1、系数为0.9588，远高于1952年的0.59的变异系数。From figure 3, we could see that i 图3：1978年中国大陆各省人均GDP水平1978年秋季，中国共产党第十一届三中全会确立了改革开放的政策。在邓小平的领导下，实施了允许一部分人和一部分地区先富起来的政策。 “在1980年3月召开的关于制定长期计划的会议上，邓小平指出，要发挥比较优势，扬长避短，要承认不平衡”（王梦奎等 2000，第266页）。 “六五”（19811985年）、“七五”（19861990年）计划当中确立了充分利用沿海地区现有的经济技术基础，首先加快东部沿海地区的发展的方针。在这些政策之下
2、，沿海地区的投资比重迅速上升。在中央和地方的财政关系体制方面，从1980年开始，改革了过去实行的“统收统支”财政体制，代之以“分灶吃饭”的财政包干体制，以激发各省区市财政增收节支的积极性。 1980年代重视沿海地带发展的政策取得了显著效果，但是中西部地区的发展水平却相对滞后，对未来国民经济的发展构成挑战。在这种状况之下，进入1990年代以来政府的长期发展规划中又重新强调了“区域经济协调发展”。在1996年3月第八次全国人民代表大会上制定的“九五计划和2010年远景目标规划”中，提出了防止地区差距扩大的若干政策措施，加大了对中西部地区的基础设施投资，同时也引导大量的外资投入到中西部地区。1990
3、年代末期，中央政府又提出了“西部大开发”的战略。伴随着这些宏观政策的变化，1994年改革了中央和地方政府的财政关系，实行了分税制，统一了所有内资企业的所得税。三 自生能力问题以及赶超战略对中国地区差距的不利影响正如我们前文介绍的那样，改革之前在重工业优先发展战略指导下投向中西部地区的大量投资没有根本提高这些地区的人均和劳均GDP水平。事实上，改革开放以来中国地区发展不平衡的重要症结，也在于赶超战略之下对中西部省区的投资大量集中于资本密集的行业。为阐明发展战略对经济绩效的影响机制，林毅夫（2002a，第272页）中正式定义了“自生能力”概念：“如果一个企业通过正常的经营管理预期能够在自由、开放和
4、竞争的市场中赚取社会可接受的正常利润，那么这个企业就是有自生能力的；否则，这个企业就是没有自生能力的。”在该论文中，林毅夫将发展中国家推行的发展战略划分为两种类型：（i）违背比较优势的发展战略（CAD），这种战略鼓励和引导企业在进入具体的产业、选择具体的生产技术时，置经济的比较优势于不顾；（ii）顺应比较优势的发展战略（CAF），这种战略鼓励和引导企业根据经济的比较优势来选择所进入具体产业和具体的生产技术。自生能力的概念在新古典经济学框架中似乎无足轻重，因为新古典经济学的信奉者秉持着这样的观念：如果一个企业在长期内预期不能够获得社会可接受的利润水平，那么这样的企业就不会被建立起来，或者即使建立
5、起来也将被竞争性的市场所淘汰。Seemingly, t 当然，通常进行项目投资决策时，投资早期净利润流为负，但整个投资周期内预期净利润流的贴现值，一定要大于或等于零。事实上，新古典经济学将企业具有自生能力视为当然前提。 但是，如果一国政府推行违背比较优势的发展战略，Therefore, we see that t鼓励企业不顾所处发展阶段的比较优势去选择产业进入方向和技术结构，那么，在一个开放、自由、竞争性的市场中，这样的企业就没有自生能力 (林毅夫 2002a)。中国政府从第一个“五年计划”开始实施的重工业优先发展的赶超战略是典型的违背比较优势战略（CAD战略）。这些优先发展的工业部门具有三方
6、面的显著特征：（1）建设周期长；（2）需要进口大量的机器设备；（3）大量投入资本。但在开始推行赶超战略时，中国是一个贫穷的农业经济，资本、外汇储备和投资资金都极其有限。赶超战略下建立的资本密集企业的要素投入结构，和资本稀缺的要素禀赋结构之间存在矛盾，这些企业在竞争性市场上是没有自生能力的。为建立这些企业并维持其运营，政府建立了“三位一体”的经济体制，即：（1）扭曲的宏观要素价格和产品价格体系；（2）资源的计划配置体制；（3）没有微观自主权的微观治理机制。(林毅夫等 1994，1999)赶超战略所内生决定的自生能力问题，以及为克服这个问题而形成的“三位一体”的经济体制，在区域经济发展方面的一个直
