出口与我国全要素生产率增长的关系——基于空间杜宾模型

收稿日期：２０２２ １１ ２２基金项目：国家自然科学基金资助项目（７２１３４００２）；教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目（２１ＪＺＤ０２９）；中国博士后科学基金资助项目（２０２１Ｍ７００５７６）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（２０２２ＣＤＪＳＫＪＣ３０）通讯作者简介：王丹，重庆大学公共管理学院助理研究员，博士，研究方向：建设可持续，项目绩效管理。

Ｅ ｍａｉｌ：ｗａｎｇｘｉａｏｄａｎ＠ｃｑｕ．ｅｄｕ．ｃｎ。

新基建对区域经济发展的空间溢出效应分析———基于空间面板模型的实证研究刘炳胜１，　郭慧文１，　王丹１，　陈思２（１．重庆大学公共管理学院，重庆４０００４４；２．东南大学土木工程学院，江苏南京２１１１００）摘　要：在新一轮科技革命与产业变革爆发的历史交汇时期，发展新基建是开辟新型发展路径、促进新旧动能转换和经济高质量增长的重要推动力。

现有研究大多定性分析新基建对经济发展的促进作用，尚未明确新基建投资与区域经济增长之间的量化关系。

本文以２００３—２０１９年中国大陆地区３０个省区市（不含西藏）的面板数据为研究样本，采用空间计量模型实证研究了各省区市新基建投资对经济增长的影响及其空间溢出效应。

研究结果表明：总体而言，新基建投资水平的提高对经济增长具有显著的促进作用，但其他地区新基建投资水平的提高会抑制本地区经济增长，即新基建投资具有虹吸效应。

此外，在不同区域，新基建对经济增长表现出不同的作用规律。

本研究为新基建投资的布局及区域间平衡协调发展提供了一定的数据支撑和发展思路。

关键词：新基建；区域经济增长；空间计量模型；空间溢出效应中图分类号：Ｆ１２４．１文献标识码：Ａ文章编号：２０９７ ０１４５（２０２３）０２ ００５９ ０８ｄｏｉ：１０．１１８４７／ｆｊ．４２．２．５９ＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＳｐａｔｉａｌＳｐｉｌｌｏｖｅｒＥｆｆｅｃｔｏｆＮｅｗＩｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｎＲｅｇｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ：ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＳｔｕｄｙＢａｓｅｄｏｎＳｐａｔｉａｌＰａｎｅｌＭｏｄｅｌＬＩＵＢｉｎｇ ｓｈｅｎｇ１，ＧＵＯＨｕｉ ｗｅｎ１，ＷＡＮＧＤａｎ１，ＣＨＥＮＳｉ２（１．ＳｃｈｏｏｌｏｆＰｕｂｌｉｃＰｏｌｉｃｙａｎｄＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ４０００４４，Ｃｈｉｎａ；２．ＳｃｈｏｏｌｏｆＣｉｖｉｌＥｎｇｉｎｅｅｒｉｎｇ，ＳｏｕｔｈｅａｓｔＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１１１００，Ｃｈｉｎａ）Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｔｔｈｅｈｉｓｔｏｒｉｃａｌｉｎｔｅｒｓｅｃｔｉｏｎｏｆｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｖｏｌｕｔｉｏｎａｎｄｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｔｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎ，ｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｓａｎｉｍｐｏｒｔａｎｔｄｒｉｖｉｎｇｆｏｒｃｅｆｏｒｏｐｅｎｉｎｇｕｐｎｅｗｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｐａｔｈｓ，ｐｒｏｍｏｔｉｎｇｔｈｅｃｏｎｖｅｒｓｉｏｎｏｆｏｌｄａｎｄｎｅｗｋｉｎｅｔｉｃｅｎｅｒｇｙ，ａｎｄｐｒｏｍｏｔｉｎｇｈｉｇｈ ｑｕａｌｉｔｙｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ．Ａｌｔｈｏｕｇｈｐｒｅｖｉｏｕｓｓｔｕｄｉｅｓｈａｖｅｄｉｓｃｕｓｓｅｄｔｈｅｔｈｅｏｒｅｔｉ ｃａｌｍｅｃｈａｎｉｓｍｔｈａｔｈｏｗｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｐｒｏｍｏｔｅｓｅｃｏｎｏｍｉｃｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，ｔｈｅｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔａｎｄｒｅｇｉｏｎａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈｉｓｓｔｉｌｌｕｎｃｌｅａｒ．Ｔａｋｉｎｇｔｈｅｐａｎｅｌｄａｔａｏｆ３０ｐｒｏｖｉｎｃｅｓ（ｅｘｃｌｕｄｉｎｇＴｉｂｅｔ）ｉｎｍａｉｎｌａｎｄＣｈｉｎａｆｒｏｍ２００３ｔｏ２０１９ａｓｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈｓａｍｐｌｅ，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｕｓｅｓａｓｐａｔｉａｌｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｍｏｄｅｌｔｏｅｘ ａｍｉｎｅｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｉｎｅａｃｈｐｒｏｖｉｎｃｅｏｎｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈａｎｄｉｔｓｓｐａｔｉａｌｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｉｎｇｅｎｅｒａｌ，ｌｏｃａｌｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｐｌａｙｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｒｏｌｅｉｎｐｒｏｍｏｔｉｎｇｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ，ｂｕｔｔｈａｔｉｎｏｔｈｅｒｒｅｇｉｏｎｓｗｉｌｌｉｎｈｉｂｉｔｌｏｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ，ｔｈａｔｉｓ，ｔｈｅｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｈａｓａｓｉｐｈｏｎｅｆｆｅｃｔ．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｉｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｒｅｇｉｏｎｓ，ｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｈａｓｄｉｆｆｅｒｅｎｔｅｆｆｅｃｔｓｏｎｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ．Ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｐｒｏｖｉｄｅｓｃｅｒｔａｉｎｄａｔａｓｕｐｐｏｒｔａｎｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｉｄｅａｓｆｏｒｔｈｅｌａｙｏｕｔｏｆｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｆｒｏｍａｎｅｍｐｉｒｉ ｃａｌｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，ｓｏａｓｔｏｆａｃｉｌｉｔａｔｅｔｈｅｂａｌａｎｃｅｄａｎｄｃｏｏｒｄｉｎａｔｅｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｂｅｔｗｅｅｎｒｅｇｉｏｎｓ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｎｅｗｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅ；ｒｅｇｉｏｎａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈ；ｓｐａｔｉａｌｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｍｏｄｅｌ；ｓｐａｔｉａｌｓｐｉｌｌｏｖｅｒｅｆｆｅｃｔ１　引言基础设施建设投资能够形成公共资本并提高全要素生产率，对经济增长有着长期、稳定的促进作用，是支撑我国经济社会发展的基石［１］。

数字金融对长三角区域经济高质量发展的影响——基于空间
杜宾模型的实证分析
吴楠楠;刘桁亦;徐心怡
【期刊名称】《决策咨询》
【年(卷),期】2024()1
【摘要】随着数字技术的蓬勃发展与全面渗透,金融的服务模式由此发生转变,数字金融作为数字化技术和金融产品相互融合的一种新型金融形态,对区域经济高质量发展具有深刻的影响。

文章选取2011~2020年长三角41个城市的面板数据,基于北京大学数字普惠金融指数,应用主成分分析法、空间杜宾模型、中介模型探究了数字金融对长三角区域经济高质量发展的影响效应与作用机制。

研究发现:长三角区域数字金融的发展对本地城市经济高质量发展具有促进作用,并且对邻近城市存在正向空间溢出效应;在影响机制方面,数字金融可以通过支持技术创新推动长三角区域经济高质量发展;进一步研究发现,数字金融对长三角区域经济高质量发展的长期促进总效应要大于短期。

【总页数】10页(P15-24)
【作者】吴楠楠;刘桁亦;徐心怡
【作者单位】南京信息工程大学管理工程学院
【正文语种】中文
【中图分类】F83
【相关文献】
1.微型金融发展对区域经济的影响关系研究\r——基于空间杜宾模型的实证分析
2.数字经济对经济高质量发展的影响研究——基于空间杜宾模型的实证分析
3.数字金融发展对长三角区域经济高质量发展的影响--基于空间滞后模型的实证检验
4.区域经济一体化与流通业高质量发展的关系及其影响机制研究——基于空间杜宾模型的实证分析
5.数字经济对文化产业高质量发展的影响——基于空间杜宾模型的实证分析
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DOI：10.13546/ki.tjyjc.2020.23.021｛莖帝实证｝中国生产要素流动对全要素生产率的空间影响吴佳"，何树全'（1.上海大学经济学院，上海200444:2.上海市房地产科学研究院，上海200031）摘要：文章围绕生产要素流动规模与全要素生产率，利用2008—2018年中国30个省份的面板数据，运用空间杜宾模型，探讨生产要素流动对全要素生产率的空间影响及作用机制。

结果表明：生产要素流动规模增加,将会优化区域内的要素结构，促进区域全要素生产率的提高。

同时，劳动力要素、资本要素及技术要素的增加对于生产率的提升均具有显著的空间效应。

在逐优竞争下，为了吸引劳动力要素的流入，地方政府将会改善市场环境，促进区域生产率的提高；资本要素将会向这些区域集中，形成资本聚集，促进区域的基础设施建设，提高资本市场的监管能力；技术要素聚集区域，将会增加对创新人才、技术的吸引力，发挥科技创新对生产率的促进作用。

关键词:要素流动；全要素生产率；空间杜宾模型中图分类号:F061文献标识码:A文章编号:1002-6487（2020）23-0093-050引言随着要素流动理论的发展，要素流动的测度更多地开始与空间经济相结合。

