基于主成分分析法的创新绩效评价--以中国省域面板数据为例
的 ｐ个 指 标 向量 － ， ： ， …， 作线性组合 （ 即综 合 指 标 向 量 ） 为：
Ｆ￣ ＝ａｌ ｌ ｌ ＋ ｎ ２ １ ２ 十… ＋ Ｆ２ ＝ａ ｌ ￣ ＸＩ ＋ ２ ＋…
＝口 ｌ Ｐ １ ＋ ｃ 来自２ ＋… ＋ｃ ｂ Ｐ
２ 主 成 分 分 析 模 型 构 建 ２ ． １ 指 标 体 系 构 建 根 据 绩 效 考 核 评 价 指 标 选 取 的 一 般 原 则 ．结 合 数 据 的 可获 得 性 ．我 国省 域 科 技创 新 投 入 绩 效 评 价 指 标 体 系 由 科 技 投 入 水
ｄ ｏ ｉ ： １ ０ ． ３ ９ ６ ９ ￣ ． ｉ ｓ ｓ ｎ ． １ ６ ７ ３ — ０ １ ９ ４ ． ２ ０ １ ４ ． １ ３ ． ０ ５ ８
［ 中图分类号】Ｆ ２ ２ ４ ． ０
１
［ 文献标识码】Ａ
［ 文章编号 ］１ ６ ７ ３ — ０ １ ９ ４ （ ２ ０ １ ４ ） １ ３ － ０ ０ ９ ３ — ０ ２
基于主成分分析法的创新绩效评价
以 中国省域 面板数据 为例
王维才 ， 丘 东 ， 张令 平
（ 北 京 科 技 大 学 东 凌 经 济 管理 学 院 ， 北京 １ ０ ０ ０ ８ ３ ）
［ 摘 要】 本 研 究采 用 主 成 分 分 析 方 法 对 全 国 ３ ０个 省 、 市、 自治 区 ２ ０ ０ ９ — ２ ０ １ １年 之 间的 科 技 创 新 投 入 绩 效 进 行 综 合 评 价 。 结果发现 ： 各 地 区差 异 较 大 ， 北 京排 名 第 一 ， 且 与其 他 各 地 差 距 较 大。 ［ 关键词 】 科技投入 ； 创新； 绩效评价 ； 主 成 分 分析 法
引 言 设 有 ｎ个 样 品 ， 每 个 样 品 有 Ｐ项 指 标 ： 。 ， Ｘ： ， …， 兄， 设ａ ／ ＝ 创 新 型 国 家 的建 立 需 要 科 技 投 入 的 支 持 ． 而 增 强 科 技 竞 争 （ ０ ａ ｎ － ， …， ） （ ｌ ， ２ ， ３ ， …， Ｐ） 为 ｐ个 常 数 向 量 ， 用 数 据 矩 阵
简 记为
Ｆｔ ＝ｔ ｔ ｕ Ｘｌ ＋ Ⅱ ２ ＋… Ｐ
主成 分 分 析 法 使 用 其 综 合 评 价 函 数 中 各 主 成 分 的权 数 表 征 贡献 率 ， 相 对 于依 靠 经 验确 定 权 数 的评 价方 法 更加 客 观 和合 理
平 和 科 技 产 出水 平 两部 分组 成 。其 中 。 投入 指标包括 ： 科 技 经 费 ３ 实 证 分 析 内部 支出 （ ． ） 、 科 技 经 费 内 部 支 出／ Ｇ Ｄ Ｐ （ ２ ） 、 Ｒ ＆Ｄ经 费 内 部 支 ３ ． １ 数 据 来 源 和 有 效 性 分 析 出（ Ｘ ３ ） 、 Ｒ ＆Ｄ经 费 内部 支 ￣／ Ｇ Ｄ Ｐ （ Ｘ ） 、 科 技活动人 员总数 （ ５ ） ；
力 的 关 键 则 是 发 挥 科 技 投 入 的 最 大 效 用 ． 即提 升 科 技 创 新 投 入 绩 效 …。 然 而 由于 知 识 生 产 和 应 用 的 广 泛 性 ． 科 学 产 出 和 结 果 的 评 价 未得 到研 究 者 的 一 致 认 可 。本 文 采 用 主 成 分 分 析 方 法 ． 对 我国 ３ ０个 省 、 市、 自治 区 ２ ０ ０ ９ — ２ ０ １ １年 之 问 的 科 技 创 新 绩 效 进
２ ０ １ ４年 ７月 第 ｌ ７卷第 ｌ ３ 期
中 国 管 理 信 息 化
Ｃｈ ｉ ｎ ａ Ｍａ ｎ ａ ｇ ｅ ｍｅ ｎ ｔ Ｉ ｎ ｆ ｏ ｒ ｍａ ｔ ｉ ｏ ｎ ｉ ｚ ａ ｔ ｉ ｏ ｎ
Ｊ ｕ １ ． ， ２ ０ １ ４
Ｖｏ １ ． １ ７， Ｎｏ ． １ ３
２ ． ２ 主成 分 分 析 方 法 简 介 按 特 征 值 大 于 １提 取 的 前 两 个 公 因 子 的 累 计 贡 献 率 达 到 了 主成 分 分 析 方 法 是 基 于 降 维 的 思 想 ．即 在 保 留原 始 数 据 绝 ８ ４ ． ７ ６ ２ ％， 主 成分 分析 的效 果 比较 理 想 。 我 们 选 取 为第 一 主 成 为 第 二 主成 分 ， 且 这 两 个 主 成 分 基 本保 留 了 原 来 指 标 的信 大 多数 信 息 的 基 础 之 上 ．将 多 个 指 标 简 化 为 少 数 几 个 综 合 性 的 分 ，
本 文选用 ２ ０ １ １ 年 国 家 统 计 局 以及 中 国科 技 统 计 年 鉴 关 于 产 出指 标 包 括 ： 国 内 申请 专 利 受 理 量 （ 项， ） 、 国 内专 利 申请 授 权 我 国科 技 投 入 产 出的 清 查 数据 。在 主 成 分 分 析 之前 ． 我 们 首先 验 量（ 项， ， ） 、 国 内 中 文 期 刊科 技 论 文 数 （ 篇， 。 ） 、 高 新 科 技 产 业 产 证 样 本 数 据 的 有 效 性 ，数 据 分 析 结 果 显 示 Ｋ ＭＯ 值 为 ０ ． ７ ６ ９ ． ａ ｒ ｔ ｌ ｅ ｔ ｔ 球形检 验的近似 卡方 为 ７ ９ ８ ． ８ ８ ３ ．卡 方 统 计 值 显 著 性 为 值（ 亿元 ， 蜀） 、 出版科 技著 作数 （ 项， 。 。 ） 、 发 表科 技论 文数 （ 篇， Ｂ ） 、 技 术市 场成交 合同金 额 （ 亿元 ， ． ： ） 、 高 新 技 术 产 品 出 口额 ０ ． ０ ０ ０。 数据表明 ． 该 清 查 数 据 适 合 做进 一 步 分 析 （ 百万美元 ， ｌ ３ ） 、 新 产 品 产 值 占工 业 总 产 值 比 重 （ ％， 。 ） 。 ３ ． ２ 因子 提 取 和 命 名
主成分分析方法及其应用效果评估
主成分分析方法及其应用效果评估主成分分析（Principal Component Analysis，简称PCA）是一种常用的数据降维技术，被广泛应用于数据分析、模式识别和机器学习等领域。
本文将介绍主成分分析的基本原理、具体方法以及其在实际应用中的效果评估。
一、主成分分析的基本原理主成分分析是一种统计分析方法，旨在将具有相关性的多个变量转化为一组线性无关的新变量，称为主成分。
通过降维，主成分分析可以有效减少数据的维度，并保留原始数据中的大部分信息。
主成分分析的基本原理是通过找到数据中的最大方差方向来构建主成分。
具体步骤如下：1. 标准化数据：对原始数据进行标准化处理，使得每个变量具有相同的尺度。
2. 计算协方差矩阵：计算标准化后数据的协方差矩阵。
3. 计算特征值与特征向量：对协方差矩阵进行特征值分解，得到特征值和对应的特征向量。
4. 选择主成分：根据特征值的大小排序，选择前k个特征值对应的特征向量作为主成分。
5. 构建主成分：将选择的主成分按权重线性组合，得到原始数据的主成分。
二、主成分分析的具体方法主成分分析可以通过多种计算方法实现，其中最常用的是基于特征值分解的方法。
下面介绍主成分分析的具体计算步骤：1. 标准化数据：对原始数据进行标准化处理，使得每个变量具有均值为0、方差为1的特性。
2. 计算协方差矩阵：将标准化后的数据计算协方差矩阵。
3. 特征值分解：对协方差矩阵进行特征值分解，得到特征值和对应的特征向量。
4. 选择主成分：根据特征值的大小选择前k个特征向量作为主成分。
5. 构建主成分：将选择的主成分按权重线性组合，得到原始数据的主成分。
三、主成分分析在实际应用中的效果评估在应用主成分分析时，我们需要对其效果进行评估，以确保选择的主成分能够充分保留原始数据的信息。
常用的效果评估方法有以下几种：1. 解释方差比（Explained Variance Ratio）：解释方差比可以衡量每个主成分对原始数据方差的贡献程度。
主成分分析实例
在统计学中，主成分分析（principal components analysis, PCA）是一种简化数据集的技术。
它是一个线性变换。
这个变换把数据变换到一个新的坐标系统中，使得任何数据投影的第一大方差在第一个坐标(称为第一主成分)上，第二大方差在第二个坐标(第二主成分)上，依次类推。
主成分分析经常用减少数据集的维数，同时保持数据集的对方差贡献最大的特征。
