外國投資經濟普查數據報告
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在中國過去28年的改革開放過程中，外國直接投資(FDI)一直在中國的資本形成、就業、出口、市場發育與發展等方面起著十分重要的作用。直到2006年，中國仍保持著FDI的最大發展中東道國的地位。然而，對于外國直接投資是否對中國企業產生了技術溢出效果，在理論學術界、政策決策部門與企業界存在不同看法。Huang(2003)認為外國直接投資在中國上世紀80年代至90年代的迅速增長中與技術溢出毫無關系，跨國公司與港澳臺資企業主要利用中國國內體制對中國民營企業的歧視與地方分割，才保持了對中國民族企業的競爭優勢，從而使FDI在過去的20年內在中國獲得迅速擴張。但是，吳延兵(2006)、王紅嶺等(2006)、仝月婷與胡又欣(2005)則利用企業數據進行經驗研究，發現FDI對中國制造業有顯著的正溢出效應。
人們通常粗略地把引進外資的戰略歸納為“以市場換技術”，即以中國國內市場的潛在價值來吸引外資企業投資，從而使中國企業學到世界先進技術。問題在于，中國市場對外資的開放是否換來了技術溢出？這里涉及到一系列相關的問題：如何度量技術？如何估算技術溢出效果？毫無疑問，中國的技術水平與世界技術的前沿之間至今仍存在相當大的差距，也毫無疑問，中國應當學習國外先進技術。然而，學習國外先進技術可以通過多種渠道：如通過進出口貿易、來料加工契約方式、引進設備、引進人才、購買專利以及共建研發基地等，當然也可以通過FDI。為什么我們要如此強調以FDI的方式來學習國外先進技術？從理論上說(Kinoshita,2001)，引進外國直接投資企業的方式，會通過四種渠道對FDI的東道國企業產生正的技術溢出效應：(1)示范—模仿效應；(2)競爭效應；(3)對外聯系效應；(4)培訓效應，即通過勞動力從跨國公司到本國企業的流動，將外國直接投資企業的先進管理、先進技術轉移給本國企業。在中國的FDI是否通過上述渠道對我們傳輸或溢出了技術呢？
本文利用中國第一次全國經濟普查數據估算FDI對中國制造業的技術溢出效應。中國第一次全國經濟普查是將原計劃在2005年開展的第四次全國工業普查與2006年開展的第三次全國基本單位普查合并，在2005年完成的對中國境內從事第二產業和第三產業的全部法人單位、產業活動單位和個體工商業戶的普查。普查的標準時間是2004年12月31日，時期資料為2004年度。由于資料的可得性限制，我們只獲得加總后按地區（共410個市級單位）與按3位數分類的制造業產業（共190個3位數產業）數據的子樣本。該樣本只加總規模以上的內資企業、港澳臺資企業與外資企業的財務數據與科技活動數據。這里所謂的“規模以上”是指產品銷售收入在500萬元以上的企業。樣本中的中國“內資企業”包括國有企業、集體企業、股份合作企業、國有聯營企業、集體聯營企業、國有與集體聯營企業、其他聯營企業、國有獨資公司、其他有限責任公司、股份有限公司、私營獨資企業、私營合伙企業、私營有限責任公司、私營股份有限公司、其他內資企業等15類企業；“港澳臺企業”包括與港澳臺合資經營企業、與港澳臺合作經營企業、港澳臺商獨資經營企業、港澳臺商投資股份有限公司等4類企業；“外資企業”包括中外合資經營企業、中外合作經營企業、外資企業、外商投資股份有限公司等4類企業。因此，這里的“內資企業”、“港澳臺資企業”與“外資企業”的劃分是粗略的，無論是港澳臺資企業類中，還是外資企業類中都含有內資的成分。由于數據是時點數據，我們只能做橫截面數據分析。不過，由于該數據包含了迄今最新、最全面的中國境內企業R&D的活動信息，這為我們分析FDI的技術溢出效應提供了最新的第一手資料。
在以下的三節里，第一節討論研究方法，并給出我們的三個估算模型。第二節通過橫截面數據的回歸分析，檢驗FDI對中國制造業的技術溢出效應，我們分地區（410個地級市）與分行業（190個3位數制造業產業）作了OLS分析，以便分析FDI在地區內的技術溢出與在行業內的技術溢出。第三節給出了研究的結論。
