我國服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易關(guān)系的實證分析

摘 要：針對我國服務(wù)貿(mào)易發(fā)展較為迅速而逆差較大，競爭力較低這一現(xiàn)實，本文從服務(wù)業(yè)外商直接投資對服務(wù)貿(mào)易的影響出發(fā)，通過采用1983～2005年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，對二者的關(guān)系進行了協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，服務(wù)業(yè)吸引外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易之間存在穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系?；跈z驗結(jié)果提出了相關(guān)的政策建議。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；服務(wù)貿(mào)易；協(xié)整檢驗；格蘭杰檢驗

中圖分類號：F752 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2008)05-0001-07

Empirical Analysis of the Effect of FDI in Service Sectors on China’s Service Trade

ZHOU Hai-rong 

(Institute of International Business Management， Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200439， China)

Abstract:In view of the rapid development of Chinese service trade and the relatively lower competitiveness of service trade， this article carries out co-integration test and Granger test employing statistical data from 1983 to 2005 from a new angle of the relation between the FDI in service sectors and service trade. The findings further verify that FDI in service sectors is one of determinants of service trade whereas service trade bears no effect on FDI inflows into the service sectors.

Key words:FDI; service trade; co-integration test; Granger test

1 引言

改革開放以來，我國的貨物貿(mào)易發(fā)展迅速，除1998年因受亞洲金融危機影響出現(xiàn)負增長以外，其他年份的進出口貿(mào)易增長速度大都在兩位數(shù)以上，2003年更是高達37.1%。同時服務(wù)貿(mào)易也有了相當程度的發(fā)展，初步形成了全方位、多層次的服務(wù)開放格局。根據(jù)世界貿(mào)易組織的統(tǒng)計，1982年我國的服務(wù)貿(mào)易總額為46.11億美元，2003年達到了1020.32億美元，22年增長了22.13倍，平均年增長速度為14.42%，大大超過同期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率。但從世界范圍看，2003年我國服務(wù)貿(mào)易總額僅占世界服務(wù)貿(mào)易總額的2.76%，僅為美國的18%，英國的38%，日本的54%，按人均計算就更低了。并且服務(wù)貿(mào)易在我國對外貿(mào)易中的比重也偏低，總體的競爭力也較差，貿(mào)易逆差逐年增大。貿(mào)易競爭力指數(shù)(TC指數(shù))是指某國產(chǎn)業(yè)或產(chǎn)品的進出口差額與總額之比。我國服務(wù)貿(mào)易從1995年起從順差變?yōu)槟娌睿琓C指數(shù)一直小于零，2000年到2003年連續(xù)四年為-0.08，到2004年達到-0.07。因此我國服務(wù)貿(mào)易雖然保持了較高的增長速度，但其競爭力仍較低，處于比較劣勢地位，最終將制約我國商品貿(mào)易的進一步發(fā)展。

針對我國服務(wù)貿(mào)易競爭力較低這一問題，國內(nèi)學者提出了我國服務(wù)業(yè)發(fā)展水平較低；服務(wù)貿(mào)易主要靠傳統(tǒng)服務(wù)行業(yè)支撐，現(xiàn)代服務(wù)部門貢獻率很低；服務(wù)行業(yè)的壟斷經(jīng)營仍然存在，嚴重阻礙了一些部門的現(xiàn)代化進程等原因［1，2］，但是這些研究成果始終沒有涉及另一個重要因素，即服務(wù)業(yè)的外商直接投資（FDI）對服務(wù)貿(mào)易的影響。與此同時國內(nèi)學者對FDI和貿(mào)易的相互關(guān)系問題進行了探索，江小涓［3］的研究發(fā)現(xiàn)我國吸收的外資能夠改變進出口的商品結(jié)構(gòu)，即由消費型進口轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)型進口。錢曉英、賴明勇和張大奇［4］以引力模型為分析框架，得出了FDI能夠促進對外貿(mào)易的結(jié)論。岑永和邱小平［5］用VAR模型研究了FDI對對外貿(mào)易的影響規(guī)律，其他的國內(nèi)學者［6，7］運用了回歸分析法以及格蘭杰檢驗等分析方法揭示了FDI對貿(mào)易的促進推動作用。但也有學者認為FDI對我國貿(mào)易規(guī)模的影響主要是長期負向的影響［8］。服務(wù)業(yè)的FDI和服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系究竟如何，在本文中，我們將利用1983～2005年23年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)對此進行協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗，以期得出相關(guān)的結(jié)論與政策建議。