这是通过保留低阶主成分，忽略高阶主成分做到的。
这样低阶成分往往能够保留住数据的最重要方面。
在实证问题研究中，为了全面、系统地分析问题，我们必须考虑众多影响因素。
这些涉及的因素一般称为指标，在多元统计分析中也称为变量。
因为每个变量都在不同程度上反映了所研究问题的某些信息，并且指标之间彼此有一定的相关性，因而所得的统计数据反映的信息在一定程度上有重叠。
在用统计方法研究多变量问题时，变量太多会增加计算量和增加分析问题的复杂性，人们希望在进行定量分析的过程中，涉及的变量较少，得到的信息量较多。
主成分分析正是适应这一要求产生的，是解决这类题的理想工具主成分分析法是一种降维的统计方法，它借助于一个正交变换，将其分量相关的原随机向量转化成其分量不相关的新随机向量，这在代数上表现为将原随机向量的协方差阵变换成对角形阵，在几何上表现为将原坐标系变换成新的正交坐标系，使之指向样本点散布最开的p 个正交方向，然后对多维变量系统进行降维处理，使之能以一个较高的精度转换成低维变量系统，再通过构造适当的价值函数，进一步把低维系统转化成一维系统。
主成分分析的主要作用体现在五个方面，第一，主成分分析能降低所研究的数据空间的维数。
第二，可通过因子负荷的结论，弄清X变量间的某些关系。
第三，可用于多为数据的一种图形表现方法。
第四，可由主成分分析构造回归模型，即把各个主成分作为新自变量代替原来自变量做回归分析。
第五，用主成分分析筛选回归变量。
案例分析：下表是关于全国31个省市的8项经济指标，以此为例，进行主成分分析。
中国区域创新生产的空间计量分析基于静态与动态空间面板模型的实证研究
中国区域创新生产的空间计量分析基于静态与动态空间面板模型的实证研究一、本文概述1、研究的背景与意义2、国内外研究现状和评价3、研究目的、内容和方法二、中国区域创新生产的现状分析1、创新生产的定义和指标体系创新生产是一个多维度、复杂且动态的过程，涵盖了从新思想的产生、研发活动的进行，到新技术、新产品、新服务的商业化应用的整个过程。
在中国，创新生产被赋予了推动经济转型升级、实现高质量发展的关键角色。
本文所指的创新生产，主要关注科技创新，即通过科学研究和技术开发产生新知识、新技术，并将其转化为实际生产力，推动经济社会的持续发展。
为了全面、系统地衡量创新生产，需要构建一个综合性的指标体系。
本文在参考国内外相关研究和实际数据可获得性的基础上，构建了一个包含创新投入、创新产出和创新环境三个维度的指标体系。
创新投入指标主要包括研发投入、研发人员数量等，反映了一个地区对科技创新的重视程度和投入力度；创新产出指标则包括专利数量、技术市场成交额等，直接体现了科技创新的成果和效益；创新环境指标涵盖了教育水平、科技服务机构数量等，这些因素对于激发创新活力、促进创新成果的转化和应用具有重要影响。
通过这一指标体系，可以全面评估中国各地区创新生产的水平、结构和特点，为后续的空间计量分析提供基础数据支撑。
这一指标体系也具有一定的动态性，可以根据实际情况进行调整和完善，以适应创新生产不断发展变化的需要。
2、中国区域创新生产的总体情况中国作为世界上最大的发展中国家，近年来在区域创新生产方面取得了显著的进步。
从总体情况来看，中国的区域创新生产呈现出以下几个显著的特点。
创新生产的地理分布不均。
尽管全国范围内的创新活动都在不断增加，但东部地区，特别是长三角、珠三角和京津冀等经济发达区域，其创新生产的规模和速度明显领先于其他地区。
这些地区的创新资源丰富，科研机构和高校众多，为创新生产提供了强大的支撑。
创新生产的行业差异明显。
高新技术产业，如信息技术、生物技术和新材料等，是创新生产的主要领域。
基于主成分分析的我国GDP影响因素实证分析
基于主成分分析的我国GDP影响因素实证分析提纲1.引言2.计量模型2.1确定模型的解释变量2.2主成分分析2.2.1选择主成分分析方法的缘由2.2.2确定模型的数学形式2.2.3对GDP影响因素的主成分分析过程2.3参数估计及检验2.3.1拟合回归模型2.3.2回归检验法检验序列相关2.3.3异方差性检验2.3.4修正后模型2.4 1989—2002年中国GDP贡献率和影响因素分析3.结论和政策建议摘要：本文利用主成分分析的方法，从国民经济核算支出法的角度，对影响我国国内生产总值的七个因素建立计量模型，并进行实证分析。
通过一系列统计分析和检验方法，拟合出比较优良的GDP模型，得出1989—2002年间我国经济增长的情况。
由此来分析所选取的这七个变量对GDP的贡献情况，结合当前我国宏观经济形势，找出目前经济发展存在的问题，从而找出相应的对策。
关键词：GDP 计量分析主成分分析影响因素Abstract：The method that this text utilizes main composition to analyze, interms of expenditure approach of the national business accounting, set up the modelof measuring to seven factors which influence the gross domestic product of our country, and carry on real exampleanalysis. Through a series of statistical analysis and method of inspection, fit out finer GDP model, draw the situation of the economic growth of our country among 1989-2002. Come seven variable situation of contributing in GDP these chosen to analyses, combine the present macroeconomic situation of our country, find out the existing problem of economic development at present, thus find out the corresponding countermeasure.Keywords：GDP Econometric Analysis Principal Component AnalysisInfluence factor基于主成分分析的我国GDP影响因素实证分析作者：赖艳指导老师：刘小瑜1. 引言改革开放以来，中国经济取得了令全世界震惊的巨大成就，持续25年年均增长率超过9%，经济总规模已经稳居世界第6位。
多元主体视角下区域创新能力评价机制研究——基于中国30个省份数据
多元主体视角下区域创新能力评价机制研究——基于中国30个省份数据闫中晓;陈韬;吴祯【期刊名称】《科技管理研究》【年(卷),期】2024(44)7【摘要】从多元主体(政府、企业、学研机构、其他市场主体)视角构建创新能力评价指标,并基于2009—2020年中国省级层面数据,运用“熵权法+TOPSIS法+耦合度分析法”对区域创新能力进行评价。
结果发现,总体上,中国各省份创新能力的梯队分布呈金字塔形;空间分布呈现“东高西低、南高北低”的特征,各区域间差异大,区域内部创新能力发展不均衡;从创新主体来看,区域创新系统的四大主体创新能力都呈上升趋势,呈现政府、学研机构、其他市场三大主体创新支撑能力强而企业创新参与能力弱的状态;从耦合状态来看,中国四大创新主体之间耦合度还比较低,而且企业与其他3类主体的耦合度也比较低。
因此,在创新驱动发展战略下,应推动以区域为单位建设创新高地,推动区域内多元主体协同创新发展,提升区域创新能力。