一方法與度量
在研究FDI對其東道國經濟的技術溢出的文獻里，最為常用的方法是在生產函數的估算中將FDI列入解釋變量集，考察FDI變量對東道國GDP的影響是否顯著為正。我們在這里不打算綜述關于FDI技術溢出的全部經驗研究文獻，只就近年來與我們的研究直接有關的三種方法作簡單回顧。
一是Aitken與Harrison(1999)的生產函數估算法。Aitken與Harrison運用委內瑞拉1976～1989年企業普查數據，估算了FDI對其經濟的技術溢出效應。Aitken與Harrison(1997)指出，FDI對東道國企業的生產率可能會帶來兩種效果：一是由于FDI進入后擠占了東道國企業的市場份額，稱為“偷竊市場效應”(stealmarketeffect)，這會使內資企業減少產量，內資企業的固定成本分攤到比原來更小的產出規模上，從而最終降低內資企業的生產率；二是由于FDI的技術溢出（通過人員在外資企業到內資企業的流動；通過新產品的示范；通過FDI企業在下游產業對上游的內資企業的訂貨，會對內資企業提供技術支持；通過FDI的出口導向，內資企業可以學到生產技術和營銷技術等等）會使內資企業的平均成本曲線下移從而提高內資企業的生產率。至于這兩種效應哪一種占上風？不同的國家可能會有不同的結果，甚至同一個接受FDI的國家在不同的發展時期也會呈現不同的結果。Aitken和Harrison的論文特別指出，通常關于FDI技術溢出的效果估算存在“識別”問題：FDI往往會投資于東道國內生產率較高的區域與產業，因此，即使在計量上發現FDI與東道國的生產率之間存在正相關關系，也難以說明因果關系。為此，借助于面板數據的優勢，他們控制了地區、時間與產業啞變量，分別考察了FDI在區域內和在產業內的溢出效應。他們的回歸模型中的被解釋變量是取對數的企業產出(lny)，解釋變量除了生產函數中常見的資本(K)與勞動(L)之外，加進了企業i所在的行業t中的FDI份額，與企業i所在的區域j中的FDI份額，FDI份額的變量是用FDI企業就業占全部就業的比重來定義的。這個回歸方法對于企業數據的計量分析是十分貼切的，其好處是可以區分出FDI在產業內的技術溢出與地區內的技術溢出。
二是Sabirianova-Svejnar-Terrell（簡稱SST模型）(2005)對捷克與俄羅斯內FDI溢出效應的比較研究。SST模型在四個方面對我們的啟發：(1)定義了引進FDI的東道國與世界先進水平之間的“技術差距”。這就是假定FDI企業的全要素生產率(TFP[,f])代表國際先進水平，從而用內資企業的全要素生產率(TFP[,d])與TFP[,f]之間的比率(TFP[,f]/TFP[,d])來度量東道國與世界先進水平的差距。(2)SST模型在估算FDI的溢出效應時區分了FDI份額對內資企業生產率的溢出效應與FDI份額對外資企業本身的溢出效應。(3)關于溢出效應的度量仍然是用FDI的份額對取對數后的產出(t)的回歸系數來度量。(4)SST模型引進了FDI隨時間變化的效應分析，它用FDI存在的時間長度(t)與FDI份額的交叉項系數來度量這一效應。SST模型的經驗結果是，無論是在捷克，還是在俄羅斯，FDI對東道主企業的生產率都產生顯著的負面效應：從1992～1994年這一階段到1995～1997年這一階段，FDI的進入反而使捷克與俄羅斯離世界先進水平更遠了；在1995～1997年這一階段到1998～2000年這一階段，FDI也沒有使這兩國縮小與世界先進技術水平之間的差距。
