司傳寧，付宏華

(1.山東大學博士后流動站；2.山東英才學院，山東 濟南 250100)

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對外開放、技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率
——基于我國制造業(yè)行業(yè)面板數(shù)據(jù)的半?yún)?shù)估計

司傳寧1,2，付宏華2

(1.山東大學博士后流動站；2.山東英才學院，山東 濟南 250100)

本文從技術(shù)差距的視角研究對外開放對我國全要素生產(chǎn)率的影響。文章選取我國2002-2011年26個制造業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為研究對象，運用半?yún)?shù)估計方法，考察經(jīng)濟開放度和技術(shù)差距對全要素生產(chǎn)率的經(jīng)濟效應。實證研究表明對外開放以及合理的技術(shù)差距會顯著促進我國行業(yè)技術(shù)水平的提高，加入相關(guān)控制變量后，這種促進作用明顯加強；人力資本水平與技術(shù)差距存在顯著的此消彼長的關(guān)系；分樣本檢驗結(jié)果表明，在人力資本水平較高和研發(fā)投入比例較大的行業(yè),對外開放和合理的技術(shù)差距兩者對行業(yè)技術(shù)進步的促進效果更明顯。

對外開放；技術(shù)差距；全要素生產(chǎn)率；半?yún)?shù)估計

一、引 言

世界各國的經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)驗表明，國際貿(mào)易與FDI引致的技術(shù)外溢是促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高、推動經(jīng)濟長期增長的重要因素?？疾鞂ν忾_放與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系一直是國內(nèi)外學者研究的熱點。研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易伙伴國的R&D投入有助于提高本國全要素生產(chǎn)率，并且其影響程度隨著本國貿(mào)易開放度的提高而加強①；一國的對外開放與全要素生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且這種正相關(guān)不會因為選取開放指標和估計技術(shù)的不同而有所區(qū)別②。學者嘗試從出口與進口視角分別考察貿(mào)易對全要素生產(chǎn)率的影響③④，結(jié)論是國際貿(mào)易確實能夠提高生產(chǎn)率水平⑤；除傳統(tǒng)的FDI產(chǎn)生的技術(shù)溢出外，伴隨著我國對外直接投資的增加，學者們開始從考察OFDI對我國要素生產(chǎn)率的逆向溢出作用⑥。

在對外開放促進全要素生產(chǎn)率提高的機制方面，學者們也作了有益的探索，得到許多有啟發(fā)性的結(jié)論。例如，對外開放度的提高有利于中國全要素生產(chǎn)率的提高，其主要影響渠道是通過影響人力資本的積累水平、技術(shù)外溢、或者集聚水平而影響全要素生產(chǎn)率⑦⑧⑨。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理可以看出，研究者們在對外開放(表現(xiàn)為國際貿(mào)易和FDI)對全要素生產(chǎn)率的影響效應方面已基本上取得了較為一致的結(jié)論，即對外經(jīng)濟開放促進了全要素生產(chǎn)率的提高，國際貿(mào)易或FDIOFDI引發(fā)的技術(shù)外溢是對外開放影響全要素生產(chǎn)率主要渠道，技術(shù)外溢程度高低對全要素生產(chǎn)率影響顯著。但是，諸多學者的研究也表明，合理的技術(shù)差距是保證技術(shù)外溢能夠順利實現(xiàn)的關(guān)鍵條件⑩，也就是說，內(nèi)外資技術(shù)差距這一關(guān)鍵變量對生產(chǎn)率提高起到關(guān)鍵作用。已有的研究大多局限于研究國際貿(mào)易、FDI，或技術(shù)外溢與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，而鮮有涉及技術(shù)差距和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析。本文把對外開放、技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率納入到統(tǒng)一分析框架之中，從技術(shù)差距的視角研究對外開放對我國全要素生產(chǎn)率的影響，同時，考慮了人力資本對全要素生產(chǎn)率的復雜影響。