【总页数】8页(P35-42)【作者】闫中晓;陈韬;吴祯【作者单位】集美大学财经学院;中国人民大学经济学院【正文语种】中文【中图分类】F273;F224;G301【相关文献】1.以企业为主体视角下的我国区域创新效率评价研究——基于30个省域面板数据2.甘肃省区域跨越发展的创新人才机制研究--基于创新型省份建设的视角3.基于全要素生产率视角下的中国县域科技创新能力评价研究——依据东中西部30县市区的相关数据4.川渝黔一体化背景下贵州省区域创新能力比较分析——基于2011—2020年《中国区域创新能力评价报告》的研究5.数字基建驱动区域创新的作用机制——基于中国省份面板数据的实证因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。
应届2020毕业季国际贸易论文选题
国际贸易论文选题国际贸易（International Trade）也就是通商，一般是指跨越国境的货品和服务交易，由进口贸易和出口贸易两部分所组成，因此也被称之为进出口贸易。
国际贸易也叫世界贸易。
进出口贸易可以调节国内生产要素的利用率，改善国际间的供求关系，调整经济结构，增加财政收入等。
下面是一些由学术堂整理的国际贸易论文选题，希望能为选这科做论文的同学们带来帮助。
国际贸易论文选题一：1、国际贸易融资创新及风险控制2、电子商务对国际贸易的影响及对策研究3、低碳经济对国际贸易发展的影响4、国际贸易网络的拓扑演化与聚类结构分析5、电子商务对我国国际贸易的影响及发展对策研究6、国际贸易方式演进对城市化模式的影响--以义乌市为例7、对国际贸易中的蓝色贸易壁垒问题的分析8、国际贸易融资的发展趋势及启示9、国际贸易中商务英语要素分析及其应用价值思考10、我国企业国际贸易风险的预见及管理措施11、综合改革试点下义乌国际贸易服务体系的构建与完善12、我国十大城市群对外贸易空间效应研究--基于区域性国际贸易中心的视角13、基于超边际分析框架展开的流通效率对国际贸易影响实证研究14、对标韩国，促进上海国际贸易单一窗口发展15、网络经济对国际贸易发展的影响研究16、关于国际贸易业务财务风险控制的研究17、欢迎订阅国际贸易问题18、国际贸易融资业务的创新趋势19、国际贸易格局分化及秩序研究20、国际贸易中的跨文化管理--以浙江八达集团为例21、新形势下国际贸易融资业务变化趋势、典型风险点及防范22、我国利率市场化和国际贸易发展趋势23、基于流通经济视角谈电子商务对传统国际贸易的创新和发展24、国际贸易理论的发展及其阶段划分25、国际贸易对中国各行业能源消费碳排放的影响研究26、“一带一路”战略下的新疆国际贸易与国际物流协同分析27、国际贸易货物品质标准演进效果分析--基于广义比较优势公式的解析28、基于生长曲线算法的中日国际物流规模增长对中日国际贸易推动作用规律研究29、国际贸易合同风险的分析与控制30、电子商务下的国际贸易创新探析31、国际贸易结构性特征分析--基于主成分分析方法32、试论电子商务对国际贸易的影响及应用现状33、论国际贸易中的绿色壁垒34、后危机时代发达国家中小企业国际贸易融资的经验与启示35、国际贸易政策变化对反倾销会计的影响36、国际贸易框架下出口产品品质的测度方法：研究述评37、国际贸易与全球经济增长关系研究38、低碳经济对国际贸易发展的影响39、基于全球化视域下的国际贸易隐含能源的探索40、探究物流产业对国际贸易发展的影响41、浅谈人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应42、数字产品、全球价值链与国际贸易规则43、用区块链破解国际贸易信用难题44、马克思国际贸易理论下的服务贸易税收优惠政策探究45、国际贸易与经济发展对生活质量影响研究46、物流全球化背景下国际贸易与经济发展的实证研究--以山东省为例47、跨境电商环境下“国际贸易”课程改革48、江苏省国际物流对国际贸易的促进关系研究49、人民币汇率波动对我国国际贸易的影响研究50、构建《国际贸易实务》双语课程群的思路探讨国际贸易论文选题二：51、国际贸易与我国现代物流业互动发展问题探讨52、国际贸易问题53、论国际贸易实务中国际市场营销策略54、跨境电商视角下的国际贸易方式创新研究55、浅析近年来电子商务与国际贸易的发展新模式56、国际贸易结算方式风险控制探究57、我国中小企业国际贸易摩擦分析及应对措施58、产业分工、国际贸易摩擦及我国的对策--基于价值链视角的研究59、我国纺织品出口中国际贸易环境影响的经济学研究60、国际贸易单一窗口研究述评与展望61、制造业国际贸易对服务化就业结构变迁影响的实证研究62、国际贸易新规则与我国自贸试验区制度创新的发展方向63、我国农产品国际贸易发展现状与对策研究--兼评《中国农产品国际贸易及其对中国经济增长的影响研究》64、不完全契约与国际贸易：一个评述65、国际贸易体系演进的政治经济学分析66、基于复杂网络的国际铜矿石贸易格局67、中美国际贸易制度之争--基于国际公共产品提供的视角68、国际贸易中的产品质量研究：一个综述69、2015年国外国际贸易研究前沿70、基于“互联网+”的国际贸易实务发展研究71、“全球-国家-地方”尺度下的国际贸易环境效应研究进展72、外资研发嵌入的内外因辨析：市场化进程还是国际贸易竞争力73、制度质量对国际贸易的影响：一个文献综述74、21世纪海上丝绸之路会展物流与国际贸易关系研究75、基于“一带一路”农产品国际贸易未来发展趋势研究76、罗伯特·芬斯特拉对国际贸易学的贡献77、国际贸易中出口结构对经济绩效的影响--基于国家空间的社会网络分析78、国际贸易反脱媒机制及其影响因素：范围经济视角79、国际物流要素对国际贸易的影响分析80、中美贸易摩擦的演进趋势及我国的对策研究81、国际贸易对我国制造业技术创新效率的影响研究82、品牌贸易在国际贸易中的地位及我国发展现状与政策研究83、深化推进上海国际贸易“单一窗口”建设84、互联网与国际贸易--基于双边双向网址链接数据的经验分析85、OFDI、市场竞争强度与国际贸易86、国际贸易中收入分配与产品质量研究综述87、文化认同与国际贸易88、商业银行国际贸易融资的汇率风险研究89、中国国际贸易隐含碳文献比较研究90、海南国际物流对国际贸易影响的实证研究91、HS银行国际贸易融资风险管理研究92、益阳中小型外贸企业国际贸易融资方式研究93、电子商务对传统国际贸易影响研究94、A银行云南省分行国际贸易融资创新及风险控制研究95、基于复杂网络和能值理论的化石能源国际贸易格局研究96、国际贸易体制区域化背景下知识产权国际立法新动向97、国际贸易与中国制造业行业内工资差距98、兰石能源装备国际工程公司国际贸易风险管理研究99、我国商业银行国际贸易融资的风险分析国际贸易论文选题三：100、论国际贸易中的绿色壁垒及其法律对策101、论“一带一路”战略下的国际贸易与国际物流协同102、我国农产品国际贸易中的技术性壁垒应对策略103、OFDI、市场分割与国际贸易--基于中国省级面板数据的实证研究104、增加值贸易视角下国际贸易利益研究综述105、“一带一路”战略背景下的农产品国际贸易106、电子商务发展对我国国际贸易影响的实证研究107、上海市港口物流与国际贸易互动发展研究108、中小外贸企业国际贸易融资问题研究109、国际贸易融资中大数据技术应用的可行性分析110、国际贸易术语风险与规避措施111、新区域主义视角下的《跨太平洋伙伴关系协定》--国际贸易规则与秩序的动态演变及中国之应对112、中国苜蓿国际贸易竞争力分析113、国际贸易碳转移的全球图景和时间演变114、新常态下国际贸易发展对不同素质劳动力的影响研究--基于人力资本视角115、国际贸易中价值转移问题的扩展研究：模型、推演及启示116、多种类型，多重身份：15至17世纪前半期东亚世界国际贸易中的商人117、跨境电商对传统国际贸易的变革118、论“一带一路”战略背景下的国际贸易争端解决机制的建立119、跨境贸易人民币结算的国际贸易竞争力效应120、中小企业国际贸易融资风险控制研究121、语言距离影响国际贸易的理论机理与政策推演122、在全球价值链中寻求制度性话语权--新一轮国际贸易规则重构与中国应对123、价值链贸易与经济周期的联动：国际规律及中国经验124、高职国际贸易实务专业课程体系改革探析--基于跨境贸易电商化背景的视角125、国际贸易模式演进的城市化促进效应--基于职业中间商的超边际分析126、TPP高标准国际贸易规则对中国的挑战及应对策略127、国际贸易投资规则的再构建及中国的因应128、技术、国际贸易与中国工业发展方式的绿色