2 文獻回顧

服務(wù)業(yè)外商直接投資對我國服務(wù)貿(mào)易的影響，歸根結(jié)底，與FDI和國際貿(mào)易之間的關(guān)系有著密不可分的聯(lián)系。國際直接投資理論與國際貿(mào)易理論曾長期處于相對獨立狀態(tài)。以絕對成本說、比較成本說和要素稟賦學說為具代表性的傳統(tǒng)國際貿(mào)易理論，建立在理想的新古典主義分析框架之內(nèi)，而早期的國際直接投資理論，則是以市場的不完全作為分析問題的前提。因而二者長期處于相對獨立、分別發(fā)展的狀態(tài)。近40年來，國際貿(mào)易和FDI的同步快速增長引起了學者們對兩者之間關(guān)系的探索。如果兩者是替代關(guān)系，F(xiàn)DI的增加就會減弱貿(mào)易對經(jīng)濟增長的推動；如果兩者是互補關(guān)系，投資的增加就會通過貿(mào)易渠道和非貿(mào)易渠道共同推動經(jīng)濟增長。但是理論研究在國際貿(mào)易和FDI的關(guān)系方面一直沒有得出一致的結(jié)論。

Mundell［9］在兩國、兩產(chǎn)品和兩要素的標準貿(mào)易模型研究基礎(chǔ)之上，提出了著名的貿(mào)易與投資替代模型。Vernon［10］在其著名的產(chǎn)品生命周期理論中，對投資與貿(mào)易的替代關(guān)系進行了闡述，Buckley Casson［11］提出的“出口先于對外直接投資說”，從側(cè)面揭示了投資與貿(mào)易的替代關(guān)系。Markuson［12］、Svensson［13］在對要素流動和商品貿(mào)易之間的相互關(guān)系作了許多分析之后，認為資本要素或FDI與商品貿(mào)易之間不僅存在著一定的替代性，而且在一定條件下還存在互補關(guān)系。Koyimo［14］則把傳統(tǒng)模型中的勞動和資本要素用勞動和經(jīng)營資源來替代，將FDI和國際貿(mào)易統(tǒng)一于國際分工，提出了FDI與國際貿(mào)易互補效應(yīng)的小島清模型。Bhagwati［15，16］等從政治經(jīng)濟學的角度利用“補償投資”模型來解釋對外貿(mào)易和FDI之間的關(guān)系。

理論上的分歧導致研究貿(mào)易和投資關(guān)系的實證文章不斷出現(xiàn)。除早期的實證研究和部分行業(yè)研究證明了貿(mào)易和投資的替代關(guān)系以外［17］，大多數(shù)實證研究都支持投資對貿(mào)易有促進作用。Lipsey Weiss ［18］對70年代美國跨國企業(yè)在發(fā)展中國家所設(shè)立的子公司的生產(chǎn)和出口行為的研究發(fā)現(xiàn)，美國的對外直接投資對同行業(yè)的國際貿(mào)易更多顯示的是正面的積極影響；Hufbauer［19］重點研究了美國80年代以來的情況，發(fā)現(xiàn)在整個時間跨度中，出口總量與對外直接總量一直保持著正相關(guān)關(guān)系；Grahamt Krugman［20］的總量研究和分行業(yè)研究表明，外國投資對東道國出口具有顯著的帶動作用，兩者之間存在強相關(guān)性。其他許多學者關(guān)于日本、德國等國的實證研究也得出類似結(jié)論。