7、接后果就是拉大地区发展差距。其作用机制有几个方面。在中西部地区建立许多资本密集项目需要大量的初始投资。单单从统计数据看，这种投资分配模式意在（或者说有可能）缩小相对发达的沿海地区和相对落后的内陆地区的发展水平差距。（Yang 1990） 但是这些投资真正形成的生产性资本量却是有限的，而且这些投资形成的资本品专用性极强，对当地经济活动几乎产生不了什么显著的正向外部效应。 这是因为赶超项目进入的产业和选择的技术均具有资本过度密集的特征，而项目建设地区的资本又过于稀缺，所以优先发展的赶超项目的技术难以向当地企业转移。 第二，大部分赶超项目需要投入大量自然资源、初级原矿产品和初级制成品，而这些投入品大
8、部分出自中西部地区。为补贴赶超项目，政府出面人为压低这些商品的价格。由此导致的结果是，中西部地区事实上在补贴这些赶超项目。所以，在中西部地区建立的许多赶超项目不但不会促进这些地方的经济发展，相反还会在一定程度上起负面作用。第三，尽管政府为赶超项目投入了大量的资本，但是这些项目只能够为来自发达的沿海地区的受过良好教育的劳动力创造有限的就业机会，而当地劳动力则被局限于生产率低下的农业部门。因而，本地的劳动力收入水平难以提高。传统体制的低效率决定了1978年以来的渐进式经济改革。改革首先是对农户、国有企业管理者等微观主体放权，之后逐渐推进到资源配置体系和宏观政策环境。（林毅夫等 1994，1999）
9、渐进式改革使得中国得以平稳地启动和推进改革，同时避免剧烈社会动荡带来的巨大社会成本。但是渐进改革也决定了各个地区在捕捉新的发展机会方面有所差异。原来赶超特征强的地区，转型成本高、难度大、周期长，因为这些地区大量国有企业的自生能力问题将逐渐由隐性转为显性。而原来受赶超战略影响相对较弱的地区，情形正好相反，其经济转轨速度更快，因为这些地区只有少量的企业背负着因为赶超而导致的自生能力问题。改革以来为补贴没有自生能力的国有企业，政府继续压低原材料和初级产品的价格。而这些资源和产品的产地主要集中在中西部地区。当沿海省区在改革以来快速发展的同时，也从中西部地区输入越多的原材料和初级产品。因此，相对落后的中
10、西部地区向经济相对发达的东部地区的经济增长不断提供补贴，导致地区差距进一步扩大。另外，中西部地区没有自生能力的企业所背负的政策性负担，内生地导致了这些企业的软预算约束问题（林毅夫等1997；Lin and Tan 1999），所以，即使承担赶超任务的中西部地区的企业能够获得政策性补贴，但是其经济绩效也不高。,大量国有企业没有自生能力，这是中国经济改革的关键问题（林毅夫 2002b）。但是中国中央和地方政府对此都没有足够的认识。中央政府在考核地方政府政绩时，强调技术进步和总产出以及净产出的增长。因此地方政府在决策时经常无视市场信号，继续推行赶超战略。所幸的是，中国已经加入WTO，这将限制各级政府
11、对没有自生能力企业的保护和补贴，从而使得各级政府充分意识到在经济发展过程中遵循比较优势规律的重要性。and the 四 对中国地区差距的实证分析1 实证分析的基本框架为了深入说明发展战略对地区经济发展的影响，我们在这里进行严格的计量分析。按照新古典经济增长理论（Solow 1956；Barro and Sala-I-Martin 1991，1992），由于资本边际报酬递减，初始人均收入较低的经济体在未来经济增长的潜在速度比初始人均收入较高的经济体快，这是经济增长内在的收敛机制。但是，新古典经济增长理论没有考虑到发展战略特征决定的经济结构对经济增长的影响。正如前文阐明的那样，如果一个欠发达的经济
12、体推行违背比较优势的赶超战略，那么其经济增长步伐将被延缓，从而使得其实际经济增长速度低于潜在速度。林毅夫（2002）构造了一个技术选择指数（TCI）来度量发展战略的特征。其原理如下：如果一个经济体推行顺应比较优势的发展战略，其企业均根据该经济体的比较优势进行产业、产品和技术结构决策，那么整个经济制造业资本投入量和劳动投入量的最优结构，内生决定于整个经济体的资本禀赋量和劳动禀赋量结构。也即，一个经济体的制造业最优资本密集度水平，是该经济体中资本和劳动禀赋结构的函数。为了度量一个经济体的发展战略对比较优势战略的偏离程度，首先定义一个制造业实际技术选择指数TCI，该指数的具体含义是一个经济体的制造业