转变129、中国跨境电子商务模式及发展对策--基于和传统国际贸易的比较分析130、新能源产业国际贸易关系及中国现状--基于空间引力模型131、新常态背景下电子商务对国际贸易的影响及对策研究132、农产品国际贸易中的“标准元素”:体现、特性与应对133、互联网影响国际贸易的理论与实证研究134、国际贸易理论--马克思经济学与西方经济学的比较135、“一带一路”战略下的国际贸易与国际物流协同分析--以广东省为例136、国际贸易中的环境标准研究137、“一带一路”建设背景下对民族文化影响国际贸易的理论探讨138、人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应研究139、中小企业国际贸易融资问题研究140、陕西省国际物流与对外贸易关系的实证研究141、粮食国际贸易对中国粮食安全的影响及应对策略研究142、商业银行国际贸易融资的现状、问题及创新路径143、国际贸易规则发展新趋势及中国的应对144、论国际贸易与环境保护的国际法协调145、后危机时代中小企业国际贸易融资的障碍与策略研究146、新公共服务理论视野下国际贸易单一窗口建设问题研究147、农业银行国际贸易融资创新策略研究148、国际贸易与中国技术进步方向--基于制造业行业的经验研究149、基于个人信息保护的国际贸易壁垒及其法律应对150、自贸园区背景下我国国有银行国际贸易融资业务发展战略研究国际贸易论文选题四：151、协调应对气候变化与贸易的国际规则研究152、职业贸易中间商、国际贸易方式演进与经济发展153、广西中小微型企业国际贸易融资困境及对策154、电子商务对国际贸易的影响及对策研究155、基于电子商务平台的国际贸易客户开发途径研究156、跨境贸易人民币结算对我国国际贸易的影响研究157、从国际贸易与投资的变迁看IBM战略转型158、碳关税对国际贸易的影响及我国的对策研究159、30年来国际“贸易-交通-旅游”（3T）互动的统计分析160、国际贸易对国内制度的影响：前沿研究述评161、数字文化产品的国际贸易法律问题研究162、国际贸易对中国环境污染的影响研究163、国际贸易格局分化与国际贸易秩序演变164、制度距离对国际贸易的影响研究165、国际贸易的成本分析：视角与方法166、国际贸易投资新规则及对上海自贸试验区启示研究167、国际贸易综合改革试点下义乌进出口贸易发展研究168、我国国际贸易发展模式与路径分析169、国际贸易与企业成本加成：一个文献综述170、自贸区对上海国际贸易中心建设的影响研究171、内生比较优势、国际贸易方式与收入分配：一个新兴古典框架172、中国对外开放新阶段与培育国际竞争新优势--第十三届全国高校国际贸易学科协作组会议暨2014年中国国际贸易学科发展论坛会议综述173、人民币汇率波动对我国国际贸易的传导效应174、国际贸易中的隐含碳：文献综述175、国际贸易中的产品质量异质性研究进展176、职业中间商空间嵌入与国际贸易模式演进177、宁波港外贸集装箱海铁联运腹地生成研究178、我国商业银行国际贸易融资的风险及其对策研究赠送：86个行政法、行政诉讼法论文题目参考1、论行政法的基本原则2、论行政主体3、行政组织法在行政法中的地位4、关于行政行为概念的探讨5、论行政行为的效力6、论行政立法7、关于行政立法程序的思考8、析行政许可标准和范围9、论我国行政许可制度的改革10、行政处罚问题研究11、论行政处罚的听证程序12、行政强制措施研究13、论行政强制执行14、行政行为与行政程序关系之探讨15、论行政程序原则和制度16、关于行政复议范围的思考17、完善行政复议程序的设想18、论行政诉讼的功能19、关于行政诉讼范围的思考20、试析行政诉讼的举证责任制度21、行政判决之研究22、浅析行政诉讼附带民事诉讼23、国家赔偿构成要件之研究24、完善国家赔偿制度的几点思考25、论行政法的理论基础26、论行政立法体制27、市场经济体制下行政法的功能28、论中国公务员制度的特色29、行政处罚程序研究30、论行政强制31、行政赔偿制度研究32、行政指导研究33、论行政许可34、行政诉讼的举证责任35、行政越权与滥用权力研究36、论中国司法审查制度37、行政诉讼第三人研究38、行政侵权责任探讨39、论显失公正行为40、论行政诉讼的受案范围41、行政诉讼的撤销判决与变更判决42、行政判决、裁定的执行43、论行政法治原则44、论对行政自由裁量权的控制45、论行政立法以外的行政规范性文件的地位46、论行政行为的条件与后果47、行政合同研究48、行政程序法的基本原则与基本制度49、正当法律程序的要求50、行政执法研究51、行政法上的权利救济制度研究52、论司法权与行政权的关系53、中国加入WTO与行政法制改革54、论行政复议的范围与复议程序55、“双学位”的合法性探析56、媒体对食品安全监督作用的法律规范57、欧美转基因食品安全监管制度及启示58、论中国食品安全监管机制的完善路径59、行政罚款关乎执法公平正义60、试论公务员奖励规范的立法与完善61、兽药饲料监督执法文书制作问题的浅析62、浅析淘宝网络刷单中的“水军”现象63、行政决策的实质性正当程序之规制64、“报假警”行为的定性及其规制65、医疗纠纷行政调解：意义、问题及完善66、检察权的职能拓展与行政立法审查制度的完善67、建设食品药品监管法治政府部门的思考68、浅谈《企业信息公示暂行条例》对招标工作的影响69、新闻评论监督司法的权利与限度70、论悔捐行为的无责理由、责任要件与风险防范71、论网规的软法属性72、我国大学规章制定权的法律规制研究73、基层动物卫生监督执法存在的问题和建议74、医事仲裁制度调查分析75、论开放社会中行政参与的合理界限76、论宪法与行政法之间的关系77、刍议权力清单制度建设78、医患关系法律性质分析及纠纷应对策略研究79、个人低碳消费行政法义务确立的正当性检视80、论骨髓捐献者撤销权的行使边界81、中国网络安全形势及对策研究82、弱势群体公法保护视野下的社会帮扶问题83、中国宗法财产制度的道德性84、泔水饲喂畜禽违法现象的行政处罚难点85、我国城市管理综合行政执法中的问题及对策研究86、论行政决策的合法性审查。
开题报告基于主成分分析的企业财务绩效评价研究——以中国上市车企为例
近年，中国的汽车制造业正经历着前所未有的，爆炸式的增长，有关专家预测，未来十年，中国的汽车产量增长率是我国GDP增长率的倍至2倍，中国汽车制造业的发展不仅对我国经济增长具有重要意义，而且已经成为全球汽车最重要的市场之一。作为汽车制造业的领军者，中国汽车制造业上市公司财务绩效也引起了广泛关注，在汽车业蓬勃发展的今天，对中国汽车制造业上市公司的财务绩效进行评价有着一定的现实意义。本文以汽车制造业上市公司的年度财务报告为基础，尝试对汽车制造业上市公司进行全方位的财务绩效评价，首先，分别以汽车制造业上市公司整体和个体为对象评价汽车制造业上市公司的财务绩效，随后，选择具有代表性的宇通客车，从财务效益状况、资产质量状况、偿债风险状况、发展能力状况、投资者获利能力状况四个方面对其财务绩效进行综合评价，揭示其财务绩效较好的方面的原因，同时对其尚需改进的方面提供了建议。
二、文献综述
〔一〕国外研究现状
自从有了生产经营活动，财务绩效评价的行为和方法就相伴而生了，这己经为翔实
的会计史资料所证实。但是，真正现代意义上的财务绩效评价却是在人类社会进入资本主义社会，尤其是所有权和经营权分离、公司制出现之后才得以产生的。由于企业经营环境、内部组织结构的变化以及管理方法和手段的不断创新，企业财务绩效评价的方法体系也处于不断的演变之中。
第二，杜邦分析体系的提出。同样在20世纪初，由多个独立的单一经营公司合并创立的杜邦公司，成为这一时期新型企业组织结构的典型。面对需要协调的垂直式
企业的多种经营、市场组织以及如何将资本投入到利润最大的经营活动等问题，杜邦公司的最高管理者设计了多个重要的经营和预算指标，以协调各部门的经营活动，并将资
源有效地在各部门之间进行分配。这其中持续时间最长的、最重要的指标就是投资报酬
面板数据分析案例
面板数据分析案例面板数据分析案例：基于电商网站用户行为的深度研究本文将通过分析电商网站用户行为数据，探讨如何利用面板数据分析技术来深入了解用户行为并为企业制定有效的营销策略。
