地区安全生产的经济社会风险因子分析——基于我国面板数据的实证分析
区域金融结构与经济增长——基于我国省际面板数据的实证分析
２１ ０ １年 １ 月 Ｏ
工 业技 术经 济
０ ｎ ｕ ｔ ａ ｅ ｈ ｏｏ ｉａ Ｅ ｏ ｏ ｃ ｆＩｄ ｓ ｌ ｃ ｎ ｌｇｃ ｌ ｃ ｎ ｍｉｓ ｉ ｒ Ｔ
Ｎ ．Ｏ（ ｅｅ ｌ ｏ２ ６ ０１ Ｇ ｎｒ ，Ｎ ．１） ａ
Ｏｃ ． Ｏｌ ｔ２ １
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１ ０１ ・— － － —
第１ 总 １ ０ 期（ 第２ 期） ６
２１ 年 １ ０ １ Ｏ月
工 业 技 术经 济
Ｊｕｎｌｏ Ｉｄ ｓｒ ｌ ｄｌ ｌ ｃｌＥ Ｉ ｃ ｏ ｒａ ｆ ｎ ｕｔａ ｉ Ｒ ｎ ０ ａ （ ｏ ｓ ０ ｍｉ
Ｎ ．０（ ｅｅａ，Ｎ ．１） ０１ Ｇ ｎｒ ｌ ｏ２６
促进经济快速发展。由于经济活动、法律和制度
环境 以及 金融 政 策 的特 性 会 在很 大 程 度 上影 响 金
融结构与经济增长 的相关性 ，导致各国学者 的实
证结 果并 不 一 致 ，甚 至截 然 相 反 。鉴 于我 国正处
于 “ 转变经济发展方式、调整产业结构”的重要 机遇期 ，寻求金融结构与经济增长之间的关联度 ， 认清我国的区域金融结构与经济增长之间的作用 机制 ，实现金融结构与经济统筹协调发展 ，具有
济增长 ，但是实体经济表现出一定 的金融需求［ 。
从 以上 研究 成 果 我 们 可 以看 出 ，关 于我 国金 融 结 构 与经 济增 长 之 间 的关 系 ，学者 尚未 得 出一致 的 结论 ，因此 ，本 文综 合 了前 人 的研 究 成 果 ，从 信
区域 金 融 结构 与经 济 增 长
一
基 于 我 国省 际面板 数 据 的实证 分 析
王 馨 刘 征驰 金常飞 刘 娟
增加价值的价值相关性研究——基于面板数据的实证分析范后生
增加价值的价值相关性研究摘要：财务报告的有用性取决于其向使用者提供的信息是否具有价值相关性。
因此，会计信息的相关性研究十分重要。
如果具体的会计信息能够反映股价，则表明该信息至少在一定程度上对于资本市场的投资者或者分析师是具有价值相关性的。
文章旨在分析我国资本市场上增加价值信息的价值相关性，选择2007-2014年非财务类上市公司为样本，采用固定效应的面板数据模型，分析股价与每股增加价值之间的关系。
实证结果显示，增加价值信息具有价值相关性，可以解释一部分的股价。
增加价值相对于净利润而言视角更广，结合研究结论，可以看出增加价值为我国资本市场投资者提供了有用的信息，在理论研究与实践中都应该充分得以利用。
关键词：增加价值；股票价格；会计信息相关性中图分类号：F272.5文献标识码：A 文章编号：2095-0438（2020）06-0013-04（1.安徽粮食工程职业学院安徽合肥230011;2.安徽建筑大学安徽合肥230601）财务报表的有用性取决于其披露的信息对使用者是否有价值。
一般而言，会计信息拥有以下特征时，可以被认为是具有价值相关性的：1.它能减少其内部使用者（如高管，经理等）与外部使用者（股东，债权人，政府等）之间的信息不对称问题；2.能够帮助信息使用者估计过去，现在及未来的交易对未来现金流的影响，即具有预测价值，或者确认或修改前期的评估，即其确认价值；3.使用者通过该信息改变了当前的决策。
[1]基于不同使用者的视角，会计信息的重要性体现不同。
探索分析企业市场价值与财务会计指标之间关系的研究被称为是会计信息价值相关性研究，这类研究旨在分析给定的会计信息与资本市场的相关关系。
一、研究设计（一）数据来源及样本选择。
本文所涉及的数据均来自wind 数据库，收集了2007-2014年全部A 股上市公司数据，共8年的数据为样本。
为了避免信息披露不完善以及经济意义上已经破产的企业对实证结果的影响，在样本选择上进行了一些筛选，将不合适的样本剔除。
基于面板数据CFaR模型的现金流风险研究——以中国上市公司为例的考虑风险因子分布特征的实证分析
、
文献 综述
下而上方法的不足， 但是也存在一些明显的缺陷， 例如它没
有考虑企业 之间的个 体差 异 ， 不 能捕捉 现金流 的市场 风 险。
针对 以上两种方法 的不足 ， Ａ ｎ ｄ ｒ ６ ｎ ， Ｊ ａ ｎ ｋ ｅ ｍｇ ａ ｅ ｒ ｄ和 Ｏ ｘ ｅ ｌ ｈ ｅ ｉ ｍ 提 出基于风险暴露 （ ｅ ｘ ｐ ｏ ｓ ｕ ｒ ｅ —ｂ ａ ｓ ｅ ｄ ） 来计算 企业 Ｃ Ｆ ａ Ｒ值的
・ 收稿 日期 ： ２ ０ １ ２—１ ２—２ ０
研究 ， 得到了不 同的结论。詹 家昌和郑登建采用 自上而下 的
作 者简介 ： 谢
赤（ １ ９ ６ ３ 一） ， 男， 湖南株洲人 ， 湖南大学工商管理学院教授 、 博士生导师 ；
赵亦军 （ １ ９ ６ ７ 一） ， 男， 湖南邵 阳人 ， 湖南大学工商管理学院博士研究生。 基金项 目： 国家 自 然科学基金创 新研究群体科学基金 （ 项目 编号 ： ７ １ ２ ２ １ ０ ０ １ ） ； 国家软科学研究计划（ 项 目编号 ： ２ ０ １ ０ Ｇ Ｘ Ｓ Ｓ Ｂ １ ４ １ ） ； 教育部 长江学者和创新 团队发展计划（ 项目 编号 ： Ｉ Ｒ Ｔ ０ ９ １ ６ ） ； 教育部人文社会科 学规划青年基金（ 项 目编 ： ０ ９ Ｙ Ｊ Ｃ ６ ３ ０ ０ ６ ３ ） ； 湖南省 自 然科 学基金创新
第３ ７卷 第 ３期 ２ ０ １ ３年 ５月
湘 潭 大 学 学 报 （哲 学 社 会 科 学 版 ） Ｊ ｏ ｕ ｒ ｎ ａ ｌ ｏ ｆ Ｘ ｉ ａ ｎ ｇ ｔ ａ ｎ Ｕ ｎ ｉ ｖ ｅ ｒ ｓ ｉ ｔ ｙ （ Ｐ ｈ ｉ ｌ ｏ ｓ ｏ ｐ ｈ ｙ ａ ｎ ｄ Ｓ ｏ ｃ ｉ ｌ ａ Ｓ ｃ ｉ ｅ ｎ ｃ ｅ ｓ ）
制度环境作用于区域经济增长——基于动态面板数据模型的实证分析
对外开放程度 三个方面选择变量 ； 靳涛 （ ２ ０ ０ ７ ） 在前 面三个
以湖 南省为例 、钟心桃 （ ２ ０ ０ ８ ）以广东省为例的实证研究 。 三是所 采用研 究方法 方面 ，采 用普通 多元 回归分析的较 常
制度规则为各类市场交易起到重 要的保驾护航作用 。
国内关于制 度因素作 用于区域 经济增 长的相关研 究较 为丰富 ，可 以从三个方面进行梳理 归纳 ：一是制 度变量选择 方面 ，赵理想 （ ２ ０ ０ ７ ）从产权制度变迁 、市场化程度提高和
见， 如 刘玉珂 ，邝湘敏 （ ２ ０ １ ２ ）、 孙 斌栋 ，王颖 （ ２ ０ ０ ７ ）、
黄晖 （ ２ ０ １ ３ ）等 ；采用固定效应的面板数据模 型的有 樊纲 ，
王小鲁 ，马光荣 （ ２ ０ １ １ ）； 采用格 兰杰 因果 经验 方法 有张 新 杰 （ ２ ０ ０ ９ ）； 运用面 板协 整理 论和模型 的有李国璋 ，张唯实
２ ０ １ ３ 年第 ６ 期
ＮＯ． ６ ２ ０ １ ３
广东外语外贸大学学报
Ｊ ＯＵＲＮＡＬ ＯＦ ＧＵＡＮＧＤＯＮＧ ＵＮＩ ＶＥＲＳＩ ＴＹ ＯＦ Ｆ ＯＲＥＩ ＧＮ ＳＴＵＤＩ ＥＳ
２ ０ １ ３ 年 １ １月
ＮＯ ２ ０１ ３
制度环境作 用于 区域经济增长
量对 经 济增 长的贡 献 大小 顺序是 东部 、西部 和 中部 ； 分维度 制度 变量 中，非 国有 经 济发展 在 区域 经济 增长 差 异 中起 着 重要作 用 ，政府 与 市场 的 关系在 西部地 区对 经 济的贡 献 最大 ，市场 中介 和法律 环境 在全 国和各
我国地区经济发展水平的实证分析
我国地区经济发展水平的实证分析论文报告：我国地区经济发展水平的实证分析一、引言随着改革开放的深入推进和经济发展的快速发展，我国地方经济发展水平差异越来越明显，如何解决地区发展不平衡问题，已经成为当前国家经济发展面临的重要问题。
本文将通过数据分析等方法，对我国地区经济发展水平做出实证分析，以了解当前存在的问题和应对之策。
二、经济发展水平5个指标分析1．人均GDP人均GDP是反映地区经济总量和经济发展水平的重要指标之一。