各个城市犹如世界空间网络中的各个节点,有人口、资本、技术、知识的流入，同样也有相应内容的流出，要素在特定空间节点上流入与流出的规模与强度，决定了城市在世界网络当中的作用与角色叫随着跨国公司的发展，生产要素的分工边界在全球范围内进行资源整合，全球生产网络不只是单纯的价值链增值活动叫而是伴随着生产要素不断冲破地域限制，提高生产要素的流动性。

在此过程中,生产要素的流动规模、结构、方向与速度都呈现出了崭新的特点。

要素的跨区域流动对全球经济产生影响，同时，生产要素流动对国内区域经济也存在着重要影响％在国家层面，李晓阳等（2018严研究发现区域的全要素生产率具有“结构红利”，技术流动则存在“结构负利”。

科技创新、空间溢出与实体经济增长——基于山东空间杜宾模型经验分析陈景帅;张东玲;马翩翩【摘要】利用2007—2016年山东17地市实体经济与科技创新的相关数据,运用空间杜宾模型,探讨科技创新对实体经济增长的空间溢出效应.研究表明:山东各地市之间实体经济增长存在显著的正向空间溢出效应;科技创新对实体经济增长存在正向的促进作用,但在空间溢出效应上表现为负;各控制变量的回归结果存在差异,其中开放程度对实体经济增长存在正向的促进作用和空间溢出作用;物质资本存量与实体经济增长之间存在负相关关系,且空间溢出效应为负;而宏观调控与银行集中度对实体经济的影响一致.【期刊名称】《科技与经济》【年(卷),期】2018(031)006【总页数】5页(P41-45)【关键词】实体经济增长;科技创新;空间溢出效应;空间杜宾模型【作者】陈景帅;张东玲;马翩翩【作者单位】青岛大学经济学院, 山东青岛266061;青岛大学经济学院, 山东青岛266061;青岛大学经济学院, 山东青岛266061【正文语种】中文0 引言实体经济是中国经济社会持续稳步发展的重要载体。

目前，中国经济发展已步入“新常态”，经济增长速度逐步放缓，如何促进经济结构转型升级，培育经济增长新动能也逐渐成为经济发展的焦点问题。

而实体经济作为经济发展有形载体，其发展速度和质量都对中国经济发展产生重要的影响[1]。

全球金融危机爆发以来，以美国为首的西方国家的发展历程告诉我们，金融业等虚拟经济的繁荣并不能保证经济的持续稳定增长，实体经济的根基作用逐渐显现。

在全球经济一体化的背景下，科技创新逐渐成为实体经济增长的新引擎，以信息技术、制造技术为代表的新一轮科技和产业变革正逐渐渗透到实体经济的各个领域。

近年来，中国逐渐重视科技创新在实体经济发展中的作用，但中国科技人才、资源等大多集中在沿海地区和经济较为发达地区，使得中国科技创新存在明显的空间集聚现象，存在空间分布不均衡问题[2]。

创新要素集聚、公共支出对城市生产率的影响r——基于京津冀蒙空间面板的实证研究张斯琴;张璞【摘要】文章运用空间杜宾模型,度量创新要素集聚及其空间溢出活动对地理邻近城市生产率的影响程度,同时关注政府用于创新支持的公共支出与这种效应的关系.研究结果证明了空间自回归效应的存在,因此传统的OLS方法大大低估了创新要素的集聚效应.研究表明创新要素集聚程度对于城市生产率具有显著贡献,可以有效提升本城市以及周边地区的劳动生产率.政府用于创新支持的公共支出,强化了发达地区的虹吸效应,在促进当地生产率的同时,对周边地区产生了负向影响.【期刊名称】《华东经济管理》【年(卷),期】2017(031)011【总页数】6页(P65-70)【关键词】创新要素;要素集聚;城市生产率;空间杜宾模型;公共支出【作者】张斯琴;张璞【作者单位】中央财经大学经济学院,北京 100081;内蒙古科技大学经管学院,内蒙古包头 014010;内蒙古科技大学经管学院,内蒙古包头 014010【正文语种】中文【中图分类】F290;F061.5学界对于城市生产率研究的理论基础主要有如下两条线索：以新古典生产理论为基础的分析强调区域间要素投入和技术水平的差异，并认为区域发展将最终趋于收敛；新经济地理学派则基于规模报酬递增，从集聚与扩散角度解释区域劳动生产率的差异。

城市作为各种要素的集聚地，城市化究其实质就是集聚程度不断深化、集聚效应不断提升的过程。

范剑勇（2006）、柯善咨和姚德龙（2008）等学者均认为工业集聚是影响城市劳动生产率的主要因素［1-2］。

柯善咨和赵曜（2014）用城市规模和就业规模来反映集聚水平，研究结论表明集聚水平提高有利于城市劳动生产率的提升［3］；Ciccone（1996）提出用经济密度来反映集聚水平后，该方法在学界获得广泛运用。

Ciccone（2002）等国外相关研究均表明生产率与经济密度有关［4］。

范剑勇（2006）、刘修岩（2007）、赵丽岗（2014）等学者对中国区域劳动生产率的相关研究表明，经济密度增加有助于提高劳动生产率［5-6］。

异质性、基础设施与地区生产率r——基于中国地级地区空间杜宾模型的实证研究毛琦梁【期刊名称】《现代经济探讨》【年(卷),期】2017(000)011【摘要】从异质性角度研究基础设施对地区生产率的影响,探讨不同类型基础设施影响的差异性以及空间异质性.通过构建空间杜宾模型,利用2000-2014年中国283个地级地区面板数据的估计结果表明,不同类型基础设施对于地区生产率具有异质性影响,其中科技、信息、以可达性度量的交通基础设施等多数基础设施明显有助于提高地区生产率;而诸如教育、以路网密度度量的交通基础设施等的影响不显著.在空间异质性方面,诸如交通与信息等具有网络特性的基础设施空间溢出负效应明显,即对周边地区经济效率具有负面作用.另外,不同类型基础设施的影响也具有区域差异性,特别表现为以大城市为代表的中心地区在诸如交通、信息等"网络"属性基础设施的改进中获益更大.因而,基础设施提升经济效率的异质性问题需要重点关注,基础设施投资必须考虑地区差异和空间分布.【总页数】9页(P102-110)【作者】毛琦梁【作者单位】首都经济贸易大学城市经济与公共管理学院北京100070【正文语种】中文【中图分类】F127【相关文献】1.中国城市生产性服务业集聚模式选择的经济增长效应——基于行业、地区与城市规模异质性的空间杜宾模型分析 [J], 于斌斌2.异质性环境规制对碳生产率的空间溢出效应——基于空间杜宾模型 [J], 李小平; 余东升; 余娟娟3.交通基础设施对产业结构升级的空间效应——基于空间杜宾模型的中国地级市面板数据的实证 [J], 张桂兰4.交通基础设施对产业结构升级的空间效应——基于空间杜宾模型的中国地级市面板数据的实证 [J], 张桂兰5.农村基础设施、人力资本投资与农业全要素生产率——基于空间杜宾模型的实证研究 [J], 杨钧;李建明;罗能生因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

空间杜宾模型原理和使用范围
空间杜宾模型是一种基于多元回归分析的统计模型，能够在考虑空间自相关性的情况下预测和解释空间数据。

它的原理是在回归模型中加入空间自相关项，通过空间交互作用来考虑空间特征对目标变量的影响。

这种模型可以有效地处理空间数据的自相关性和空间异质性，提高预测和解释的精度。

空间杜宾模型的使用范围非常广泛，可以应用于各种类型的空间数据分析。

例如，在自然资源管理中，可以利用空间杜宾模型来预测土壤质量、植被类型和野生动物分布等；在城市规划中，可以利用该模型来分析区域间的交通流量、人口分布和城市扩张趋势等；在环境污染研究中，可以利用该模型来探究污染物的传播路径和空气、水体的污染程度等。