三是Kinoshita(2001)關于FDI與東道國R&D交互作用而產生技術溢出效應的計量分析模型。SST模型(2005)已經指出，FDI之所以對東道國會發生負面效應，可能是由于東道國的R&D沒能發揮吸收作用。而關于這一點，Kinoshita早在2001年就已經在計量模型中加以考慮。Kinoshita認為，東道國的研發活動具有兩方面的作用：一是研發本身會對企業生產率發生正向作用，這是R&D的“創新”效應；另一方面是R&D對FDI的吸收效應，引進FDI的東道國應該具有與FDI相匹配的技術水平，才能吸收FDI帶來的先進技術，而這種吸收FDI技術的技術水平是由R&D活動產生的。于是，在Kinoshita的計量模型里，引入了()這一變量（為研發支出占增加值的比重），以及()這一交叉項（這里，“FDI”是用FDI企業就業占全部就業比重定義的）。Kinoshita盡管也用FDI企業的全要素生產率TFP[,f]與內資企業的全要素生產率TFP[,d]之間的差來定義東道國與FDI企業母國之間的技術差距，并且在文中列出了15個主要產業中的平均值的差，但在估算FDI對東道國的溢出效應時，仍將（即東道國增加值的增長率）作為因變量。Kinoshita運用捷克制造業（1995～1998年）1217家企業的面板數據作回歸，結果發現FDI對東道國的并不具有顯著的作用（且系數為負），但()這一交叉項的回歸系數顯著為正，說明，盡管FDI沒有對捷克發生直接的技術溢出作用，但東道國企業通過R&D與技術創新仍吸收了FDI的技術。
我們的經驗分析借鑒了以上三個計量模型的方法。依次對以下三個估算模型作了OLS回婦：
在上述三個估算模型中，工業總產值記為Y，TY表示總的工業總產值（普查涵蓋的2004年底的制造業內全部內資與FDI企業的工業總產值）；DY表示內資企業的工業總產值。K與L分別表示企業固定資本量與就業量，同樣，TK與TL中的“T”都表示“總”（內資加FDI企業）；而DK與DL分別表示內資企業的固定資本量與就業量。“FDI”是用FDI企業就業占全部就業的比重度量的。“TFP”是指全要素生產率，定義如下：
j代表外資企業、港澳臺資企業和內資企業三類企業，從而，TFPDIF（內資企業生產技術水平與外資企業生產技術水平的差距）便定義為：
下標d表示內資，下標f表示FDI，f又分“港澳臺”與外資。
我們之所以將“TFPDIF”作為中國與世界先進技術水平之間的差距，是基于以下兩點理由：(1)一般認為，“TFP”即“索羅余項”實際上代表一國的技術水平或制度因素對生產率的效應；(2)在SST模型、Kinoshita模型中，已經用其來定義東道國與FDI母國之間的技術差距，我們只是在這一定義基礎上，把“TFPDIF”作為估算模型的因變量，旨為發現FDI，內資企業的R&D（我們用內資企業的R&D支出／就業量來定義的交叉項對于中國縮小與世界技術水平之間差距的作用，從而以數字來回答：市場是否換來了技術？
具體的估算過程如下：
在對方程(1)的回歸中，我們把FDI分為兩類，一類是港澳臺資企業，另一類是其他的FDI，我們稱為“外資”企業。所以，對方程(1)的回歸由于變量FDI分為兩類，我們實質上作了兩個回歸。又由于我們的數據分地區（觀察規模為410個地級市）與分行業（觀察規模為190個3位數制造產業），從而我們對方程(1)的回歸便有4個結果。
關于方程(1)的回歸結果可能帶來Aitken與Harrison指出過的“識別問題”：FDI與ln(TY)之間的正相關系數可能會高估FDI對東道國的溢出作用，因FDI一般會流向經濟發達地區。因此，我們在方程(2)專門考察FDI對內資企業生產率ln(TY)的作用，結果也分4種：分地區的港澳臺資溢出效應，分行業的港澳臺資溢出效應，分地區的外資溢出效應，分行業的外資溢出效應。
對方程(3)的回歸基于對內資、港澳臺資、外資三類企業的生產函數中的全要素生產率的分別估算，由此我們得到內資與港澳臺企業之間全要素生產率之差的數列，以及內資與外資企業之間的全要素生產率之差的數列。因此，對方程(3)的回歸又可分為兩類：港澳臺資的效應。由于對每一類“TFPDIF”估算又可分地區與行業，我們同樣得到4個結果。
二FDI對中國制造業的溢出作用
（一）FDI對中國制造業總體的溢出作用