13、的实际资本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。即：政府的发展战略决策会影响到各个经济体TCI指数值的大小。接下来定义制造业的最优技术选择指数。将（1）式在K/L=0处进行一阶泰勒展开，并忽略余项可以得到：上式中是一个常数，表示（1）式在K/L=0处的导函数的取值 K/L=0，意味着一个经济体的生产要素禀赋结构中没有任何资本存量。显然，此时制造业最优的资本劳动比率必定是0。也就是说（4.1）式是从原点出发的一条曲线。是该曲线在原点之处的斜率。显然，资本/劳动禀赋比例结构越高的经济，其制造业最优的资本/劳动投入量之比也越高。也就是说0。至此可以定义最优技术选择指数为：就是给定一个经济
14、体要素禀赋结构条件下的最优。 TCI*除决定于要素禀赋结构之外，还受到发展阶段和自然资源丰裕程度的影响。这里不考虑这些因素。我们可以采取如下方式间接度量政府实际发展战略对于比较优势战略的偏离：如果一个国家（地区）推行顺应比较优势的发展战略，则DS=0。如果优先发展资本密集度超越于所处发展阶段要素禀赋结构所决定的具有比较优势的产业，则这种赶超战略之下DS0。DS的实际取值越是大于0，则表明赶超力度越大，或者赶超的特征越强。进而言之，给定之后，越大则赶超的特征越强。基于上述，我们构造如下的计量方程：（6）式中，被解释变量是1978-2000年期间各省区市的劳均GDP年增长率。是各省区市在1978年
15、的初始劳均GDP，代表初始的发展水平。按照前述分析，如果收敛机制存在，则的符号预期应该为负；同时，如果预期符号也应该为负。由于最优的是不可观察的，所以我们无法直接计算出的取值。但是，注意到是一个正的常数。所以，在回归分析时，我们就可以将（6）式最终展开为(6)式。在方程equation (6)当中，我们预期的系数的符号应该为负。在方程（6）和(6)当中，Xdenote 代表其他解释变量，对此我们在后文将给出详细的介绍。2 变量和数据来源关于的具体测算办法，请参见北京大学中国经济研究中心发展战略研究组（2002） 需要说明的是，由于国家推行的资本密集重工业优先发展战略只能吸收少量劳动力，出于社会
16、稳定等考虑，往国家往还赋予企业吸收超过必要量的劳动力的社会性政策负担。从而出现一个人的工作三个人干的局面。这和追求资本相对密集产业优先发展的技术赶超是两个概念，两者并不矛盾。因为雇佣同样劳动力数量之下，实际的劳动力利用效率可以大不一样。高就业表象背后实际上是大量的隐性失业。实际上是刻画各个省区的产业、产品和技术结构特征的变量。我们得到的原始数据是各个省区市1978-1999年期间的年度时间序列数据。为了刻画整个改革期间里各省区市发展战略特征，首先引入1978-1999年各个年份指数的算术平均值作为解释变量，记为TCI7899。我们还引入了一个另外定义的发展战略指标：TCI7885，含义是197
17、8-1985年各省区TCI的算术平均值，以便分析改革初始阶段各个省区发展战略特征 我们这里计算TCI指数所依据的劳动力数量，实际上就高于真实（或者说有效）的劳动力雇佣量。这样一来，就会低估人均资本装备水平。也就是说，我们得到的TCI指数高估了实际情况。不过这个事实只会加强我们的结论。(6)式涉及到的其他解释变量X，视具体情况而不同。按照新古典增长理论，储蓄倾向越高的经济体，其稳态劳均产出就越高。这样，如果各个经济体之间储蓄倾向不同就会影响到收敛速度。具体来讲，储蓄倾向越高的经济体，经济增长速度就越高。因为其他条件相同的情况下，高储蓄倾向导致高稳态收入水平，进而意味着给定的初始人均收入和稳态收入