二、計量模型構(gòu)建與變量描述

(一)計量模型構(gòu)建

本文研究以新增長理論為基礎(chǔ)，借鑒Miller和 Upadhyay(2000)以及賴明勇等(2005)的思想，假定一國技術(shù)水平(TFP)由本國經(jīng)濟開放度、內(nèi)外資技術(shù)差距及人力資本水平等決定。據(jù)此，將生產(chǎn)函數(shù)的形式設(shè)定為：

Y=A(open,gap,H,t)f(K,L)

(1)

(1)式中，Y表示產(chǎn)出，表示本國對外經(jīng)濟開放度，gap表示內(nèi)外資技術(shù)差距，H表示人力資本，K、L分別表示生產(chǎn)中投入的資本及勞動數(shù)量。A是?？怂怪行约夹g(shù)進步函數(shù)，它表示除了勞動、資本之外其它因素(如對外開放度、技術(shù)水平、人力資本水平等)對經(jīng)濟增長的貢獻，用(2)式可以表示為：

A(open,gap,H,t)=Ai,0openδigapφiHγieθi,t

(2)

將(2)式代入(1)式可得：

Y=Ai,0openδigapφiHγieθi,tf(K,L)

(3)

(3)式中，Ai,0表示地區(qū)的初始生產(chǎn)率水平，δi、φi及θi分別表示地區(qū)對外經(jīng)濟開放度、內(nèi)外資技術(shù)差距及人力資本對技術(shù)水平的貢獻參數(shù)。(3)式兩邊同時除以f(K,L)，然后取自然對數(shù)可得：

lnTFP=lnAi,0+δilnopen+φilngap+γilnH+θit

(4)

以式(4)為基礎(chǔ)，本文設(shè)立的初始計量經(jīng)濟模型如下：

lnTFPi,t=α+β1lnopeni,t+β2lngapi,t+β3lnH+β4lnTFPi,t-1

(5)

(5)式為動態(tài)計量模型，其中，i表示地區(qū)，t表示年份，TFP表示全要素生產(chǎn)率，CONTROL為控制變量，μi,t為隨機誤差項。(5)式的解釋變量中包含了被解釋變量的滯后項，主要是因為技術(shù)進步在時間上是一個持續(xù)的過程，本期的技術(shù)水平應該受前期技術(shù)積累的影響，加入滯后項能夠有效刻畫技術(shù)進步隨時間變化。為了得到更為穩(wěn)健的估計結(jié)果，(5)式中包括了一些控制變量，包括人均資本占有率、政府支出水平及制度質(zhì)量。Ⅰ

Ⅰ 本文控制變量的選取參考了毛其淋等(2011)的做法。

Ⅱ 一般學者在計算對外經(jīng)濟開放度時往往忽視了對外直接投資這一項，考慮到我國近幾年對外直接投資力度及規(guī)模都發(fā)展很快，本文在計算時包括了對外直接投資這一項。

(二)變量說明及數(shù)據(jù)來源

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)

本文使用Olley和Pakes(1996)提出的非參數(shù)估計方法來計算全要素生產(chǎn)率，該方法的優(yōu)點是它可以有效避免傳統(tǒng)生產(chǎn)率估計方法可能帶來的同時性偏差和選擇性偏誤。該方法的思路是：假設(shè)C-D生產(chǎn)函數(shù)的形式為Y=ALαKβ，方程兩邊取自然對數(shù)可得y=α1nl+β1nk+μi。顯然取對數(shù)后的方程存在內(nèi)生性問題。令則其中為隱性生產(chǎn)率。不失一般性越高，企業(yè)越會追加對當期的投資。設(shè)投資額為則(i,k)，于是，y=α1nl+β1nk+h(i,k)+ei。令φ(k,i)=β1nk+h(i,k)，y=α1nl+φ(k,i)+ei+ei。估計上式即可得到α的估計值定義該式中，v(·)是一個包含φ和k滯后值的函數(shù)，可以通過非線性最小二乘法估計出來。所有系數(shù)被成功估計后，就可得到TFP的對數(shù)值。