我们从地区人均GDP看出，2019年，广东、江苏、山东、北京、上海是我国人均GDP最高的五个省市。
但是，西藏、青海等少数民族地区人均GDP仍处于较低水平，其差异主要还是来源于经济结构、资源禀赋等因素。
经过对比分析后，发现，较发达省份大部分以工业、服务业为主，而西藏等少数民族地区则以农牧业为主，且拥有的资源禀赋有很大的差异。
因此，针对不同的区域和资源禀赋，需要采取不同的发展战略。
2．城镇化率城镇化率是指城乡人口结构的变化，是地区经济发展结构不平衡的影响因素之一。
当前，我国城镇化率快速提高，截至2018年，全国平均城镇化率为59.58%。
然而，东部地区的城镇化率相对较高，如上海、北京等地片区已经接近九成以上，而西部地区则相对较低，如西藏、新疆等地城镇化率仅为30%左右。
城镇化率的差异主要由以下因素造成：其一是宏观政策的支持力度不同，其二是地区资源禀赋和自然条件限制不同。
在制定新的城镇化政策时，应重视不同地区之间的差异。
西部地区应当更加关注绿色发展、产业转型升级等方面，而东部地区应针对科技创新、文化产业等方面下大力气。
3．产业结构产业结构是反映地区经济发展水平和产业优化结构程度的重要指标之一。
我们挑选出接近9个省市， 2019年的三次产业GDP占比情况：广东省第一产业为1.84%，第二产业为43.6%，第三产业为54.56%；北京第一产业为0.04%，第二产业为19.96%，第三产业为80%。
广东经济发展中的金融支持研究——基于面板数据的实证检验
二、 变量选取 、 数据来源与模型设定
（ 一） 变量 选取 与数据 来源
为了研究经济发展 中金融支持 的作用 ， 我们参考大多数文献的做法 ， 选择生产总值作为衡量广东经济发 展的代理变量 ， 为剔除通货膨胀的影响， 采用按 ２ ０ ０ ０年定基价格计算 的生产总值增长率来衡量广东各地 区 的经济发展速度 ， 记为 Ｒ Ｇ Ｄ Ｐ 。金融规模主要指各类金融资产和各种金融机构 的增 多， 因此我们选择各地区 金融资产总量占该地区国内生产总值 的比重作为衡量金融规模水平 的代理变量 ， 记为 Ｊ Ｒ Ｇ Ｍ。反映金 融结 构 的变量为银行集中度 ， 我们借用王勋（ ２ ０ １ １ ） 做法 ， 用各地 区中小金融机构年末本外 币贷款余额 占该 地区 全 部 金融机 构 总贷款余 额 的 比例 衡量 银行 业集 中度 与竞争 程度 ， 该 比例越 低 ， 说 明四大 国有银行 的主导地 位 越明显 ， 银行集 中度越高 ， ＿ 】 记为 Ｊ Ｒ Ｊ Ｇ 。由于在现实 中， 其他相关社会经济指标也可能会对经济发展产生 影响， 为了检验 与经济发展之间的关系是否独立于其他变量 ， 有必要对经济济发展的这些其他变量进行控 制。不同文献对其他控制变量的选择也不同， 考虑到数据的可得性 ， 我们将控制变量选择为 以下三个变量 ： 投资率 、 政府作用和对外开放度等 这也是众多文献 中出现率较高的变量。同时以各地区全社会固定资产投 资在各地区 Ｇ Ｄ Ｆ的比重来衡量投资率 ， 记为 Ｔ Ｚ Ｌ ； 以各地 区财政支 出比各地区 Ｇ Ｄ Ｐ来衡量政府作用 ， 记为 Ｚ Ｆ Ｚ Ｙ； 以各地区外商直接投资 比各地区 Ｇ Ｄ Ｐ 来衡量对外开放度 ， 记为 Ｋ Ｆ Ｃ Ｄ 。为消除异方差性可能带来 的 不利影响 ， 我们对各个变量取比值形式 。表 １ 给出了主要变量的描述性统计特征 。 本文选取的广东 ２ １ 地级市的金融发展 、 经济发展与其他控制变量 的原始数据分别来 自广东统计信 息
中国区域经济发展与城乡差距实证研究——基于省际面板数据的分析
一
步分析发现 ， 经济发展与城 乡差距相 互作用在三 大地 区间呈现不 同特征 ， 东部 地 区经济发展 有利 于缩 小城 乡差
距， 而中西部地 区经济发展却扩 大了城 乡差距 ； 东部地 区城 乡差距抑制 了经济发展 ， 而 中西部地 区城 乡差距扩 大会 刺激经济发展 。
— —
基 于 省 际 面 板 数 据
的 分 析
● 朱 志 辉 ， 王 恩 胡
（ 西安 财经 学 院 ， 陕西 西安 ７ １ ０ １ ０ ０ ）
摘 要 ：文章利用因子分析法综合计算 ２ ０ ０ ０ －２ ０ １ ０年我国各省区经济发展与城 乡差距指标， 对各地区经济发展
和城 乡差距 演进历程 现 实状况进行 分析 。在 此基 础上 ， 利用２ ０ ０ ０ －２ ０ １ ０年各省 区面板数 据 分析 了经济发展 与
关键词 ： 城乡差距； 经济发展水平； 因子分析； 面板分析
中 图分类 号 ： Ｆ ２ ７ ４ ； Ｆ １ ２ ６ ． ２
文献 标识 码 ： Ａ
文章编 号 ： １ ０ ０ ４ － ５ ４ ６ ５ （ ２ ０ １ ３ ） ０ ６ ． ０ ６ ７ ． ０ ７
Ａ ｎ Ｅｎ ｇ ￣ ｃ ａ ｌ Ｓ ｔ ｕ ｄ ｙ ｏ ｎ ｔ ｈ ｅ ｅ ｃ ｏ ｍａ ｒ ／ ｃ ｄ ｅ ｖ ｅ ｌ ｏ ｐ ｍｅ ｎ ｔ ａ ｎ ｄ ｔ ｈ ｅ ｕ ｒ ｂ ａ ｎ－ｒ ｕ ｒ ａ ｌ Ｄｉ ｓ ｐ ａ ｒ ｉ ｔ ｙ
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Ａｎ Ａｎ ａ ｌ ｙ ｓ ｉ ｓ ｂ ａ ｓ ｅ ｄ ｏ ｎ Ｐｒ ｏ ｖ ｉ ｎ ｃ ｉ ａ ｌ Ｐａ ｎ ｅ ｌ Ｄａ ｔ ａ
我国R_D投入对经济增长的影响_基于面板数据的实证分析_卢方元
2011年3月第3期（总276期）Mar.，2011No．3 China Industrial Econom ics我国R&D投入对经济增长的影响———基于面板数据的实证分析卢方元，靳丹丹（郑州大学商学院，河南郑州450001）[摘要]本文利用2000—2009年全国30个省区市的R&D投入和经济增长的有关数据，通过单位根检验和协整检验，建立面板数据模型，对R&D投入与经济增长之间的长期均衡关系进行实证分析。
研究结果表明：R&D投入对经济发展具有明显的促进作用，R&D 人员投入的产出弹性大于R&D经费投入的产出弹性；在两种R&D投入要素的弹性系数中，北京、四川、吉林、广东呈现双高特征，青海、宁夏和新疆则呈现双低特征，其他省份则表现为R&D经费投入和R&D人员投入的弹性系数此高彼低的特点。
面板误差修正模型（PVECM）的实证结果表明：R&D投入的短期波动对经济增长的短期波动有正的影响。
[关键词]R&D投入；经济增长；面板数据；协整分析[中图分类号]C812[文献标识码]A[文章编号]1006-480X（2011）03-0149-09一、引言R&D（Research and Development）指在科学技术领域，为增加知识总量以及运用这些知识去创造新的应用而进行的系统的、创造性的活动，包括基础研究、应用研究、试验发展三类活动。
国际上通常采用R&D活动的规模和强度指标反映一国的科技实力和核心竞争力。
国内外很多学者对R&D投入与经济增长之间的关系进行了分析与实证研究。
Griliches（1986）通过构建R&D对生产力增长的模型，从公司、产业等不同层次测度了R&D对经济增长的影响，发现R&D投入对生产率的提高有显著的促进作用。
Aghion et al.（1992）提出了基于R&D的内生增长模型，发现R&D投入水平的提高将加快经济增长。
金融集聚与区域经济增长——基于全国省级层面的实证分析
农村金融研究 71March 2020引言党的十九大以来，我国经济由高速增长阶段转变为深化供给侧结构性改革的高质量发展阶段。
2018年金融业增加值占GDP的比重为7.7%，占第三产业产值的比重为14.72%，金融业发展对我国GDP增长的贡献率逐年提高。
从空间视角来看，金融发展过程通常伴随着金融资源在特定空间的集聚现象。
金融集聚作为金融发展过程中的一种全新的组织形式，可以通过推进区域金融中心的形成带动区域经济平稳可持续发展。
在此背景下，迫切需要对金融集聚进行深入的量化研究，对金融集聚与区域经济增长的关系进行研究意义重大，进而对国内区域金融中心建设和地区经济发展提供政策建议。
金融集聚影响区域经济增长的机制金融集聚影响区域经济增长包括多种传导路径，本文将其概括为五大机制，分述如下。
