū)大規(guī)模生產(chǎn)提供便利條件，有利于開辟廣饒市場，而市場機會又是企業(yè)進行技術創(chuàng)新的不竭動力，因此能促進知識技術的創(chuàng)新和流動傳播。基于此，提出如下假設：

假設1：地方政府投資提高了本地區(qū)的技術創(chuàng)新水平。

地方政府投資提升在一定程度上會引導社會資金流入本地區(qū)，提高本地區(qū)的研發(fā)投入，從而影響社會總產(chǎn)出，改善區(qū)域創(chuàng)新水平。具體來說，政府投資主要通過兩方面路徑影響區(qū)域技術創(chuàng)新：一是政府投資于創(chuàng)新性領域，會向外界投資者傳遞投資信號，具有廣告效應，引導社會投資者進行投資；二是政府投資基礎設施領域，在一定程度上彌補因研發(fā)外部性帶來的私人收益低于社會收益的損失，增加邊際收益。政府投資能夠提高區(qū)域內(nèi)研發(fā)創(chuàng)新水平，但也會過猶不及，超過一定限度則可能對研發(fā)投入產(chǎn)生一定的擠出：一是造成社會上研發(fā)要素需求增加，從而導致要素價格上漲，抑制研發(fā)投入積極性；二是隨著邊際收益的下降，企業(yè)就會減少自有資金投入，或者轉而直接購買技術而不再進行研發(fā)投入，這會大大降低本地區(qū)的創(chuàng)新水平；三是地方政府投資會影響資源配置，但是基于財政激勵和晉升激勵較易滋生地方政府競爭和過度投資，阻塞要素流通［20］。因此，提出如下假設：

假設2：地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)階段性特征。

此外，地區(qū)間開放水平的差異也會影響政府投資效應。不同開放水平下對區(qū)域技術創(chuàng)新影響既會存在示范效應，也會存在競爭效應。通過引進外資可以很好地引領當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，引進外資相當于引進技術、設備和管理團隊，尤其是研發(fā)創(chuàng)新團隊，對本地區(qū)企業(yè)有良好的示范帶動作用，能夠促進本地區(qū)的技術創(chuàng)新。但隨著開放程度的提升，外資規(guī)模逐漸擴大，為占領市場份額、提升在本土的話語權，會導致企業(yè)間的惡性競爭，不利于整體技術創(chuàng)新水平的提升。由此可見，開放程度較高時，外資企業(yè)對區(qū)域技術創(chuàng)新帶來的競爭效應高于示范效應，會大大降低創(chuàng)新積極性，不利于區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新水平的提升。因此，提出如下假設：

假設3：政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響效應會受到開放水平的影響，隨著開放水平的提高，區(qū)域技術創(chuàng)新水平有降低的趨勢。

4 研究設計

4.1 模型建立

4.1.1 基準模型

為了考察地方政府投資和區(qū)域技術創(chuàng)新二者的相關關系，特構建固定效應模型作為基準模型進行實證分析。在以上研究假設的基礎上，選用2005—2019 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)進行檢驗。具體計算公式如下：

式（1）中：i為省份；t為年度；α0為截距項；α1為核心解釋變量的系數(shù)；α2為控制變量的系數(shù)；μi為區(qū)域固定效應；λt為時間固定效應；εit為隨機誤差項；Xit為控制變量的集合。

4.1.2 門檻回歸模型

為檢驗異質性條件下地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的階段性影響效應，采用Hansen 提出的門檻模型進一步分析研究。具體門檻回歸模型設定如下：

利用上述門檻回歸思想，建立政府投資與區(qū)域技術創(chuàng)新的門檻回歸模型，并以政府投資和開放水平作為門檻變量。當門檻變量處于不同的取值范圍時，解釋變量的系數(shù)因此不同。具體模型如下：

如式（4）（5）所示的模型中只假設存在一個門檻值（q）的情況，實際上多為兩重門檻或三重門檻，模型設定方式與此類似。

4.2 變量說明

4.2.1 被解釋變量——區(qū)域技術創(chuàng)新

國內(nèi)外學者常用的衡量區(qū)域技術創(chuàng)新的指標有很多，包括專利申請量、專利授權量和新產(chǎn)品銷售收入等，因此本研究考慮用專利申請授權量作為衡量區(qū)域技術創(chuàng)新的指標。具體而言，取各地區(qū)人均專利申請授權數(shù)表示區(qū)域技術創(chuàng)新。

4.2.2 解釋變量——地方政府投資

既有研究如龐明川等或是直接用全社會固定資產(chǎn)投資額來表示，或是用國有經(jīng)濟投資占社會總投資比例來表示，或者是用全社會固定資產(chǎn)投資與GDP 的比值作為地方政府投資的代理變量，本研究在參考殷強等［22］的研究成果基礎上，采用預算內(nèi)固定資產(chǎn)投資占本年度實際到位資金比重來衡量政府投資水平。