一、引言随着互联网的快速发展，电商网站正逐渐成为人们日常生活的重要组成部分。
然而，在竞争激烈的电商市场中，如何准确把握用户行为并制定个性化的营销策略成为企业亟待解决的问题。
面板数据分析作为一种强大的统计方法，能够有效地揭示电商用户行为模式，为企业的决策提供有力支持。
二、关键词面板数据、电商网站、用户行为、数据分析、营销策略三、数据分析1、数据来源与处理本次研究数据来源于某电商网站的注册用户行为数据。
我们选择了连续6个月的用户浏览、购买和点击等行为数据，通过数据清洗和预处理，去除无效数据和缺失值。
2、描述性统计通过描述性统计，我们发现用户浏览商品的平均时长为3分钟，购买率为20%，平均每次浏览页面3个。
此外，用户在上午10点和晚上9点有两个浏览高峰。
3、相关性分析通过相关性分析，我们发现用户浏览时长与购买率显著正相关，而购买率与用户活跃度（浏览次数）也呈正相关。
此外，用户活跃度还与用户年龄和收入水平有关。
4、回归分析在面板数据的基础上，我们构建了固定效应模型进行回归分析。
结果显示，用户浏览时长对购买率的影响最大，其次是用户活跃度和收入水平。
此外，我们还发现用户活跃度与购买率之间存在滞后效应。
四、案例剖析以某个电商网站为例，我们根据上述数据分析结果，针对不同用户群体制定个性化的营销策略。
对于年轻用户，由于其活跃度高，可以针对他们的浏览习惯推荐更多相关商品；对于中年用户，由于其购买力较强，可以提供更多的优惠活动以刺激购买欲望；对于老年用户，由于其浏览时长较长，可以提供专业的导购服务以提高购买率。
五、结论与建议通过本次面板数据分析案例，我们得出以下结论：首先，用户浏览时长对购买率的影响最大，因此电商平台应优化用户体验，提高用户留存率；其次，用户活跃度与购买率之间存在滞后效应，企业应关注用户的长期活跃度；最后，针对不同年龄段的用户，应采取个性化的营销策略，以提高营销效果。
21世纪以来高等职业教育对经济增长贡献率的研究——基于中国省域面板数据的实证分析
2021年第4期总第324期里龙>惠教蚵究Heilongjiang Researches on Higher EducationNo. 4,2021Serial No. 324 21世纪以耒高等职必教育对经洚增长贡狀率的研堯—基于中国省域面板数据的实证分析王应密，韦瑞瑞(华南理工大学，广东广州510640)摘要:根据柯布一道格拉斯生产函数模型，结合丹尼森因素分析法，测算了2001 -2018年间我国31个省份高职教育对经济增长的贡献率。
结果显示:2001 -2018年全国从业人员人均受教育年限增长了 2.035年、受高职教育年限增长了0.201年，各省份差异较大；教育对经济增长的贡献率为13.60%、高职教育对经济增长的贡献率为1.52%,二者之间存在显著的正相关关系，教育对经济增长的贡献率越高，高职教育对经济增长的贡献率也越高；高职教育经济增长贡献率地区差异显著，东部地区高职教育经济增长贡献率最高，为1.39%，西部地区次之，为 关键词：高职教育；经济增长；贡献率中图分类号：G710 文献标志码：A_、弓I言改革开放以来尤其是进人21世纪之后,我国经济取得 了巨大成就，高等职业教育（以下简称“高职教育”）正是在 这一背景下为适应经济快速发展、满足人才需求而兴起的我 国特有的一种教育模式。
从19%年《中华人民共和国职业 教育法》第一次把高职教育以法律形式确定下来，到1999年 《中共中央国务院关于深化教育改革全面推进素质教育的决 定》强调高职教育是高等教育的重要组成部分，再到2019年 《国家职业教育改革实施方案》明确提出要把职业教育摆在 教育改革创新和经济社会发展中更加突出的位置，把发展高 职教育作为优化高等教育结构和培养大国工匠、能工巧匠的 重要方式，高职教育已逐渐从高等教育舞台边缘走向中央，成为我国新时代培养社会经济发展所需高技能人才的主力 军，在中国高等教育与社会经济发展中扮演越来越重要的角 色。
数字经济、环境规制与绿色全要素生产率——基于中国省级面板数据
引文格式:韩书棋,孙剑斌,边俊杰.数字经济㊁环境规制与绿色全要素生产率 基于中国省级面板数据[J].赣南师范大学学报,2023,44(5):91-97.数字经济㊁环境规制与绿色全要素生产率基于中国省级面板数据*韩书棋,孙剑斌†,边俊杰(赣南师范大学经济管理学院,江西赣州341000)摘要:基于中国30个省份的面板数据,运用中介模型与门槛模型,实证分析数字经济发展水平与各省域绿色全要素生产率之间存在的潜在关系,研究结果显示:数字经济的发展能够显著助力省域绿色全要素生产率的提升㊂进行进一步机制分析,结果表明,环境规制是数字经济促进省域绿色全要素生产率持续提升的重要渠道;且数字经济的正向促进作用在省域间存在明显的异质作用,东中部地区数字经济发展对绿色全要素生产率的促进作用明显强于西部地区;通过门槛效应模型结果可知,数字经济以及环境规制均对绿色全要素生产率具有非线性特征,当跨越门槛值后促进效应会呈现递增的规律㊂关键词:数字经济;环境规制;绿色全要素生产率;中介模型;门槛模型中图分类号:F49;F124文献标志码:A 文章编号:2096-7659(2023)05-0091-07近年来,我国数字经济发展势头迅猛,演变成为经济领域最具潜力和活力的新经济形态㊂根据国务院印发的‘ 十四五 数字经济发展规划(2022)“,数字经济是继农业经济㊁工业经济之后形成的主要经济形态,是以数据资源为关键要素,以现代经济信息网络为主要创新载体,以信息通信技术融合应用㊁全要素数字化转型为重要技术推动力,促进产业公平与效率更加统一的新经济形态㊂2022年,我国数字经济规模达50.2万亿元,占国内生产总值比重提升至41.5%㊂数字经济发展变化速度之快㊁辐射范围之广,影响效果程度之深都是前所未有的,正在悄然推动我国生产方式㊁生活方式和治理方式新一轮的深刻变革,成为重组全球资源㊁重塑全球经济结构㊁改变全球竞争格局的关键力量㊂中国经济正在由高增速发展转向追求绿色的高质量发展阶段,[1]绿色发展是发展新阶段的战略选择,但中国经济发展仍存在对能源和环境的严重依赖,资源和环境问题就成为我国绿色转型的重大挑战㊂而绿色发展的根本途径在于绿色全要素生产率(G T F P)的全方位提高㊂[2]基于此,学术界开始广泛关注推动G T F P发展的途径和渠道㊂提升经济高质量发展的本质是以高效率高效益生产方式为全社会持续而公平地提供高质量产品和服务,减少生产制造中引出的环境污染,即提升G T F P㊂为了控制经济发展所带来的污染问题,各级政府先后颁布㊁实施了各类环境规制政策,一定程度上减少了污染排放㊂[3]在数字经济不断发展的背景下,环境规制成为促进G T F P提升的基础性政策工具㊂面对数字经济带来的历史机遇,其能否促进G T F P如何发挥作用机制?对于不同省域,数字经济对G T F P的作用机制是否存在异质性?数字经济能否通过促进环境规制以提升G T F P数字经济和环境规制对G T F P的影响作用是否具有门槛效应?关于这些问题的研究都对促进经济绿色高质量发展具有重要意义㊂本文将结合已有的研究成2023年赣南师范大学学报 ɴ.5第五期J o u r n a l o f G a n n a n N o r m a l U n i v e r s i t y S e p.2023*收稿日期:2023-03-21 D O I:10.13698/j.c n k i.c n36-1346/c.2023.05.016基金项目:国家社会科学基金项目(22X T J001);江西省社会科学基金项目(22Y J24);江西省教育厅科学技术研究项目(G J J201421)作者简介:韩书棋(1999-),女,河南新乡人,赣南师范大学经济管理学院硕士研究生,研究方向:绿色金融;边俊杰(1975-),男,河北保定人,赣南师范大学经济管理学院教授,博士,研究方向:绿色金融㊁科技金融㊂†通讯作者:孙剑斌(1969-),男,江西赣州人,赣南师范大学经济管理学院教授,硕士生导师,研究方向:数字经济㊁绿色金融㊂Copyright©博看网. All Rights Reserved.