我們將FDI分為兩類：除港澳臺資以外的“外資”與“港澳臺資”。然后分別考察它們對lnTY的效應。
表1給出了“外資”對于中國制造業總體生產率的效應。可以看出，“外資”的直接投資(FDI)在地區內與ln(TY)的系數，在行業內與ln(TY)的系數均在1%水平上顯著為正；以就業比率定義的FDI份額，在地區內與ln(TY)的系數(1.115)要大于其在行業內與ln(TY)的系數(0.899)；但以資本比率定義的FDI份額在行業內與ln(TY)的系數值(0.871)則高于其在地區內與ln(TY)的系數值(0.841)。無論是分地區回歸，還是按行業數據進行回歸，我們都發現，按就業比率定義的FDI份額對ln(TY)的系數都要高于按資本比重定義的FDI份額對ln(TY)的系數。這意味著，如果正相關系數代表FDI對中國經濟的溢出作用，則在地區內通過就業而傳導的溢出作用要遠大于在行業內通過就業而傳遞的溢出作用；在外資行業內通過資本形成而傳遞的溢出作用要稍大于地區內通過資本形成而傳遞的溢出作用；外資通過就業（人力資本）傳遞的溢出作用要大于通過資本形成而傳遞的溢出作用。
表2給出了港澳臺資企業的FDI對中國制造業總生產率的效應分析。與表1相比較，我們發現，無論是分地區看，還是分行業看，港澳臺資都與外資一樣，在1%的水平上與中國制造業總生產率顯著正相關。如果把“正相關系數”看成是溢出的一種度量，則可以從表2看出，按就業比重定義的FDI份額，在地區內對ln(TY)的溢出效應(1.04)要大于在行業內的溢出效應(0.911)；但若按資本比重來定義FDI份額，則其在行業內對ln(TY)的溢出效應(1.04)要大于其在地區內的溢出效應(0.886)。表2與表1的不同之處在于，港澳臺資通過就業而傳遞的溢出效應不再對通過資本形成而傳遞的溢出效應占優。
（二）FDI對中國制造業內資企業的溢出作用
上一分節所顯示的結果難以說明“因果性”，顯著正相關的系數可能遠遠高估FDI對中國經濟的溢出效應。這一分節我們只觀察FDI對內資企業的總生產率的效應。結果如表3與表4所示。
表3給出“外資”對內資的溢出效果估算。由于在產出、資本與勞動變量中都減去了FDI企業的對應值，只考察外資的FDI份額對內資企業總生產率ln(DY)的效應，我們將表3與表1相比，便可以發現有以下不同：(1)外資的FDI份額對ln(DY)的作用系數值在4列中都顯著變小了。(2)只有在分地區回歸的結果中，外資份額才與內資企業的總生產率ln(DY)顯著正相關，但其顯著性已下降（從99%下降為95%）。(3)若從分行業的回歸結果看，外資份額與內資企業的總生產率之間已沒有顯著的相關性。這說明，即使把正相關系數讀成“正溢出效應”，這種溢出效應在行業內部也是不存在的。(4)外資在地區內通過就業對內資企業的正溢出效應(0.419)仍大于通過資本形成的渠道對內資企業發生的正溢出效應(0.328)。
再看港澳臺資對制造業內資企業總生產率的效應（見表4）則可以發現：(1)與表2比較，港澳臺資份額對ln(DY)的效應在對應的4列中都大大下降了，這說明，無論從地區溢出看，還是從行業溢出看，港澳臺資對內資企業的凈溢出作用都要比上一分節中顯示的效應低許多。(2)表4與表3相比可以發現，港澳臺資對內資企業總生產率的凈溢出作用要大出2～3倍。(3)外資企業在分行業的回歸里對內資企業不再具有顯著的正相關關系，而港澳臺資企業在分行業的回歸中與內資企業的總生產率仍然顯著正相關。這說明港澳臺資企業對內資企業的正溢出作用要比外資企業對內資企業的正溢出作用強勁。(4)在地區內的溢出中，港澳臺資通過就業渠道對內資企業的溢出效應大于其通過資本形成的渠道對內資企業的效應，但在行業內溢出中，港澳臺資企業通過資本形成發生的溢出效應要大于其通過就業渠道而發生的溢出效應。
（三）FDI對于中國內資企業縮小與外資企業之間技術差距的作用