总之，空间杜宾模型已经成为空间数据分析领域中非常重要的工具之一，为我们深入理解和探索空间数据提供了强有力的支持。

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服务贸易与中国服务业全要素生产率增长
李雪梅;刘辉煌;邱建
【期刊名称】《技术与创新管理》
【年(卷),期】2009(030)005
【摘要】采用JohaJlsen协整检验和格兰杰因果检验等计量方法,对中国1982-2006年服务贸易与中国服务业全要素生产率增长的关系进行了实证分析.结果表明,服务进出口与服务业全要素生产率的增长存在长期稳定的关系,服务出口对服务业全要素生产率的增长作出了重大的贡献.
【总页数】4页(P616-618,635)
【作者】李雪梅;刘辉煌;邱建
【作者单位】湖南大学经济与贸易学院,湖南,长沙,410079;湖南大学经济与贸易学院,湖南,长沙,410079;湖南大学经济与贸易学院,湖南,长沙,410079
【正文语种】中文
【中图分类】F752.6
【相关文献】
1.全要素生产率能解释中国服务业增加值增长吗 [J], 郭根龙;杨慧芳
2.中国服务业全要素生产率增长的实证分析 [J], 姚战琪
3.中国服务业绿色全要素生产率增长的空间差异及影响因素研究 [J], 陈景华;王素素
4.中国服务业全要素生产率的增长测算——基于2007-2017年的数据分析 [J], 黄楚山
5.中国服务业全要素生产率的增长测算
——基于2007-2017年的数据分析 [J], 黄楚山
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上海市经济管理干部学院学报第21卷第3期2023年5月J o u r n a l o f S h a n g h a i E c o n o m i cM a n a g e m e n tC o l l e g e V o l.21N o.3M a y2023 D O I:10.19702/j.c n k i.j s e m c.2023.03.001中图分类号:F124.3文献标识码:A文章编号:1672–3988(2023)03–0002–12环境规制㊁科技创新与经济高质量发展基于空间杜宾与中介效应模型的实证研究蒋长流司怀涛(安徽大学,合肥230601)摘要:基于2008 2019年31个省份面板数据,运用空间杜宾模型实证检验了环境规制㊁科技创新对经济高质量发展的空间影响㊂结果显示,环境规制能够促进本地区经济高质量发展,而邻近地区环境规制则会对本地区经济高质量发展产生不利影响㊂科技创新能够显著促进本地区经济高质量发展,但邻近地区科技创新水平的提升对本地区的影响则较为有限,其中分地区的实证结果显示,东部地区科技创新存在空间正向溢出效应,中部地区科技创新的空间溢出效应相对较弱,西部地区科技创新水平有待进一步提高㊂另外,中介效应模型的检验结果显示,环境规制可以通过科技创新推动经济高质量发展,即科技创新在环境规制影响经济高质量发展的过程中存在部分中介效应㊂关键词:环境规制;科技创新;经济高质量发展;熵权法;空间杜宾模型一㊁引言改革开放以来,中国经济快速发展㊂不过在此过程中,中国也承受着巨大的资源和生态环境压力,以往粗放式㊁高污染㊁高能耗的经济发展方式已不可持续㊂尤其是近年来,环境污染问题已引起全社会强烈关注,要求解决环境污染问题的呼声越来越高㊂因此,有必要调整经济发展方式,进行经济动能转换,以实现经济的高质量发展㊂绿色发展是实现经济发展方式转变的必由之路,技术创新则是实现绿色发展和经济动能转换的核心驱动力㊂党的二十大报告明确指出: 必须牢固树立和践行绿水青山就是金山银山的理念,站在人与自然和谐共生的高度谋划发展㊂ 在此背景下,深入探究环境规制与经济高质量发展的关系,考察科技创新在环境规制影响经济高质量发展过程中所起的中介作用,就具有十分重要的理论和现实意义㊂对于环境规制与经济发展之间的关系,国内外学者进行了大量研究㊂国外关于环境规制的理论观点主要收稿日期:2023-03-06作者简介:蒋长流(1967 ),男,安徽合肥人,安徽大学经济学院教授㊁博士生导师,研究方向:宏观经济理论与政策㊁科技创新与管理等㊂司怀涛(1991 ),男,山东菏泽人,安徽大学经济学院硕士,研究方向:宏观经济理论与政策㊁科技创新㊂有 创新补偿说 与 遵循成本说 ㊂ 创新补偿说 认为环境规制会刺激企业增加研发投入,并依靠技术创新削减环境成本,以此实现环境改善和经济增长的双重红利[1-2]㊂与 创新补偿说 相对应的是 遵循成本说 ㊂ 遵循成本说 认为环境规制会增加企业成本,降低企业产品的市场竞争力,进而抑制经济增长[3]㊂与国外研究不同的是,国内学者对环境规制与经济发展关系的研究可主要分为两个阶段:第一个阶段是考察单一维度环境规制与经济增长之间的关系,其中如江炎骏和赵永亮[4]以环境污染治理投资额作为测度环境规制的指标,考察了环境规制㊁技术创新与经济增长之间的关系,发现环境规制可通过技术创新促进经济增长㊂陈路[5]则以各地区废水排放达标量作为测度环境规制的指标,对环境规制㊁技术创新与经济增长之间的关系进行了考察,发现环境规制对技术创新存在非线性影响,环境规制对经济增长的正向影响可以在后期的 创新补偿效应 中体现出来㊂第二个阶段是研究分析异质性环境规制对经济高质量发展的影响,其中李强和王琰[6]使用命令控制㊁市场激励㊁公众参与三种类型环境规制,分别考察了其对经济增长质量的非线性影响,发现短期内三种类型环境规制会抑制经济增长质量的提升,但从长期来说会促进经济增长质量的提升㊂此外,田丽芳和刘亚丽[7]使用废水㊁废气和固体废弃物衡量正式环境规制,以人均收入㊁受教育水平和人口密度为测度指标,使用熵权法衡量非正式环境规制,考察了在政府竞争视角下双重环境规制对经济高质量发展的非线性影响,结果显示非正式环境规制在促进经济高质量发展过程中正发挥越来越大的作用㊂通过对上述文献的梳理可以发现,尽管相关学者对环境规制的相关经济效应进行了不少有益探索,但对环境规制与经济高质量发展关系的研究还相对较少,且关于技术创新在环境规制影响经济高质量发展过程中的作用机理,尚待进一步研究㊂基于此,本研究首先选用多维指标对环境规制进行了测度,之后基于新发展理念,使用空间杜宾模型,从科技创新视角考察了环境规制对经济高质量发展的空间影响,并对科技创新所存在的中介效应进行了分析㊂二㊁环境规制㊁科技创新影响经济高质量发展的机理剖析环境规制是解决环境外部性的最有效工具,根据 创新补偿说 和 遵循成本说 理论,环境规制不仅会对经济发展产生直接影响,而且会通过科技创新间接影响经济发展㊂因此,本文主要从上述两方面来探讨环境规制影响经济高质量发展的机理㊂(一)环境规制直接影响经济高质量发展的机理分析环境规制通常会对企业生产经营产生直接影响㊂一般来说,企业在受到环境规制后,短期内只能减少或停止生产以降低污染排放,但这样会导致相关产品的市场供给减少,产品价格上升,另外还可能导致企业员工失业,不利于经济发展质量的提升[8]㊂不过从长期来看,环境规制也会促进企业节能减排,进而推动企业的绿色转型㊂除此之外,随着生活水平的提升,民众对环境问题的关注度越来越高,民众环保意识的提升也在一定程度上促进了政府部门更加积极地解决环境污染问题[9-10]㊂并且在民众环保意识提升的大趋势下,部分企业管理者同样会主动选择转型并以此提升企业经营绩效[11]㊂综上所述,环境规制会从不同角度影响经济的高质量发展㊂基于以上分析,本文提出如下假设:假设1:环境规制能够显著促进经济高质量发展㊂(二)科技创新视角下环境规制间接影响经济高质量发展的机理分析根据 创新补偿说 ,适度的环境规制可以促进企业研发,而研发投入的增加不仅可以使企业满足环境规制要求,还可以提升经济发展质量㊂通常来说,环境规制主要以 倒逼 的方式使企业增加研发投入,尽管在短期内企业只能缩减生产以降低污染排放[12],但在长期内,一部分企业则会增加研发投入,进[]众而言,消费者对环境污染问题的关注,以及对节能环保产品的偏好将迫使企业增加研发投入,促进企业的科技创新[14],减少单位产品能耗与污染物排放,以实现企业的绿色转型㊂综上所述,环境规制也会通过科技创新对经济高质量发展产生影响㊂基于以上分析,本文提出如下假设:假设2:环境规制能够通过科技创新促进经济高质量发展㊂三㊁变量描述与实证模型设定(一)变量描述1.被解释变量即经济高质量发展㊂为全面考察环境规制㊁科技创新对经济高质量发展的影响,参考任保平[15],金碚[16],司怀涛和蒋长流[17],以及陈诗一和陈登科[18]等学者相关研究成果,本文将经济高质量发展划分为经济增长㊁创新能力㊁均衡发展㊁生态建设㊁开放水平㊁普惠程度六个维度,具体13个指标,采用熵权法进行测度赋值㊂考虑到所有指标数据的完整性,本研究选用31个省份2008 2019年的数据,这些数据均来自‘中国统计年鉴“‘中国环境统计年鉴“‘中国教育统计年鉴“等㊂2.解释变量(1)环境规制㊂参考关海玲和武祯妮[19],王群勇和陆凤芝[20],以及范庆泉等[21]的做法,本文测度的环境规制不仅包含正式的环境规制,也包括非正式的环境规制㊂其中正式环境规制测度指标主要有单位污染物排放[22]㊁单位污染物去除率及污染物治理投资[23]等,非正式环境规制的测度指标主要有人均收入[24-25]㊁人均受教育水平[26]㊁人口密度[27]及信访数[28]等㊂对于正式环境规制,本研究选用环境污染治理投资进行测度,非正式环境规制则选用人均收入㊁人均受教育水平及人口密度来衡量,之后使用熵权法对环境规制进行测算赋值㊂其中数据主要来自‘中国环境统计年鉴“㊂(2)技术创新㊂借鉴朱雪忠和胡成[29]的研究,本研究采用规模以上企业专利授权数量[30-31]表示科技创新㊂技术创新数据来源于‘中国科技统计年鉴“,其中部分缺失数据使用插值法进行处理㊂3.控制变量城镇化水平,用城镇常住人口占总人口的比重衡量;产业结构,用第三产业增加值与第二产业增加值之比衡量;对外开放水平,以外资企业进出口额衡量;固定资产投资,以全社会固定资产投资额衡量㊂以上变量的数据均来自‘中国统计年鉴“‘中国城市统计年鉴“等㊂数据样本时间为2008 2019年,对其中部分缺失的数据使用插值法进行处理㊂变量的描述性统计结果如表1所示㊂表1变量的描述性统计变量平均值标准差最小值最大值H0.26600.13370.07370.6494E R0.24520.08450.04300.5641U R0.53760.14030.21920.8961R D3.49695.51440.009333.2652F D I5.562611.32130.00000959.2071F A1.31411.06450.03105.5203S T R1.17860.64600.52714.8940(二)实证模型设定本文的研究目的是探讨环境规制㊁科技创新对经济高质量发展的空间影响,因此我们需要对环境规制㊁科技创新所存在的空间集聚与溢出效应进行考察,并由此设定实证模型㊂将环境规制的空间集聚效应与溢出效应考虑在内时,地区i的环境规制不仅会影响本地区的经济发展质量,而且会影响邻近地区j的经济发展质量㊂同时考虑到本地区以及邻近地区科技创新水平对本地区经济发展质量的影响,本研究将采用空间杜宾模型(S D M)进行实证分析,实证模型设定如下:其中,t代表年份,i代表地区;l n代表常数项向量;H i t表示i地区第t年的经济发展质量;E R i t表示i地区第t年的环境规制水平;R D i t表示i地区第t年的技术创新水平㊂W表示空间权重矩阵;WH i t表示经济高质量发展的空间滞后项,其系数γ表示环境规制对相邻地区经济增长质量的影响;X i t㊁WX i t表示其他解释变量及其滞后项,主要包括产业结构S T R,城镇化水平U R,对外开放水平F D I,以及固定资产投资F A;δ表示空间影响系数;μi表示地区固定效应;λt表示时间固定效应;εi t表示随机扰动项㊂(三)空间效应的测度本研究参照P a c e和L e S a g e对空间效应影响的测度方法,将空间效应分解为直接效应与间接效应两类,这种方式可以更好地体现环境规制对经济高质量发展以及环境规制与技术创新交互作用下的直接效应及间接效应㊂空间杜宾模型(S D M)的基本形式如下:当P(W)=(I n-γW)-1,Q m(W)=P(W)ˑ(I nβm+δm W)时,可以将上式转化成矩阵形式:其中,矩阵中对角线元素表示本地效应,其余元素表示相邻地区效应,本地效应与相邻地区的效应之和即为总效应㊂(四)空间权重矩阵的设定1.邻接地理矩阵(W1),即0-1R o o k矩阵㊂两个地区之间有共同相邻的边界则为1,没有共同相邻的边界则为0㊂具体形式如下所示:其中,i㊁j为两个地区的编号,i㊁jɪ[1,n],n为地区数量㊂2.反地理距离权重矩阵(W2),以两地地理中心之间距离的倒数来衡量㊂其形式如下:,,㊂3.