果,对以上问题展开实证分析㊂一、文献综述与研究假设对于数字经济㊁绿色全要素生产率和环境规制三者之间存在的对应关系,大部分学者的研究重点在于其两两之间的关系㊂首先,关于数字经济对G T F P的相关研究主要集中在以下三个方面:一是数字经济相关文献,二是G T F P相关文献,三是数字经济对G T F P作用机制的相关文献㊂(一)数字经济对绿色全要素生产率的直接效应数字技术的广泛应用,使得全球经济快速发展,传统生产方式由此发生变革并产生了新的经济形态㊂一方面,传统经济发展难以摆脱对能源和环境的严重依赖,使得我国经济增长的同时也造成了严重的环境问题,已经不适用于我国经济发展的新战略㊂数字经济降低了传统工业生产过程中的能源消耗,通过节能减排效应促进社会经济的绿色高质量发展㊂另一方面,新一轮科技革命和产业革命已经深入发展,数字化和转型升级已经成为产业新时代的新型发展趋势,发展数字经济无疑是把握新一轮科技革命和产业变革所带来的新机遇做出的一项战略选择,是加快满足人民生活需要的重要途径㊂程文险和钱学锋研究发现数字经济能够显著提升G T F P,并且具有边际效应递增的非线性关系㊂[3]周勇和王怀英通过探究发现数字经济对工业G T F P 的增长具有显著的正向影响,且区域基础吸收能力在其中具有重要的调节作用㊂[4]肖远飞和姜瑶以绿色发展视角为切入点,构建T o b i t模型多维度探究数字经济发展对地区G T F P的影响效果及作用机制,研究发现数字经济发展有利于提升地区G T F P,进一步研究发现节能降耗与技术创新效应,并且数字经济对G T F P的作用具有异质性㊂[5]乌静等运用空间杜宾模型与面板门槛模型,研究发现数字经济的发展对提升G T F P具有直接效应和溢出效应㊂[6]蔡玲和汪萍实证分析了中国城市数字经济发展水平对城市G T F P的影响效应及作用机制,结果表明,数字经济发展显著促进了中国城市G T F P提升,这一结论在选取历史数据作为工具变量进行相关检验后依然成立㊂[7]随着我国数字经济的不断发展和创新,各区域之间的流动壁垒大大降低,通过激发创新效率㊁优化产业结构等有效增加社会经济效益,提升区域的G T F P㊂基于此,本文提出以下研究假设: H1:数字经济发展有助于推动区域G T F P提升㊂(二)数字经济对绿色全要素生产率的间接效应数字经济发展促进了企业绿色生产模式的构建㊁通过数字化技术加强了政府的环境监管作用㊁完善社会对环境监管的手段,通过这些环境规制手段减少省域环境污染物的排放,从而实现经济的绿色发展㊂赵涛等的研究表明,作为一种越来越重要的投入要素,数字经济在各领域中的融合度正不断加深,并促进经济社会的全面进步㊂[8]华淑名和李京泽认为,发展数字经济可以大幅降低企业创新门槛,缓解企业融资约束,降低环境规制过程中的企业遵循成本,强化所有规制工具的绿色创新激励作用㊂还可以通过环保宣传㊁公众环境监督渠道和企业宣传途径影响公众参与型规制的绿色创新激励作用,互联网的发展使信息传播更加迅速㊁覆盖面更广,电话㊁短信㊁微信等多样化通信方式能够为公众提供便捷的监督渠道㊂[9]我国当前的环境规制政策体系建设经历了一个从适应计划经济到适应现代市场经济,从过去强调政府干预发展到强化市场激励再过渡到注重公众参与,从行政手段为主导转变到现在以行政㊁市场和公众参与手段相结合的理论演进过程㊂其中,命令控制型环境规制主要表现为政府主导的强命令管制或通过政府下达行政命令的方式对企业的生产行为进行直接干预,迫使高耗能㊁高污染企业转型升级,淘汰部分落后产能,倒逼企业进行技术升级,从而实现生产方式绿色化转型㊂市场激励型环境规制注重发挥市场信号的正面积极引导作用,以环保税㊁排污权交易等市场激励型环境规制工具,使环境的负外部性成本内部化,以引导激励企业减少污染排放㊁加强企业环境治理,实现产业效益提升和资源环境保护双赢发展㊂公众参与型环境规制属于非正式型环境规制,主要基于自愿,相对而言容易流于形式,可能不会产生显著效果㊂关于环境规制与G T F P之间的关系,李璇认为,虽然环境规制一直被政府认为是控制污染最有效的途径,但事实上环境规制所带来的影响是否是正外部性且长期有效,不同学者持有不同的看法㊂[10]环境规制的影响作用主要分为 波特假说 和 合规成本说 两种流派,且我国已有文献的研究结果大都认为,环境规制的 波特假说 理论要强于 合规成本说 理论㊂在现有研究中,这些观点主要分为三类:一是正向关系,认为适度的环境规制有利于绿色全要素生产率的提高㊂[11]吕康娟等㊁C H E N G e t a l以及张优智和乔宇鹤也对两者关系持正向影响的29赣南师范大学学报2023年Copyright©博看网. All Rights Reserved.观点㊂[12-14]二是负向关系,尹礼汇等认为,环境规制会产生资源配置扭曲从而阻碍全要素生产率的提升㊂[15]三是非线性关系,李玲和陶锋[16]等认为,环境规制和制造业绿色全要素生产率呈 U 型关系;而G o n g 认为,环境规制对制造业转型升级影响是先促进后抑制的,呈倒 U型关系㊂[17]关于三者之间的关系,张帆等认为综合现实因素来看,将数字经济发展和适宜的环境规制政策结合起来,可以对G T F P 的提升发挥更好的效应,并具体体现在以下两个方面:一方面,数字经济作为经济领域的一种新业态,具有比传统发展模式更先进的发展动能,可以使生产过程中的能源发挥更大效用,避免资源浪费和由此带来的环境污染问题;另一方面,互联网的发展和普及使得更多的经济主体和社会组织参与环境治理,治理方式也由此变得更加多元化,有效提升了环境规制政策产生的效果㊂[18]基于此,本文提出以下研究假设:H 2:环境规制在数字经济对绿G T F P 的影响中起到了中介作用㊂二、研究设计(一)计量模型根据前文所阐述的理论机制,本文建立如下基准模型来分析数字经济对绿G T F P 的影响:G T F P i ,t =δ0+δ1D i g i ,t +δ2C i ,t +μi +δi +εi ,t (1)其中,下标i 和t 表示省域和年份,G T F P i ,t 表示绿色全要素生产率,D i g i ,t 表示数字经济发展水平,C 是控制变量;μi 和δi 分别表示地区和时间的固定效应;εi ,t 为潜在的随机误差项㊂根据前文分析可知,环境规制是数字经济提升G T F P 的重要途径之一㊂因此,引入省域环境规制(E R )变量,构建如下中介效应模型来分析数字经济促进省域G T F P 提升的机制原理:E R i ,t +a 0+a 1D i g i ,t +a 2C i ,t +εi ,t(2)G T F P i ,t =δ0+δ1D i g i ,t +δ2E R i ,t +δ3C i ,t +εi ,t(3)其中E R i ,t 表示中介变量环境规制㊂数字经济发展水平对G T F P 可能产生非线性动态溢出效应,因此,设定门槛回归模型对此假设结果进行验证,设定条件如下:G T F P i ,t =σ0+σ1D i g i ,t ˑI (A d j i ,t ⩽Z 1)+σ2D i g i ,t ˑI (Z 1<A d j i ,t ⩽Z 2)+σ3D i g i ,t ˑI (A d j i ,t >Z 2)+σ4E R i ,t ˑI (A d j i ,t ⩽D )+σ5E R i ,t ˑI (A d j i ,t >D )+μi +εi ,t(4)(二)变量测度1.核心解释变量:数字经济(D i g)的测度参照张凌洁和马立平以及乌静等的做法,[6,19]从数字产业化㊁产业数字化和数字经济基础设施三个主要维度构建中国省域数字经济发展水平测度体系,同时采用主成分分析法对面板数据进行处理,最终得到各省域的数字经济发展水平指数㊂中国省域数字经济水平测度体系具体见表1㊂表1 数字经济发展水平指标体系一级指标二级指标三级指标数字经济发展水平数字基础设施数字产业化产业数字化互联网普及率移动电话普及率电信业务占G D P 比重人均电信业务每百人中通信业从业人员人均软件业务收入每百家企业拥有网站数规模及以上企业R&D 经费支出数字普惠金融指数2.