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知识动态溢出对产业发展的影响
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溢出和挤出视角下我国商贸流通业安全的影响研究内容摘要本文以溢出和挤出效应的视角，分投资、产出和就业三个层面检验了我国商贸流通业安全的影响。结果显示，通过直接渠道和间接渠道对商贸流通业的安全产生影响总体上我国商贸流通业投资和就业均产生挤出效应，对商贸流通经济发展带来溢出效应我国商贸流通业安全的影响也存在一定的区域异质性。关键词溢出挤出贸流通业安全问题的提出随着我国商贸流通业的不断发展，其已成为助推国民经济的先导产业，在国内经济中颇具活力。与此同时，国内商贸流通行业对外资企业的吸引力不断加大，商贸流通断引入国内。为一把双刃剑，可通过多种渠道对国内商贸流通业的产业产生影响。首先，商贸流通业优化产业结构和带动内资增长，并提升就业能力，因此入对国内商贸流通业安全具有一定的溢出效应。其次，商贸流通业不断引进也意味着外资力量不断雄厚，这可能会催长外资企业对内资的控制能力，抬高国内行业的进入壁垒，进而抑制了国内商贸流通业的投资增长，弱化了国内商贸流通业的生产能力，并对国内就业造成威胁。即，商贸流通业引入可能助长外资势力，一定程度上挤出国内相关行业，对国内商贸流通业安全带来负面影响。因此，引入对国内商贸流通业安全可能带来双重影响，该问题值得进行深入研究。研究模型为深入研究入对我国商贸流通业安全的影响，考察来的溢出、挤出效应到底孰轻孰重，本文多层次地构建模型，并对此进行实证分析。综合国内外学者研究，从响国内商贸流通业投资水平、产出水平和就业水平三个方面进行考虑。萨缪尔森指出，收入水平、预期和成本决定了一个国家的投资水平。这里，投资水平分为国内投资国外投资个部分。假设收入水平与产业规模Y有关，而预期水平与上年的收入水平有关，即与上一年的产业规模关，成本与银行贷款利率R有关，于是国内商贸流通业投资水平函数可表示如下f（Y，R）（1）将上式转化为计量模型，可得a4t（2）由产业溢出理论可知，商贸流通业引入能对一国的经济产生溢出效应，从而影响该国的商贸流通业安全。对外开放条件下我国商贸流通业的产出水平可表示如下YNXf（X）g（（3）其中，N和X分别为商贸流通业的内资部门和外资部门，别为内资部门的资本要素和劳动要素，别为外资部门的资本要素和劳动要素。以别表示内资商贸流通业的资本边际生产率和劳动边际生产率，别表示外资商贸流通业的资本边际生产率和劳动边际生产率，示外资商贸流通业部门对内资部门的技术溢出度，并假设外资部门的边际生产率为内资部门的1δ倍，于是有1δ（4）对式（3）全微分并化简，可得到以下模型（5）由于我国外资商贸流通业部门的总体生产率并没有显著的优势，例如二十一世纪以来我国限额以上外资商品的零售总额占全部商品零售总额的比例都低于15，这也表明外资商贸流通业的资本边际生产率和劳动边际生产率水平没有明显高于内资商贸流通业，因此这里假设δ0。于是，式（5）可简化为dY6）对上式两边同取积分，可化为如下计量模型b0t（7）在式（7）中，外资商贸流通业对国内流通经济的溢出效应主要由外资部门的溢出效应主要由致，因此式（7）可转化为含有量的模型b0t（8）下文讨论商贸流通业过就业途径对商贸流通业安全产生的影响。以柯布假设技术进步是由进出口贸易和生溢出效应引起的，于是反映商贸流通业产出的生产函数可表示如下YC9）其中，别为出口额与进口额，β1和β2分别表示它们的弹性系数。对式（9）进行处理，简化为关于劳动要素的计量模型如下c0t（10）综合以上分析，本文构建了由商贸流通业投资、产出和就业三个计量模型组成的联立方程组，反映了响商贸流通业安全的三个层面。（11）由联立方程组可知，商贸流通业接影响系数为体影响系数为产出水平的直接影响系数为接影响系数为体影响系数为就业水平的直接影响系数为接影响系数为体影响系数为指标选取与数据说明参考服务业重点行业分类，本文选取批发和零售业、住宿和餐饮业两大行业作为商贸流通业的重点行业部门。