主要交通距离矩阵(W3),在本研究中使用的是公路距离权重矩阵㊂交通距离是衡量不同区域间经济紧密程度的重要指标,本研究选用各省会间用时最短公路运输距离来构建公路距离权重矩阵㊂其中,d i j表示两个省会行政中心之间用时最短的公路距离㊂四㊁空间计量结果与分析(一)空间相关性检验为考察经济高质量发展是否存在空间相关性,本研究首先采用M o r a n s I对各个省份经济高质量发展的空间相关性进行检验,计算公式如下所示:其中,n表示全国各个省份,w i j为标准化的空间权重矩阵,x为省份观测值,M o r a n s I小于0则表示存在空间负相关,接近于0则说明不存在空间相关性㊂通过对不同类型空间权重矩阵进行全局M o r a n s I 指数检验,检验结果显示各地区经济高质量发展之间存在显著的空间效应㊂表2展示了经济高质量发展邻接矩阵的M o r a n s I指数检验结果,结果显示本地区的经济高质量发展与周边省份存在显著的空间正相关㊂表2经济高质量发展的M o r a n s I指数年份M o r a n s I P年份M o r a n s I P20080.327***0.00020140.299***0.00120090.334***0.00020150.331***0.00020100.326***0.00020160.296***0.00120110.344***0.00020170.256***0.00320120.347***0.00020180.297***0.00120130.358***0.00020190.254***0.000注:*㊁**㊁***分别表示在10%㊁5%㊁1%水平下显著,下同㊂(二)空间面板模型检验为保证模型估计有效性,减少模型设定偏误,本研究首先使用L M㊁稳健L M对S A R模型和S E M模型进行检验,以判定哪种模型更为合适㊂本研究以反地理距离权重矩阵为例进行检验,根据表3中的检验结果可知,L M检验结果总体显著,表明模型设定正确㊂另外,L R和W a l d的检验结果显示,S D M模示,应该选择固定效应模型㊂表3空间面板模型选择的相关检验结果检验方式统计值P值检验方式统计值P值L M-s p a t i a l l a g10.415***0.001L R-s p a t i a l l a g23.83***0.0000 R o b u s tL M-s p a t i a ll a g0.7780.378L R-s p a t i a l e r r o r7.94**0.0473 L M-s p a t i a l e r r o r66.597***0.000W a l d-s p a t i a l l a g22.03***0.0012R o b u s tL M-s p a t i a le r r o r56.960***0.000W a l d-s p a t i a le r-r o r20.10***0.0027(三)空间杜宾模型实证结果分析S D M模型的检验结果显示,环境规制及科技创新存在显著的空间影响,根据前文三种空间权重矩阵的设定方法,本研究分别使用邻接地理矩阵W1㊁反地理距离权重矩阵W2以及主要交通距离矩阵W3,使用双向固定效应模型进行检验,空间检验结果如表4所示㊂表4的空间检验结果显示,三种空间权重矩阵中,环境规制E R的本地效应为正且均在1%的水平下显著,表明环境规制对经济高质量发展具有正向影响,即本地区环境规制强度的提高有助于本地区经济发展质量的提升㊂据此,本文假设1得到验证㊂环境规制的邻地效应为负,表明邻近地区环境规制强度的提升会对本地区经济发展产生不利影响㊂科技创新R D的本地效应系数为正且在1%水平下显著,表明本地区科技创新对本地区经济高质量发展存在促进效应,本文假设2得到验证㊂科技创新的邻地效应在三种空间权重矩阵下均不显著,显示本地区科技创新并未对邻近地区经济发展产生预期的正向空间溢出㊂表4S D M模型的空间回归结果变量W1W2W3E R0.3220***(5.72)0.2707***(4.69)0.382719***(6.08)U R0.26097**(2.01)0.4539***(3.51)0.1747891(1.10)R D0.0043***(5.67)0.0049***(6.36)0.004102***(4.66)F D I-0.0021**(-2.46)-0.0019**(-2.21)-0.0004(-0.42)F A-0.0195***-0.0159***-0.0127**(续表)变量W1W2W3S T R-0.0347***(-2.73)-0.0453***(-3.41)-0.0563***(-4.31)W Y0.008159(0.10)-0.8048***(-3.20)-1.378834*** (-3.59)WE R-0.2363**(-2.02)-0.7870**(-0.76)1.5906*(1.91)WU R1.2234***(6.57)2.7270***(3.21)-3.448187*(-1.76)WR D0.0013(1.04)0.0062(1.25)0.0047(0.29)WF D I-0.0017(-0.91)-0.0172***(-2.76)0.0186(1.31)WF A-0.0097(-1.15)-0.0250(-0.87)0.0183(0.26)W S T R-0.0168(-0.61)0.0172(0.15)-0.3531(-1.40)为更好地考察本地区解释变量对本地区被解释变量的影响程度,以及邻近地区解释变量对本地区被解释变量的影响,表5还展示了S D M模型直接效应与间接效应的回归结果㊂表5的结果显示,环境规制E R对经济高质量发展影响的直接效应为正且在1%水平上显著,即本地区环境规制强度的提升可以显著促进本地区经济的高质量发展㊂环境规制与经济高质量发展的间接效应在W1㊁W2矩阵中系数为负且分别在5%和1%水平上显著,这表明邻近地区环境规制强度的上升会对本地区经济高质量发展产生不利影响,这可能是因为邻近地区环境规制强度的提升会导致一部分污染型企业向本地区转移,进而导致本地区经济发展质量有所降低,也可能是因为邻近地区环境规制强度的提升影响了本地区污染型企业向邻近地区的转移㊂科技创新R D对经济高质量发展的直接效应在W1㊁W2㊁W3矩阵中为正且在1%水平上显著,显示科技创新水平的提升会对本地区经济高质量发展产生显著的正向影响,不过科技创新对经济高质量发展的间接效应为正但并不显著,这或许说明我国科技创新存在显著的地区特性,现阶段我国科技创新的空间溢出效应还未能充分发挥,各地区科技创新水平的提升将着重促进本地区经济发展㊂就其他控制变量来说,城镇化水平对经济高质量发展的直接效应通过了5%与1%显著性检验且系数为正,说明城镇化水平的提升可以显著促进本地区经济的高质量发展㊂在W1㊁W2中,城镇化水平的间接效应显示,邻近地区城镇化水平的提升将会有利于本地区经济高质量发展,而W3中,城镇化的间接效应系数为负㊂通过对比其他矩阵实证结果,这或许说明城镇化是否有利于本地区经济高质量发展与两地之间的距离存在相关性㊂对外开放水平F D I对经济高质量发展的直接效应系数整体为负,可能是因为外商投资主要集中于中低端产业㊂对外开放水平F D I对经济高质量发展的间接效应系数为负但并不显著,表明本地区经济发展质量受邻近地区对外开放水平的影响较弱㊂三种权重矩阵的空间检验结果显示,固定资产投资F A对经济高质量发展的直接效应系数在1%水平上显著为负,表明固定资产定资产投资的空间影响较弱㊂除此之外,产业结构S T R与经济高质量发展的直接效应在三种权重矩阵中均通过了1%显著性检验,且系数为负,表明产业结构调整并不利于地区经济的高质量发展,这可能是因为第二产业在经济中的占比下降过快㊂产业结构与经济高质量发展的间接效应系数为负但并不显著,说明邻近地区产业结构调整对本地区经济发展质量的影响相对有限㊂表5S D M模型的直接效应与间接效应回归结果变量W1W2W3直接效应间接效应直接效应间接效应直接效应间接效应E R0.3200***(5.92)-0.2335**(-2.14)0.2977***(5.46)-0.6002***(-2.58)0.3512***(6.09)0.4856(1.26)U R0.2627**(2.08)1.2058***(6.24)0.3872***(2.94)1.4024***(2.74)0.1936***(2.65)-1.7097*(-1.87)R D0.0044***(6.02)0.0014(1.17)0.0049***(6.48)0.0014(0.51)0.0042***(5.19)0.00024(0.03)F D I-0.0021**(-2.36)-0.0017(-0.90)-0.0014(-1.59)-0.0093**(-2.34)-0.0009(-1.00)0.0090(1.26)F A-0.0197***(-4.43)-0.0102(-1.30)-0.0156***(-3.54)-0.0082(-0.50)-0.0138***(-2.76)0.0139(0.45)S T R-0.0342***(-2.78)-0.0143(-0.51)-0.0465***(-3.91)0.0358(0.56)-0.0479***(-4.05)-0.1223(-1.05)(四)分地区的空间异质性检验为进一步考察环境规制㊁科技创新对经济高质量发展的异质性影响,本研究将31个省份划分为东㊁中㊁西部三个地区,并基于反地理距离权重矩阵W2进行空间效应检验㊂表6的空间检验结果显示,东部与中部地区环境规制强度的提升对经济高质量发展的影响并不显著,而西部地区环境规制强度的提升则可以显著促进本地区经济增长㊂不过环境规制WE R的回归系数并不显著,表明邻近省份环境规制对本地区经济高质量发展无显著影响㊂科技创新在东㊁中部地区通过了1%显著性检验且系数为正,表明东㊁中部地区科技创新水平可以显著促进本地区经济高质量发展,其中WR D结果显示,东部地区各省份科技创新水平的提升也会对邻近省份产生积极影响,中部地区则无显著影响㊂西部地区科技创新水平对本地区经济发展质量无显著影响,说明西部地区各省份科技创新能力有待进一步提高,不过WR D结果显示,西部地区邻近省份科技创新水平的提升可以显著促进本地区经济高质量发展㊂表6分地区的空间异质性检验结果变量东部地区中部地区西部地区E R0.1229131(1.08)-0.0149162(-0.08)0.3805104***(5.56)U R0.5280334*0.3527979-0.417389*(续表)变量东部地区中部地区西部地区R D0.0063409***(6.41)0.0218437***(3.55)-0.002531(-0.51)F D I-0.0024544**(-2.33)0.0069521(1.40)0.0044739(1.01)F A-0.0080617(-1.18)-0.042355***(-4.28)-0.0092033 (-0.85)S T R-0.0130159(-0.44)-0.0348421(-0.62)-0.0239666(-1.00)W Y-0.9456534(-4.42)-0.3899038(-1.58)-0.4931072*(-1.88)WE R-0.2900336(-0.80)-0.9947818(-1.19)0.4112609(1.18)WU R1.945073**(2.07)0.4285542(0.49)-2.950304**(-1.96)WR D0.0069247*(1.71)0.0509971(1.80)0.0497592**(2.04)WF D I-0.0173405***(-4.71)-0.0274737(-1.41)0.0519531***(3.08)WF A-0.0306983(-0.72)-0.0510792(-1.00)-0.0322391(-0.60)W S T R-0.0137807(-0.11)-0.0843056(-0.57)0.1308722(0.89)(五)进一步的机制检验:技术创新的中介效应为检验环境规制是否会通过科技创新对经济高质量发展产生影响,本文设定如下中介模型[32-33]:(1)(2)(3)表7中的实证结果显示,γ1与λ2均显著,λ1也显著但系数变小,说明环境规制在影响经济高质量发展的过程中存在 创新补偿效应 ,环境规制可以促进科技创新,并通过科技创新对经济高质量发展产生影响,科技创新在环境规制对经济质量的影响中起着部分中介作用㊂表7中介效应模型回归结果变量模型1模型2模型3E R0.2351996*16.59337**0.3326725**(续表)变量模型1模型2模型3R D 0.0112092***(6.03)C o n s 0.2186584***(3.27)-6.61603*(-1.88)0.2503322***(3.87)控制变量Y E S Y E S Y E S R 20.82500.62420.8993五㊁研究结论与政策建议本研究首先对环境规制影响经济高质量发展的内在机理进行了理论分析,然后基于2008 2019年省级面板数据,运用S D M 模型实证检验了环境规制㊁科技创新对经济高质量发展的空间影响㊂S D M 模型的空间检验结果显示,环境规制能够促进本地区经济高质量发展,而邻近地区环境规制水平的提升则会对本地区经济高质量发展产生不利影响㊂科技创新也能够显著促进本地区经济的高质量发展,但邻近地区科技创新水平的提升对本地区的影响较为有限㊂其中,分地区的检验结果显示,东部地区各省份科技创新存在空间溢出效应,中部地区科技创新的空间溢出效应较弱,西部地区各省份科技创新水平有待进一步提高㊂另外,通过 三步法 考察环境规制的 创新补偿效应 发现,环境规制可以通过科技创新推动经济高质量发展,即科技创新在环境规制影响经济高质量发展的过程中存在部分中介效应㊂根据上述研究结论,可得出以下政策建议:一是各地区应着重营造绿色发展的良好社会氛围,增强企业绿色生产的责任意识,大力培养民众的绿色发展观念和绿色消费意识,推动绿色生产㊁绿色消费齐头并进,相互协同,并稳步提升环境规制强度,通过环境规制的倒逼机制来促进本地区经济的高质量发展㊂二是在稳步提升环境规制强度的同时,建立科技创新的激励机制,加强对企业绿色创新的引导,使企业成为地区科技创新的主体和领头羊㊂另外,还要加强各地区之间科技创新的协同和交流,以增强科技创新的空间溢出效应㊂三是根据各地区间的空间异质性,各地区应因地制宜采取差异化策略㊂对于中西部地区来说,东部地区的产业转移可以促进本地区经济发展,但中西部地区在承接产业转移的同时需要增强环境保护的责任意识,限制高污染企业的迁入,强化科技创新对于促进本地区经济高质量发展的关键引领作用,增强地区间的科技交流,走出一条创新与生态文明建设并行的发展道路㊂参考文献:[1]P O R T E R M E .A m e r i c a s g r e e n s t r a t e g y[J ].S c i e n t i f i cA m e r i c a n ,1991(4):168.[2]B E R MA N E ,B U I LT M .E n v i r o n m e n t a l r e g u l a t i o n a n d p r o d u c t i v i t y :e v i d e n c e f r o mo i l r e f i n e r i e s [J 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Effects of FDI and OFDI on Green Total Factor Productivity in China: An Analysis Based on Spatial
Econometric Models
作者： 冯严超[1];王晓红[2];胡士磊[3]
作者机构： [1]郑州大学商学院,河南郑州450001;[2]哈尔滨工业大学经济与管理学院,黑龙江哈尔滨150001;[3]哈尔滨工业大学经济管理学院,山东威海264209
出版物刊名： 中国管理科学
页码： 81-91页
年卷期： 2021年 第12期
主题词： 外商直接投资;对外直接投资;绿色全要素生产率;空间杜宾模型
摘要：面对错综复杂的国际形势、艰巨繁重的国内改革发展稳定任务特别是新冠肺炎疫情的严重冲击,有必要从宏观层面研究FDI与OFDI在影响中国GTFP时是否存在协同效应,以突出国际化问题研究的整体性、系统性和关联性.本文选取中国对外直接投资和外商直接投资的宏观统计数据,在设置四种空间权重矩阵的基础上,利用空间计量模型系统分析了FDI、OFDI及其交互项对中国GTFP的影响.结果发现,FDI对中国GTFP的影响在统计上并不显著;OFDI对中国GTFP具有一定的促进作用;忽略中国GTFP动态效应的影响时,FDI与OFDI仅在人力资本矩阵假设下存在促进中国GTFP的协同效应;考虑中国GTFP动态效应的影响时,FDI与OFDI在促进中国GTFP上存在地理属性的协同效应.本文的研究对于"引进来"与"走出去"国际化战略的实施,以及促进形成国际国内双循环的新发展格局,都有重要的战略意义和实践价值.。