18、之间存在更大的差距，从而就有更快的劳均收入增长速度。所以，我们引入了储蓄倾向（以代表）指标。按照理论预期，这个解释变量的系数符号应该为正。在具体进行计量估计时，我们沿用Mankiw等（Mankiw et al. 1992）的做法，定义各个省区储蓄倾向为：其中分子代表固定资本和存货资本投资Where 我们这里没有考虑政府财政盈余和净出口对储蓄的影响。毕竟这两者与生产性资本的意义要远一些。； 这里的储蓄指标的定义，事实上不是特别理想。在新古典模型中运用的是自愿的储蓄倾向，同时暗含了市场出清的条件，从而储蓄自动地全部转化为投资。而我们这里的指标还可以被解释为投资率。而一旦从投资率角度理解这个变量，那
19、么得出的政策含义就应该谨慎对待。毕竟，Solow模型中暗含的自愿储蓄倾向和储蓄自动全部转化为投资的机制，和政府进行赤字政策扩大投资的机制，包含着迥然二致的含义。,t，分母代表当年的GDP。两者均为当年价格。另外，在新古典增长模型中，劳动力平均增长率越高的经济体，稳态人均收入就越低。按照和上述储蓄倾向大致类似的理论原理，我们引入了各个省区劳动力平均增长率（以来代表）作为解释变量。这个解释变量的系数符号应该为负。大量的经济增长收敛回归都将人力资本作为一个解释变量。不过各个研究者实际使用的定义不一样。我们在这里也将各个省区起点时刻的人力资本存量作为解释变量（以代表）。具体定义是各个省区1982年具有
20、小学文化程度的人口占总人口的比例。这个指标的系数符号预期为正。有文献强调外商直接投资对地区差距的影响（Lee 1994；Dayal-Gulati and Husain 2000）。外资流入，尤其是外国直接投资的流入，往往能够带来新的技术诀窍和管理经验。所以外国直接投资（以FDIi表示）越多的省区，技术进步方面的优势就越大。我们在计量分析中实际使用的外国直接投资指标的定义是：1978-2000年期间外国直接投资累计额的自然对数 严格地说，外国直接投资的具体形式多种多样，有现金，有技术股权，有实物作价的资本品等等。国民经济核算角度的总投资定义和外国直接投资的含义不是完全吻合的。从这个角度考虑，通常
21、研究中采用FDI除以投资总额的比例来刻画外资对经济增长影响的做法，未必妥当。我们认为，从我们主要关注的技术进步角度而言，外资的绝对量要比前述的比例指标的含义更加合适。当然采用这样的定义也暗含地假定，所有来自FDI的技术进步优势，是最初投资时的一次性贡献。事实上，或许外商投资企业在未来能够分享母公司R&D的进一步信息，也就是说一次FDI带来了持续的技术进步优势。对此我们无法刻画。我们预期外国直接投资变量的系数符号应该为正。另外，大量的经验研究文献认为中国改革开放以来出现了“俱乐部收敛”现象。（蔡昉和都阳 2000；Tsui 1991，1993；Jian，Sachs and Warner 1996
22、；World Bank 1995，1997；Zhang,Liu and Yao 2001；Aziz and Duenwald 2001Jian et al. 1996）。而中国地域广阔，各地自然条件和市场容量相差悬殊。为了控制这些因素，我们也引入中部和西部两个虚拟变量这里的四川包括重庆的数据，因为得不到重庆的系统数据，所以只能将重庆成立直辖市以来的数据和四川合并。西藏和海南的系统数据不可得，所以也没有包括在数据集中。新古典经济增长理论模型没有考虑经济的结构方面。Barro等意识到新古典增长理论本身忽视经济结构带来的不利后果，试图在对新古典经济增长理论进行实证检验时进行弥补。他们关于美国地区收敛
23、的计量回归中引入了一个结构冲击变量，该变量是一个加权和，权数是各州中各产业的产出份额，被加权的因子是各产业在全国水平上的增长率。（Barro and Sala-I-Martin 1991，1992）这个变量代表了现在新古典经济增长理论对经济结构的理解。从理论层面讲，Barro等理解的经济结构冲击变量基本上是侧重需求方面的。考虑需求冲击对经济增长的影响，本来无可厚非。但是Barro等关于经济结构对经济增长的影响的理解，违背了一个基本的经济学道理。举例来说，如果全国水平上工业增长快，而某个省区的比较优势却恰恰在农业，那么，这个省区里工业所占比重较小不见得就是坏事，并不见得不利于经济增长。换言之，各