（一）优化资源配置金融机构通过引导资金流向创新型产业，达到了促进地区产业结构升级的效果（Schumpeter,1911）。
Buera et al.（2010）的研究结果显示，金融集聚方便了金融机构或文/肖文东 占聪「摘要」论文选取国内省级层面2008～2017年的面板数据，基于因子分析法，构建多元化指标评价体系测量各省市的金融集聚程度，在运用个体固定效应模型的基础上，通过依次添加控制变量的方式进行回归，分析金融集聚与区域经济增长之间的关系。
研究结果表明：金融集聚对区域经济增长具有明显的推动作用，同时，科技创新、资本投入和劳动力投入均能显著推动区域经济实现高质量增长。
「关键词」金融集聚；经济增长；因子分析金融集聚与区域经济增长—— 基于全国省级层面的实证分析中介服务组织（如资产评估、信用评估）对各类投资机会信息的搜寻与处理，进而推动金融资源从生产效率低的部门配置到生产效率高的部门，产业结构得以优化。
另外，金融集聚可以有效分散流动性风险，提升金融服务的专业化分工水平，提高资金使用效率，从而降低融资成本，由此引导落后产业退出及新兴产业成长，产业结构高级化得以实现。
市场竞争_政府行为与区域创新绩效_基于中国省级面板数据的实证研究_杨若愚.caj
市场竞争_政府⾏为与区域创新绩效_基于中国省级⾯板数据的实证研究_杨若愚.caj第37卷第12期2016年12⽉科研管理Science Ｒesearch Management Vol．37，No．12December ，2016收稿⽇期：2015－10－20；修回⽇期：2016－03－30．作者简介：杨若愚（1993－），⼥（汉），河南周⼝⼈，天津⼤学管理与经济学部博⼠研究⽣，研究⽅向：科技政策与低碳经济。
⽂章编号：1000－2995（2016）12－009－0073市场竞争、政府⾏为与区域创新绩效—基于中国省级⾯板数据的实证研究杨若愚（天津⼤学管理与经济学部，天津300072）摘要：基于中国30省市10年的⾯板数据，运⽤STATA 统计分析软件实证检验了市场竞争程度、政府Ｒ＆D 投⼊⼒度和知识产权保护强度与区域创新绩效的关系，研究发现：（1）减少地⽅保护可以有效的促进区域创新绩效的提升，⾮国有经济发展程度与区域创新绩效关系不显著。
（2）从政府⾏为来看，知识产权保护对区域创新绩效具有正向影响，Ｒ＆D 投⼊对区域创新绩效有负⾯影响。
本⽂详细分析了其中的原因并在此基础上就如何提升区域创新绩效提出了有针对性的建议和对策。
关键词：市场竞争；政府⾏为；区域创新绩效中图分类号：F124.3⽂献标识码：A1引⾔改⾰开放以来，我国政府⾼度重视创新的作⽤，⿎励创新、创造。
21世纪是经济社会发展的转型期，也是国家创新和区域创新的关键时期。
2006年，国务院发布《国家中长期科学和技术发展规划纲要》提出构建国家创新体系，要“发挥市场在资源配置中的基础性作⽤”。
2012年，⼗⼋⼤则提出了“创新驱动发展战略”，指出要通过科技创新转变经济发展⽅式，促进经济、社会的全⾯进步。
2013年，党的⼗⼋届三中全会通过的《中共中央关于全⾯深化改⾰若⼲重⼤问题的决定》指出，要“紧紧围绕使市场在资源配置中起决定性作⽤，深化经济体制改⾰”。
市场在资源配置中起“决定性作⽤”的新提法，是对⼆⼗多年来沿⽤的“基础性作⽤”这⼀提法的重⼤突破，它要求全⾯理顺政府与市场关系，从体制机制上保障市场的“决定性作⽤”，积极发挥政府的“有效作⽤”。
金融生态和经济增长的关系——基于我国省域面板数据的实证研究
生 态 的研究 ， 则 限 于对其 概念 的诠 释 和评价 指标 的建 立 ｌ ＿ ７ ］ 。鉴 于 此 ， 本 文将 金 融 主体 纳 入 金融 生 态 ， 并进 一
步 将其 引入 经济 增 长体 系 ， 进 而建 立综 合指 标评 价体 系 ， 应 用格 兰杰 因果 检验 和面 板 回归方 法实证 分析 了我 国 ３ １个省 域金 融生 态与 经济 增长 两 系统 的相互 作用 关 系 。
第２ ６ 卷 第４ 期
２ ０ １ ３年 １ １ 月
青 岛大学学报 （ 自然 科 学 版 ）
Ｊ ＯＵＲＮＡＬ ＯＦ ＱＩ ＮＧＤＡＯ ＵＮＩ ＶＥＲＳ Ｉ Ｔ Ｙ （ Ｎａ ｔ ｕ ｒ ａ ｌ Ｓ ｃ ｉ ｅ ｎ ｃ ｅ Ｅ ｄ ｉ ｔ ｉ ｏ ｎ）
Ｖ０１ ．２ ６ Ｎｏ． ４
金 融 生 态 和 经 济 增 长 的 关 系
基 于我 国省 域 面 板 数 据 的 实证 研 究
于 平 ， 逯 进 ， 陈希 兰 ， 卢佳 瑛
（ 青 岛 大学 ａ经 济 学院 ； ｂ国际 商学 院 ， 青岛 ２ ６ ６ ０ ７ １ ） 摘要： 基 于我 国省 域 面板数 据 ， 核算 了各 省 区金融 生 态 和 经济 增 长 的综 合 指数 ， 并 应 用 格 兰
ＮＯ Ｖ． ２ ０ １ ３
文 章编 号 ： １ ０ ０ ６ —１ ０ ３ ７ （ ２ ０ １ ３ ） ０ ４—０ ０ ７ ９ —０ ４ ｄ ｏ ｉ： １ ０ ． ３ ９ ６ ９ ／ ｊ ． ｉ ｓ ｓ ｎ ． １ ０ ０ ６ —１ ０ ３ ７ ． ２ ０ １ ３ ． １ Ｉ ． １ ８
数字经济推动经济高质量发展的机制效应分析——基于我国省际面板数据
郑州轻工业大学学报（社会科学版） ２０２３年１２月 第２４卷第６期 ＪＯＵＲＮＡＬＯＦＺＨＥＮＧＺＨＯＵＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹＯＦＬＩＧＨＴＩＮＤＵＳＴＲＹ（ＳＯＣＩＡＬＳＣＩＥＮＣＥＥＤＩＴＩＯＮ） Ｖｏｌ．２４Ｎｏ．６Ｄｅｃ．２０２３收稿日期：２０２３－０８－１０基金项目：安徽省高校优秀青年人才支持计划重点项目（ｇｘｙｑＺＤ２０２１０４５）；安徽省高校人文社会科学研究重点项目（ＳＫ２０２０Ａ０５８１、ＳＫ２０２０Ａ０５７２）；安徽省计量经济学线上线下混合式课程项目（２０２１ｘｓｘｘｋｃ１７９）作者简介：李菲菲（１９８６—），女，安徽省亳州市人，亳州学院副教授，主要研究方向：区域经济、碳金融。
数字经济推动经济高质量发展的机制效应分析———基于我国省际面板数据李菲菲亳州学院经济与管理系，安徽亳州２３６８００摘要：采用我国３０个省市２０１３—２０２１年面板数据，构建高质量发展指数，使用动态面板ＧＭＭ模型和中介效应模型实证检验数字经济对经济高质量发展的影响与作用机制，结果显示：数字经济对经济高质量发展具有显著的正向促进作用；数字经济可以通过提高技术创新水平和促进产业升级实现经济高质量发展，但在东部和中西部不同地区，中介效应机制的发挥具有异质性；东部地区的技术创新的中介效应显著，而中西部地区的产业升级的中介效应显著。
应增强数字经济技术创新能力，建设区域数字技术创新平台；加快数字产业链的培育和升级，建设数字化工业互联网；提升绿色全要素生产率，引导企业突破核心领域技术难题。
关键词：数字经济；高质量发展；技术创新；产业升级；动态面板ＧＭＭ模型中图分类号：Ｆ２０７ 文献标识码：Ａ ＤＯＩ：１０．１２１８６／２０２３．０６．００７文章编号：２０９６－９８６４（２０２３）０６－００５３－１０ 当前，我国正处于由投资拉动转向创新驱动、经济高速增长向经济高质量发展转变的关键期。
受人口老龄化、资本边际收益递减和资源环境的制约，亟需调整产业结构，转变经济增长方式，培育经济增长新动能。
普惠金融对我国地区经济发展的影响——基于省际面板数据的实证研究