基于数据的可获得性，选取2006我国大陆30个省、直辖市、自治区（西藏自治区数据缺乏，故不列入样本）的面板数据为样本。各变量的指标选取及数据来源如下商贸流通业的于无法获取各地区商贸流通业的入量，为此计算各地区商贸流通企业中的中外合资企业和港澳台企业总产值占该地区商贸流通业产值比重，然后根据各地区的比重测算当年各地区商贸流通业全国商贸流通业权重，再由全国以各地区权重得到各地区商贸流通业入量。其中，原始数据来源于国家统计局网站和国研网统计数据库。商贸流通业的国内投资采用内资商贸流通业的固定资产投资额表示，即商贸流通业的全社会固定资产投资额扣除商贸流通业的中，各地区商贸流通业全社会固定资产投资额的原始数据来源于国研网统计数据库。商贸流通业的产出水平采用各地区商贸流通业的增加值表示，原始数据来源于国研网统计数据库。银行贷款利率采用历年国内银行的一年期贷款利率替代，数据来源于国家统计局网站。商贸流通业的进出口额进口额采用商贸流通业在产品购进中的进口项总额表示，出口额采用商贸流通业在产品销售中的出口项总额表示，数据来源于国研网统计数据库和历年的中国贸易外经统计年鉴。商贸流通业的资本要素参考国内部分学者的选取方法，采用永续盘存法计算各地区商贸流通业的资本存量，并假定每年的资本折旧率为5，以2005年为基期按固定资产投资价格指数对固定资产投资数据进行平减。商贸流通业的劳动要素由数据的可得性，选择商贸流通业年末从业人员作为商贸流通业劳动要素的代理变量，原始数据来源于国研网统计数据库以及各地区统计年鉴。实证分析根据联立方程模型，下文从全国整体层面和分区域层面两个角度分别进行实证检验，并对结果进行分析。（一）整体层面分析我国投资的影响效应。回归结果如表1所示。由表1可以发现，模型1的拟合系数达到所有变量均通过了显著性检验，由此可见，该模型的拟合效果较好。从影响来看，商贸流通业引进对我国国内投资的直接效应系数为见商贸流通业引入能对国内商贸流通业投资产生直接的挤出效应。结合模型2与模型3，可得商贸流通业引进对我国国内投资的间接效应系数为见商贸流通业通过间接渠道对国内商贸流通业投资产生溢出效应。综合可得，商贸流通业引进对我国国内投资的总效应系数为此，本文认为商贸流通业引入在整体上削弱了国内商贸流通业的投资水平，对国内投资产生挤出效应。从我国商贸流通业发展的实际来看，虽然引入表面上可以为国内商贸流通业发展带来更多的资本甚至先进的技术、管理经验，但是由于国内商贸流通企业在品牌、技术、研发等方面都与外资同类企业存在较大的差距，导致了国内商贸流通行业对吸收能力较低，因此商贸流通业引入更多地表现为吸纳国内商贸流通业投资，扩大外资的实力，从而对国内投资产生一定的挤出效应。我国流通业产出的影响效应。模型2的拟合系数达到3个自变量也均通过了显著性检验，由此可见，模型2的拟合效果也较好。从影响效应来看，商贸流通业我国商贸流通业产出的直接效应系数为见商贸流通业引入能对国内商贸流通业产出水平的提高带来直接的溢出效应。又结合模型3，可得商贸流通业我国商贸流通业产出的间接效应系数为见商贸流通业过间接渠道对国内商贸流通经济产生挤出效应。综合可得，商贸流通业我国商贸流通业产出的总效应系数为此认为商贸流通业引入在整体上提高了国内商贸流通业的产出水平，对国内商贸流通经济产生溢出效应。从我国商贸流通业发展的实际来看，商贸流通经济的溢出效应主要表现在两个方面一方面，引入不仅能为国内商贸流通业发展带来必要的资本要素，还能带来先进的技术和管理技能，对国内商贸流通经济具有重要的促进作用另一方面，国内商贸流通企业能通过一定途径与外资企业实现经验、技术等交流，吸纳外资企业的长处，充实自身的能力，从而在整体上推动了国内商贸流通经济的增长。我国流通业就业的影响效应。模型3的拟合系数达到5个自变量中除了进口变量以外，其余4个变量均通过了显著性检验，由此可见，模型3的拟合效果也较好。从影响效应来看，商贸流通业我国商贸流通业就业的直接效应系数为见商贸流通业引入对国内商贸流通业就业带来直接的挤出效应。又结合模型2，可得商贸流通业我国商贸流通业就业的间接效应系数为见商贸流通业能通过间接渠道对国内商贸流通业就业产生溢出效应。