对外贸易对我国省级经济增长的影响——基于空间杜宾模型的实证研究

基于VAR模型的我国对外贸易与经济增长的实证研究随着全球化的发展，国际贸易对于一个国家的经济增长起到了重要的推动作用。

中国作为一个出口导向型经济体，在对外贸易方面具有显著的优势。

本文将使用VAR模型对中国的对外贸易与经济增长之间的关系进行实证研究。

VAR模型是一种多变量时间序列分析方法，它能够捕捉不同变量之间的动态相互关系。

首先，我们需要明确研究的变量。

在本文中，我们将选取我国的进口、出口和经济增长率作为研究变量。

数据的选取应该具有代表性，可以从各种官方统计年鉴、贸易报告和经济数据等渠道获得。

首先，我们需要对数据进行单位根检验，以确定它们的平稳性。

平稳性是VAR模型分析的基础，如果变量不平稳，则需要进行差分处理，将其转化为平稳序列。

接下来，我们可以通过计算相关系数来初步探索变量之间的关系。

相关系数可以衡量变量之间的线性相关性，可以帮助我们了解它们之间的动态关系。

然后，我们可以建立VAR模型。

VAR模型可以通过最小二乘估计法估计出各个变量之间的系数，并得到模型的误差项。

根据模型的误差项可以进行一系列的统计检验，以验证模型的拟合优度和显著性。

还可以通过模型的残差进行序列相关性检验，从而确定模型是否具有自相关性。

最后，我们可以使用VAR模型进行预测分析。

VAR模型可以根据历史数据来预测未来的变化趋势。

通过对对外贸易与经济增长的关系进行实证研究，我们可以预测出对外贸易的增长情况对经济的影响。

在实证研究的过程中，我们还可以引入其他的控制变量，如外汇储备、汇率、物价水平等，以更加全面地考虑这些变量对对外贸易与经济增长之间关系的影响。

总之，基于VAR模型的实证研究可以帮助我们深入了解我国对外贸易与经济增长之间的关系。

通过对数据的分析和模型的建立，我们可以揭示出对外贸易对于经济增长的作用机制，为政府制定相关对外贸易政策提供科学依据。

Financial Development,Industrial Upgrading and Export of High-tech Products——Empirical Research Based on the Spatial Dubin Model and Mediation
Effect
作者： 杜昕倩[1]
作者机构： [1]中南财经政法大学经济学院,武汉430070
出版物刊名： 经济问题探索
页码： 51-67页
年卷期： 2021年 第4期
主题词： 金融发展;产业升级;高技术产品出口;空间杜宾模型
摘要：高新技术产品出口是反映一个国家经济技术发展水平的重要指标.选取63个经济体2003-2017年面板数据构建空间杜宾模型,结合中介效应的分析方法研究一国金融发展对高技术
产品出口的影响.结果表明:金融发展可以促进高技术产品出口,产业升级可以成为金融发展影响高技术产品出口的中介变量;对于不同收入水平的经济体,金融发展对其高技术产品出口的影响存在
差异;直接金融发展和间接金融发展均对高技术产品出口有促进作用,但效率存在差异.根据研究结论,我国要进一步深化金融市场改革,加快产业结构调整,鼓励技术创新.。

Research on the Spillover Effect of Financial Development on Regional Innovation
Efficiency:Based on Spatial Dubin Model 作者： 贠菲菲[1];王元地[2];潘雄锋[3]
作者机构： [1]中共南京市委党校,南京210001;[2]四川大学商学院,成都610064;[3]大连理工大学经济管理学院,辽宁大连116023
出版物刊名： 技术经济
页码： 82-87页
年卷期： 2019年 第10期
主题词： 金融发展;技术创新效率;DSBM;空间溢出效应
摘要：由于空间异质性的影响,金融发展与技术创新效率的关系用传统空间同质性假设很难解释。