产业集聚、空间关联与绿色生产效率--基于非期望投入要素的非径向松弛SBM与空间杜宾模型温科;李常洪【期刊名称】《企业经济》【年(卷),期】2024(43)1【摘要】产业集聚与空间关联对绿色生产效率的影响机制是实践城市绿色发展理念的关键问题。

在构建改进后的“非径向松弛SBM”的基础上,运用2010—2020年的中国285个城市面板数据构建空间杜宾模型,实证探讨了空间关联在产业集聚对绿色生产效率影响过程中的作用。

研究发现:产业集聚与空间关联分别对绿色生产效率具有显著的“倒U型”与“U型”影响;空间关联增强了产业集聚对绿色生产效率的边际效应;产业集聚与空间关联分别对绿色生产效率具有负向与正向的空间溢出效应;产业集聚、空间关联对于绿色生产效率的影响具有空间区位、教育水平、环境规制以及发展规模等方面的异质性。

因此,应该引导当地企业基于产业链分工形成高质量的空间集聚;以产业链与价值链的升级带动自身资源利用效率的提升;促进不同类型城市绿色生产的协同发展。

【总页数】11页(P54-64)【作者】温科;李常洪【作者单位】邯郸学院经济管理学院;山西大学经济管理学院【正文语种】中文【中图分类】F061.5【相关文献】1.农业信息化、空间溢出效应与农业绿色全要素生产率\r——基于SBM-ML指数法和空间杜宾模型2.产业协同集聚影响全要素生产率的空间效应研究——基于246个城市的空间杜宾模型实证3.我国物流产业绿色效率及区域空间特征——基于非期望产出的SBM 模型4.中国区域绿色生产效率研究——基于三阶段Undesirable-SBM与空间杜宾模型5.农地经营规模对农业绿色全要素生产率的影响研究——基于SBM-ML指数法和空间杜宾模型因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