综合可得，商贸流通业我国商贸流通业就业水平的总效应系数为此，本文认为商贸流通业引入在整体上对国内商贸流通业就业水平产生挤出效应，加剧了国内商贸流通业的失业水平提升。入对国内商贸流通业就业产生挤出效应，本文给出如下解释商贸流通业不断进入，加速了国内商贸流通企业技术的革新和各环节要求的提高，而且外资企业本身对劳动者的素质提出较高的要求，这就表明，商贸流通业引入在一定程度上提高了该行业对国内劳动者素质的要求，更希望获得知识性劳动者。但是，受我国长期以来传统产业领域占主导的经济增长方式约束，国内商贸流通行业劳动要素仍以劳动密集型为主，且劳动者素质短期内无法获得明显提升，因此商贸流通业知识、技术含量的提高导致了国内劳动者的结构性失业，一定程度上拉高了商贸流通领域的失业水平。（二）区域层面分析根据以往部分学者的研究经验，我国商贸流通业的发展存在一定的阶梯状区域特征，特别是东部地区商贸流通业发展明显高于中西部地区。为了进一步研究我国商贸流通业安全影响的区域特征，笔者将全国30个省、直辖市和自治区按标准划分为东部地区和中西部地区，分别进行实证检验。与全国层面采取类似的方法，得到结果如表2所示。先，入对商贸流通业国内投资产生直接的挤出效应和间接的溢出效应，根据前文分析可计算得到直接效应系数和间接效应系数分别为同），商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上入对东部商贸流通业投资产生挤出效应，这与全国层面的实证结果基本一致。在东部地区，虽然商贸流通企业的数量众多，但以中小型企业居多，企业核心竞争力较外资企业显得薄弱另一方面，外资企业对我国东部地区较为看好，因此更多的外资企业愿意选择东部地区作为发展的空间，这也进一步挤占了东部地区的商贸流通市场，对国内商贸流通业投资带来一定约束。其次，入对商贸流通经济产生直接的溢出效应和间接的挤出效应，直接效应系数和间接效应系数分别为商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上入对东部商贸流通业投资产生溢出效应，与全国层面的实证结果基本一致。再次，入对商贸流通业就业产生直接的挤出效应和间接的溢出效应，直接效应系数和间接效应系数分别为商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上入对东部商贸流通业就业产生挤出效应，这与全国层面的实证结果也基本一致。先，入对商贸流通业国内投资也产生直接的挤出效应和间接的溢出效应，而商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上入对中西部商贸流通业投资产生微弱的溢出效应。也就是说，入对中西部地区商贸流通业国内投资具有一定的促进作用，这与全国及东部地区的实证结果相反。其次，入对商贸流通经济产生直接的溢出效应和间接的挤出效应，且商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上全国及东部地区的实证结果基本一致。再次，入对商贸流通业就业产生直接的挤出效应和间接的溢出效应，且商贸流通业国内投资的总效应系数为总体上也与全国及东部地区的结果基本相同。综上所述，我国商贸流通业安全的影响不仅具有指标面上的异质性，更具有一定的区域特征。从整体实证结果来看，无论是投资、产出还是就业，全国层面的结果均与东部地区结果相仿，这也进一步表明东部地区商贸流通业占据主导，以致东部地区商贸流通业安全的影响能基本反映全国水平。结论及对策建议本文从投资、产出和就业三个层面构建了商贸流通业安全影响的联立方程模型，并从全国和分区域两个视角，分别检验了商贸流通业投资、产出和就业的溢出或挤出效应。本文的最终结论如下第一，通过直接渠道和间接渠道对商贸流通业的安全产生影响，这点在全国和分区域层面都成立第二，总体上，我国商贸流通业投资和就业均产生挤出效应，而对商贸流通经济发展产生溢出效应第三，我国商贸流通业安全的影响存在区域差异性，尤其是中西部地区商贸流通业投资的影响明显不同于全国和东部地区。