這一分節，我們考察內資企業與外資企業在全要素生產率上的差距，然后檢驗FDI份額是否對于中國企業縮小與國際先進技術水平之間的差距發生了有益的作用？中國內資企業的R&D活動是否具有“創新作用”或“增進吸收能力”的作用？
我們以公式(3)為基礎進行分析。為了按公式(3)進行回歸，我們首先按地區（410個地區）與按產業（190個3位數制造產業）對內資企業與外資企業、內資企業與港澳臺資企業對應作了4次生產函數的估算，由于外資企業與港澳臺資企業并未全部進入這410個地區與190個產業，并且中國政府對外資與港澳臺資在產業準入上是有區別的，因此，當我們在地區觀察值中刪去外資為零的觀察單位所剩下的觀察單位數與刪去港資為零的單位后剩下的樣本規模是不一樣的；同樣地，在分產業的回歸中，刪去外資為零的觀察值后的樣本規模會不同于刪掉港澳資為零的觀察值后的樣本規模。因此，事實上，我們要對“外資”與“港澳臺資”企業各作分地區、分行業的生產函數估算，共獲得4個數列的“全要素生產率”。同時，按上面這4個數列，我們再對應構造內資企業的子樣本，估算出對應的4個關于內資企業的全要素生產率的數列。
結果與Kinoshita(2001)的發現類似。當我們將按地區、按行業的外資企業的TFP數列、港澳臺資企業的TFP數列與對應的內資企業TFP數列比較時，發現：(1)這6個數列（分地區的外資、港澳臺資、內資企業的TFP序列、分行業的外資、港澳臺資、內資企業的TFP序列）中的每個數列中都各有正、負數；(2)由上述6個數列構成的關于FDI企業與內資企業之間在全要素生產率上面之差的4個序列中的每一個差序列也各由正負數組成；(3)但令我們驚訝的是，無論是簡單算術平均數，還是加權平均數，外資企業TFP平均數與內資企業TFP平均數之差都是負的；(4)在兩個港澳臺資企業TFP與內資企業TFP之差的序列中，按地區求出港澳臺資TFP算術平均數和加權平均數與對應的內資企業TFP均值之差都為正；而按行業算出的TFP之差的序列中，按算術平均與加權平均后求得的港澳臺資TFP均值和內資企業的TFP均值之差都為負。4個TFP均值之差的平均數的信息如表5所示。
在表5中，所謂加權平均數中的權數W[,ih]為h類資本（h等于外資、港澳臺資、內資三類）中在地區（或行業）i中投入的比率，即。
表5TFP的平均數之差（TFP按含截距的生產函數估算）
我們對TFP估算值所基于的生產函數估算采取了不含截距的方法，以此獲得關于外資、港澳臺資與內資分地區、分行業的6個TFP序列，按表5的方法重新計算FDI類企業的TFP與內資企業的TFP之差，結果如表6所示。
我們可以看到，由于對生產函數采取無截距估算，使TFP序列發生一些變化，結果使外資企業的TFP加權平均數與內資企業的TFP加權平均數之差，無論是從地區的角度看，還是按行業的角度看都為正；然而，若取算術平均數，則內資的TFP仍要高于外資的TFP（見表6板塊A）。港澳臺資的TFP，若按地區平均（無論是加權平均，還是算術平均），高于內資的TFP均值；而按行業看，則加權后港澳臺資TFP均值會高于內資TFP的加權平均數，從算術平均數意義上的TFP來說，港澳臺資并不勝于內資企業。
所以，若以無截距的生產函數作為估算基礎，若對加權平均后的TFP值進行比較，則內資與FDI企業之間是存在一定的技術差距的。
那么，FDI的進入是否有助于內資企業縮小與外資企業或港澳臺資企業的技術差距呢？我們按公式(3)對此作了OLS回歸，回歸結果如表7與表8。
表6TFP的平均數之差（TFP按無截距的生產函數估算）
從表7中我們可以看到：(1)外資的FDI對TFPDIF的作用大都為負（的4個估算值中有3個為負）說明外資份額提高后對于內資企業縮小與外資技術差距是有正面作用的，但作用并不顯著，并且，無論是按有截距項的生產函數估算TFP，還是按無截距項的生產函數估算TFP，外資份額對TFPDIF的作用都不顯著。
