江蘇省信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

王 惠，崔 杰，王樹喬

（1.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.淮陰工學(xué)院，江蘇 淮安 223003）

一、引 言

信息產(chǎn)業(yè)始于20世紀(jì)60年代，隨著信息技術(shù)的進(jìn)步和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，信息產(chǎn)業(yè)已成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展態(tài)勢決定著經(jīng)濟(jì)的動向，信息產(chǎn)業(yè)受技術(shù)進(jìn)步影響大，是知識高度密集和滲透性高的新興產(chǎn)業(yè)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2010年我國規(guī)模以上電子信息產(chǎn)業(yè)銷售收入高達(dá)7.8萬億元，其中軟件產(chǎn)業(yè)收入1.3萬億元，漲幅高達(dá)31.3%。今天的社會是信息經(jīng)濟(jì)時代，信息技術(shù)進(jìn)步改變著傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)乃至經(jīng)濟(jì)布局，推進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的更新和完善。依靠信息技術(shù)和經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，信息產(chǎn)業(yè)悄然成為各國經(jīng)濟(jì)增長的主要推動力。

“信息產(chǎn)業(yè)”一詞雖然早已被全社會廣泛熟知，但因?yàn)槭澜绺鲊l(fā)展水平、發(fā)展歷史和發(fā)展重點(diǎn)存在差異，讓學(xué)者們對信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生不一樣的認(rèn)識和理解。隨著現(xiàn)代信息技術(shù)的不斷進(jìn)步，信息產(chǎn)業(yè)的外延持續(xù)發(fā)生變化，諸如物聯(lián)網(wǎng)、信息咨詢、網(wǎng)絡(luò)營銷等都納入信息產(chǎn)業(yè)的范疇。

美國信息產(chǎn)業(yè)協(xié)會依據(jù)其對信息產(chǎn)業(yè)的定義和理解，以信息為中心，將信息產(chǎn)業(yè)分為信息技術(shù)、軟件服務(wù)、信息包、信息服務(wù)、通訊技術(shù)、集成技術(shù)、通訊網(wǎng)和廣播網(wǎng)八大類［1］；相比之下，日本的信息產(chǎn)業(yè)起步較晚，但日本卻十分關(guān)注國外先進(jìn)成果，從服務(wù)、設(shè)備和技術(shù)等方面積極地向信息化邁進(jìn)［2］。日本科學(xué)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)協(xié)會認(rèn)為信息產(chǎn)業(yè)是教育、咨詢、新聞出版和數(shù)據(jù)庫與信息設(shè)備、軟件和開發(fā)計(jì)算機(jī)硬件的信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)等使得信息可以轉(zhuǎn)變?yōu)楫a(chǎn)品的信息商業(yè)化。根據(jù)此定義，該協(xié)會將信息產(chǎn)業(yè)劃分成信息商品化產(chǎn)業(yè)和信息技術(shù)兩大門類，共計(jì)10個分支產(chǎn)業(yè)［3］。歐盟將信息產(chǎn)業(yè)分為試聽服務(wù)業(yè)、電訊服務(wù)業(yè)、出版業(yè)、電子出版業(yè)、計(jì)算機(jī)設(shè)備制作業(yè)、電信設(shè)備制作業(yè)等。

國內(nèi)的學(xué)者大多從信息產(chǎn)業(yè)的定義劃分。其中按狹義的信息產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分類，信息服務(wù)業(yè)是主要內(nèi)容，也有學(xué)者將廣播、圖書和報刊等涵蓋其中。而廣義的信息產(chǎn)業(yè)分類，主要是圍繞著現(xiàn)代信息技術(shù)，主要從事信息收集、傳播、存儲和利用的信息產(chǎn)品生產(chǎn)、信息設(shè)施的建設(shè)和信息服務(wù)［4］。信息產(chǎn)業(yè)概念會因?yàn)檠芯磕康摹⑸疃群土⒆愕慕嵌炔煌瑢?dǎo)致差異。本文將信息產(chǎn)業(yè)界定為社會經(jīng)濟(jì)活動中專門從事提供信息服務(wù)內(nèi)容、信息技術(shù)研發(fā)和信息設(shè)備與器件生產(chǎn)的新興產(chǎn)業(yè)群，其中包括軟件業(yè)、信息設(shè)備制造業(yè)、通訊業(yè)和信息內(nèi)容業(yè)等相關(guān)行業(yè)，見表1所列。