根据本文研究结果，笔者认为，首先，我国各地区在引进商贸流通业要把握好度，保证国内商贸流通业的地位不受威胁，而过多依赖外资企业则对本土商贸流通业的行业安全造成负面影响其次，国内商贸流通企业应积极做大做强，提高自身的自主创新能力和对外资的吸收利用能力，不断增强国内商贸流通企业的国际竞争力，从而在国际商贸流通市场上与先进外资商贸流通企业抗衡再次，国内商贸流通企业应积极走知识密集型发展道路，不断挖掘知识型人才资源，壮大企业内部的高端人才队伍，不仅可以从企业自身提高人力资本水平，还可以从宏观层面上降低国内商贸流通行业的结构性失业水平，即从微观和宏观上达到双赢最后，根据国内商贸流通经济的发展实际，明确不同区域的发展定位，实行商贸流通业差异化发展战略，同时积极采取援内策略，不断将东部地区商贸流通人才或其他资源向内陆地区转移，提高内陆地区商贸流通业的投资和经营水平，从而进一步吸引外资企业，并在一定程度上分散或转移商贸流通现资源优化配置。参考文献萨缪尔森M2008中国流通产业安全的影响及对策分析J2011（6）中国零售业的产业安全评价体系研究J010（9）出效应与区域间经济发展关系实证研究J2010（1）基于产业控制力视角的中国零售业安全评估J2010（6）作者简介仝若贝，男，出生于1976年12月，河南滑县人，河南科技学院讲师，硕士学历，主要研究方向企业管理。
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第一章 结论.doc
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　　[摘要]本文利用协整分析深入探讨了我国金融体系的发展、FDI引入与经济增长之间的关系。结果显示FDI与经济增长明显正相关，而金融深化对FDI溢出效应具有显著的影响作用。这意味着我国在不断利用FDI促进经济增长的过程中，要特别注重金融发展，尤其要提高我国目前金融深化的水平。
　　[关键词]金融深化　FDI　经济增长　协整分析 　　 　　国内外的理论和实证研究表明，东道国必须具备一定的条件，才能放大外商直接投资(FDI)的溢出效应，推动FDI促进东道国经济增长，这些条件包括完善的基础设施、健全的法律制度环境、人力资本和知识结构等。但是，这些研究都普遍忽视了金融发展对于FDI溢出效应的重要作用。本文以转轨时期的中国为样本，深入探讨中国金融体系的发展与引入FDI的溢出效应之间的相互影响。 　　 　　一、我国吸引FDI和金融深化现状 　　 　　当前，在全球经济复苏步伐加快，跨国直接投资继续回升的形势下，我国吸收外商直接投资保持了稳定健康发展，实际使用外资金额继续名列全球前茅。截至26年底，中国累计批准设立外商投资企业59万家，实际使用外资金额近7亿美元；来华投资的国家和地区近2个，世界5强企业约47家在华投资，外商投资设立的各类研发机构超过75个。我国已经成为发展中国家最重要的FDI接受国。 　　而与此同时，在经济持续稳定发展和金融领域改革的推动下，我国金融体系日益完善，资本市场日益活跃，投融资行为日益规范，金融体系正向一个更加开放、更加有序的竞争体系转变。一方面，以26年12月中国全面开放本土金融市场为标志，金融改革进入“后WTO”的加速调整阶段，金融市场更加开放，金融机构竞争更加激烈，金融产品种类更加繁多。另一方面，以国有商业银行股改上市、资本市场股权分置改革、人民币汇率形成机制改革等事件为标志，中国金融体制正有条不紊地进行结构性改革，企业活力不断释放，投融资渠道不断拓宽，信贷市场发展迅速（如下图所示），资本流动效率不断增强，金融风险不断降低，金融市场正进一步向市场化、国际化方向加速。（巴曙松，25） 　　 　　据统计，截至26年底，外资银行业有14家法人机构、2家分行和79家支行、242家代表处，另有9家法人机构获准筹建；资产总额1175亿美元，约占中国银行业金融机构总资产的2%，其中贷款余额616亿美元；负债总额181亿美元，其中存款余额35亿美元。