24、地的产出结构各不相同，本来就是各地比较优势不同而且产品和要素充分流动导致的结果，发挥各地比较优势也并不要求各地的各个产业增长速度和全国增长速度相等，因为各地的比较优势不同而且也在不断变化。当然，在美国那样成熟的市场经济国家，在较长的时期内，各个州之间的产业分工格局已经很好地顺应了各自的动态比较优势。这样一来，Barro等理解的结构冲击基本上就是相对短的时期里需求冲击的影响。换言之，这个指标用在美国还能够刻画较短时期里的需求冲击。尽管如此，这个指标用来理解中国的经济结构对经济发展的影响，力有不逮。这是因为中国各省区的经济结构和其比较优势吻合得不太好。1978年以来中国在全国水平上增长最快的无疑是
25、工业，但是各省区工业，尤其是中西部省区的工业，未必符合其比较优势。那么，专业化于这样的赶超工业，不仅不会促进经济增长，事实上会适得其反。魏后凯（1997）的经验研究中使用了完全按照Barro等定义的结构变量 其他大量关于中国地区增长的文献中，也引入了各种各样的结构变量。Cheng（2002）在通常的Barro回归中，引入了一个解释变量来刻画经济结构的影响，具体含义是非农GDP占总GDP份额的变化。无独有偶，在Jian等（Jian et al. 1996）使用了初始的农业GDP份额。事实上Barro等（Barro et al., 1991）在关于美国1929年之前的地区收敛的研究中，也运用了农业
26、占州总收入比重的结构指标。沈坤荣等（沈坤荣，马俊 2002）使用了所谓工业化程度的指标各个省区真实的工业总产值占全国工业总产值的比重；蔡昉等（蔡昉，王德文，都洋 2001）中也引入了一个试图刻画要素市场发育影响的结构变量：农业的比较劳动生产率，这个指标的定义是农业产出比重除以农业劳动力比重。不过蔡昉等没有交待这里的比重是农业占全国农业的比重，还是农业占本省总产出的比重。为了比较前述定义的发展战略结构变量和Barro定义的结构变量，我们也根据Barro等的定义计算了1978-2000年期间中国29省区的结构变量，并将之纳入回归分析基于可得的数据，我们计算结构变量时，将国民经济划分为第一产业、工业
27、、建筑业、零售贸易业、交通运输业和其他第三产业等6个子产业。表1是我们后面的计量分析的数据集。Cheng(2002)的研究认为，中国地区收敛的检验结果对于样本选取比较敏感。具体说来，对于京、津、沪三个直辖市的不同处理办法将导致不同的结论。比如，Tusi（1996）将三大直辖市包含到临近的省份之后，就会得到中国地区收入在改革之后趋异的结论。其他研究得到收敛的结论，是把三大直辖市作为独立的经济体来处理的。我们在后面将分别按照包含和不包含京、津、沪三大直辖市的情形进行计量分析。(6)式中的随机扰动项假定存在异方差问题，即：。为此在计量分析结果中，我们报告White Robustness 方差协方差矩
28、阵的估计结果。3 计量分析结果表2表4报告了我们的计量分析结果。表2报告了8个模型的估计结果。模型I是新古典无条件收敛的框架。这个模型的估计结果似乎不支持新古典无条件收敛的假说。而且这个模型的拟合精度也比较差。模型II和模型III分别用TCI7885和TCI7899控制了改革开放初期和整个改革期间各省区市的发展战略特征。从这两个模型的估计结果来看，发展战略越体现出赶超的特征，则劳均GDP增长率就越低；而且初始条件变量Ln（GDPPL0）的符号也符合理论预期。模型IV-模型VIII的基础是条件收敛框架。在这些模型中涉及到的发展战略特征变量系数的符号均显著为负。不过，尽管初始条件变量Ln（GDPP
29、L0）的系数符号均符合预期，但是在一些情形下不显著。其他的解释变量中，储蓄率、劳动力增长率和外商直接投资的系数符号均符合理论预期。不过这些系数符号的显著性却不稳定。而初始人力资本变量的系数符号却相悖于理论预期，而且在有些场合之下系数的显著性水平还比较高。当然，从中难以导出人力资本对劳均GDP增长的影响为负的一般结论来。表3报告的8个模型是在表2的8个模型基础上加入中部和西部两个虚拟变量。加入地区虚拟变量之后，所有模型的拟合精度均有比较大的改善。而且加入地区虚拟量之后，初始条件变量Ln（GDPPL0）的系数符号均显著为负，说明新古典收敛机制仍然成立。从表3的各个计量结果中均可以看出，中部省份劳均