上述計算中用到的產(chǎn)出值用各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值來代替，該數(shù)據(jù)來自于各地區(qū)的《統(tǒng)計年鑒》，本文用GDP平減指數(shù)對各年份的GDP數(shù)據(jù)進行了平減得到其實際值。勞動投入采用各地區(qū)全社會年底從業(yè)人員總數(shù)來表示，其數(shù)據(jù)來自于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》及各年份的《中國制造業(yè)統(tǒng)計年鑒》。資本存量數(shù)據(jù)利用永續(xù)盤存法計算得出，其中，投資額包括地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資額與外商直接投資額之和，各年份的外商直接投資額根據(jù)當年人民幣兌美元的平均匯率折算為人民幣。

2.經(jīng)濟開放度(OPEN)

一國經(jīng)濟開放度應該包括出口水平、進口水平、吸引外資水平及對外直接投資水平四個方面Ⅱ。若單一地用某一個指標來衡量，則難以全面、準確地衡量本地區(qū)真正的經(jīng)濟開放水平。鑒于此，本文借鑒楊永恒等(2005)主成分分析法思想并進行適當修正，即用外貿(mào)依存度指標與外資依存度指標進行加權(quán)平均。其中，外貿(mào)依存度是用本年度的進出口總額與GDP的比值表示，外資依存度是用某段時期吸引外商直接投資額與對外直接投資額之和與GDP的比值表示。為消除價格波動的干擾，以上數(shù)據(jù)均作了平減處理。其中，對外貿(mào)易額、吸引外資額及GDP數(shù)值來自于各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，對外直接投資額來自于相應年份的《國際收支平衡表》。

3.技術(shù)差距(TGAP)

Ⅰ 關(guān)于技術(shù)差距的測算方法并不統(tǒng)一，方法一是基于數(shù)據(jù)包絡分析(DEA)的技術(shù)差距測算方法；方法二是基于全要素生產(chǎn)率的測算法；方法三是基于人均收入指數(shù)的測算。本文采用第二種方法。

4.人力資本(HUM)

本文采用人均受教育年限法計算人力資本水平。首先需要計算人力資本存量，人力資本存量=∑制造業(yè)部門接受不同級教育的人數(shù)×權(quán)數(shù)，即：H=∑Hi×hi。其中H為年人力資本存量，Hi為第i學歷層次制造業(yè)勞動力人數(shù)，hi為第i學歷平均受教育年限。本文把勞動力的學歷層次分為4組：小學文化程度的平均教育年限定為6年；初中文化程度9年；高中文化程度12年；大專以上(包括大學?？啤⒈究?、各種成人教育以及研究生)16年。因此，制造業(yè)部門人力資本存量：H=6H1+9H2+12H3+16H4。其次，根據(jù)人力資本總存量，除以接受不同級教育的人數(shù)，就得到勞動者平均受教育年限。所用到的數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》以及中國教育網(wǎng)，并經(jīng)過整理所得。

5.控制變量(CONTROL)

本文選取的三個控制變量分別為人均資本占有率(PCAP)、政府教育支出規(guī)模(GEXP)及制度質(zhì)量(SYS)。一般來說，人均資本占有率越高的行業(yè)其技術(shù)水平也應越高；若政府教育支出比例越高，人力資本質(zhì)量會越高，因而越有利于行業(yè)整體技術(shù)水平的提高；一個地區(qū)制度越完善，制度執(zhí)行越有效率，其對專利及知識產(chǎn)權(quán)的保護力度會越大，越有利于研發(fā)、創(chuàng)新活動的實施，從而會有利于本地區(qū)的技術(shù)進步。其中，人均資本占有率是用某一行業(yè)的內(nèi)外資本存量總和與所有勞動力數(shù)量的比值表示，政府教育支出規(guī)模指的是某個年度政府教育支出額占當期GDP的比值，制度質(zhì)量指標本文參考了蔣殿春、張宇(2008)的做法，從非國有經(jīng)濟發(fā)展水平的角度度量某個地區(qū)制度的完善程度。在計算時，本文借鑒了毛其淋等(2011)的做法，選取了非國有職工比例和非國有工業(yè)增加值比例兩個指標，用主成分分析法確定了各自的權(quán)重后進行加權(quán)得到制度質(zhì)量指數(shù)。