被解释变量:绿色全要素生产率(G T F P )的测度绿色全要素生产率是基于全要素生产率基础上,在考虑期望产出的同时加入非期望产出的一种效率计算方式㊂[20]已有相关文献中,大多学者在测算G T F P 时采用M L 指数,但可能存在线性规划无解和非传递性问题㊂本文借鉴李博等的测算方法,基于数据包络分析法(D E A ),同时将投入产出㊁期望产出和非期望产出纳入测算框架,运用非径向㊁非角度松弛方向性距离函数(S B M ),并结合全局M a l m q u i s t -L u e n b e r ge r (GM L )来测算省际的GM L 指数,测度指标具体见表2㊂[21]由于测得的S B M -GM L 指数是年度之间的环比,因此本文借鉴蔡玲和汪萍的方法,设定基期的G T F P 数值为1,并依次与其他各年度的S B M -GM L 值进行累乘,最终获得各个省域各年份的G T F P ㊂[7]其公式如下:R ⇀(c ,l ,e d y ,d o )=ma x a s .t . Nn =1λn c n ⩽c ' Nn =1λn l n ⩽l ' Nn =1λn e n ⩽e ' Nn =1λn y n ⩽y '+a d y Nn =1λn o n ⩽o '-a d oNn =1λn=1 λn ⩾0a [0,1](5)39第5期韩书棋,孙剑斌,边俊杰 数字经济㊁环境规制与绿色全要素生产率Copyright ©博看网. All Rights Reserved.式中:R 表示方向性距离函数;α表示最大值的期望产出㊁最小值的投入产出和非期望产出;y 表示期望产出;o 表示非期望产出;c ㊁l ㊁e 分别表示资本投入㊁劳动投入和能源投入;d =(d y ,d o )表示方向向量;λn 表示各决策单元的权重,其和为1,生产函数是规模报酬可变的,公式如下:G ML =1+R G ⇀(c t ,l t ,e t ,y t ,o t)1+R G ⇀(c t +1+l t +1+y t +1+o t +1)(6)3.中介变量:环境规制(E R )的测度环境规制作为影响绿色发展的关键因素,目前学术界采用的度量方法有很多,如典型的污染物排放水平㊁环境政策制定和出台数量㊂但如果采用单一的指标去衡量,则可能出现有偏误的情况㊂[22]本文借鉴邓荣荣和张翱祥的度量指标,选取了工业废水排放量㊁工业烟尘排放量以及工业S O 2排放量3个指标进行衡量,并采用熵权法测得环境规制最终指数㊂[23]4.控制变量借鉴现有相关文献,本文选取了以下4个控制变量:对外开放水平(O P E N ),用外商直接投资占G D P 比重表示;城镇化率(U R B ),用城镇人口占总人口比重表示;政府研发投入(R D ),用政府科技支出占总支出的比重表示;政府干预(G O V ),用政府支出占G D P 的比值表示㊂表2 绿色要素生产率测算指标一级指标二级指标三级指标投入资本投入劳动投入能源投入固定资本存量年末就业人员地区标准煤用量产出期望产出非期望产出地区生产总值工业废水排放量工业烟尘排放量工业S O 2排放量(三)数据来源与描述性统计表3 数据描述性统计变量样本量平均值标准差最小值最大值被解释变量G T F P 3001.9781.0990.6435.379核心解释变量D i g 300121.535.720.183212.5中介变量E R 3000.7650.1760.2130.999控制变量O P E NU R B R D G O V3003003003001.90459.571.73425.081.51311.801.15110.260.01036.410.44610.668.55089.606.52964.30由于西藏自治区的相关数据资料存在缺失,所以本文研究将其进行剔除处理,选取中国2012-2021年①30个省(自治区㊁直辖市)的面板数据进行实证分析㊂本文所使用的数据主要来源于‘中国统计年鉴“‘中国科技统计年鉴“‘中国能源统计年鉴“‘中国电子信息统计年鉴“,数字普惠金融指数采用北京大学数字普惠金融指数表示,其中个别缺失的数据使用插值法补齐,数据的描述性统计如表3㊂三、实证分析(一)基准回归结果分析数字经济对G T F P 的基准回归结果如表4所示,本部分依次采用随机效应(R E )模型和固定效应(F E )模型进行了回归㊂第(1)列是不加入控制变量的随机效应模型回归结果,第(2)列是不加入控制变量的固定效应模型回归结果,第(3)列是加入控制变量后的固定效应模型回归结果,回归系数均在1%水平下显著为正㊂其中固定效应模型结果要明显优于随机效应,且经过H a u s m a n 检验,发现固定效应模型拟合效果更好㊁结果更加稳健㊂基准回归结果表明数字经济发展促进了省际绿色全要素生产率的提升,本文的研究在现有文献上进一步证实了数字经济发展具有绿色价值,可以推动经济绿色高质量发展,符合我国的经济发展理念㊂假设1得到了验证㊂表4 基准回归结果(1)(2)(3)D i g 0.288***(16.61)0.302***(5.18)0.119***(2.19)O P E N -0.198**(-2.08)U R B 0.011(0.34)R D 1.793***(5.44)G O V -0.031**(-2.45)固定效应N OY E SY E SR20.5190.744F69.4033.63 注:***㊁**㊁*分别表示在1%㊁5%㊁10%的水平上显著,括号 内为稳健标准误㊂下同㊂(二)机制分析根据前文的理论机制分析,本部分将数字经济㊁环境规制和G T F P 放入同一框架进行研究,利用中介效应模型来探究数字经济发展对G T F P 的影响机制,回归结果如表5所示㊂在加入环境规制后,根据H a u s m a n 检验结果,本部分选取了固定个体和时间因素的固定效应模型进行回归㊂第(1)列结果显示,环境规制对G T F P 的回归系数是4.721且在1%水平下显著为正,这充分表明环境规制正向促进我国省际经济绿色高质量发展㊂第(2)列结果显示,49赣南师范大学学报 2023年①某些所需数据仅更新至2021年㊂Copyright ©博看网. All Rights Reserved.数字经济对环境规制的回归系数在10%水平下显著为正,数值为0.411,表明数字经济为环境规制开辟了渠道㊂第(3)列是不考虑控制变量的情况下,加入环境规制后的中介效应结果,由回归系数可知数字经济和环境规制的回归系数通过了1%的显著性且均为正数值,这说明数字经济可以通过推进环境规制发展规模以提升G T F P ㊂第(4)列为加入控制变量后的结果㊂表5 机制分析回归结果(1)(2)(3)(4)变量G T F PE R G TF PG T F PE R 4.721***(6.68)1.433***(3.60)0.438***(1.19)D i g 0.411***(7.90)2.642***(10.19)0.811**(2.12)O P E N -0.262***(-5.98)U R B 0.020**(2.00)R D 0.177**(2.41)G O V -0.043***(-6.06)C o n s 1.633***(3.02)1.212***(4.84)0.617(5.45)-2.170(-1.45)R20.3740.4250.5160.430F44.6862.3633.9236.91外开放水平(O P E N )回归系数在1%水平下为负,可能是利用外资阻碍了G T F P 的提升,该结果证明了 污染天堂假说 的存在,与周晓辉等的研究结果一致㊂[24]城镇化率(U R B )的回归系数在10%水平下显著为正,这可能是因为城镇化水平的提高促进居民环保以及绿色发展理念的深化,从而促进其发展㊂政府干预(G O V )的回归系数也在1%水平下显著为负,这可能是地方政府在经济建设与环境治理中管理费用㊁支出成本较高,对执法水平要求也较高,但在实际中政府使用权利时存在有法不依㊁执法不严㊁违法不究等行为,从而阻碍绿色全要素生产率的提升,与聂雷等的研究结果一致㊂[25]政府研发投入(R D )对绿色全要素生产率的回归系数在10%水平下显著为正,说明加强对科教创新的支持力度,有利于经济绿色转型升级,这与蔡玲等的研究结果一致㊂[7](三)异质性分析根据已有文献的研究经验可知,中国省际数字经济发展一般呈现异质性特质,因此本部分从中国东部㊁中部和西部三个区域展开异质性分析,探究数字经济对不同区域的G