现代商贸工业２０２０年第３４期１㊀作者简介:王嘉瑞(１９６３－),男,汉族,甘肃灵台人,兰州财经大学经济学院教授,硕士生导师,主要研究方向为产业经济学㊁西方经济学;李永霞(１９９１－),女,汉族,河南驻马店人,兰州财经大学经济学院硕士研究生,主要研究方向为西方经济学.普惠金融对我国地区经济发展的影响基于省际面板数据的实证研究王嘉瑞㊀李永霞(兰州财经大学经济学院,甘肃兰州７３００２０)摘㊀要:在当前全球疫情严峻局势和国际经济环境不确定性下,普惠金融将有助于优化金融结构,落实 六稳㊁六保 工作.本文以我国３１个省份２０１０－２０１９年面板数据为样本,从普惠金融可得性㊁使用度及可持续性三个维度选取了８个指标,运用主成分分析法得出各地区不同年份的普惠金融指数.全样本实证结果表明普惠金融与地区经济发展呈倒U 型关系,即先促进后抑制;分地区实证结果表明东部地区普惠金融水平能显著提高其地区经济发展,中部地区促进作用明显弱于东部地区,而西部地区普惠金融系数不显著.因此本文认为发展普惠金融应因地制宜,如继续发挥东部地区普惠金融引领优势㊁加大中部地区普惠金融的深化㊁加快对西部地区普惠金融发展环境的培育.关键词:普惠金融;金融结构优化;经济发展; 六稳 ; 六保中图分类号:F ２㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:A㊀㊀㊀㊀㊀㊀d o i :１０．１９３１１/j ．c n k i ．１６７２Ｇ３１９８．２０２０．３４．００１０㊀引言金融排斥现象在社会中普遍存在,如居民的性别㊁户籍㊁民族㊁职业㊁教育㊁年龄㊁经济财富㊁风险偏好等会成为影响其获得金融服务的因素;私营㊁个体企业相较于国有企业更难获得优惠贷款;一些金融机构甚至 一刀切 地把经营利润下滑的行业排除在信贷范围之外.另外,受新冠肺炎疫情影响,我国经济受到巨大冲击.我国２０２０年第一季度G D P 同比下降６．８％,第二季度G D P 回暖增长３．２％.因此,从国内外宏观经济形势来看,我国经济未来仍面临很大不确定性,落实 六稳 六保 工作依然任重道远.而普惠金融理念的落实将有助于在各地区完善金融市场体系和金融产品体系;将有助于促进金融资源实现跨期跨区跨产业的高效配置,推动产业结构升级与经济高质量发展;将有助于挖掘欠发达地区的居民消费潜力与企业生产动能,改善人们收入水平,缩小地区间收入差距,使得经济向着更加普惠与均衡的方向发展.因此,本文通过构建普惠金融体系来研究普惠金融对地区经济发展的影响,进而帮助地区落实 六稳 六保 工作具有重要现实意义.１㊀普惠金融指数的构建１．１㊀指标选取本文参考已有研究,并查阅２０１８年８月央行发布的中国普惠金融指标分析报告,最终从普惠金融可得性㊁普惠金融使用度㊁普惠金融可持续性三个维度选取八个指标来构建我国普惠金融指数.由于数字金融相关指标(如网银开户数㊁支付宝用户数及绑卡比例)和特定群体获得贷款情况等数据不易获得,本文不再涉及此类数据.本文构建普惠金融指数中各变量的原始数据主要从国家及地方统计局㊁中国人民银行及地区分行㊁中国银行保险监督管理委员会及派出机构㊁地方人民政府官网等搜集而来,各指标的描述性统计如表１所示.表１㊀普惠金融指标评价体系构建及描述性统计维度评价指标符号均值标准差普惠金融每万人银行业金融机构网点数量X １１．６５０．２９可得性每万人拥有银行业从业人员数量X ２２８．４２９．４１本外币存款余额/G D P X ３１．８４０．８０普惠金融本外币贷款余额/G D P X ４１．３６０．４７使用度保险深度(％)X ５３．３５１．１１保险密度(元/人)X ６１８３９．２３１４３０．５３普惠金融银行业金融机构不良贷款率(％)X ７２．１１．２０可持续性保险赔付率(％)X ８３２．５５５．９６１．２㊀普惠金融指数测算本文运用主成分分析法对我国３１个省份２０１０－２０１９年的八个指标来构建各地区各年份的普惠金融指数.主成分分析法的思路在于对原始变量做降维处理,即对相关性强的原始变量进行分组,并提取出公共因子.在本文普惠金融指数测算中,首先,本文运用产业经济现代商贸工业２０２０年第３４期２㊀㊀Z －s c o r e法对原始数据进行标准化处理,且对银行业金融机构不良贷款率(负相关)这一指标进行倒数处理.其次,我们根据主成分特征值大于１的原则和主成分累计方差贡献率大于经验值８０％的要求得到了满足我们要求的三个公因子及其因子载荷矩阵,其累计方差贡献率为８０．１７％.另外,我们根据 主成分对应特征值的平方根与特征向量乘积为因子载荷量 的性质,计算得到各主成分所对应的标准化正交特征向量.最后,我们把各主成分因子对应的方差贡献率作为权重,并与各主成分值进行加权即得某省当年的普惠金融指数.由于本文篇幅有限,仅展示２０１０和２０１９年结果,如表２所示.表２㊀我国３１个省份２０１０、２０１９年普惠金融指数２㊀普惠金融与地区经济发展的实证模型构建２．１㊀变量选取与描述性统计为研究各省普惠金融发展对其经济增长的影响,本文选取人均G D P 的自然对数值(L N P G D P )作为被解释变量来描述各省的经济发展水平,普惠金融指数(F )作为主要核心解释变量.由于地区经济发展受其历史发展情况的影响,本文在解释变量中加入了人均G D P 自然对数值的滞后一阶项(L N P G D P (－１)).另外,为了避免影响经济发展的其他因素对模型分析造成干扰,本文选取居民消费价格指数(C P I)㊁城镇人口占总人口比重(比重(E X S )㊁进出口总额占G D P 比重(T O )作为控制变量.控制变量的样本仍然搜集自国家及地方统计局公布我国３１个省份２０１０－２０１９年的面板数据.具体如表３所示.２．２㊀数据平稳性检验对面板数据进行单位根检验是回归分析前的重要步骤.因为若数据非平稳,则可能会出现不再满足大样本下的 一致性 要求㊁自回归系数估计有偏㊁t 检验失效及虚假回归等问题,检验结果如表４所示.表３㊀变量说明类型度量符号均值标准差被解释变量人均G D P 的自然对数值L N P G D P１０．７４９２２０．４７０６５８解释变量人均G D P 自然对数值的滞后一阶L N P G D P (－１)１０．７４３３５０．４６１８５２普惠金融发展评价指标F０．３５７４６５０．１４３７８４控制变量居民消费价格指数(上年＝１００)C P I １０２．６１４８１．２０７８４０城镇人口占总人口比重(％)U R L ５６．０８５４８１３．３７２９９财政支出占G D P 比重(％)E X S ２７．９０４９２０．８６９１８进出口总额占G D P 比重(％)T O２７．０８３５３１．１６６９９表４㊀面板数据单位根检验结果变量L L CI P SA D F P P结论L N P G D P １５．６２７９(１．００００)－１３．５９８８(１．００００)１．４９６７１(１．００００)不平稳F－１２．４３１６∗∗∗(０．００００)－２．５５６２９∗∗∗(０．００５３)１０１．６０１∗∗∗(０．００１１)１３６．３６５∗∗∗(０．００００)平稳C P I －１８．０６８１∗∗∗(０．００００)－８．４８２５５∗∗∗(０．００００)２４０．８０３∗∗∗(０．００００)６２．００９３(０．４７５８)平稳U R L －２８．０６４４∗∗∗(０．００００)－２．６８５１５∗∗∗(０．００３６)１２１．９３７∗∗∗(０．００００)１３２．２５８∗∗∗(０．００００)平稳E X S －１．５６１２５∗(０．０５９２)－１．８２２５１∗(０．０６５８)９５．９９７２∗∗(０．０３６０)８６．４５４９∗∗(０．０２１８)平稳T O－５．６２４７６∗∗∗(０．００００)－１０６．５４３∗∗∗(０．００００)１３６．９３７∗∗∗(０．００００)平稳D L N P G D P－３．８５１７４∗∗∗(０．０００１)－８２．３７３７∗∗(０．０４２８)１８３．０３５∗∗∗(０．００００)平稳㊀㊀注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别表明在１％㊁５％㊁１０％置信水平下显著,括号内为P 值.现代商贸工业２０２０年第３４期３㊀㊀㊀结果表明,变量F ㊁C P I ㊁U R L ㊁E X S ㊁T O 是平稳的,服从I (０)过程.而变量L N P G D P 检验结果不显著,即该变量是非平稳的,需要对其进行差分处理.经过一阶差分后,D L N P G D P 在１％置信水平下显著,此时序列平稳,说明L N P G D P 是I (１)过程.２．３㊀模型构建为研究普惠金融对地区经济发展的影响,现构建模型１.模型１:L N P G D P i j ＝α＋β１L N P G D P i ,j －１＋β２F i j ＋βᶄ３Z i j ＋εi j下标i 和j 分别代表省份和年份,Z i j 表示包括C P I ㊁U R L ㊁E X S 和T O 的控制变量,含义是除普惠金融发展程度之外影响经济发展的主要因素.