(2)中國內資企業本身的研發（人均R&D支出）則對縮小內資企業與國際先進技術水平之間的差距有正面作用（的估算值在按地區估算的模型中顯著為負，且顯著水平為1%）；在按行業估算的模型中，人均研發支出對縮小內資企業與國外技術水平之間差距的作用不顯著。
(3)外資的直接投資與內資研發的交叉項系數的估算值在分地區回歸模型中為正，且在10%水平上顯著，說明外資進入與內資研發之間的交互作用不利于內資企業縮小與國際先進技術水平的差距，意味著外資進入后可能由于“市場偷竊”效應而使內資企業降低了對研發投入的動力。也說明國內研發在增加“吸收能力”方面尚有差距。
(4)盡管估算TFP的值與生產函數中含不含截距項有關系，但表7顯示，在估算FDI份額、研發以及FDI與研發交叉項對TFPDIF的效應時，生產函數中含不含截距項基本上是無影響的。因此，我們可以得出結論：外資進入的份額對于內資企業縮小與國際先進水平之間的距離方面，即使存在正面效應，效應也不顯著，倒是內資企業的研發即自主創新會顯著地縮小中國企業與國際先進技術水平之間的距離。
我們再看港澳臺資(HFDI)份額對TFPDIF的作用。表8顯示：(1)在分行業回歸的模型中，在10%或5%水平上顯著為負，說明港澳臺資的進入倒是會顯著地縮小內資企業與港澳臺資企業在技術上的差距，即內資企業在學習技術上可能更易于與港澳臺資企業融合；(2)人均研發支出對于內資企業縮小與港澳臺資企業的技術差距并無顯著作用，盡管人均R&D投資的作用方向正確。這說明內資企業的研發可能更側重于對付外資企業的競爭壓力，而不太重視將R&D投向縮小與港澳臺企業之間的技術差距。(3)港澳臺資份額與內資企業R&D的交互項作用在分地區、分行業的4個估算模型中都不顯著，不過在按地區回歸的模型中的作用方向正確，說明港澳臺資進入對內資企業的R&D不存在像外資企業那種對內資企業R&D的不利作用。
因此，與表7相比，我們發現，第一，港澳臺資進入會使內資企業在技術上顯著縮小與港澳臺資企業的距離，而外資企業進入沒有這方面的顯著作用；第二，外資進入會不利于內資企業通過研發而縮小與國際先進技術水平之間的距離，但港澳臺資進入則沒有這種顯著的負面作用。
三結論
中國對FDI出讓了市場份額，是否換到了技術？我們的研究從三個層次上回答了這個問題：第一，從最粗淺的FDI份額與中國制造業（各類企業其中包括FDI企業）的總生產率相關系數來說，FDI顯著與中國制造業的總生產率正相關。但這種正相關系數顯然會過高地估算FDI對中國的技術溢出程度；第二，從FDI與剔除了FDI的內資企業的總生產率之間的相關系數看，我們已經發現在第一層次上的“技術溢出”大為減弱了，在產業內外資份額已與內資企業的總生產率不顯著相關了，只有港澳臺資份額仍與內資企業的總生產率顯著正相關；第三，從FDI份額對中國企業縮小與國際先進技術水平之間距離的效果看，則我們更是看到，外資進入在這一方面并無顯著作用，且外資進入會妨礙內資企業通過研發自主創新而縮小與國際先進水平之間距離的努力；倒是港澳臺資進入會顯著地縮小內資企業與港澳臺資企業在技術上的差距，也沒有發現由于港澳臺資進入而不利于內資企業通過R&D縮小差距的努力投入的證據。因此，如果層層深入分析，我們只能得到這樣的結論：除港澳臺資以外的外資，在技術凈溢出方面并無多少顯著的證據，倒是讓我們發現了外資進入會不利于中國企業通過R&D而縮小與世界先進技術水平之間差距的證據；然而，在上述三個層次上，港澳臺資進入對于內資企業都存在正技術溢出的證據。
由于我們的數據只是一個時點上的橫截面數據，且不是企業數據，只是一個經加總后的區域與行業數據，因此，我們的估算會忽略區域內與行業內FDI對不同企業的不同作用，而只能呈現FDI在一個區域與一個行業內經過相互抵消后的溢出作用。橫截面數據也估算不出FDI對中國經濟歷史的、動態的作用，因為，即使對2004年底的橫截面數據分析看不出FDI正的溢出作用，也不能由此否認中國內資企業的生產率現狀是由FDI引入后才得以形成的可能性。基于以上兩點考慮，對估算結果的解釋應持謹慎態度。