为此,研究采用2005—2017年的省级面板数据,首先通过DSBM模型对省际技术创新效率进行合理测度,并基于此运用空间杜宾模型来检验空间溢出效应。

研究表明:我国东部地区、中部地区、西部地区的技术创新效率依次递减且技术创新效率提升潜力很大;整体而言,金融发展规模和金融效率对于地区自身技术创新效率存在正向影响,然而二者对于邻近地区的影响均不显著。

从空间溢出效应分解结果分析,金融规模对技术创新效率的直接影响显著为正,间接影响虽然为正,但在统计意义上并不显著;而在空间杜宾模型的总效应中,金融规模对技术创新的促进作用仍然显著。

对于金融效率而言,其对技术创新效率的直接效应、间接效应以及空间杜宾模型总效应均表明,金融效率对技术创新具有显著的促进作用。

长江经济带入境旅游与对外贸易的时空耦合特征及影响因素研
究--基于空间杜宾模型
杨东旭;张茜
【期刊名称】《天津商业大学学报》
【年(卷),期】2022(42)4
【摘要】基于2000―2019年长江经济带11个省市的面板数据,运用综合评价模型、耦合协调度修正模型和空间杜宾模型分析该地区入境旅游和对外贸易的时空耦合特征及其影响因素。

结果表明:耦合协调度在时序上呈“平稳―下降―上升”的“U”型曲线变化,至2019年重度失调和轻度失调状态的地区数量显著减小,良好协调状态
的地区有所增加,在空间上耦合协调度呈“东高西低”分布。

影响因素方面,经济发
展水平是影响城市化耦合协调时空分异的最主要因素,第三产业增加值占比GDP、城镇居民人均消费支出、对外贸易业绩、铁路里程数是重要影响因素。

【总页数】8页(P38-45)
【作者】杨东旭;张茜
【作者单位】浙江旅游职业学院工商管理学院;湖南女子学院社会发展与管理学院【正文语种】中文
【中图分类】F59
【相关文献】
1.长江经济带物流产业集聚及其影响因素研究——基于空间杜宾模型的实证分析
2.长江经济带OFDI对经济增长的影响研究\r——基于空间杜宾模型的实证分析
3.地
方政府行为框架下环境规制对区域生态效率的影响研究——基于长江经济带的空间杜宾模型分析4.珠三角城市港澳入境游增长的影响因素与空间溢出效应研究* ——基于空间杜宾面板模型5.地方财政支农对长江经济带乡村绿色发展的影响研究——基于空间杜宾模型的实证分析
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数字金融对经济高质量发展的影响——基于空间杜宾模型的研究曾燕萍;蒋楚钰;崔智斌【期刊名称】《技术经济》【年(卷),期】2022(41)4【摘要】数字金融是促进中国经济高质量发展的重要力量。

基于2011-2018年中国30个省份的面板数据①,利用空间杜宾模型实证检验数字金融对中国经济高质量发展的影响及其空间溢出效应,并考察不同地区、数字金融结构及城镇化率影响的异质性。

研究表明数字金融能够显著促进本地区经济高质量发展,但对邻近地区的溢出效应有限,该结论在考虑内生性及稳健性检验之后仍然成立。

异质性分析中,数字金融发展对东中西部地区经济高质量发展均存在显著促进作用,但对西部地区的影响更大;且仅在东西地区表现出正向空间溢出效应。

数字金融覆盖广度和使用深度对本地区经济高质量发展均存在显著促进作用,而其数字化程度却产生明显抑制效应;仅数字金融覆盖广度对邻近地区经济高质量发展具有正向溢出影响。

高城镇化率地区的数字金融发展有助于本地区经济高质量发展,但在低城镇化率地区的作用不明显,且均不存在显著的空间溢出效应。

应强化数字金融监管,促进数字金融在东中西部地区协调发展,加快地区经济圈与城镇化建设,强化数字金融在省际之间的溢出效应。

【总页数】13页(P94-106)【作者】曾燕萍;蒋楚钰;崔智斌【作者单位】国际关系学院经济金融学院;中央财经大学信息学院;中国人民大学财政金融学院【正文语种】中文【中图分类】F832.1【相关文献】1.市场化进程中绿色投资对经济高质量发展的空间效应研究——基于空间杜宾模型的实证分析2.市场化进程中绿色投资对经济高质量发展的空间效应研究——基于空间杜宾模型的实证分析3.金融开放、经济金融化与实体经济发展——基于空间杜宾模型的实证研究4.环境规制对区域经济高质量发展影响的空间效应研究——基于空间杜宾模型的实证检验5.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因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