数字化对制造业和物流业融合发展的影响研究——基于中介效应模型与空间误差模型的实证分析
万艳春;陈羿彤
【期刊名称】《工业技术经济》
【年(卷),期】2024(43)7
【摘要】制造业与物流业的融合发展是推进物流业降本增效、促进制造业转型升级的必由之路,数字化发展为其提供了重要的资源基础和技术支撑。

本文在梳理理论机制的基础上,分别测算两业协调发展水平与数字化发展水平,并利用空间误差模型探索数字化发展对两业融合的影响。

结果表明:研究期内两业协调发展水平表现出上升趋势,且存在空间集聚特征。

数字化发展显著促进了两者的融合,且该推动效应在我国东部和西部地区更为显著。

科技创新是重要中介机制,能够加速融合进程,且存在区域异质性。

【总页数】11页(P3-13)
【作者】万艳春;陈羿彤
【作者单位】华南理工大学电子商务系
【正文语种】中文
【中图分类】F424;F259
【相关文献】
1.农村产业融合发展认知对返乡农民工创业能力的影响--基于复合多重中介效应模型的实证检验
2.数字金融、技术创新与制造业高质量发展——基于中介效应模型
和门槛效应模型的实证检验3.数字经济对城乡融合发展影响研究——基于中介效应模型实证检验4.不同类型环境规制对制造业绿色全要素生产率的影响效应研究——基于DEA-Malmquist指数法与空间误差模型的实证分析5.数字经济发展如何促进中国城市制造业出口升级?——基于中介效应模型与空间杜宾模型的实证分析
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我国他方政舟非税收入克争的嬉长数应研允—基于空间杜宾模型的经验分析李波，张胜利（云南大学经济学院，昆明650500）内容提要：本文利用我国2008—2017年省级面板数据，采用空间杜宾模型研究非税收入空间竞争的增长效应。

结果显示：虽然区域非税收入会显著促进区域经济增长，但区域间非税收入竞争不利于区域经济增长；并且，非税收入及其空间竞争的增长效应存在显著的结构性差异，其中，政府名义或特权类非税收入及其空间竞争均有利于区域经济增长，国有产权类非税收入及其空间竞争对区域经济增长的影响是一正一负，而行政事业性收费对区域经济增长的促进作用仅体现于空间竞争，罚没收入及其空间竞争则对经济增长无影响；进一步地，由于各区域非稅收入负担程度、各项非税收入依据及征收性质的差异，非税收入及其空间竞争的增长效应在东、中、西三大区域内的表现也不尽相同，且各类非税收入在各大区域内的影响也存在显著的结构差异。

结论表明，在“减税降费”政策调整的现实背景下，各区域应合理把握不同类别非税收入在经济增长中的作用，避免陷入“无序竞争”。

关键词：非税收入；非稅收入竞争；结构性差异；区域差异性；经济增长中图分类号：F061.5文献标识码：A文章编号：1001-148X（2021）01-0032-11—、引言改革开放后，为充分提高经济活力，发挥地方政府主观能动性，我国建立了财政分权体制和相对考核机制，在地方政府间引入竞争，推动我国经济大幅度增长⑴。

然而，分权体制使地方政府成为在财政和资源配置方面拥有自主权和配置权的独立经济利益体的同时，竞争机制则使得地方政府为实现经济发展、政治晋升及辖区利益最大化而在税收资源及生产要素方面产生不同程度的竞争X。

但是，随着“营改增”和“减税降费”的政策实施及中央-地方财政收入分成的改变，地方政府收支矛盾加剧，地方政府间的税收竞争操作空间被大幅度压缩。

为此，地方政府纷纷把扩张财政收入的目光转向于立项征收和资金管理方面更加灵活性的非税收入（如土地出让金、罚没收入等），非税收入规模大幅度扩张阪。

产业升级、空间溢出与经济增长质量——基于空间杜宾模型的实证分析胡承河;李强【摘要】文章通过主成分分析方法对我国30个省(市、区)1997-2014年的经济增长质量指数进行测算,并运用空间面板杜宾模型就产业升级对我国经济增长质量影响进行实证分析,研究表明:(1)我国经济增长质量自1997年以来总体上呈现上升趋势,经济质量不断提高.但不同省域的增速有差异,具体而言,青海、广东和江苏三省(市)经济效益显著,经济质量有较大幅度提高,而广西、福建和河北三省经济效益不佳,经济质量还有待提高.(2)从差分广义矩估计回归结果可知,解释变量产业升级、人力资本及创新系数为正且都高度显著,表明产业升级、人力资本提高及技术创新是提高经济增长质量的关键因素.而变量制度系数为负且通过了10％的显著性水平,表明制度变迁在短期内抑制了经济增长质量的提高.(3)产业升级、人力资本及创新等解释变量对相邻空间单元的经济增长质量指数存在正向的溢出效应,且产业升级程度每提高1％将使经济增长质量值提高0.256％,表明了产业升级改善了经济增长质量.【期刊名称】《重庆工商大学学报（社会科学版）》【年(卷),期】2018(035)001【总页数】8页(P73-80)【关键词】经济增长质量;空间自相关;莫兰指数;变异系数【作者】胡承河;李强【作者单位】安徽财经大学经济学院,安徽蚌埠233030;安徽财经大学经济学院,安徽蚌埠233030【正文语种】中文【中图分类】F061.5经济增长不仅注重数量的增加更加注重质量的提升。

当前我国经济处于经济新常态，转变经济发展方式、提高经济增长质量成为决定我国经济发展的关键因素。

2015年我国经济几个核心经济指标间的联动性出现背离，经济增长持续下行与CPI持续低位运行，居民收入增加而企业收入降低，消费上升而投资下降等，中国经济面临产业结构调整、产业转型升级等重大挑战，故本文在新常态和供给侧改革的背景下探讨产业升级是否提高了我国经济增长质量，希冀为产业转型升级和经济增长质量的提高贡献良策。