T F P 的作用机制是否存在差异,结果如表6所示㊂从表格中可以发现数字经济对不同区域省际G T F P 的作用机制具有明显的异质性㊂从表中的第(2)列㊁第(4)列㊁第(6)列可知,数字经济发展对于东中部地区省际G T F P 提升表现出正向促进作用,但对西部地区省际G T F P 的回归系数不显著㊂这可能是因为和西部地区相比,东中部地区本身发展更为迅速,已经拥有较为完善的数字化基础设施,且从回归系数可以看出中部地区数字经济对G T F P 的提升作用更明显,可能源于中部崛起等政策的落实使得中部地区发展不均衡的问题得到改善,充分发挥了中部地区的产业基础㊁市场优势,加快构建数字经济发展新格局的正外部性作用,进而提供了更大的市场空间和可能性用以提升G T F P ㊂东部地区发展较早,现在处于平稳发展阶段;而西部地区所享受的政策红利还未完全发挥作用,数字化产业和企业的发展空间相对较小,导致其数字经济还未发挥出对G T F P 的重要推动作用㊂表6 数字经济对不同地区G T F P 的影响东部(1) (2)中部(3) (4)西部(5) (6)变量E R G T F PE R G TF PE R G TF PD i g 0.400***(3.13)1.307***(1.44)0.000(0.36)1.415***(4.28)0.001(0.84)0.091(0.28)E R 2.823***(5.42)0.701(1.58)0.150(0.18)O P E N -0.002(-0.15)-0.133(-1.09)0.007(0.63)0.066(1.40)-0.011(-0.57)-0.218(-0.97)U R B -0.006(-1.57)-0.028(-0.70)0.013***(3.84)0.047***(3.13)0.013**(3.13)0.060**(3.22)R D -0.000*(-1.86)2.094***(5.12)0.083***(3.18)0.553***(4.92)-0.109(-1.52)0.850(1.50)G O V -0.382**(-2.05)-0.126***(-4.15)0.007**(2.53)-0.035***(-3.11)-0.004(-1.41)-0.034**(-2.51)C o n s 0.150(0.84)-2.929(-1.54)-0.267*(-1.97)-8.232(-7.27)0.370*(2.17)-1.646(-1.16)R20.3000.7860.5490.7690.6290.851F9.81750.2720.4646.1544.3436.5959第5期韩书棋,孙剑斌,边俊杰 数字经济㊁环境规制与绿色全要素生产率Copyright ©博看网. All Rights Reserved.(四)门槛效应检验学术界已有研究结论中有部分认为数字经济发展对G T F P 的影响作用具有非线性特征㊂在回归之前,先用H a n s e n 进行面板门槛存在性检验,采用B o o t s t r a p 自助法反复抽样1000次,结果显示数字经济显著通过双门槛检验并由此获得相应的门槛值,环境规制仅显著通过单一门槛检验并由此获得相应门槛值,具体结果如表7所示㊂表7 数字经济影响G T F P 提升门槛模型的回归结果变量G T F P 变量G T F P 门槛变量D i g门槛变量E R第一门槛值Z 1120.8163门槛值D0.3664第二门槛值Z 2181.3037E R*I (A d j ɤD )0.096***(3.45)D i g *I (A d j ɤZ 1)-0.257(-0.67)E R*I (A d j >D )0.169***(5.89)D i g *I (Z 1<A d j <Z 2)0.039**(0.12)D i g *I (A d j ȡZ 2)0.783***(2.54)控制变量Y E S控制变量Y E S拟合优度0.670拟合优度0.778样本量300样本量300由表7可知,随着数字经济水平的提升和环境规制强度的增加,数字经济及环境规制对省际G T -F P 提升具有显著正向的非线性边际溢出效应㊂四㊁稳健性检验(一)内生性问题处理为了缓解内生性问题,本文参考周晓辉等的研究方法,以1984年各省域拥有的固定电话数量与样本期间全国互联网用户数量的乘积,作为这一年省域数字经济的工具变量[24]㊂表8第(1)列的结果显示,再识别内生性问题之后,数字经济对G T F P 的提升效应仍然显著为正,研究结论比较稳健㊂表8 稳健性检验(1)(2)(3)(4)变量G T F PG T F P G T F PG T F PE R 2.365***(3.75)0.375(1.13)1.473**(2.35)D i g 1.195**(2.19)0.017***(7.38)0.884***(2.61)0.012**(2.36)O P E N -0.198**(-2.08)-0.142***(-3.30)-0.144*(-1.87)U R B 0.011(0.34)0.004(0.34)-0.029(-0.90)R D 1.793***(5.44)0.716***(7.05)1.655***(6.93)G O V -0.031**(-2.45)-0.017**(-2.45)-0.047***(-3.28)C o n s -2.104(-1.68)0.466***(4.76)-0.081(-0.18)-0.589(-0.47)R20.7440.6250.4940.730F33.6345.9041.2122.93(二)剔除直辖市考虑到直辖市在经济㊁政治等方面可能和普通省域存在较大差异,为使样本更具有可比性,剔除直辖市进行检验,表8的(2) (3)列结果显示,在剔除直辖市之后,数字经济对绿色全要素生产率的提升效应仍然成立㊂(三)滞后一期由于用S B M-GM L 测算出的绿色全要素生产率指数是动态指数,所以对绿色全要素生产率进行滞后一期并重新进行回归,结果如表8第(4)列所示,由结果可知,数字经济对绿色全要素生产率的提升效应仍然成立㊂五㊁结论与政策建议在数字经济和实体经济融合发展不断深化,成为推动我国经济高质量发展新动能的背景下,本文着重关注数字经济所发挥的绿色效应,基于面板数据,运用中介效应模型实证探究了数字经济对不同省域G T F P 的作用机制,对东中西部地区进行异质性分析,并进一步运用门槛模型探索了数字经济对G T F P 提升作用中存在的边际溢出效应㊂主要研究结论如下:(1)整体来看数字经济在中国省域G T F P 的提升过程中发挥着重要的推力作用,有利于推动我国省域经济实现绿色转型升级㊂同时,中介效应模型的检验结果可以看出,数字经济发展过程中配合适宜的环境规制政策,可以促进省域G T F P 的提升㊂(2)数字经济发展对不同地区G T F P 的提升具有异质性㊂数字经济发展对东中部地区省域G T F P 有显著促进作用,但是在西部地区这一效应并不显著㊂同时,环境规制强度对G T F P 的影响也存在异质性,东西部地区省域的环境规制显著促进了G T -F P 的发展,但是在中部地区这一效应并不显著㊂(3)数字经济对省域G T F P 的提升发挥了双门槛作用,当超过门槛值后促进效应会呈现非线性边际溢出特征;且环境规制也对省域G T F P 的提升发挥了单一门槛作用,呈现非线性边际溢出特征㊂为进一步使各省域抓住历史机遇,以数字经济助推区域经济高质量发展,本文提出以下建议:(1)国家加快数字经济发展的新型基础设施建设,加大数字经济创新人才队伍建设,培育数字经济市场主体,缩小不同省域㊁市场区域之间数字技术发展差距,加速省域G T F P 提升;进一步强化资源的合理分配,提升资源的有效利用率,完善数据安全监管体系,进一步提升市场活力,形成有利于数字经济市场主体发展的市场环境㊂(2)注重环境规制政策的长期规划与可持续性㊂完善环境规制政策体系,进一步加快环境保护法律69赣南师范大学学报 2023年Copyright ©博看网. 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