信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長影響的實證研究論文

Word第第頁信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長影響的實證研究論文隨著經(jīng)濟全球化的進展，信息產(chǎn)業(yè)在推動經(jīng)濟進展所表現(xiàn)出的動力越來越顯著，由于其具有廣泛的適應(yīng)性和極強的滲透力，在直接促進經(jīng)濟增長的同時，對其他產(chǎn)業(yè)的改造和升級也起著巨大作用。近年來，我國信息產(chǎn)業(yè)快速進展，以形成了以北京、上海、廣州為主要基地的長三角、珠三角、環(huán)渤海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群，并且主動向中西部擴展，重慶的信息產(chǎn)業(yè)進展迅猛漸漸成為西部信息產(chǎn)業(yè)高地。鑒于此，本文利用代表我國主要信息產(chǎn)業(yè)集群地帶的四大直轄市1999—2023年面板數(shù)據(jù)進行實證分析，探討信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的作用機制。

2文獻綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者對信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的作用機制進行了一系列的論證討論。國外學(xué)者Porat〔1977〕提出信息產(chǎn)業(yè)是“第四產(chǎn)業(yè)”理論，劃分和定義了“第一”、“其次”信息部門，并且建立了對信息產(chǎn)業(yè)實際測度的體系。Romer〔1986〕通過構(gòu)建內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，提出了信息產(chǎn)業(yè)的“外溢作就用”。

國內(nèi)學(xué)者的討論主要從以下幾個角度動身：〔1〕以馬克盧普、波拉特的信息產(chǎn)業(yè)分類理論為基礎(chǔ)的建立信息經(jīng)濟測度模型。如張穎麗，許正良〔2023〕通過計算信息產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟帶動作用系數(shù)的測算步驟，提出了進展水平、進展速度、進展規(guī)模和進展結(jié)構(gòu)四個方面的信息產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟帶動作用參數(shù)系數(shù)的測算方法。〔2〕通過編制產(chǎn)業(yè)投入產(chǎn)出表來衡量兩者作用機制的分析方法。如袁建文〔2023〕在討論廣東省信息產(chǎn)業(yè)與其他產(chǎn)業(yè)的依存帶動關(guān)系中建立了廣東省信息產(chǎn)業(yè)投入產(chǎn)出表，通過分析認(rèn)為廣東省信息產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)進展有著極強的帶動性，對經(jīng)濟增長奉獻率也很高?！?〕運用協(xié)整理論對時間序列數(shù)據(jù)模型分析產(chǎn)業(yè)進展和經(jīng)濟增長的關(guān)系。如張安〔2023〕運用時間序列經(jīng)濟計量方法對1991—2023年間我國信息產(chǎn)業(yè)在實際經(jīng)濟增長中的作用進行實證分析，證明信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長存在著格蘭杰因果關(guān)系。

綜上，為了進一步探究在近幾年在全國迅猛進展的信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長的作用機制，對位于我國主要信息產(chǎn)業(yè)集群地帶京、津、滬、渝四大直轄市1999—2023年的數(shù)據(jù)進行實證分析。

3模型的建立及分析

3.1變量選取及數(shù)據(jù)來源

由于統(tǒng)計年鑒的統(tǒng)計口徑是根據(jù)傳統(tǒng)三次產(chǎn)業(yè)的劃分來統(tǒng)計的，沒有信息產(chǎn)業(yè)的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所以考慮到數(shù)據(jù)采集的科學(xué)性和可行性，本文選擇各地電子設(shè)備計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)的當(dāng)年銷售收入表示信息產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值，記為IT。同時，選取地區(qū)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟增長水平指標(biāo)，記為GDP。全部的數(shù)據(jù)均來源于由各地方統(tǒng)計局編寫的`《統(tǒng)計年鑒》，以及各地方統(tǒng)計信息網(wǎng)上的相關(guān)進度數(shù)據(jù)。

3.2平穩(wěn)性檢驗—IPS檢驗

本模型選用IPS檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果：LNGDP和LNIT的統(tǒng)計量檢驗值分別為3.73246和0.79756，在大于顯著水平為5%時的臨界值，因此接受原假設(shè)的，即原數(shù)據(jù)是不平穩(wěn)的。所以，對其進行了一階差分，可看出△LNGDP和△LNIT的統(tǒng)計量檢驗值分別為2.42247和1.66809，均小于顯著水平為5%的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，即該數(shù)據(jù)在置信度為95%下是一階單整數(shù)列Ⅰ〔1〕，差分后的數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

3.3協(xié)整檢驗—Pedroni檢驗

本模型選擇Pedroni檢驗法進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果：在同質(zhì)性假定的檢驗結(jié)果中Panelv統(tǒng)計量和Panelrho統(tǒng)計量在顯著水平10%下不能拒接原假設(shè)，PanelPP統(tǒng)計量和PanelADF統(tǒng)計量在顯著水平為5%下拒絕了原假設(shè)；在異質(zhì)性假定的檢驗結(jié)果中，Grouprho統(tǒng)計量在顯著性為10%下不能拒接原假設(shè)，GroupPP統(tǒng)計量和GroupADF統(tǒng)計量在顯著性為10%下均拒絕原假設(shè)。所以，存在異質(zhì)性的協(xié)整關(guān)系。

3.4Granger因果檢驗

由平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，LNGD與PLNIT是一階單整數(shù)列的且具有協(xié)整關(guān)系，即信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟經(jīng)濟增長之間是存在長期的均衡關(guān)系。運用Granger因果檢驗法進一步驗證，檢驗結(jié)果是：當(dāng)滯后期為2時，兩者存在雙向因果關(guān)系，當(dāng)滯后期為3和4時，兩者存在單向的因果關(guān)系，即：在置信度為90%時LNIT是LNGDP的Granger緣由，反之則不成立。

3.5模型實證檢驗

由Granger因果檢驗結(jié)果可知變量LNIT是LNGDP的Granger緣由，為進一步探究信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長影響的詳細(xì)機制，對該模型進行實證回來。

回來方程式為：LNGDP=6.995852+0.238915LNIT

〔0.0002〕〔0.0001〕

由上方程可知，LNGDP與LNIT之間呈正向關(guān)系，即信息產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值每上漲1%，國民經(jīng)濟將增加23.8915%，可見信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長對經(jīng)濟增長有促進作用。

4政策建議

信息產(chǎn)業(yè)具有極強的滲透性間接對其他產(chǎn)業(yè)進行改造升級，所以它對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用；而由于我國單一的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式，在技術(shù)研發(fā)、投融資機制、市場運營等尚未健全，對信息產(chǎn)業(yè)的進展的拉動作用還未凸顯，使得該產(chǎn)業(yè)起步晚，較滯后，區(qū)域進展不平衡。

政策啟示：〔1〕以信息化促進工業(yè)化，充分發(fā)揮信息產(chǎn)業(yè)的“內(nèi)生”作