表1 信息產(chǎn)業(yè)的具體分類

二、研究現(xiàn)狀

Charles Jonscher（1983）［5］采用兩要素模型對美國信息資源是否對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生效用進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，信息化對物質(zhì)生產(chǎn)方面產(chǎn)生的效用比對服務(wù)業(yè)產(chǎn)生的效用大。Rouben Indjikian（2005）［6］等分析部分發(fā)展中國家的現(xiàn)代通訊技術(shù)行業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在的關(guān)系，結(jié)果表明IT行業(yè)發(fā)展有效提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。Jaime Marquez和Christopher Gust（2004）［7］通過研究1992-1999年13個工業(yè)化國家的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示美國IT技術(shù)能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的提升作用，相反對其他工業(yè)化國家卻沒有特別明顯的影響。Kenneth L.Kraemer和Sanjeev Dewan（2000）［8］依據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，采集來自36個國家的1985-1993年之間的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，計(jì)算出不同國家的IT投資對GDP產(chǎn)生的影響。結(jié)果顯示，發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家的IT投資對GDP增長產(chǎn)生的貢獻(xiàn)有明顯差異。

最近，國內(nèi)的學(xué)者也對信息化同經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系做了相關(guān)研究，但研究的成果并不是那么多。朱幼平（1996）［9］將信息化要素加入到經(jīng)典的C-D生產(chǎn)函數(shù)中，對我國1980-1992年間的GDP數(shù)據(jù)與勞動、資本以及新融入的要素信息利用C-D模型進(jìn)行回歸分析研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)信息要素與其他要素相比對GDP產(chǎn)生的貢獻(xiàn)度要高。劉燦姣（2002）［10］立足信息生產(chǎn)能力、信息獲取能力和信息傳遞存儲能力，分析我國三大區(qū)域存在的信息化差異，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長受到信息化差異的影響。劉榮添和葉民強(qiáng)（2006）［11］采用面板數(shù)據(jù)，依據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)和Solow生產(chǎn)函數(shù)評估信息化與經(jīng)濟(jì)增長之間是否相互影響。賴志花，王必鋒（2011）［12］采用格蘭杰因果檢驗(yàn)和灰聯(lián)度實(shí)證研究河北省信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接作用。王茁宇，吳翔，印重（2012）［13］利用沖擊響應(yīng)函數(shù)模型、向量自回歸模型以及方差分解等研究方法對宏觀經(jīng)濟(jì)增長與文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行研究。吳威（2012）［14］以湖南省信息文化與省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長為切入點(diǎn)，建立計(jì)量模型研究兩者相關(guān)影響的方向。陳小磊（2013）［15］依據(jù)C-D模型分析江蘇省經(jīng)濟(jì)增長中信息產(chǎn)業(yè)細(xì)分要素所做的貢獻(xiàn)。

三、信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的總量分析

（一）數(shù)據(jù)與樣本的選取

鑒于國內(nèi)外學(xué)者對影響信息化要素分析以及信息產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出資料的數(shù)據(jù)可獲取性，筆者選取2000-2012年期間信息設(shè)備制造業(yè)中的印刷業(yè)和記錄媒介制造業(yè)、通訊設(shè)備和計(jì)算機(jī)制造業(yè)增加值、信息服務(wù)業(yè)中的郵電業(yè)和文化廣播電視業(yè)以及信息內(nèi)容業(yè)中的信息咨詢增加值的總和指標(biāo)代替信息產(chǎn)業(yè)指標(biāo)（INF）［16-17］；對于資本指標(biāo)采用全年固定資產(chǎn)投資額替代（K）；對于勞動力指標(biāo)采用年底從業(yè)人員的數(shù)量（L），樣本采用江蘇省面板數(shù)據(jù)，所用數(shù)據(jù)均來源于2001-2013年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國信息統(tǒng)計(jì)年鑒》以及江蘇省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）ADF單位根檢驗(yàn)