产业经济Һ㊀数字经济对产业结构升级的影响研究基于空间杜宾模型冯红红摘㊀要:文章选取了２００７~２０１６年中国省级面板数据ꎬ分析了数字经济和产业结构升级在我国的分布格局和空间依赖性ꎬ并通过构建空间杜宾模型ꎬ检验了数字经济对我国产业结构升级的空间影响ꎮ结果显示ꎬ数字经济和产业结构升级存在显著的空间相关性ꎬ具有 高高集聚 低低集聚 的特点ꎻ数字经济不仅能够促进本地产业结构升级ꎬ而且能够影响邻近地区的产业结构升级ꎮ关键词:数字经济ꎻ产业结构升级ꎻ莫兰指数ꎻ空间杜宾模型一㊁引言与文献综述近年来ꎬ随着中国互联网㊁大数据㊁云计算㊁人工智能等技术的快速发展ꎬ我国数字经济发展迅猛ꎮ同时ꎬ中国经济进入 新常态 ꎬ更加注重发展质量ꎬ因此ꎬ加快产业结构调整㊁推进产业结构向中高端升级显得尤为重要ꎮ数字经济的发展已融入各个领域ꎬ在促进产业结构升级方面的作用也日益凸显ꎮ一方面ꎬ数字经济是以互联网㊁大数据等信息技术为基础ꎬ具有互联互通㊁共享等特性ꎬ能够压缩时空距离㊁突破地理距离限制进行高效的信息传递ꎬ因此ꎬ一个地区数字经济发展水平对关联区域也会产生空间溢出效应ꎻ另一方面ꎬ数字经济通过与传统产业相结合ꎬ促进经济迅速增长ꎬ驱使产业结构向中高端迈进ꎮ关于数字经济与产业结构转型升级之间的关系ꎬ张永庆等(２０２０)利用因子分析法测算了我国３０省市的数字经济发展水平ꎬ得出数字经济能促进区域产业结构转型升级的结果ꎻ林宇豪等(２０２０)基于要素流动视角下ꎬ研究表明我国各地区数字表现出一定的集聚效应ꎬ在数字经济发展水平较高的地区ꎬ周边的数字经济发展水平也较高ꎬ且显著促进了各地区产业结构转型升级ꎮ文章通过２００７~２０１６年省级面板数据ꎬ分析了数字经济和产业结构升级的空间溢出效应ꎮ二㊁模型设计㊁变量选取与数据来源(一)模型设计文章采用空间杜宾模型(ＳＤＭ)ꎮＳＤＭ是常用空间模型中更一般的形式ꎬ可以同时考察因变量和自变量的空间相关性ꎬ还能通过检验确定其是否会化简为ＳＬＭ或ＳＥＭꎮ基于此ꎬ文章将模型设置为:ＩＳｉｔ＝α０＋ρＷｉｊＩＳᶄｔ＋β０ｄｉｇｉｔ＋ðγＸｉｔ＋μｉ＋λｔ＋εｉｔ(１)其中ꎬＩＳｉｔ为被解释变量ꎬ表示ｉ省份在ｔ年的产业结构升级水平ꎬＷｉｊＩＳᶄｔ指其他省份产业结构升级水平的空间加权ꎬρ为空间回归系数ꎬ表明邻近地区产业结构升级对本地区产业结构升级影响的方向和程度ꎻ解释变量ｄｉｇｉｔ表示表示ｉ省份在ｔ年的数字经济水平ꎬＸｉｔ为控制变量ꎻＷｉｊ是空间权重矩阵ꎮ(二)变量选择１.产业结构升级的衡量文章借鉴曹芳芳等(２０２０)的研究ꎬ选用产业结构系数来衡量是产业之间的结构转变ꎬ公式为:ＩＳ＝ð３ｉ＝１ｉˑＹｉＹæèçöø÷ꎬ１ɤＩＳɤ３(２)其中ꎬｉ＝１ꎬ２ꎬ３ꎬ表示产业结构ꎬＹｉ和Ｙ分别表示各省第ｉ产业产值和总产值ꎻＩＳ值越大ꎬ说明其产业结构升级水平越高ꎻ反之ꎮ２.数字经济的衡量文章的数字经济数据借鉴了李晓钟等(２０２０)对我国３０个省份数字经济发展水平的测算ꎮ３.控制变量选择经济发展水平(ＰＧＤＰ)ꎬ用各省人均ＧＤＰ表示ꎻ外商直接投资(ＦＤＩ)ꎬ使用各省实际利用外商直接投资总额占生产总值的份额表示ꎮ由于ＦＤＩ是用美元表示的ꎬ文章用各年的平均汇率将其折算为人民币ꎻ政府干预程(ＧＯＶ)ꎬ使用各地区政府财政支出占地区ＧＤＰ比重来衡量ꎻ人力资本水平借鉴李爱真(２０２０)采用各省市本㊁专科在校生与各省当年总人数之比表示ꎮ４.空间权重文章定义若两个省份相邻则为１ꎬ如果两个省份不相邻则为０ꎬ构建中国３０个省(西藏和港澳台地区除外)的空间邻接权重ꎮＷ１＝０ꎬ当ｉ＝ｊ时１ꎬ当ｉʂｊ时{(三)数据来源文章以２００７~２０１６年中国３０个省(市㊁自治区ꎬ不含港㊁澳㊁台和西藏)的面板数据为样本ꎬ主要数据来源为«中国统计年鉴»以及各省份统计年鉴ꎬ数字经济数据借鉴了李晓钟等(２０２０)的研究ꎮ出于数据平稳的考虑ꎬ实证前对各控制变量采取了对数化处理ꎮ三㊁空间自相关分析进行空间面板回归之前ꎬ首先需对核心变量进行空间性检验ꎬ检验其是否存在空间性ꎮ使用莫兰指数(Ｍｏｒａｎ ｓＩ)进行检验ꎮ(一)全局空间自相关度量根据２００７~２０１６年３０个省份的面板数据ꎬ基于空间邻接矩阵ꎬ分年度计算数字经济㊁产业结构升级的Ｍｏｒａｎ ｓＩ指数ꎬ如表１所示ꎮ２００７~２０１６年我国数字经济的Ｍｏｒａｎ ｓＩ均大于０且至少在５％的水平上显著ꎬ除个别年份外ꎬ产业结构升级的Ｍｏｒａｎ ｓＩ指数也均大于０且通过５％或１０％的显著性水平检验ꎮ这说明我国数字经济和产业结构升级的空间分布表现为正的空间自相关性ꎬ并非是完全随机状态ꎬ在空间５２上趋于集聚ꎬ也说明将空间影响纳入模型分析是合理且有必要的ꎮ表１㊀２００７~２０１６年全局Ｍｏｒａｎ ｓＩ指数情况年份数字经济产业结构升级Ｍｏｒａｎ ｓＩＺ统计量Ｍｏｒａｎ ｓＩＺ统计量２００７０.１８７∗∗２.２９１０.０６７１.０２６２００８０.２０３∗∗∗２.４３２０.０８０１.１６５２００９０.２０８∗∗∗２.４８００.０９３１.２７７２０１００.２１２∗∗∗２.５１９０.１２５∗１.５８４２０１１０.２１３∗∗∗２.５１９０.１２６∗１.５９４２０１２０.２１４∗∗∗２.５１８０.１３３∗∗１.６５３２０１３０.２１７∗∗∗２.５３２０.１３４∗∗１.６６４２０１４０.２２２∗∗∗２.５６１０.１１７∗１.４９７２０１５０.２２１∗∗∗２.５４１０.１０２∗１.３４６２０１６０.２１９∗∗∗２.５２００.１０５∗１.３５１㊀㊀注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别表示在１％㊁５％㊁１０％的水平下显著ꎮ下同ꎮ(二)局部空间特征分析全局Ｍｏｒａｎ ｓＩ指数反映了空间相关性的总体趋势ꎬ但是无法对局部区域之间的差异进行描述ꎮ文章也做了２０１６年各省份数字经济和产业结构升级的局部莫兰指数来检验每个区域与其周边地区之间的空间差异ꎮ结果显示ꎬ绝大部分省份的观测值位于第一和第三象限ꎬ说明我国数字经济和产业结构升级发展具有明显的 高高集聚 和 低低集聚 特征ꎻ数字经济与产业结构升级二者均在第三象限的占比均高ꎬ说明我国绝大多数省域的数字经济和产业结构发展水平都较为低下ꎻ此外ꎬ除 高高集聚 和 低低集聚 ꎬ还有少数省份位于第二和第四象限ꎬ这两个象限中的省份表明数字经济和产业结构升级发展水平极不均衡ꎮ四㊁空间计量实证结果与分析(一)模型选择检验文章通过ＬＲ检验ＳＤＭ是否可以转换为ＳＬＭ或ＳＥＭꎬ检验结果显示ＬＲ＿ｌａｇ值和ＬＲ＿ｅｒｒｏｒ值分别为５９.０３与５４.４１ꎬ均在１％的显著性水平上拒绝原假设ꎬ表明ＳＤＭ模型是最优的ꎮＨａｕｓｍａｎ检验结果也在５％的水平上拒绝了采用随机效应模型的原假设ꎬ分别采用空间固定㊁时间固定和时空双固定效应进行回归ꎬ在综合考虑拟合优度㊁变量显著性两方面的因素ꎬ选定时间固定效应模型应用于文章的研究ꎮ(二)空间杜宾模型的估计结果与分析表２㊀２００７~２０１６我国数字经济影响产业结构升级的空间杜宾模型回归结果变量模型(１)模型(２)ｄｉｇ０.００９６∗∗∗０.００９２∗∗∗ｌｎＰＧＤＰ－０.０３００∗∗ｌｎＦＤＩ－０.０１３３∗∗∗ｌｎＧＯＶ０.０６２４∗∗∗ｌｎＨＣ－０.０１３５ｗˑｄｉｇ０.００１４０.００３４∗∗∗ｗˑｌｎＰＧＤＰ－０.０７８９∗∗∗ｗˑｌｎＦＤＩ０.０１１５ｗˑｌｎＧＯＶ－０.０３０５续表变量模型(１)模型(２)ｗˑｌｎＨＣ０.１１５７∗∗∗ρ－０.３５４１∗∗∗－０.３５７９∗∗∗Ｒ２０.８５１９０.８７４４Ｌｏｇ－ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ５０９.１５０５５５２.２１７０Ｎ３００３００㊀㊀模型(２)加入控制变量后ꎬ核心解释变量ｄｉｇ的回归系数为０.００９２ꎬ在１％的统计水平显著ꎬ与模型(１)基本一致ꎬ表明数字经济每增加１个百分点ꎬ则显著促进产业结构升级提高０.００９２个单位ꎬ即数字经济对产业结构升级具有显著的促进作用ꎮ其次ꎬ加入控制变量后ꎬ数字经济对产业结构升级的空间溢出效应为０.００３４ꎬ数字经济通过压缩时空距离进行高效的信息传递ꎬ从而影响邻近地区的产业结构升级ꎮ最后ꎬ从空间自相关系数ρ来看ꎬ产业结构升级存在着显著的负向影响ꎬ说明邻近地区产业结构升级的提高并不能带动本地产业结构升级的上升ꎬ相反会阻碍本地产业结构升级进程ꎬ可能的原因是各省份基础条件㊁经济发展等方面差异较大ꎬ邻近省份的发展模式并不能被完全模仿㊁借鉴ꎬ不一定符合本地区产业结构发展情况ꎮ(三)空间杜宾模型效应分解空间杜宾模型的直接效应反映本地区域数字经济对本地区产业结构升级产生的影响ꎻ间接效应即空间溢出效应ꎬ反映本地区数字经济对邻近地区产业结构升级产生的影响ꎮ分解结果见表３:表３㊀空间杜宾模型直接效应和溢出效应分解变量直接效应间接效应总效应系数ｚ值系数ｚ值系数ｚ值ｄｉｇ０.００９２∗∗∗２４.０３０.００００５０.１００.００９２∗∗∗１７.８９ｌｎＰＧＤＰ０.０３７０∗∗∗２.６８－０.０７２９∗∗∗－４.４３－０.０３５９∗∗－２.５０ｌｎＦＤＩ－０.０１４７∗∗∗－４.１１０.０１３５∗１.８７－０.００１３－０.１６ｌｎＧＯＶ０.０６７３∗∗∗６.４３－０.０４４０∗∗－２.２９０.０２３３１.２４ｌｎＨＣ－０.０２２６∗∗－２.３５０.０９７６∗∗∗５.４１０.０７５０∗∗∗４.６８㊀㊀第一ꎬ核心解释变量的直接效应和间接效应ꎮ数字经济对本地产业结构升级有显著的促进作用ꎬ能够促进产业结构升级ꎮ事实上ꎬ数字经济通过与传统产业结合ꎬ可以提高生产效率㊁降低生产成本ꎬ以此加快产业结构升级ꎮ数字经济的间接效应系数为０.００００５ꎬ未通过统计检验ꎬ可能的原因是我们仅基于地理位置邻接的考虑忽略了其他因素ꎮ第二ꎬ控制变量的直接和间接效应ꎮ经济发展的直接效应系数为０.０３７０ꎬ表明一个地区的经济发展确实能够显著促进本地区产业结构升级ꎬ但对邻近省份的空间外溢不显著ꎮ外商直接投资直接效应和间接效应系数为－０.０１４７和０.０１３５ꎬ外商直接投资通过增加物质资本积累阻碍了本地产业结构升级ꎬ这可能是因为外资进入后投资的产业㊁行业不合理ꎬ也可能是因为引进外资ꎬ容易形成技术依赖ꎬ不利于我国产业结构升级ꎮ政府干预能够推动本地产业结构升级ꎬ却不利于与其具有空间关联地区的产业结构升级ꎬ因地方政府间ＧＤＰ比较㊁官员晋升等因素的存在ꎬ一个省份财政支出的增加会诱导周边地区增加财政支出ꎬ但不同地区产业发展基础和情况不同ꎬ这种畸形竞争会造成政府干预的负向溢出效６２产业经济Һ㊀应ꎮ人力资本的间接效应为０.０９７６ꎬ说明人力资本的提高具有显著的正溢出效应ꎬ能够促进邻近地区产业结构升级ꎮ五㊁主要结论㊁建议与不足文章通过选取３０个省份２００７~２０１６的面板数据为研究样本ꎬ得出以下结论:１.我国数字经济和产业结构升级在空间分布上并非完全随机的ꎬ而是呈现出一种集聚状态ꎬ具体表现为 高高集聚 和 低低集聚 特征ꎮ２.数字经济不仅能够促进本地产业结构升级ꎬ而且能够通过压缩时空距离㊁突破地理距离限制高效的传递信息ꎬ从而影响邻近地区的产业结构升级ꎮ基于研究结论ꎬ提出以下建议ꎮ首先ꎬ针对我国各省数字经济发展不均衡的问题ꎬ应推动各地区数字经济基础设施及资源共享建设ꎬ加快５Ｇ商用㊁大数据模式的构建和应用ꎬ同时巩固和加强数字经济所带来的优势ꎻ其次ꎬ人力资本能够推动产业结构升级的空间溢出效应表明ꎬ应培养技术型人才ꎬ充分释放其对产业结构升级的空间贡献能力ꎮ最后文章仍有不足之处:一方面由于考虑了数据的获得性ꎬ仅采用了一种空间邻接矩阵进行分析ꎻ另一方面ꎬ对于产业结构升级的刻画还有待进一步细化ꎬ后续可以从产业结构高级化和产业结构合理两方面分别进行研究ꎮ参考文献:[１]魏萍ꎬ陈晓文.数字经济㊁空间溢出与城乡收入差距 基于空间杜宾模型的研究[Ｊ].山东科技大学学报(社会科学版)ꎬ２０２０ꎬ２２(３):７５－８８.[２]张于喆.数字经济驱动产业结构向中高端迈进的发展思路与主要任务[Ｊ].经济纵横ꎬ２０１８(９):８５－９１. 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[９]江三良ꎬ纪苗.技术创新影响产业结构的空间传导路径分析[Ｊ].科技管理研究ꎬ２０１９ꎬ３９(１３):１５－２３.作者简介:冯红红ꎬ兰州财经大学ꎮ(上接第８页)预算工作量较大ꎬ医院院领导㊁医护人员职能部门的职工都要提高对预算工作的重视ꎬ不要仅仅认为预算是财务部门工作事项ꎬ需要所有部门密切地配合协作ꎬ才能够保证预算工作更加全面ꎬ预算与业务活动深度的融合ꎬ通过预算来调配单位的医疗服务资源ꎮ(二)应用合理预算编制方法在预算方案编制时ꎬ预算方法编制与财务报表编制一样ꎬ都需要选择恰当编制方法ꎮ同时ꎬ预算部门要针对医院总院分院ꎬ做好预算设计ꎬ逐步汇总各科室各分院的预算信息ꎬ提高预算方案编制精准度和科学性ꎮ零基预算是目前医院中比较常用的方法ꎬ它不会以医院过去运营活动作为基础ꎬ要从医院的运营实际出发ꎬ分析目前预算工作经济性㊁合理性ꎬ并考虑对医院内外部运营环境因素ꎬ使预算覆盖全院职能科室和医疗科室的三级预算审核管理平台ꎬ加强对各专项经费的控制ꎮ(三)加强预算控制和考核为了能够促进医院预算落实ꎬ通过利用预算工具加强各经营活动管理控制ꎬ强化预算管控ꎬ认真核实每一项医疗服务资金的支出是否符合预算编制的原则ꎮ预算管控要对医院运营中存在的风险和问题ꎬ采取恰当纠偏措施ꎬ在预算管控时ꎬ可以分为事前㊁事中的控制ꎬ对一些不太容易区分的项目ꎬ可以考虑采用柔性管控方式ꎮ在实际的项目执行中ꎬ将刚性控制和柔性控制相融合ꎬ对医院内资本性预算项目ꎬ不能够超出预算目标ꎬ对于办公经费超出预算ꎬ要给管理人员提出警示ꎮ预算融入于医院各项医疗活动中ꎬ医院在购置资产期间ꎬ要认真比对设备供应商的品牌㊁报价和质量ꎬ做好全面的分析ꎬ以此才能够保证供应商提供的医疗仪器设备质量达标ꎮ医院与供应商签订合同ꎬ安装设备㊁履行合同ꎬ做好医疗器械设备资产的入库检查和设备日常管理维护ꎮ在医院内部ꎬ实施奖惩机制ꎬ来激励职工落实预算方案ꎮ四㊁结束语全面预算是建立在科学业务预测分析基础上ꎬ使用先进管理工具ꎬ公立医院要实现未来全局长远的发展ꎬ就要医院医务人员提升预算管理思想意识ꎬ编制合理预算管理制度ꎮ医院采取恰当预算方法来加大推动预算工作执行ꎬ并使全面预算能够与医院未来的发展目标相承接ꎬ来逐步推动预算工作规范化发展ꎮ参考文献:[１]田永生ꎬ吴君ꎬ于小卫.业财融合下公立医院全面预算管理的实现路径[Ｊ].卫生经济研究ꎬ２０１９ꎬ３７(１２):６５－６８. [２]何晓宇ꎬ杨缪ꎬ高彩兰.公立医院全面预算管理共性问题与改进措施[Ｊ].中国医院ꎬ２０１９ꎬ２３(８):６９－７１. [３]王倩.基于ＨＲＰ的公立医院全面预算管理信息化实践[Ｊ].会计师ꎬ２０１９(２０):６０－６１.作者简介:朱敏ꎬ徐州市传染病医院ꎮ７２。