βᶄ３代表控制变量对应系数.εi j 是随机扰动项.从理论上来说,普惠金融与经济发展之间可能存在非线性关系,为了对其进行验证,我们在模型的解释变量中加入普惠金融指数的平方项F i j２,如模型２所示.模型２:L N P G D P i j ＝α＋β１L N P G D P i ,j －１＋β２F i j ＋β３F ２i j ＋βᶄ３Z i j ＋εi j ３㊀普惠金融与地区经济发展的实证结果分析３．１㊀全样本数据实证结果分析如表５所示,本文对模型１进行回归得回归(１)和回归(２)(引入控制变量),由回归(１)和(２)结果看出,普惠金融指数(F )的系数均为负数.然而回归(２)在加入控制变量后,普惠金融指数(F )的系数未通过显著性检验,为此我们继续对模型２进行回归检验.表５㊀全样本回归结果变量(１)(２)(３)(４)C０．１０１２３１∗∗∗(４．６８６０２３)－１．７３０３０６∗∗∗(－６．００２７７０)０．１３７０８６∗∗∗(４．６７１２６２)－１．９２７５６８∗∗∗(－６．８０９２１８)D L N P G D P (－１)０．１６７３３５∗∗∗(３．３７０１６２)０．１１４０７７∗∗∗(２．４１７１８５)０．１３０１２９∗∗(２．２５９８４８)０．１５８８１２∗∗∗(３．６６５９８３)F －０．１００２２６∗∗∗(－２．０６６６２０)－０．０３８８２３(－０．６６０８４２)０．２４９８９２∗∗∗(３．３４２２７３)０．３３０５５２∗∗∗(３．８８７６１５)F２－０．１４８２１８∗∗∗(－３．６７７４２１)－０．２７４４３３∗∗∗(－２．７１３３８５)C P I０．０１９５０１∗∗∗(７．０６９５７８)０．０２１０３４∗∗∗(８．１０８２４６)U R L －０．００９８１３(－０．２５１７６９)－０．００５７３６(－０．３３８３１５)E X S －０．５９３６６６∗∗∗(－６．０４３３４２)－０．６６８０８５∗∗∗(－２．６０７４５５)T O－０．１２９５１９∗∗∗(－５．５７００２９)－０．１６８７５９∗∗∗(－４．７８５７６０)个体固定效应控制控制控制控制时间固定效应不控制不控制不控制不控制R２０．４６９８５３０．６０４８７００．４４７１３２０．６４７８５３F －s t a t i s t i c５．９５４６３１∗∗∗８．９７２２７９∗∗∗５．２４４６２９∗∗∗１０．４４１６９∗∗∗O b s e r v a t i o n s２４８２４８２４８２４８㊀㊀注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别表明在１％㊁５％㊁１０％置信水平下显著,括号中数值为t 统计量.㊀㊀对模型２实证分析后得回归(３)和回归(４)(引入控制变量).由回归(３)可知,F 和F ２的回归系数分别为０．２４９８９２(正)和－０．１４８２１８(负),且均在１％置信水平下显著成立,说明普惠金融发展与地区经济发展存在明显的非线性关系,即呈现倒U 型关系(先促进后抑制).进一步由回归(４)可知,加入控制变量后F 和F ２的回归系数分别为０．３３０５２和－０．２７４４３３,不仅符号与回归(３)保持一致,而且均在１％置信水平下保持显著,再次验证倒U 型关系.一方面这可能是由于金融资源过度倾向于特定群体,会挤占其他重大国计民生行业的资源,再次造成金融结构失衡,制约经济总体发展.另一方面由于当今国内国际宏观经济环境的不确定性和货币政策传导机制的滞后性,居民和企业短期内对未来预期的信心值下降,抑制了消费与投资水平,普惠金融的深化对经济的促进作用并不能立刻显现出来.另外,从回归(２)和回归(４)来看控制变量的回归系数,发现通货膨胀水平(C P I )系数在１％置信水平下均显著,这与我们的理论预期一致,即经济的高增长往往伴随着较高的物价水平.城镇化率(U R L )系数均不显著,如城镇化率远低于全国平均水平的贵州近年来借助于大数据等高新技术产业园的落地实现经济增速的弯道超车.另外,政府财政支出水平(E X S )回归系数在１％置信水平下均显著为负.这说明一些地方政府盲目借债来搞投资建设反而不利于地区经济发展,因此提高财政收支效率是关键.３．２㊀分地区实证结果分析考虑到三个子样本内部各省份之间普惠金融与经济发展水平的趋同性,下文仅进行模型１的分地区回归,结果如表６所示.分地区实证分析结果表明,东部地区的普惠金融指数(F )的回归系数在１％的置信水平下显著为正,为０．１９５１２５,这说明东部地区普惠金融水平每提高一个单位,其地区人均G D P 将平均提高１９．５１个单位.中部地区的普惠金融指数(F )的系数在１０％置信水平下显著为正,仅为０．０５５６２９,这说明中部地区普惠金融水平每提高一个单位,其地区人均G D P 仅平均提高５．５６个单位.而西部地区的普惠金融指数(F )的回归系数不显著.异质性分析如下:从普惠金融可得性指标来看,东部地区银行业金融机构布局较中西部地区完善,为公众增加了获得投资收益的机会.从普惠金融使用度指标来看,东部地区本外币存贷款业务远高于中西部地区,可通过间接融资渠道为企业信贷提供巨大 资金池 ;东部地区保险密度与深度远高于中西部地区,可产业经济现代商贸工业２０２０年第３４期４㊀㊀为居民与企业提供更多保障,熨平地区经济风险.从普惠金融可持续性指标来看,东部地区银行业不良贷款率较中西部地区防控好,这有助于银行业金融机构可持续发展,实现合作双方互利共赢.另外,东部地区市场竞争活力与发展潜力较大,市场主体中小微企业和民营企业也占比较重,若及时给予这些特定群体以金融资源扶持,则能够显著带动地区就业与经济发展,因此普惠金融能够显著提高东部地区经济发展.中部地区普惠金融指数的各项指标普遍低于东部沿海发达地区,且在人均可支配收入及民营企业占比等方面也都远低于东部地区,因此普惠金融对于中部地区经济发展的乘数作用小于东部地区.而西部欠发达地区普惠金融指数整体指标低于中西部地区,且由于地方官本位思想较重,市场创新活力与竞争度严重不足,科创企业和民营企业也屈指可数,因此普惠金融对于西部地区经济发展不显著,普惠金融的深化并不能有效推动西部地区经济发展,还需要先在体制机制等方面进行创新改革.表６㊀分地区实证分析结果变量东部中部西部C－２．０３０６４９∗∗∗(－４．８０２８３２)－０．１４１６４４(－０．１５３００７)－０．１７５５０６(－０．１７９７７３)L N P G D P (－１)０．９９０１１２∗∗∗(４３．４８２２５)０．７９５１４５∗∗∗(１１．７０１２７)０．７８９５５２∗∗∗(１０．００３１５)F ０．１９５１２５∗∗∗(６．２７６３８７)０．０５５６２９∗(１．５８０７４４)０．０４４５５７(０．４０２４２４)C P I ０．０２５３７５∗∗∗(７．６７５６２２)０．０２１３９５∗∗∗(４．６０５０５１)０．０２１８２４∗∗∗(４．９６２３９３)U R L －０．０１８６４９(－０．５３４２８３)０．９８９６１２∗∗(２．４６７９２８)１．０７３４２６∗∗(２．２８６２８５)E X S －１．７８６８００∗∗∗(－７．４８８５３３)－０．６１９６５４∗∗∗(－３．３７００５８)－０．５９４５２９∗∗∗(－２．９７６２９５)T O－０．３１０６６３∗(－１．６９３４０６)－０．２１０６７０∗∗(－２．４２６４２８)－０．２２０４７８∗∗∗(－２．７４２７９３)个体固定效应控制控制控制时间固定效应不控制不控制不控制R２０．９９２３４５０．９９３６０８０．９９３２６９F －s t a t i s t i c６１１．１０８５∗∗∗７３２．８５２７∗∗∗７２７．９６１∗∗∗O b s e r v a t i o n s８１８１９０㊀㊀注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别代表在１％㊁５％㊁１０％的统计水平上显著,括号内数值为t 统计量.４㊀主要结论及政策建议全样本实证结果表明普惠金融与地区经济发展呈现倒U 型关系,即先促进后抑制.