首先有必要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這樣能避免時間序列數(shù)據(jù)“偽回歸”現(xiàn)象，這也是檢驗(yàn)變量之間關(guān)系的首要步驟。常利用ADF（Augmented Dickey-Fuller test）對單位根進(jìn)行分析檢驗(yàn)，ADF單位根檢驗(yàn)見表2所列。ADF檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)為：若是ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對值顯示小于顯著水平下臨界值的絕對值，則表明該變量不平穩(wěn)；若是ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對值顯示大于顯著水平下臨界值的絕對值，則表明該變量是平穩(wěn)［18］。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)

由表2可以看出lnINF與lnGDP都顯示不是平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后在5%顯著水平下均呈現(xiàn)平穩(wěn)的，它們?nèi)渴且浑A單整序列。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

采用對變量進(jìn)行協(xié)整分析便于找出信息產(chǎn)業(yè)是否與經(jīng)濟(jì)增長之間存在某個線性組合具有長期穩(wěn)定的關(guān)系［19］。首先變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，回歸模型如下：

ln GDP=3.137 908+2.543 619ln INF+Ut

對回歸殘差再進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到ADF檢驗(yàn)的臨界值為-3.726 538，參考檢驗(yàn)臨界值表便知在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，說明江蘇省信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系。由于突發(fā)事件會影響到兩者之間的關(guān)系，會導(dǎo)致兩者之間長期均衡關(guān)系會出現(xiàn)短期失衡的現(xiàn)象，因而采用誤差糾正模型（ECM）來糾正短期失衡。構(gòu)建各變量滯后一期的誤差修正模型：

Δln GDPt=0.542 109Δln INFt-1+0.765 361Δln INFt-1-0.149 237ΔECMt-2

R2＝0.715 342，DW=1.855 461，F(xiàn)=65.362 5

模型結(jié)果顯現(xiàn)出短期內(nèi)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的變化是受上一期經(jīng)濟(jì)增長狀況和信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，但是影響關(guān)系都為正。協(xié)整檢驗(yàn)顯示江蘇省信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期均衡關(guān)系，但是這樣的均衡關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系，筆者對變量進(jìn)行了Granger因果檢驗(yàn)，見表3所列。該檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)是：將P值作為檢驗(yàn)的概率值，依據(jù)P值來觀察變量是否存在因果關(guān)系的概率。假如P值大于0.1，就代表因果關(guān)系在10%的顯著性水平不能成立，即為在90%的置信水平下不能接受格蘭杰因果關(guān)系成立，反之亦然［20］。

表3 Granger Causality因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

當(dāng)滯后長度分別是2、3時，格蘭杰因果檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值均通過了統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的臨界值，拒絕了原假設(shè)，即GDP變化引起INF的變化，實(shí)證上說明江蘇省經(jīng)濟(jì)增長是INF增長的強(qiáng)烈支撐，lnGDP是lnINF的Granger因，lnINF也是lnGDP的Granger因，江蘇省信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在因果關(guān)聯(lián)。

四、基于菲德模型的實(shí)證分析研究

（一）測度模型

本文借鑒菲德模型的思路，假設(shè)將社會經(jīng)濟(jì)分為非信息產(chǎn)業(yè)和信息產(chǎn)業(yè)部門，建立兩部門模型，并測算信息產(chǎn)業(yè)部門對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)生直接效用以及對非信息產(chǎn)業(yè)部門的具有外溢效用。兩個部門的產(chǎn)出函數(shù)不同，生產(chǎn)方程為：