三、實證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

本文選取2002-2011年中國制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)為研究對象，我國國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準(GB/T4754-2002)把制造業(yè)分為30個分行業(yè),但考慮到有的制造業(yè)行業(yè)，如石油、天然氣開采業(yè)及煙草制品業(yè)等，外資進入受到嚴格管制導致外資所占份額極低，甚至可以忽略不計，需要把這些行業(yè)數(shù)據(jù)剔除。另外，木材及竹材采運業(yè)、其它采礦業(yè)2大行業(yè)由于數(shù)據(jù)不全也予以剔除，這樣實際納入研究對象的行業(yè)共有26個行業(yè)。表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計特征及相關(guān)系數(shù)。

由表1可以看出，全要素生產(chǎn)率與技術(shù)差距、經(jīng)濟開放度等各解釋變量存在較強的正相關(guān)性，這與預期一致。但全要素生產(chǎn)率與人力資本的相關(guān)系數(shù)雖達到了0.267，但沒有通過統(tǒng)計上的顯著性檢驗。由表1還發(fā)現(xiàn)，人力資本與經(jīng)濟開放度及技術(shù)差距兩個變量的相關(guān)系數(shù)分別達到0.313、-0.702，且均通過了顯著性檢驗。這表明人力資本與后兩者之間均存在相關(guān)性。通過計算各解釋變量的方差膨脹因子Ⅰ后發(fā)現(xiàn)，人力資本項的方差膨脹因子VIF=10.17，該數(shù)值超過了10的上限。這說明人力資本與其他解釋變量間確實存在顯著的相關(guān)性，計量方程(5)存在比較嚴重的多重共線性問題。這個問題其實也在本文的預期范圍之內(nèi)，因為諸多研究已經(jīng)證實，人力資本與技術(shù)差距間存在較強的此消彼長的關(guān)系，即人力資本水平越高，吸收能力會越強，導致技術(shù)差距縮小；人力資本水平越低，技術(shù)吸收能力越弱，技術(shù)差距會變大。人力資本項與多個解釋變量存在顯著相關(guān)性也說明人力資本對技術(shù)進步的影響是復雜的，既有直接影響也有間接影響，在這種情況下用參數(shù)估計人力資本對全要素生產(chǎn)率的影響是不合理的。但考慮到人力資本是影響全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵要素之一，不能隨意刪除該項，否則計量模型(5)會出現(xiàn)內(nèi)生性問題。綜合以上分析，本文對計量模型(5)進行修正，建立半?yún)?shù)計量模型，把人力資本項放入半?yún)?shù)模型的非參數(shù)部分，這樣既解決了模型存在的多重共線性問題，又防止了模型內(nèi)生性問題的發(fā)生。修正后的計量模型為：

(6)

(6)式為修正后的基準計量模型，其中，g(H)為該半?yún)?shù)計量模型的非參數(shù)部分，它是一未知函數(shù)，用來描述人力資本對技術(shù)進步的復雜影響。 圖1描繪了我國2002-2011年制造業(yè)26個分行業(yè)對外經(jīng)濟開放水平與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)狀況。由圖1的散點圖可以看出，對外經(jīng)濟開放水平與全要素生產(chǎn)率之間存在正相關(guān)關(guān)系。圖2則描繪了我國2002-2011年制造業(yè)26個分行業(yè)技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率的相關(guān)狀況。由圖2可以看出，我國制造業(yè)普遍存在技術(shù)差距與全要素生產(chǎn)率負相關(guān)的情況。