分地区实证结果显示东部地区的普惠金融指数(F )与地区经济发展显著正相关,中部地区的促进作用明显弱于东部地区,而西部地区的普惠金融指数(F )的回归系数不显著.根据上述结论,本文认为我们应该继续保持东部地区普惠金融发展优势,同时注重中部地区普惠金融的深化,西部地区普惠金融发展环境的培育.首先,东部地区经济发展在普惠金融的乘数作用下,可能会加大与中西部地区间的经济差距.然而我们不能为了追求 公平 而放缓东部地区经济发展的脚步,而是应该继续保持东部地区普惠金融优势,充分发挥其在金融行业的引领作用,加强普惠金融的顶层设计,加强金融制度㊁产品与服务模式创新,更好地为地区经济高速发展提供动能.其次,对于中部地区,普惠金融对于经济发展的推动作用还处于倒U 型曲线的上升阶段,因此我们应继续加大普惠金融深化,如加大专项贷款的精准扶持㊁加快多层次金融市场体系的构建与个性化多样化金融产品开发㊁加强金融基础设施建设㊁加大金融知识教育及宣传㊁加强金融机构信用风险管理及完善地区信用体系建设等,使更多的特定群体(贫困人口,创业者,农户㊁中小微企业和民营企业等)享有金融产品与服务.最后,对于西部地区,由于人均可支配收入和民营企业占比较低等因素制约,普惠金融对地区经济发展的推动作用暂时未显现出来,因此我们不能简单地从普惠金融深化入手,而是政府联合多部门加大体制机制的创新与改革,为中小微企业和民营企业提供良好的营商环境,增加项目投资机会与孵化落地,同时为中低收入群体拓宽收入渠道和提供社会兜底保障.参考文献[１]李建军,彭俞超,马思超．普惠金融与中国经济发展:多维度内涵与实证分析[J ]．经济研究,２０２０,(０４)．[２]谭燕芝,彭千芮．普惠金融发展与贫困减缓:直接影响与空间溢出效应[J ]．当代财经,２０１８,(０３)．[３]付莎,王军．中国普惠金融发展对经济增长的影响 基于省际面板数据的实证研究[J ]．云南财经大学学报,２０１８,(０３)．[４]杜强,潘怡．普惠金融对我国地区经济发展的影响研究 基于省际面板数据的实证分析[J ]．经济问题探索,２０１６,(０３)．[５]赵瑞政,王文汇,王朝阳．金融供给侧的结构性问题及改革建议 基于金融结构视角的比较分析[J ]．经济学动态,２０２０,(０４)．[６]李涛,王志芳,王海港,等．中国城市居民的金融受排斥状况研究[J ]．经济研究,２０１０,(０７)．[７]张勋,万广华,张佳佳,等．数字经济㊁普惠金融与包容性增长[J ]．经济研究,２０１９,(０８)．[８]方蕾,栗芳．我国农村普惠金融的空间相关特征和影响因素分析 基于上海财经大学２０１５ 千村调查 [J ]．财经论丛,２０１７,(０１)．[９]陆凤芝,黄永兴,徐鹏．中国普惠金融的省域差异及影响因素[J ]．金融经济学研究,２０１７,(０１)．[１０]朱一鸣,王伟,孙硕．普惠金融如何实现精准扶贫?[J ]．财经研究,２０１７,(１０)．。
环境规制、行业异质性与就业效应——基于工业行业面板数据的经验分析
环境规制、行业异质性与就业效应——基于工业行业面板数据的经验分析李梦洁【摘要】基于生产的局部均衡模型从理论上分析了环境规制对于企业劳动力需求的规模效应、替代效应和治污与减排效应,并利用中国工业行业面板数据实证检验了各项影响途径,以分析在多重机制的综合作用下环境规制对于总就业及就业结构的影响.研究发现:环境规制与总就业之间呈“U”型关系,随着环境规制的增强其对就业的影响由负向转为正向,而我国目前仍处于“U”型曲线的下降阶段;依据污染程度和技术水平划分就业结构,发现行业的异质性导致U型曲线的形态及位置存在显著差异.因此,制定合理的环境规制水平、分行业实施差异性环境政策并促进行业技术升级对于实现环境治理与就业的双赢具有重要意义.【期刊名称】《人口与经济》【年(卷),期】2016(000)001【总页数】12页(P66-77)【关键词】环境规制;就业;行业异质性;技术升级【作者】李梦洁【作者单位】南开大学经济学院,天津300071【正文语种】中文【中图分类】F062.6近年来，随着环境问题和民生问题的凸显，可持续发展的内涵已经扩展为构建经济－生态－民生相和谐的社会。
而环境问题是由于公共产品产权难以界定引致的负外部性造成的，仅靠市场难以有效解决，因此亟须政府通过环境规制来弥补“市场失灵”的缺陷。
虽然环境规制是必须的，但是如果环境规制的施行在改善环境的同时会对经济与民生造成很大的负面影响，那么对于经济－生态－民生整体的和谐也将是不利的。
因此，对于环境规制的研究，不能仅仅局限在怎样更好地改善环境，还应该包括环境规制的经济效应和民生效应。
基于此，本文试图考察环境规制对于民生的重要方面——就业的影响，因为环境规制会通过改变企业的成本函数而对企业的生产规模、劳动力份额、减排活动产生影响，并通过这些影响机制综合作用于企业的劳动力需求。
那么，环境规制对就业的影响到底是正向的？还是负向的？或者是非线性的？这是学术界和政策制定者亟须关注的问题。
我国地区生产总值影响因素的实证分析
我国地区生产总值影响因素的实证分析作者：王雪雪来源：《时代金融》2017年第15期【摘要】生产总值是一国国民经济核算体系的核心指标，它直观的反映一个国家或地区的经济发展和人民的生活水平。
本文旨在借助现代计量分析方法，就影响我国地区生产总值的多种因素进行分析，并找出主要影响因素。
【关键词】多元线性回归多重共线性检验异方差检验异方差修正一、引言地区生产总值是指本地区按市场价格计算的所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果。
现阶段我国正面临经济发展产业结构调整的转型期，研究影响地区生产总值的因素对于各地区进行产业结构调整具有重要意义。
影响地区生产总值的因素有很多，例如：工业、农林牧渔业、建筑业、批发零售业、住宿餐饮业、金融业、交通运输业、房地产业等行业的增加值。
本文根据理论和经验分析，以地区生产总值为被解释变量，以农林牧渔业增加值、工业增加值、建筑业增加值、批发和零售业增加值四个因素为解释变量，根据全国31个省市、地区的相关数据，建立多元线性回归模型，利用Eviews软件对模型进行多重共线性分析、异方差检验、异方差修正、经济意义检验等，经分析得到影响地区生产总值的主要影响因素。
二、模型建立（一）模型数据及来源本文的样本资料采用2014年中国31个省、市、自治区的各地区生产总值、农林牧渔业增加值、工业增加值、建筑业增加值、批发和零售业增加值的年度数据资料，拟建立2014年中国地区生产总值函数模型。
（数据资料来源于中华人民共和国统计局）（二）模型建立设Y为各地区生产总值、X1为农林牧渔业增加值、X2为工业增加值、X3为建筑业增加值、X4为批发和零售业增加值。
根据经验和理论分析，初步判断解释变量与被解释变量之间总体呈线性相关关系，建立影响地区生产总值因素的多元线性模型如下：βi（i=0，1，2，3，4）为各解释变量对应的参数，μ为随机误差项。
对数据用普通最小二乘法进行回归，初步求得模型为：R2较大且接近于1，F=536.6962>F0.05（4，26）=2.74，认为地区生产总值与上述解释变量间总体线性关系显著。
^顾元媛(2012)：地方政府行为与企业研发投入_基于中国省际面板数据的实证分析
SPSS因子分析和主成分分析论文【范本模板】
基于因子分析的我国经济发展状况实证分析摘要：选取了2013年我国31个省、直辖市、自治区经济发展的10项指标作为研究对象,运用因子分析的方法,利用spss对数据进行计算，依据因子分析的结果对我国各省的经济发展做出综合评价，得出了这31各省份经济发展状况的综合排名，广东、江苏、山东、浙江、北京排在前5位，是中国各省、直辖市、自治区沿海经济发展较好的地区;甘肃、海南、青海、宁夏、西藏排在后5位，是西部地区经济发展较落后的地区，较为客观反映了中国各省、直辖市、自治区的综合经济实力，为中国各省、直辖市、自治区今后的经济发展提供了理论依据。
关键词：经济发展；因子分析；综合评价；主成分法一、引言我国地域辽阔,由于历史、地理位置及经济基础等原因，各地经济发展水平差异很大。