其中，N和I分別代表非信息產(chǎn)業(yè)部門和信息產(chǎn)業(yè)部門的產(chǎn)出。

社會經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出Y就是兩個部門產(chǎn)出之和：

模型假定不同部門的資本和勞動邊際生產(chǎn)力之間的相互關(guān)系可以表示如下：

理論上，δ可以大于、等于、小于0，負(fù)的δ意味著信息化部門的相對邊際生產(chǎn)力低于非信息化部門。gl代表非信息化部門勞動的邊際產(chǎn)出；gk代表非信息化部門資本的邊際產(chǎn)出，fk代表信息化部門資本的邊際產(chǎn)出；fl代表信息化部門勞動的邊際產(chǎn)出［21］。

方程（10）中，依據(jù)外溢效應(yīng)的參數(shù)q，便可得到：

ge是信息產(chǎn)業(yè)部門對非信息產(chǎn)業(yè)部門的邊際貢獻(xiàn)，利用方程（10）、（11）可以變形為：

同時將隨機(jī)誤差項(xiàng)μ和一個常數(shù)項(xiàng)c加入方程（12）中，則得出本文所要求的回歸方程調(diào)整為：

（二）結(jié)果分析

1.信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的全部效用分析

運(yùn)用SPSS16·0軟件包對方程（9）和（13）進(jìn)行回歸，得到信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系模型的系數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，具體結(jié)果見表4所列。從表4的回歸分析結(jié)果看出模型的實(shí)證效果比較理想，R2=0.916，D.W統(tǒng)計(jì)值為0.935，表明方程（9）中的全部變量之間沒有共線性問題，表示估計(jì)的結(jié)果是穩(wěn)定的。γ的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為0.312，即代表信息產(chǎn)業(yè)部門對社會經(jīng)濟(jì)增長的全部作用，不僅包括信息產(chǎn)業(yè)部門的外溢作用，還有要素生產(chǎn)力在不同部門之間的差異作用。假設(shè)其他變量保持在一定的條件下，信息產(chǎn)業(yè)部門每增加一個單位的產(chǎn)值，江蘇省的GDP將會增長0.312單位。從數(shù)值來看，信息產(chǎn)業(yè)對江蘇省整個經(jīng)濟(jì)的推動作用不是特別強(qiáng)大，筆者認(rèn)為，當(dāng)今社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，要加快信息產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)步。

2.信息產(chǎn)業(yè)外溢作用與全部效用關(guān)系分析

從表4的回歸分析結(jié)果可以觀察出dI/I的系數(shù)θ為1.308，利用它來解釋信息產(chǎn)業(yè)的外溢作用：加入信息產(chǎn)業(yè)部門增加值I增長1個百分點(diǎn)，其他變量在一定的條件下，非信息產(chǎn)業(yè)部門將會增加1.308個百分點(diǎn)，利用dI/I以及（dI/I）（I/Y）的回歸系數(shù)θ，可以算出δ=3.784 7＞0，表示非信息產(chǎn)業(yè)部門低于信息產(chǎn)業(yè)部門的邊際生產(chǎn)力；α和γ都通過統(tǒng)計(jì)的顯著性檢驗(yàn)，β出現(xiàn)負(fù)值說明它同固定資產(chǎn)投資之間存在高度相關(guān)性，但是不會對整個模型顯著性產(chǎn)生影響。信息產(chǎn)業(yè)部門的外溢效應(yīng)不是很明顯，但是從相對邊際要素生產(chǎn)力系數(shù)看出非信息產(chǎn)業(yè)部門的邊際生產(chǎn)力低于信息產(chǎn)業(yè)部門，因此要在生產(chǎn)要素特別在資金方面的投入要盡量向信息產(chǎn)業(yè)部門傾斜，能更好地發(fā)揮信息產(chǎn)業(yè)的高效率，從而推動整個江蘇省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表4 參數(shù)回歸統(tǒng)計(jì)表