一、引言随着信息技术和互联网的快速发展,数字经济已经成为全球经济的新引擎和新动力。

发展数字经济契合了当前我国经济社会发展需求和战略任务,是实现中国式现代化的重要途径。

全面发展数字经济是契合国家战略需求的必然选择,是实现高质量发展的重要推动力。

[1]习近平总书记在二十大报告中提出,必须持续推进高水平对外开放,推动货物贸易优化升级,创新服务贸易发展机制,发展数字贸易,加快建设贸易强国。

数字经济的蓬勃发展能够催生贸易新业态、新模式,使得跨境电商、数字贸易、数字服务等新型贸易形式迅速发展,改变了传统的贸易模式和方式,带来了更多的便利和效率,[2]所以我们必须对传统贸易模式进行优化创新,将数字技术与对外贸易进行融合,加快发展数字贸易,为我国对外贸易的可持续发展提供支撑。

数字经济与贸易的良性互动,对于全球贸易增长、资源配置和经济结构升级具有重要意义。

因此,研究数字经济对贸易的影响,对我国对外贸易可持续发展和加快建设贸易强国具有重要的理论和现实意义。

二、文献综述目前,我国学者在数字经济与对外贸易方面的探讨诸多。

包振山等[3]认为,数字经济发展水平的提升对对外贸易高质量发展具有显著的正向空间溢出效应,能够从人力资本、产业升级、创新产出三个方面促进我国对外贸易高质量发展,并且具有异质性;赵巍[4]基于2011-2020年我国284个地级市的面板数据,运用中介效应模型和门槛模型,研究发现:数字经济对我国城市的对外贸易发展具有显著的正向作用;徐毅等[5]研究发现,数字经济通过科技数字经济对我国对外贸易发展的影响研究阮俊霖,石微微,王融(江苏海洋大学商学院,江苏连云港222000)摘要:数字经济是推动我国对外贸易发展的重要动能。

选取2014-2021年我国30个省(市)面板数据,综合测评了数字经济发展水平,以人力资本作为中介变量,运用双向固定模型和中介效应模型分析了数字经济在我国对外贸易发展的影响及其作用机制。

研究表明:数字经济的发展对我国对外贸易具有显著的促进作用,通过稳健性检验后,结论依旧成立;人力资本在数字经济驱动我国对外贸易发展中起到显著的作用,说明在数字经济蓬勃发展的背景下,劳动力质量的提升是促进对外贸易发展的重要路径。

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. [３]韩长根ꎬ张力.互联网是否改善了中国的资源错配 基于动态空间杜宾模型与门槛模型的检验[Ｊ].经济问题探索ꎬ２０１９(１２).[４]李光龙ꎬ范贤贤.财政支出㊁科技创新与经济高质量发展 基于长江经济带１０８个城市的实证检验[Ｊ].上海经济研究ꎬ２０１９(１０).[５]曹芳芳ꎬ程杰ꎬ武拉平ꎬ李先德.劳动力流动推进了中国产业升级吗? 来自地级市的经验证据[Ｊ].产业经济研究ꎬ２０２０(１):５７－７０＋１２７.[６]李晓钟ꎬ吴甲戌.数字经济驱动产业结构转型升级的区域差异[Ｊ].国际经济合作ꎬ２０２０(４):８１－９１.[７]张勋ꎬ万广华ꎬ张佳佳ꎬ何宗樾.数字经济㊁普惠金融与包容性增长[Ｊ].经济研究ꎬ２０１９(８).[８]黄群慧ꎬ余泳泽ꎬ张松林.互联网发展与制造业生产率提升:内在机制与中国经验[Ｊ].中国工业经济ꎬ２０１９(８). [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。