改革开放以来，特别是实施西部大开发、振兴东北地区等老工业基地、促进中部地区崛起、鼓励东部地区率先发展的区域发展总体战略以来，各地经济社会发展水平有了很大提高，人民生活也有了很大改善。
但区域发展不协调、发展差距拉大的趋势仍未根本改变。
本文从我国31 个省市自治区经济的发展视角入手，运用对应分析方法对我国各地区经济发展状况进行统计分析，用以说明我国各地区经济发展不协调的现状。
由于衡量各地区经济发展的指标有很多，故选取了比较有代表性的十个指标。
二、相关统计指标与数据的选取本文运用了因子分析的方法对我国31个省、直辖市、自治区的经济发展状况进行评价。
选取了10项经济指标：第一产业增加值（X1）；第二产业增加值（X2）；第三产业增加值（X3）;地方财政预算收入（X4)；地方财政预算支出（X5）；固定资产投资额（X6）；社会消费品零售总额（X7)；货物进出口总额(X8)；在岗职工平均工资（X9）;城乡居民储蓄年末余额（X10）.X2，X3，X4 反映的是经济总量中构成三大产业的不同增加值；X5,X6 反映的是地方财政预算收支；X7 反映的是居民的购买能力；X8反映的是对外贸易;X9，X10反映的是居民的收入与储蓄.本文数据资料来源于《中国统计年鉴》（2013年）,具体数据资料见表1。
基于因子分析的我国社会保险制度绩效评价——以2013年的数据为例
基于因子分析的我国社会保险制度绩效评价——以2013年的数据为例刘小果;周毕芬;丁雪儿【摘要】对社会保险制度进行绩效评价可以有效的掌握其运行情况.本文以社会保险各个子系统为基础,从6个方面,用25个指标构建了我国社会保险制度绩效评价指标体系.采用因子分析方法,对我国31个省市2013年的社会保险绩效进行实证分析发现:各个省市的社会保险绩效水平存在着明显的地区差异,东部地区优于中、西部地区;同一省市在社会保险各个子项目上也存在着不均衡.在实证研究的基础上,提出了提高社会保险绩效水平的对策建议.【期刊名称】《石家庄铁道大学学报（社会科学版）》【年(卷),期】2016(010)003【总页数】7页(P12-18)【关键词】绩效评价;社会保险;因子分析【作者】刘小果;周毕芬;丁雪儿【作者单位】福建农林大学公共管理学院,福建福州 350002;福建农林大学公共管理学院,福建福州 350002;福建农林大学公共管理学院,福建福州 350002【正文语种】中文【中图分类】C913.7社会保障是国家经济社会发展的“安全网”和“减震器”，对维护国家稳定、促进经济发展具有重要的意义。
当前我国经济处于中高速发展的新常态，就业形势严峻，同时老年人口比例和数量快速增加[1]，人口老龄化程度不断加深，社会保险支出尤其是养老保险支出逐年增加，我国的社会保险制度仍然处于发展阶段，这给社会保险工作的有效开展带来了挑战。
在这种情况下，社会保险的运行效果如何，社会保险制度在运行过程中是否实现了制度设计的目的，因此需要制定一套科学的绩效评价指标体系，来对我国的社会保险绩效进行评价，以便了解社会保险运行过程中存在的问题，进而采取措施不断完善，更好地发挥社会保险的作用。
目前，在关于我国社会保障绩效的研究中，国内学者主要从下面两个方面进行研究。
第一，社会保障绩效指标的构建。
马彦认为社会保险基金的绩效评估指标体系应该从定量和定性两个方面来进行设计，并且要把定量和定性相结合[2]。
金融集聚的区域经济增长效应研究——基于省域面板数据的实证分析
云南财经大学学报 2021年第4期（总第2M期）金融研究金融集聚的区域经济增长效应研究—基于省域面板数据的实证分析龚勤林，宋明蔚(四川大学经济学院，成都610065)摘要：基于2009—2018年中国31个省份的面板数据，从金融资产、金融机构、金融人才三方面出发构建了金融集聚水平测度指标体系，并在此基础上利用面板回归模型，分析了金融集聚对区域经济增长的影响作用及其作用机制,，结果表明：中国金融集聚度存在较大的地区差异性，且这种差异性与经济发展水平差异趋同；金融集聚对经济增长存在显著正向作用，且在不同地区间作用差异明显，金融集聚度越高的地区，其经 济效应越明显；通过对金融集聚的经济增长效应内在机制进行研究后发现，金融集聚能通过形成资本积累、促进科技创新、推动产业升级三条途径对区域经济增长产生影响。
其中，金融集聚的资本积累效应和科技创新效应作用明显，而产业升级效应相对较弱。
关键词：金融集聚；经济增长；资本积累效应；科技创新效应；产业升级效应中图分类号：F127;F832.7 文献标志码:A文章编号：1674-4543(2021 )04 -006丨-14— '弓丨言金融资源作为一种稀缺性资源，是经济增长的重要约束条件，其空间配置、发展、集聚尤其成为研 究热点。
其中，金融集聚作为金融发展到一定阶段的必然形态，已成为现代金融产业组织的基本形式11]。
金融集聚是推动城市群崛起的重要驱动力[2]。
目前，中国已确立了建设以上海、深圳等地为代 表的国家金融中心，以期通过金融集聚形成经济增长极，从而促进城市群以及区域经济的发展。
同时，金融集聚正成为提升地区竞争力的关键因素[3]。
在十九大报告提出实施“区域协调发展战 略”的背景下，应该如何合理评价金融资源的集聚水平，如何正确理解金融集聚与经济增长的相关关 系和作用机制，又应如何利用金融资源分布差异，实现中国经济从“高速发展”到“高质量发展”的重 要转型，已然成为经济发展的重要任务。
产业聚集、经济增长与地区差距——基于中国省级面板数据的实证研究
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摘
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地区安全生产的经济社会风险因子分析——基于我国面板数据的实证分析陈秋玲;肖璐;张青;曹庆瑾【摘要】文章基于经济社会学与安全科学双重视角,探讨地区安全生产风险因子问题.解释变量为经济社会风险源中的10个因子,被解释变量为地区亿元GDP安全事故死亡率,分析的数据为2005-2007年各省市地区相关指标的面板数据,主要采用OLS、REM、FLS等回归分析法探讨各经济社会风险因子与地区安全生产的相关关系.研究结果表明:地区人均GDP、地区GDP增长率、地区产业结构系数、地区城市化水平、地区从业人员业务素质对亿元GDP安全事故死亡率在近三年内有反向关系;地区第二产业从业人员占比、地区高危行业增加值占比与亿元GDP安全事故死亡率之间具有正向关系;地区城镇人口密度与地区安全生产事故死亡率的关系微弱.【期刊名称】《华东经济管理》【年(卷),期】2011(025)003【总页数】6页(P51-56)【关键词】地区安全生产;经济社会风险因子;面板数据【作者】陈秋玲;肖璐;张青;曹庆瑾【作者单位】上海大学经济学院,上海,200444;上海大学经济学院,上海,200444;上海大学经济学院,上海,200444;上海大学经济学院,上海,200444【正文语种】中文【中图分类】F061.5“安全生产”概念是在 1952年第二次全国劳动保护工作会议上提出来的,它可以概括为:在生产经营活动中,为避免造成人员伤害和财产损失事故的发生,而采取相应的事故预防和控制措施,以保证从业人员的人身安全、保证生产经营活动得以顺利进行。
在国际上与“安全生产”一词相近的概念是“职业安全与健康” (Occupational Safety and Health,缩写为 OSH)。
OSH是西方国家通用的术语,其概念源于职业安全健康权,即劳动者在职业劳动中人身安全和身心健康获得保障,从而免遭职业危害的权利。
随着我国社会的发展以及“以人为本”理念的引入,国内“安全生产”概念与国际上“职业安全与健康”概念内涵大体相同。
我国正处在经济转轨、社会转型和事故频发的关键阶段,加之安全生产基础工作薄弱,致使安全生产问题成为当前的重中之重。
据国家安全局资料显示,2007年全国事故总量 50万起,平均每天 1387起,因事故死亡平均一天有 278人;2007年发生重特大事故 86起,平均 4.2天就发生一起。
另据闪淳昌教授分析,近年来,我国平均每年因自然灾害、事故灾难、公共卫生和社会安全事件造成的非正常死亡人数超过20万人,非正常死亡率约26‰,伤残超过 200万人,经济损失超过 6000亿元人民币。