空间杜宾模型研究述评摘要：随着现代地理信息技术的快速发展和空间数据的逐步完善，建立在观测值独立性假设基础上的传统计量经济模型逐渐受到挑战，通过对空间效应的适当设定，将空间因素纳入计量经济分析成为计量领域重要的研究趋势。

由于空间杜宾模型将自变量、因变量的空间效应都纳入模型中，对空间变量之间的关系具有更好的解释能力，在空间计量模型的实际应用中占据重要地位。

关键词：空间杜宾模型；空间计量经济；空间效应一、空间杜宾模型的基本思想20世纪70年代以来，地理信息技术的快速发展促进了空间数据的日益丰富。

空间数据的发展引起了许多学者在区域发展领域对空间区位因素的关注与考察，空间效应导致传统计量经济学中变量的独立性假设及回归参数的可靠性受到巨大质疑，空间计量经济学应运而生。

Anselin（1988）提出空间计量经济学的经典定义，将经济活动的空间相互作用和空间结构问题纳入计量经济学的考虑范围，建立空间计量经济模型。

他认为，影响变量之间空间关系的空间效应分为空间相关性和空间异质性。

引入空间效应是空间计量经济学与传统计量经济学的主要区别。

空间相关性指区位位置不同的各变量之间相互影响，即不同空间区位上的观测值具有一致性，如外溢性、邻近效应等导致某变量对周围其他变量产生影响，数学表达式为：y i =f (yj) , (j=1,2,...,n,j≠i)空间异质性指区位位置不同导致的空间中各变量存在很大差异，即不同空间区位上的观测值具有独特性，如中心——外围效应，数学表达式为：y i =Xβi+εi式中，参数βi反映了空间差异性，若参数βi在不同空间单元上有所变动，表示存在空间差异；若βi在所有的空间单元上都相等，则不存在空间差异性。

空间计量模型的一般公式如下:Yi=ρW1Y+Xiβi +δW2X+μi，μi=λW3μ+γW4ε+ εiW1代表被解释变量的空间权重矩阵，W2代表解释变量的空间权重矩阵，W3 代表误差项的空间权重矩阵，W4代表随机扰动项的空间权重矩阵。

国家审计能够促进城市全要素生产率提升吗？--基于空间杜宾
模型分析
唐凯桃;许婧;李小涛;郑伟宏
【期刊名称】《财经理论与实践》
【年(卷),期】2022(43)6
【摘要】以全要素生产率度量城市发展水平,考察国家审计对城市高质量发展的影响及其空间溢出效应。

研究发现,国家审计功能作用发挥提高了城市全要素生产率,同时,国家审计对城市全要素生产率的影响具有负向的空间溢出效应。

进一步分析表明,国家审计可通过提高技术效率、规模效率以及技术创新水平,进而促进本城市全要素生产率提升;国家审计对城市全要素生产率的影响,因地方金融发展水平不同而存在显著差异;此外,国家审计对城市全要素生产率的影响还存在动态效应。

【总页数】7页(P94-100)
【作者】唐凯桃;许婧;李小涛;郑伟宏
【作者单位】重庆理工大学会计学院;湛江科技学院管理学院;四川师范大学商学院【正文语种】中文
【中图分类】F239.44;F49;F124.
【相关文献】
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3.国家审计促进地方公共服务供给的影响机制—
—基于省级面板空间杜宾模型的实证分析4.金融聚集能促进科技创新效率提升吗?——基于粤港澳大湾区空间杜宾模型的实证分析5.国家审计能否促进农村脱贫?——基于空间杜宾模型的检验
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