4.2.3 門檻變量——開放水平

每天回家后，我都習慣性地看一眼儲存間。因為工作的忙碌，幾天沒有看儲存間，忽地發(fā)現(xiàn)鳥兒不知道什么時候飛走了。

對外開放水平提升便于引進外資，從而有利于模仿創(chuàng)新，帶來技術溢出和學習效應，因此具體用各地區(qū)進出口貿(mào)易額與本地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量開放水平，數(shù)值越大說明開放程度越高。

4.2.4 控制變量

為了避免遺漏變量導致內(nèi)生性，在借鑒已有研究的基礎上，加入了其他影響區(qū)域技術創(chuàng)新的因素，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、知識產(chǎn)權保護、人力資本存量、產(chǎn)業(yè)結構以及城鎮(zhèn)化率等。（1）經(jīng)濟發(fā)展水平是區(qū)域技術創(chuàng)新的物質保障和有力支撐，取人均生產(chǎn)總值的自然對數(shù)表示。（2）知識產(chǎn)權保護通常使用技術市場成交額并取對數(shù)進行表示。（3）人力資本存量采用本地普通高等學校在校學生數(shù)并取對數(shù)表示。高校生數(shù)是區(qū)域創(chuàng)新的人力資源支撐，數(shù)值越大說明人力資本能夠有效供給，地區(qū)內(nèi)創(chuàng)新潛力越大。（4）產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級往往影響市場終端以及消費需求，帶動廠商進行新產(chǎn)品新工藝的研發(fā)創(chuàng)新，從而形成區(qū)域內(nèi)技術外溢和擴散。以往的研究多用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值表示，通常數(shù)值越大，表示當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展越向第三產(chǎn)業(yè)傾斜。（5）城鎮(zhèn)化率以本地區(qū)城鎮(zhèn)常住人口的比重。

4.3 數(shù)據(jù)來源

由于2005 年以前年度數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，考慮數(shù)據(jù)表達的連續(xù)性和可得性，本研究選擇的樣本區(qū)間為2005—2019 年，同時不考慮西藏和港澳臺地區(qū)，樣本共計30 個省份的面板數(shù)據(jù)。各個變量的數(shù)據(jù)來源于中國宏觀經(jīng)濟信息網(wǎng)、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國家知識產(chǎn)權局、國家統(tǒng)計局以及《全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》等。主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

5 實證結果分析

5.1 基準回歸結果分析

根據(jù)如式（1）所示模型進行回歸分析，Hausman 檢驗結果得到的P值為0，因此采用固定效應模型（見表2）。為了驗證政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響的穩(wěn)健性，依次加入控制變量，估計結果如表2 中模型（1）～模型（6）所示，模型（7）反映的為更替因變量的回歸結果。發(fā)現(xiàn)依次加入控制變量后解釋變量均為統(tǒng)計顯著，且系數(shù)沒有發(fā)生較大變化，說明回歸模型具有一定的穩(wěn)健性，也解釋了政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響的積極效應，假設1 成立?？赡苁且驗檎顿Y改善了地區(qū)內(nèi)的基礎設施，便利了生產(chǎn)生活條件，吸引創(chuàng)新企業(yè)和研發(fā)人員集聚；也可能是因為政府進行創(chuàng)新性投資，直接增加區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出的結果。

表2 變量的固定效應回歸結果

5.2 門檻回歸結果分析

為進一步檢驗異質性條件下地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響的階段性分布特征，分別以地方政府投資水平、區(qū)域開放水平為門檻變量，建立門檻面板模型進行回歸分析。

5.2.1 以地方政府投資為門檻變量

第一步檢驗門檻是否存在以及存在個數(shù)。結果如表3 所示，單重門檻和雙重門檻檢驗結果均顯著，而三重門檻效應檢驗結果不顯著，因此可以認為地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響存在雙重門檻效應，假設2 成立。

表3 變量的門檻效應檢驗結果

第二步檢驗門檻估計值較之真實值是否相等。如圖1 所示，第一個門檻的估計值為0.010，第二個門檻的估計值為0.109，根據(jù)似然比函數(shù)檢驗結果不難看出有兩個結構突變點存在，且在5%的統(tǒng)計顯著性水平上顯著。其中虛線表示臨界值7.35，兩個門檻值的LR 統(tǒng)計量均落在臨界值之下，表示門檻值有效，下同。