此外，已有21家中资银行业金融机构引进29家境外投资者，投资总额19亿美元。不难看到，我国商业银行将日益面临在国内国际金融市场上与境内外金融机构同场竞技的全新格局，竞争的范围更大、领域更广、层次更高；而且同一地区、同一业态、业态与业态之间的竞争也将更加激烈。 　　可以看到，我国的金融深化、FDI和经济增长都处于良性发展轨道，但三者是否存在内在的联系，还需要进行科学的实证研究给予证明。下面本文将利用计量经济模型给予验证。 　　 　　二、金融深化、FDI和经济增长的实证分析 　　 　　（一）模型、变量及数据说明 　　本文采用的是VAR模型。VAR模型用当期所有变量对其自身若干滞后变量进行回归。因为滞后变量与随机干扰项是不相关的，因此可以消除联立方程模型中出现的相关问题。本文根据刘飞鸣和李杰（27）的理论框架，构建了三个VAR模型分别考虑三者之间的动态关系： 　　 　　这里FDI是指我国实际利用外资金额，用以度量外商直接投资；GDP为我国实际国内生产总值，用来度量我国的经济增长；BC是指我国银行向私人部门投放的信贷总量，用以度量金融深化。之所以采用信贷总量作为金融深化的表征，是因为当前我国的金融体制主要是以间接融资为主的银行主导型体制，而商业银行的规模扩张又主要以信贷扩张为特征。因此，我国的金融深化总体上表现为量上的增长，而信贷量的增长是其主要表现。 　　Chandavarkar（1992）指出，建立在较长时间序列基础上有利于更好地研究一个国家金融发展与经济增长的长期关系。因此，为了保证样本容量能够满足实证的要求，本文采用的是1994年第三季度到26年底的季度数据①。 　　（二）变量的ADF检验 　　因为大多数时间序列数据都是不平稳的，因此，本文对每个变量的数据系列的平稳性特征采用单位根的ADF检验法，分别就每个变量的时间序列数据的水平、一阶和一阶差分形式进行检验。检验结果如表1所示。 　　从ADF单位根检验结果可以看出LGDP、LFDI和LBC三个序列都是非平稳序列，但是它们的差分序列却都是I（1）的。而根据协整理论，对于满足I（1）要求的多个变量之间可能存在协整关系。 　　根据Eviews对滞后阶数检验的结果看，LR、AIC和SC三个标准都选择了滞后二阶作为模型的滞后阶数。因此，本文的模型为三变量的VAR（2）模型。 　　（三）协整分析 　　对于VAR模型中的协整关系，我们采用Johanson协整检验方法进行检验。 　　从表3检验的结果看，两种统计方法都给出了一致的选择：LGDP与LFDI、LFDI与LBC以及LGDP、LFDI和LBC之间都存在明显的协整关系。不过，LGDP与LBC之间的协整检验并没有通过。 　　根据Johanson检验的结果，因此我们可以进一步得到上述变量组成的四个协整关系，这些关系可以表示如下： 　　LGDPt = -.33+1.8LFDIt（2） 　　LFDIt = -.3+.93LBCt （3） 　　LFDIt =.32+.21GDPt+.75LBCt （4） 　　LGDPt =1.54+4.78LFDIt-3.6LBCt （5） 　　（2）式反映了外商直接投资与经济增长之间的关系。我们很欣喜地发现二者之间存在稳定的长期均衡关系。1.8&并且1.8&1，这说明外商直接投资对我国经济增长具有正的放大作用。当外商直接投资增长1%时，可以推动我国经济增长1.8%。 　　（3）式反映了金融深化与外商投资之间的关系。可以看到二者存在明显的正相关。当金融深化水平不断提高时，对FDI的吸引力也就越大。 转贴于 看准网