有關(guān)服務(wù)業(yè)的FDI和貿(mào)易之間關(guān)系的研究則主要集中于金融部門。在金融服務(wù)貿(mào)易領(lǐng)域，Li等人［21］的研究表明，F(xiàn)DI對創(chuàng)造和生產(chǎn)金融服務(wù)發(fā)揮重要作用。FDI與金融服務(wù)貿(mào)易保持互補關(guān)系而不是替代關(guān)系。這可以從國際銀行業(yè)在國際金融服務(wù)的提供和國際金融市場一體化方面發(fā)揮積極推動作用得到證明，跨國銀行具有遍布全球的分支機構(gòu)、代表處和子公司，從而可以通過提供差異化的金融服務(wù)對金融服務(wù)貿(mào)易發(fā)揮積極的推動作用。

由此可見，現(xiàn)有的關(guān)于FDI與國際貿(mào)易實證關(guān)系的研究主要針對制造業(yè)，而服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易基于自身的特點，其FDI和服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系還需要進一步的檢驗。

3 我國服務(wù)業(yè)FDI與服務(wù)貿(mào)易的實證研究

本文在實證研究方法上，采用協(xié)整分析和格蘭杰檢驗來分析我國服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易之間的關(guān)系。

3.1 樣本數(shù)據(jù)和分析方法

用于分析的數(shù)據(jù)全部來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外經(jīng)濟貿(mào)易年鑒》的相關(guān)各期，樣本數(shù)據(jù)為1983～2005年年度數(shù)據(jù)。單位統(tǒng)一為億美元，在此不進行匯率的換算。考慮到對各時序數(shù)據(jù)取對數(shù)之后不會改變時序的性質(zhì)和關(guān)系，且所得到的數(shù)據(jù)容易得到平穩(wěn)序列，所有變量取對數(shù)形式，具體表示如下：LFDI為每年服務(wù)業(yè)實際利用外商直接投資變量序列；LEX表示服務(wù)貿(mào)易中的出口總額變量序列；LIM表示服務(wù)貿(mào)易中的進口總額變量序列。

具體分析步驟如下：（1）單方根檢驗；（2）協(xié)整檢驗，得出各序列間的協(xié)整關(guān)系；（3）格蘭杰檢驗，探討各變量間長期和短期的因果關(guān)系。

3.2 計量分析

3.2.1 樣本數(shù)據(jù)的描述性分析

1983～2005年，我國服務(wù)業(yè)外商直接投資和服務(wù)貿(mào)易進出口貿(mào)易額一直處于上升趨勢，由圖1可以看出，即原數(shù)據(jù)系列是不平穩(wěn)的，但是一階差分后，由圖2表明，新得到的數(shù)據(jù)系列沒有上升趨勢，即完全平穩(wěn)，因此服務(wù)貿(mào)易進出口貿(mào)易額和服務(wù)業(yè)的FDI都是一階單整的。三者之間存在一個穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。

3.2.2 樣本數(shù)據(jù)的單方根檢驗

由于采用時間序列數(shù)據(jù)進行分析，使用帶有隨機趨勢的非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行估計時會引起偽回歸問題，首先，截距和斜率的最小二乘估計量不是一致估計量；其次，當假設(shè)成立時傳統(tǒng)的檢驗統(tǒng)計量如t統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量不再服從t分布和F分布，相應(yīng)地臨界值也不再適用；第三，用來檢驗序列相關(guān)的Durbin-Watson統(tǒng)計量隨著樣本的增大收斂于0。因此在進行分析之前，首先對每個變量序列進行單位根檢驗。