尽管我国亿元 GDP事故死亡率呈逐年下降趋势,从1990年的 3.93下降至 2000年的 1.32,2005、2006、2007、2008年则分别为 1.33、0.7、0.558、0.413、0.312(见图1),但与国际先进水平比较仍然相差甚远,我国的安全形势依然严峻,如生产亿元 GDP死亡率是先进国家的 10倍;工矿商贸 10万人事故死亡率是先进国家的 2倍多;道路交通万车死亡率是发达国家的 3倍;煤炭百万吨死亡率是世界平均的5倍多。
换算成人民币后,英国亿元 GDP事故死亡率为0.02,日本为 0.05,美国、澳大利亚、法国在 0.04至 0.06之间。
我国的安全形势与这些国家相比是非常严峻的。
本文为了探寻地区安全生产的经济社会风险源问题,通过分析 2005—2007年各省市地区相关指标的面板数据,得到各经济社会风险因子与地区安全生产的相关关系以及各经济社会风险因子的权重。
文章分为六个部分,引言部分,说明安全生产的重要性;第一部分对现有相关研究进行了回顾;第二部分研究相关理论,并提出的本文的理论假设;第三部分介绍变量的测量及分析方法的选取;第四部分运用STATA分析工具进行实证研究,并对数据结果进行分析;最后得出结论并进行讨论。
安全生产的研究是在安全系统工程、安全经济学、行为安全理论、声誉管理理论、事故致因理论、公共行政理论、安全协调理论等多种理论基础上发展起来的。
本文的研究目的是找寻地区安全生产的经济社会风险源,因此仅简要综述安全生产中的事故致因理论的研究成果。
事故理论研究始于 1919年,英国学者格林伍德 (M.Greenwood)和伍兹(H.H.Woods)对许多工厂里事故发生次数,利用泊松分布、偏倚分布和非均等分布统计分布进行统计检验,发现工厂中存在着事故频发倾向。
此后,事故致因理论的发展经历了 3个阶段:以事故频发倾向论和海因里希因果连续论为代表的早期事故致因理论、以能量意外释放论为主要代表的二次世界大战后的事故致因理论、现代的系统安全理论,如图 2所示。
海因里希 (W.H.Heinrich)提出的工业安全理论是遭遇倾向理论的最初模型,早在1936年他就提出了应用多米诺骨牌 (Domino)原理研究人身受到伤害的五个顺序过程,即遗传及社会环境、人的缺点、人的不安全行为或物的不安全状态、事故、伤害五因素。
此后,博德 (Frank Bird)、亚当斯 (Edward Adams)又在海因里希的基础上提出了现代因果连锁理论。
此后,陈宝智 1992年提出的危险源理论是这一时期较典型的事故归因理论[1]。
该理论认为事故是由第一类危险源和第二类危险源共同作用的结果,系统中存在的危险源是事故发生的原因。
所谓危险源(Haggard)是可能导致事故、造成人员伤害、财物损坏或环境污染的潜在的不安全因素。
此后,国内学者在安全生产危险源系统论的研究成果比较密集,主要可以分为危险源辨识和危险源的监控与防范等方面。
危险源的辨识方面:罗云(2004),多英全、吴宗之、魏利军、康荣学、罗艾民(2006)提出了基于事故情景发生概率和造成死亡人数的风险评估和排序模型,并给出了基于统计分析的事故发生概率、基于死亡半径的死亡人数的确定方法[2-3];魏振宽等学者 (2006)应用生命经济价值理论解释了安全生产和人均 GDP之间存在关系这个假设,提出了经济发展也是安全生产的影响因素[4];曾德星(1997),刘振翼、冯长根、彭爱田、谭允祯 (2003),邢冀、谢贤平(2007)探讨了安全投入与安全生产水平的关系[5-7];王喜奎、吴宗之、孙猛、魏利军 (2007)分析国内外重大危险源辨识标准与法规的研究现状,指出目前存在的主要问题,以500起典型危险化学品事故为基础,从引发事故的危险化学品危险性类别、危险物质名称等方面出发,提出修订重大危险源辨识标准的几点建议,并探讨了重大危险源辨识标准进一步完善的思路和方法[8]。
危险源的监控与防范方面:魏利军、多英全、吴宗之(2005)提出了城市重大危险源安全规划的一般性方法和技术要点[9];陈国华、张新梅 (2007)结合目前重大危险源事故频发的安全生产形势,分析了石油化学工业发展和城市化进程加快所带来的城市区域高风险,阐明了进行区域风险评价和重大危险源监管的必要性[10];刘宏、唐禹夏、程宇和(2007)通过计算危险源引发事故的概率和事故后果来确定危险源的风险值,并将其分为 4个等级,指导企业制定合适的安全管理制度、使用恰当的安全技术措施,以最小化的代价确保危险源安全运行,从而提高中小型化工企业的危险源管理水平[11];吴宗之、高进东 (2005)介绍了重大危险源普查技术方法和北京、上海等 6城市重大危险源普查结果,论述了重大事故预防控制体系要素,包括重大危险源普查(辨识)、评价、安全管理、应急计划、安全规划、安全监察、GIS网络监控系统等[12]。
就笔者研究视野而言,国内外定量研究地区经济发展水平及各类社会因素对安全生产影响方面的成果较少,本文愿做引玉之砖,在危险源系统论基础上,基于经济社会学及安全科学视角来探讨这一问题。
安全生产状况与经济发展水平之间关系十分密切,在经济发展水平较低阶段,工伤事故造成的死亡人数很少;在经济高速发展、能源化工与制造业大力发展阶段,生产事故率和死亡人数呈快速上升趋势;在经济发展的更高阶段,随着产业结构调整,经济发展带来的积累使安全投入力度加大,安全本质化水平提高和全民安全素质增强,生产安全事故呈现快速下降趋势,形成一个开口向下的不对称抛物线。
而我国自 1990年以来的各类事故死亡总量每年以超过 6%的速度在增长,与 GDP增长速度基本同步。
最近两年各类事故死亡总量增长率比 GDP增长率略有下降。
随着第二产业规模扩张,第二产业就业人员急剧增加,且采矿业、重化工等高危行业在第二产业中所占的比重比较大,第二产业往往以劳动密集型为主,对从业人员的综合素质要求不高,其安全文化观念与风险防范意识落后。
基于上述分析,本文有如下假说:H1:各地区经济发展水平越高,地区安全生产事故死亡率越低,地区安全生产风险越小,二者呈负相关关系。
H2:各地区经济增长速度越快,地区安全生产事故死亡率越高,地区安全生产风险越大,二者呈正相关关系。
H3:在地区就业结构中,第二产业从业人员占比越大,地区安全生产事故死亡率越高,地区安全生产风险越大,二者呈正相关关系。
黄盛初、周心权、张斌川 (2005)通过对 27个样本国家 1990年和 2000年的经济社会发展指标和安全生产指标进行回归分析,得出产业结构升级以及就业结构和就业水平的优化对安全生产好转起到推动作用,特别是第三产业产值占GDP比重这一指标地位的上升以及农业产值占 GDP比重的地位下降更能说明这一变化[13]。
此外,郭朝先 (2006)通过考察 40多个国家 1963—1996年的安全生产情况发现,产业结构的变动对一国安全生产总体水平有较为明显的影响,采掘业、建筑业是属于安全状况比较差的产业,而大多情况下第三产业的安全状况比较好,其安全事故死亡率低于全社会平均水平[14]。
孔留安、田好敏通过对 1995—2004年我国工矿企业职工死亡人数与主要经济社会发展指标统计数据进行灰色关联分析,得到第三产业产值占 GDP比重与千人死亡率有负相关关系,而第二产业与千人死亡率具有正相关关系[15]。
王亚军、李生才 (2008)通过对 2008年 7至 8月我国安全生产事故统计分析,得出除去非产业因素的交通事故(占 56.54%)以外,矿业事故位居第二 (占18.08%),在该期间内发生的 17起特大事故中,有 8起是矿业事故,这也表明,第二产业中的高危行业比重大是导致工业经济占比与地区安全生产事故死亡率负相关的原因[16]。
基于上述分析,本文有如下假说:H4:随着地区产业结构的调整和优化,服务经济占比不断上升、工业经济占比不断下降,产业结构系数逐渐上升,地区安全生产事故死亡率呈下降态势,地区安全生产风险越小,二者呈负相关关系。
H5:地区经济结构中,高危险行业产值占比越大,地区安全生产事故死亡率越高,地区安全生产风险越大,二者呈正相关关系。