30、GDP增长率显著低于东部省区市；而西部省区又低于中部省份。这表明自然条件以及其他不可观察的区域特征等因素对经济增长的影响。不过即使在加入地区虚拟变量之后，发展战略特征的影响也仍然符合理论预期，从而充分说明发展战略特征对劳均GDP增长的反面影响。表4报告了9个模型的估计结果。在这些模型里均引入了按照Barro等定义的结构变量。从估计结果来看，这些结构变量的统计性质非常不理想。而与Barro等定义的结构变量形成鲜明对比的是发展战略特征变量。所有涉及到发展战略特征变量的模型中，发展战略特征变量的系数符号均显著为负。不包含京津沪三大直辖市数据集的估计结果与上述包含三大直辖市的数据集的估计结果相类似，在
31、此不再赘述。如果对该结果感兴趣可以和作者联系索取。回归结果有力地支持了我们归纳的理论假说，即如果一个经济体推行违背比较优势的战略，以致于其TCI偏离，那么该经济体的劳均GDP增长率将被显著降低。表2表3表明TCI7899的系数的估计值处于0.0028和-0.0084之间，其中大部分估计值处于0.003周围。如果我们以0.003作为TCI7899的估计值，那就意味着，一个省区市的TCI对有一单位的偏离，将使其劳均GDP在1978-1999年期间每年的增长率降低0.3%。表3的第四列报告了每个省的TCI7899，而的精确值无法测度。表3的第二列表明各省区市之间江苏省的劳均GDP增长速度最快。如果我
32、们以江苏的TCI7899（其取值为2.9713）作为，则可以发现发展战略对每个省区市经济增长的影响。举例来说，贵州的TCI7899为7.7422，所以该省的DS为4.7709。那么，贵州的劳均GDP在1978-1999年期间每年的增长率被降低了1.43%。22更多免费资料下载请进：http:/ 中国最大的免费课件资料库表1：计量分析的数据集省区市GiLn(GDPPL0)TCI7899TCI7885SAVLABGHUMK82FDI中部虚拟量西部虚拟量Barro定义的结构变量安 徽0.0730 6.4107 6.1704 10.5070 0.3815 0.0294 0.4834 12.627 10
33、0.0628 北 京0.0789 7.8043 2.5433 3.8859 0.4032 0.0148 0.7780 14.164 000.0886 福 建0.0981 6.5764 3.8099 6.4157 0.3957 0.0297 0.5525 15.024 000.0698 甘 肃0.0492 6.8381 8.8154 8.6895 0.3587 0.0366 0.4674 10.794 010.0790 广 东0.1017 6.7051 3.2347 4.0162 0.2610 0.0262 0.6592 16.091 000.0736 广 西0.0615 6.2556 6.26
34、63 6.9535 0.3203 0.0267 0.6147 13.366 010.0677 贵 州0.0599 6.0923 7.7422 11.8262 0.1714 0.0290 0.4358 10.604 010.0658 河 北0.0781 6.7660 3.8184 5.2152 0.2948 0.0232 0.6365 13.606 000.0598 河 南0.0704 6.3619 5.3099 7.7140 0.3600 0.0298 0.5702 12.996 100.0745 黑龙江0.0515 7.4594 3.4011 5.1687 0.3383 0.0229 0.6781 12.818 100.0672 湖 北0.0742 6.6726 5.0769 6.9841 0.4250 0.0205 0.6251 13.364 100.0773 湖 南0.0655 6.4688 5.9411 8.9617 0.4197 0.0227 0.6733 13.167 100.0666 吉 林0.0647 7.1470 4.0611 4.7230 0.4366 0.0298
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