　　（4）式考虑了加入经济增长因素后的关系。此时金融深化对FDI的吸引力有所下降。这是因为吸引FDI流入的因素，除了金融深化水平外，一国的总体经济发展情况也是关键因素。 　　（5）式是以LGDP为标准的协整关系。令人惊讶的是当我们同时考虑外商直接投资与金融深化时，二者的弹性大幅增大。我们可以从这个变化中得到两个结论：一是金融深化放大了FDI的溢出效应。虽然我国的金融深化表现出数量的特点，但是不可否认的是我国的金融市场的确取得了长足的进步，与世界先进水平的差距正在逐步缩小。当这种发展达到了一定的水平，比如达到了“门槛”的要求之后，就会对FDI产生积极的作用。二是FDI对国内投资有挤出效应。当FDI增加4.78%时，反而会导致国内信贷规模下降3.6%。这个结果与杨柳勇、沈国良（22）的结论是一致的。 　　（四）Granger因果检验 　　协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是是否构成因果关系还需要利用因果分析进行研究。变量之间是否存在格兰杰因果关系的检验，可以通过检验VAR模型，以被解释变量的方程中是否可以把全部滞后变量剔除掉而完成。在检验中，如果统计量F大于相应显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，得到结论存在格兰杰因果关系。 　　从Granger因果检验中可以看出，FDI、金融深化与经济增长的因果关系并不是很明显。只有金融深化水平与FDI增长存在单向的Granger因果关系，金融深化水平是吸引FDI流入的Granger原因，但是FDI增长并不是金融深化的Granger原因。 　　（五）脉冲响应分析 　　为了进一步分析FDI、金融深化与经济增长之间的关系，我们下一步来考查脉冲响应函数。 　　经过前文的协整检验可知，VAR模型中的时间序列向量为协整的，即此模型中的各个指标从长期来看是具有均衡关系的，但在短期内由于受到随机干扰的影响，这些变量可能偏离均衡值，这种偏离是暂时的，最终会回到均衡状态。而脉冲响应函数的意思是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传递给其他所有的内生变量。由于脉冲响应分析所对应的VAR模型必须是平稳的，而在协整分析中所使用的数据均为单位根过程，因此我们仍采用之前的VAR模型。 　　从图3可以看到，一期和二期的信息冲击对于FDI并没有什么明显影响，但是二期以后的冲击影响非常明显。这说明金融深化对于外资进入的影响是有滞后期的。而随着金融深化水平不断提高，就会对外商直接投资的增长产生累积的影响。但是值得注意的是，随着时间推移，金融深化对外商直接投资的边际效应呈现递减的趋势。金融深化对FDI的高度敏感在一定程度上说明金融深化是当前影响我国FDI流动的非常重要的因素。FDI的溢出效应是与东道国的吸收能力紧密相关的，而金融深化水平是吸收FDI溢出效应并进一步放大的关键因素。 　　 　　三、实证分析的启示 　　 　　本文利用计量工具对金融发展、FDI和经济增长三者之间的关系进行了实证分析，结果发现：（1）金融深化、FDI和经济增长之间存在协整关系，金融深化对FDI溢出效应有显著的放大作用，但同时FDI对国内信贷投资具有挤出效应；（2）三个变量的Granger因果关系检验表明，金融深化水平与FDI增长存在单向的Granger因果关系，即金融深化水平是吸引FDI流入的Granger原因，但是FDI增长并不是金融深化的Granger原因。这表明了金融深化对FDI具有重要影响；（3）脉冲响应分析结果显示，金融深化对FDI的影响存在滞后期，但随着金融深化水平的不断提高，对FDI增长的累积影响将增大。这再次证明金融深化水平是吸收FDI溢出效应并进一步放大的关键因素。这意味着我们在不断利用FDI溢出效应促进经济增长的过程中，完善金融体制，提高金融市场效率，提高我国的金融深化水平是必不可少的。 　　 　　[参考文献] 　　[1]胡立法. FDI和经济增长：国内金融市场的作用[D].华东师范大学，26. 　　[2]刘飞鸣，李杰. FDI溢出效应的决定因素——金融发展论及一个理论模型[J]. 开放导报，27，（2）. 　　[3]巴曙松. 25年中国金融改革回眸与展望[J]. 新财经，25，（1）. 　　[4]王永齐. FDI溢出、金融市场与经济增长[J]. 数量经济技术经济研究，26，（1）. 　　[5]杨柳勇，沈国良. 外商直接投资对国内投资的挤入挤出效应分析[J]. 统计研究，22，（3）. 转贴于 看准网
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