單位根檢驗常用的方法是ADF檢驗，它包括無截距無趨勢項、有截距無趨勢項、有截距有趨勢項三種形式，分別為

無截距無趨勢項

有截距無趨勢項

有截距有趨勢項

零假設(shè)為H0:ρ=1。實際檢驗時，從方程（3）開始，然后方程（2），方程（1）依次進行，何時拒絕零假設(shè)，即原序列不存在單方根，序列為平穩(wěn)序列，何時檢驗停止。模型中所涉及變量的單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2的數(shù)據(jù)可以看出，原有的時間序列數(shù)據(jù)在5%的顯著性水平下仍是不平穩(wěn)的，而一階差分后的序列在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，并且服務(wù)業(yè)的FDI在1%的顯著性水平下也是平穩(wěn)的。換言之，原有的時間序列都是一階單整，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

當ADF值大于臨界值時說明序列不平穩(wěn)，*表示在1%顯著性水平下平穩(wěn)，**表示在5%顯著性水平下平穩(wěn)。

3.2.3 樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

協(xié)整分析技術(shù)是20世紀80年代以來計量經(jīng)濟學方法論的重大突破，如果所涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映了所研究變量之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從經(jīng)濟意義而言，這種協(xié)整關(guān)系的存在便可以通過其它變量的變化來影響另一變量的變化。

關(guān)于協(xié)整檢驗的研究已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法：一是Engle和Granger［22］提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗，二是Johansen［23］提出的基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗。單方根檢驗表明，服務(wù)業(yè)的FDI和服務(wù)貿(mào)易及進出口總額數(shù)據(jù)都是一階單整的，它們之間應(yīng)該存在一個平穩(wěn)的線性組合，即FDI、IM及EX之間應(yīng)該存在一個長期的穩(wěn)定關(guān)系。本文采用Johansen檢驗對以上三個變量進行協(xié)整分析，其檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3可知，1983～2005年間，LFDI、LIM和LEX三者之間存在一個協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程為

LFDI=7.464LEX-6.789LIM

從協(xié)整方程可以看出，在長期內(nèi)，F(xiàn)DI與出口之間是正相關(guān)的關(guān)系，與進口之間是負相關(guān)的關(guān)系，其中FDI與出口之間的彈性系數(shù)是0.13，即服務(wù)業(yè)FDI每增加一單位，服務(wù)貿(mào)易出口值就增加0.13單位，F(xiàn)DI與進口之間的彈性系數(shù)是-0.147，即服務(wù)業(yè)FDI每增加一單位，服務(wù)貿(mào)易進口值就減少0.147單位。

3.2.4 樣本數(shù)據(jù)的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗（granger causality test）是美國加州大學著名計量經(jīng)濟學家Granger于1969年提出的，后由Hendry、Richard等人發(fā)展起來的一種檢驗方法。Granger提出的因果關(guān)系定義是利用時間序列來鑒定因果關(guān)系，假定給定一個信息集At(Xt，Yt)，如果X的變化引起Y的變化，則X的變化應(yīng)當發(fā)生在Y的變化之前。如果“X是引起Y變化的原因”，則必須滿足兩個條件。第一，X應(yīng)當有助于預測Y，即在Y關(guān)于其過去值的回歸模型中，添加X的過去值作為獨立變量應(yīng)當能夠顯著地增加回歸模型的解釋能力；第二，Y不應(yīng)當有助于預測X，其原因是如果X有助于預測Y，同時Y也有助于預測X，則很可能存在一個或幾個其它的變量，它們既是引起X變化的原因，也是引起Y變化的原因。檢驗X是否為引起Y變化的原因的步驟如下：首先檢驗“X變化不是引起Y變化的原因”的原假設(shè)，對下列兩個回歸模型進行估計

無條件限制回歸

有條件限制回歸

其中c表示常數(shù)項，m表示最優(yōu)滯后的期數(shù)，即選擇滯后階數(shù)m使回歸模型中的誤差項μt為白噪聲。檢驗“X的變化不是Y變化的原因”相當于對統(tǒng)計原假設(shè)H0:β1=β2=…βn=0進行F檢驗。RSSUR表示含有滯后X項的無限制條件回歸的殘差平方和，RSSR表示不包含滯后X變量的有限制條件回歸的殘差平方和，統(tǒng)計檢驗值為