(二)實證檢驗結(jié)果及分析

本文實證分析時首先對總體樣本進行估計，然后對分樣本進行估計。表2是對計量模型(6)的總體樣本實證檢驗結(jié)果。

表2的第(1)列是不包含控制變量的檢驗結(jié)果，第(2)-(4)列是逐漸增加一個控制變量后的檢驗結(jié)果。從表中可以看出，加入控制變量后，對外經(jīng)濟開放水平指標的系數(shù)顯著為正，并且取值均大于沒有加入控制變量時的取值。這表明對外開放確實顯著地帶動了制造業(yè)各分行業(yè)的技術(shù)進步，同時也表明控制變量的選取是合理的。技術(shù)差距項前的系數(shù)為負值并且均通過了顯著性檢驗(與圖2的散點圖結(jié)果一致)，這表明技術(shù)差距會反向推動技術(shù)進步。這是因為技術(shù)差距越小，吸收外來技術(shù)更容易，因此越有利于制造業(yè)行業(yè)的技術(shù)進步；而技術(shù)差距越大會導致吸收外來技術(shù)變得更加困難，因而技術(shù)進步提升越小。被解釋變量的滯后項系數(shù)顯著為正，也表明了技術(shù)進步是一個動態(tài)連續(xù)的過程，它依賴于前期的技術(shù)積累水平。人均資本占有率系數(shù)在第(2)(3)列的模型中未通過顯著性檢驗，而在第(4)列的模型中卻通過了1%的顯著性檢驗。這說明，單純的人均資本占有量的提高并不必然帶來行業(yè)的技術(shù)進步，在制度質(zhì)量更高(即非國有職工比例和非國有工業(yè)增加值所占比重更高時)以及政府教育支出比例更高時人均資本占有量才會顯著地推動行業(yè)技術(shù)進步。而教育支出及制度質(zhì)量都能顯著地推動行業(yè)技術(shù)進步。

從理論上講，人力資本水平及研發(fā)力度都與行業(yè)技術(shù)進步存在很密切的關(guān)系，但剛才的總體樣本回歸卻沒有充分考慮這一點。因此，有必要分別按照人力資本水平及R&D投入比例兩個標準對大樣本進行細分，人力資本水平的高低以表1中統(tǒng)計出的人力資本的均值為標準劃分，人力資本水平高于0.8710的放在較高組，其余的放在較低組。研發(fā)投入比例是用研發(fā)費用占銷售收入的比例來表示，本文在此參考陳仲常等(2007)的做法，以4%作為劃分行業(yè)研發(fā)投入比例高低的標準。表3是按照此標準進行的分樣本檢驗結(jié)果。

表3第1、2列是根據(jù)人力資本水平劃分的分樣本檢驗結(jié)果；第3、4列是根據(jù)研發(fā)投入高低劃分的分樣本檢驗結(jié)果。由表3可以看出，在人力資本水平較高的行業(yè)，經(jīng)濟開放度及技術(shù)差距兩項對行業(yè)技術(shù)進步的貢獻率較高(分別達到35.06%及-39.27%)，而在人力資本水平較低的行業(yè)，經(jīng)濟開放度及技術(shù)差距兩項對行業(yè)技術(shù)進步的貢獻率較低(分別達到32.42%及-28.66%)并且后者沒有通過顯著性檢驗。這表明人力資本水平確實會通過影響經(jīng)濟開放度及技術(shù)差距來間接影響全要素生產(chǎn)率。這與本文第三部分的分析結(jié)論是一致的，即人力資本質(zhì)量提高有助于行業(yè)的技術(shù)進步，但有時是通過影響其他因素而最終實現(xiàn)的。表3第3、4列是根據(jù)R&D投入比例高低分組檢驗的結(jié)果。可以比較明顯的看出，在研發(fā)投入較高組，無論是對外經(jīng)濟開放水平項還是技術(shù)差距項對技術(shù)進步的貢獻要高于研發(fā)投入較低組。這是因為東道國研發(fā)水平的提升會更加容易地消化、吸收外來技術(shù)，增強技術(shù)的外溢效果。這一結(jié)論與Coe和 Helpman(1995)及Keller(2000)等的研究結(jié)論一致。