圖1 地方政府投資作為門檻變量的似然比函數(shù)檢驗結果

據(jù)此，可以把政府投資劃分為3 個區(qū)間（見表4）：投資程度較低（低于0.010）、投資程度中等（介于0.010 和0.109 之間）和投資程度較高（高于0.109）。當?shù)胤秸顿Y小于0.010 時，投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平降低0.091，且統(tǒng)計顯著；當?shù)胤秸顿Y在0.010 和0.109 之間時，投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平提高0.014 且統(tǒng)計顯著；當?shù)胤秸顿Y水平大于0.109時，投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平提高0.008，統(tǒng)計顯著，但較之前影響效果有所降低。即隨著投資水平的不斷提高，地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新水平的影響由負轉正，且影響程度逐漸減小。政府投資作為載體，一方面投資于教育、醫(yī)療、道路交通、基礎設施等領域，彌補私人投資之不足，并且暢通要素流通渠道，創(chuàng)造良好的營商環(huán)境，吸引私人資本進入，為繁榮本地經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造條件；另一方面政府投資于基礎科學研究、高技術產(chǎn)業(yè)和高附加值產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)知識存量的增加和技術創(chuàng)新的進步，發(fā)揮引領作用和支柱作用。但是也不能忽視政府投資造成的資源錯配和對私人投資的擠占。目前地方政府投融資機制的不健全，尤其對項目論證不夠科學規(guī)范，造成了“跑馬圈地”式的投資方式，大大增加了資源錯配程度［23］。

表4 變量的門檻回歸結果

5.2.2 以開放水平為門檻變量

同樣第一步要檢驗門 檻是否存在以及存在個數(shù)。如表3 所示，單重門檻和雙重門檻檢驗結果均顯著，而三重門檻效應檢驗結果不顯著，因此基于開放水平的異質性條件下地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新影響的雙重門檻效應顯著，假設3 成立。

第二步檢驗門檻估計值較之真實值是否相等。如圖2 所示，第一個門檻的估計值是0.185，第二個門檻的估計值是0.852，不難看出有兩個結構突變點存在，且在5%的統(tǒng)計顯著性水平上顯著。

圖2 開放水平作為門檻變量的似然比函數(shù)檢驗結果

據(jù)此得到的門檻回歸結果如表4 所示。當開放水平小于0.186 時，地方政府投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平提高0.003；當開放水平在0.186 和0.852 之間時，地方政府投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平提高0.017；當開放水平大于0.852 時，地方政府投資水平每提高一個單位，區(qū)域技術創(chuàng)新水平提高0.003，但是統(tǒng)計上不顯著，且較之前影響效果有所降低。雙重門檻模型說明，隨著開放水平的不斷提高，地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新在一定范圍內(nèi)的影響是顯著的，呈現(xiàn)階段性特征，可以極大促進區(qū)域技術創(chuàng)新的發(fā)展。開放水平的提高主要表現(xiàn)為外資的不斷涌入，外商投資產(chǎn)生的技術溢出效應、示范效應、人員流動效應和關聯(lián)效應越來越明顯［24］，當?shù)胤秸τ诒镜貐^(qū)投資建設時，外資涌入帶來的附加效應會被逐漸轉化吸收。此外，隨著開放水平提高，開放水平對國內(nèi)資本成長的積極作用居于主要地位［25］，政府投資的邊際效應也會不斷增強，但是由于本土品牌的發(fā)展壯大和自主創(chuàng)新能力的提升，本土技術創(chuàng)新水平在一定程度上與外資企業(yè)技術水平差距逐漸縮小，外資企業(yè)的溢出效應不甚明顯，使得政府投資的創(chuàng)新效應不再顯著。

5.3 穩(wěn)健性檢驗

對表2 中的模型（1）進行因變量更換處理，將專利申請授權量取對數(shù)作為區(qū)域技術創(chuàng)新的衡量指標，然后進行穩(wěn)健性檢驗。更換后的因變量穩(wěn)健性檢驗結果如表2 第（7）列所示。可見即便更換因變量，模型的顯著性也沒有發(fā)生明顯變化，因此認為本研究模型穩(wěn)健。

6 結論與啟示

本研究選取2005—2019 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗地方政府投資水平對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響，并采用門檻回歸模型檢驗異質性條件下地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新效果的階段性特征，得出以下結論：第一，地方政府投資能夠顯著促進區(qū)域技術創(chuàng)新；第二，地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響具有雙重門檻效應，兩個門檻值分別是0.010 和0.109，在一定程度上地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新產(chǎn)生消極影響，隨著投資水平的提升，對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響由負轉正，但積極效應的作用逐漸減弱；第三，開放水平作為門檻變量時，地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新的影響也具有雙重門檻效應，兩個門檻值分別是0.186 和0.852，并且隨著開放水平的提高，地方政府投資對區(qū)域技術創(chuàng)新仍然具有促進作用，但是影響程度逐漸減弱。

研究結果具有以下政策啟示：首先，政府應繼續(xù)在基礎設施領域以及創(chuàng)新性項目等進行投資，政府投資導向能夠撬動區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟主體加大研發(fā)資源和人力資本投入，對于當前我國實施創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略具有十分重要的意義；其次，政府投資水平應保持在合理范圍內(nèi)，應積極引導投資流向高科技領域，降低盲目投資的可能性，增加研發(fā)支出，加快產(chǎn)業(yè)結構升級，促進經(jīng)濟社會健康有序發(fā)展；最后，開放程度并不是越高越好，開放程度在到達一定水平后同樣會使政府投資效應減弱，所以可以適當引資，充分發(fā)揮外資的示范效應。