其中N為樣本量，F(xiàn)統(tǒng)計檢驗值服從標準的F分布，若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明X的變化是Y變化的原因。然后做同樣的回歸估計，但是交換X與Y，檢驗“Y不是引起X變化的原因”的原假設(shè)，從而確定兩者之間的因果關(guān)系。

由于格蘭杰檢驗結(jié)果對滯后期長度的變化比較敏感，即滯后期選擇的不同可能會得到不一致的結(jié)果，因此，在檢驗的過程中應(yīng)選取多個不同的滯后期。若檢驗的結(jié)果一致，則得出的結(jié)論較為可信。本文在檢驗的過程中選取了4個不同的滯后期，分別是2 、3、4、5，相對于自由度來說，滯后期已足夠長，檢驗結(jié)果如表4所示。從表4中可以看出，檢驗結(jié)果較為一致，服務(wù)業(yè)外商直接投資是引起服務(wù)貿(mào)易進出口變化的原因，而服務(wù)業(yè)進出口卻不是服務(wù)業(yè)外商直接投資變化的原因。

4 實證結(jié)論與政策建議

4.1 實證結(jié)論

第一，通過我國服務(wù)業(yè)外商直接投資與服務(wù)貿(mào)易進出口額之間的彈性系數(shù)，可以看出，我國服務(wù)業(yè)外商直接投資對服務(wù)貿(mào)易進口是減弱作用，對服務(wù)貿(mào)易出口卻是促進作用，也就是說，服務(wù)業(yè)的外商直接投資每增加一個單位，進口就會減少0.147個單位，而相應(yīng)的出口卻會增加0.13個單位。

第二，服務(wù)業(yè)外商直接投資對我國服務(wù)貿(mào)易進口的替代和出口的促進作用，符合當前我國服務(wù)業(yè)吸引外資的客觀情況。孫?。?4］在分析跨國公司與服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢的文章中指出，一國服務(wù)業(yè)的開放并不像通常所認為的那樣會使該國的服務(wù)業(yè)被國外服務(wù)業(yè)占領(lǐng)。相反，純粹從經(jīng)濟的角度來看，開放國內(nèi)服務(wù)市場對發(fā)展服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易是有利的。加入WTO促進了我國服務(wù)業(yè)的開放。據(jù)統(tǒng)計，2000年至2003年在我國服務(wù)業(yè)的外商實際直接投資額分別占當年外商直接投資總額的25.69%、23.83%、23.21%、24.87%。隨之而來的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，有助于我國服務(wù)業(yè)從量到質(zhì)的提高。

與有形商品貿(mào)易不同，服務(wù)貿(mào)易高度依賴于服務(wù)業(yè)對外直接投資，即服務(wù)生產(chǎn)企業(yè)在東道國以商業(yè)存在方式開展經(jīng)營活動，這是由服務(wù)產(chǎn)品的特性決定的。大多數(shù)服務(wù)要求生產(chǎn)與消費的同時同地，生產(chǎn)企業(yè)不進入東道國市場就無法服務(wù)，如運輸、餐飲、醫(yī)療等。通信技術(shù)的發(fā)展使一些服務(wù)可以遠距離提供，如通訊、保險、金融服務(wù)等。但由于服務(wù)的無形性、異質(zhì)性，當交易相對頻繁時，不僅消費者傾向于面對面交易，服務(wù)的提供者為了控制服務(wù)質(zhì)量也更愿意以商業(yè)存在方式開展經(jīng)營活動。隨著網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)的發(fā)展、金融創(chuàng)新活動的增加和國際知識產(chǎn)權(quán)保護的加強，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)越來越容易突破時間和空間限制而具有“可貿(mào)易”的屬性。因此，服務(wù)業(yè)的FDI會對服務(wù)貿(mào)易的進口產(chǎn)生一定的替代作用。