四、結(jié)論

本文以Miller 和 Upadhyay(2000)的模型為基礎(chǔ)，通過加入技術(shù)差距項進行適當修正，構(gòu)建了關(guān)于經(jīng)濟開放度、內(nèi)外資技術(shù)差距、人力資本與全要素生產(chǎn)率的動態(tài)半?yún)?shù)計量模型，運用2002-2011年26個制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)進行了實證研究。研究結(jié)果表明，我國的對外經(jīng)濟開放水平及合理的技術(shù)差距都會顯著地促進行業(yè)技術(shù)水平的提高，通過逐步加入一系列控制變量后發(fā)現(xiàn)，這種促進作用得到了明顯的加強。這說明我國制造業(yè)行業(yè)整體的技術(shù)進步不單純依賴于經(jīng)濟開放的力度、合理的技術(shù)差距，還受行業(yè)人均資本占有率水平、教育支出比例高低及制度質(zhì)量等的影響。分樣本檢驗結(jié)果表明，更高的人力資本水平及更大的研發(fā)投入比例都會顯著地幫助促進行業(yè)的技術(shù)進步。

同時，本文的分析還表明，人力資本水平與技術(shù)差距存在顯著地此消彼長的關(guān)系，因此兩者不應放入同一計量模型中，否則會產(chǎn)生嚴重的多重共線性問題。此外，人力資本水平對全要素生產(chǎn)率的影響是復雜的，它本身可以對全要素生產(chǎn)率起到直接促進作用，但更多情況下是通過影響其他因素(如對外經(jīng)濟開放的質(zhì)量、技術(shù)差距)而間接推動行業(yè)的技術(shù)進步。而這正是本文建立半?yún)?shù)計量模型的原因所在。

因此，要提高我國制造業(yè)行業(yè)的整體技術(shù)水平，必需注重對諸多因素的培育與發(fā)展。在繼續(xù)保持較高層次的經(jīng)濟開放水平基礎(chǔ)上，引進適宜的先進技術(shù)、加強對研發(fā)的投入力度至關(guān)重要；除此之外，注重培育高質(zhì)量人力資本，改善行業(yè)制度質(zhì)量等也是提高我國全要素生產(chǎn)率不可或缺的因素。

[注釋]

①Coe, David T. & Helpman, Elhanan, 1995. "International R&D spillovers," European Economic Review, vol. 39(5), pages 859-887.

②Edwards, Sebastian, 1998. "Openness, Productivity and Growth: What Do We Really Know?," Economic Journal, vol. 108(447), pages 383-98.

③陳媛媛，王海寧：《出口貿(mào)易、后向關(guān)聯(lián)與全要素生產(chǎn)率》，《財貿(mào)研究》，2011年第1期。

④錢學鋒，王勝，黃云湖，王菊蓉：《進口種類與中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率》，《世界經(jīng)濟》， 2011年第5期。

⑤Keller, Wolfgang, 2000. "Do Trade Patterns and Technology Flows Affect Productivity Growth?," World Bank Economic Review, vol. 14(1), pages 17-4.

⑥劉宏，張磊：《中國ODI逆向技術(shù)溢出對全要素生產(chǎn)率的影響程度研究》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2012年第1期。

⑦魏下海：《貿(mào)易開放、人力資本中國全要素生產(chǎn)率》，《經(jīng)濟研究》，2009年第7期。

⑧黃凌云，吳維瓊：《FDI 技術(shù)外溢與技術(shù)差距的門檻效應》，《財經(jīng)科學》，2013年第3期。

⑨王麗麗：《集聚、貿(mào)易開放與全要素生產(chǎn)率增長-基于中國制造業(yè)行業(yè)的門檻效應檢驗》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究》，2012年第1期。

⑩賴明勇，包群，彭水軍，張新：《外商直接投資與技術(shù)外溢：基于吸收能力的研究》，《經(jīng)濟研究》，2005年第8期。

國家社科基金項目：異質(zhì)需求、空間集聚與我國產(chǎn)業(yè)升級內(nèi)生動力研究(13CJY063)；山東省高校人文社科項目：出口產(chǎn)品技術(shù)復雜度與技術(shù)升級問題研究( J13WF55) 的階段性研究成果。

司傳寧(1977-)，男，經(jīng)濟學博士，山東大學博士后流動站研究人員，山東英才學院商學院副教授；付宏華(1979-)，男，博士研究生，山東英才學院商學院講師。

F403.6

A

1003-8353(2015)05-0075-06