同時，我國服務(wù)貿(mào)易結(jié)構(gòu)并不合理，服務(wù)貿(mào)易優(yōu)勢部門主要集中在海運、旅游等比較傳統(tǒng)的領(lǐng)域，旅游和運輸服務(wù)的出口占中國服務(wù)出口一半以上，而金融、保險、計算機信息服務(wù)、技術(shù)咨詢、專有權(quán)利和特許、廣告宣傳和電影音像等知識密集型、技術(shù)密集型高附加值服務(wù)產(chǎn)業(yè)，發(fā)展速度相對緩慢，比重仍然很低。服務(wù)貿(mào)易順差也主要集中在旅游和勞務(wù)輸出兩個領(lǐng)域。我國服務(wù)貿(mào)易的這一結(jié)構(gòu)特征與外商直接投資在我國服務(wù)業(yè)內(nèi)部的行業(yè)特征也是相一致的。目前外商對我國服務(wù)業(yè)的直接投資主要集中在房地產(chǎn)業(yè)和社會服務(wù)業(yè)等消費者服務(wù)領(lǐng)域，其次是批發(fā)和零售貿(mào)易及餐飲業(yè)、交通運輸和郵電通信業(yè)，而對其它行業(yè)投資比重較低，金融業(yè)的外商投資與國際水平也存在很大差距。我國2004年金融業(yè)利用FDI合同額比重僅為1.73%，主要是因為我國在加入WTO之前對金融業(yè)的市場準入限制較多，使外資較難進入該行業(yè)。由此可以看出，外商對我國服務(wù)業(yè)投資的結(jié)構(gòu)傾向性十分突出。FDI較為集中的服務(wù)業(yè)子行業(yè)，出口比重也相應(yīng)較高；吸引FDI較少的服務(wù)業(yè)子行業(yè)，貿(mào)易績效則不容樂觀。

4.2 政策建議

服務(wù)業(yè)的外商直接投資有利于緩解我國服務(wù)貿(mào)易的逆差，對此，我國可以采取如下措施，積極吸引服務(wù)業(yè)外商直接投資：第一，積極穩(wěn)妥地開放國內(nèi)服務(wù)貿(mào)易市場，充分利用后發(fā)優(yōu)勢，實現(xiàn)服務(wù)貿(mào)易跨躍式發(fā)展。根據(jù)入世承諾和不同行業(yè)的發(fā)展狀況制定不同的服務(wù)業(yè)開放時間表。通過完善投資環(huán)境，健全市場機制，使外資和各種形式的內(nèi)資在服務(wù)貿(mào)易市場上公平競爭。優(yōu)先選擇開放一些具有一定國際競爭力的成熟的服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)業(yè)，引進國外先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，通過溢出效應(yīng)帶動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同時充分發(fā)揮出口行業(yè)的前向和后向的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。第二，合理引導外商投資投向，促進服務(wù)業(yè)內(nèi)部行業(yè)的平衡和共同發(fā)展。引導外資投向現(xiàn)代、新型服務(wù)業(yè)，例如金融、物流、信息和法律服務(wù)等行業(yè)。為保證外資流向的合理性，可以根據(jù)我國行業(yè)發(fā)展序列，對不同行業(yè)采取差別稅率、差別利率等措施。第三，建立和完善有關(guān)服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易的法律法規(guī)，立足國情，參照國際上的相關(guān)規(guī)則和慣例，盡快建立、修訂和完善服務(wù)內(nèi)容齊備、能夠維護服務(wù)貿(mào)易自由、公平競爭且與國際規(guī)則和慣例相符合的服務(wù)業(yè)和服務(wù)貿(mào)易法律法規(guī)體系，為吸收外資創(chuàng)造良好的法制環(huán)境，對外資進行有效引導和監(jiān)督。

參 考 文 獻：

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