五、結(jié)束語

（1）從非均衡經(jīng)濟(jì)增長理論角度看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟(jì)增長之間存在密切關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程其實(shí)就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演化的過程。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度相當(dāng)大程度上反映的是經(jīng)濟(jì)實(shí)力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的基礎(chǔ)恰是信息技術(shù)。在工業(yè)化的進(jìn)程中，科學(xué)技術(shù)和市場容量制約著傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的命脈，經(jīng)濟(jì)增長必須有所依靠，依靠的對象就是信息產(chǎn)業(yè)，作為新興產(chǎn)業(yè)需要通過產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)創(chuàng)新來完成結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)換。各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程證實(shí)信息產(chǎn)業(yè)已成為經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動力之一，成為中國各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要支柱，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的間接和直接影響中得以升級，有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（2）通過實(shí)證分析可知，江蘇省信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長直接效用雖不是十分顯著，不可忽視的是其對非信息產(chǎn)業(yè)部門的外溢效用卻十分顯著，間接效用是明顯存在的。信息產(chǎn)業(yè)不僅需要其他產(chǎn)業(yè)提供中間產(chǎn)品，同時也向其他產(chǎn)業(yè)提供服務(wù)和產(chǎn)品，依附其他產(chǎn)業(yè)發(fā)展。大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)，尤其在通信設(shè)備、信息服務(wù)等領(lǐng)域，有效促進(jìn)工業(yè)化與信息化融合，信息產(chǎn)業(yè)同時屬于技術(shù)密集型制造業(yè)，具有很大的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，可以推進(jìn)芯片、半導(dǎo)體等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；同時，信息產(chǎn)業(yè)在消費(fèi)過程中推進(jìn)電子商務(wù)和軟件服務(wù)業(yè)等服務(wù)行業(yè)的進(jìn)步，更加完善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。江蘇省應(yīng)大力提倡發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)，關(guān)注信息產(chǎn)業(yè)對其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)性，保證信息產(chǎn)業(yè)作為江蘇省重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)的地位，其較高的邊際要素生產(chǎn)率可以促進(jìn)整個江蘇省經(jīng)濟(jì)快速增長。

（3）從經(jīng)濟(jì)增長的總量上分析，勞動力和固定資產(chǎn)投資依舊是經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，這與江蘇省的經(jīng)濟(jì)建設(shè)階段有所關(guān)聯(lián)，加大投入技術(shù)創(chuàng)新，發(fā)揮信息產(chǎn)業(yè)的自身優(yōu)勢，信息化基礎(chǔ)設(shè)施的研究開發(fā)、設(shè)備投入、人力資源以及相關(guān)的電信產(chǎn)業(yè)都對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接效用。同時，江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)差異比較明顯，江蘇省的南部例如南京、蘇州、無錫和常州等地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相比較之下比中部地區(qū)和北部地區(qū)都要好，同時蘇南地區(qū)信息化發(fā)展相對較快，經(jīng)濟(jì)增長方式已經(jīng)改變，從傳統(tǒng)的粗放型轉(zhuǎn)向節(jié)約化發(fā)展，而蘇北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長方式粗放型特征比較明顯。應(yīng)大力發(fā)展信息產(chǎn)業(yè)，因?yàn)樾畔a(chǎn)業(yè)是資源利用率高、能耗低、較為有效的經(jīng)濟(jì)增長方式，這樣可以讓江蘇省經(jīng)濟(jì)增長保持可持續(xù)發(fā)展。

［1］張敏，馬澤昊.信息化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.財政研究，2013（8）：39-40.

［2］董愛軍.信息產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力評價的模型與方法［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2011（18）：54-56.

［3］王宏偉.信息產(chǎn)業(yè)與中國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（11）：66-76.

［4］徐升華，毛小兵.信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分析［J］.管理世界，2004（8）：75-80.

［5］Jonseher C.Information resources and economic productivity［J］.Information Economicsand Policy，1983，1（1）：13-35.

［6］Rouben Indjikian，Donald SSiegel.The impact of investment in IT on economic performance：Implications for developing countries［J］.World Development，2005（5）：681-700.

［7］Gust C，Marquez J.International comparisons of productivity growth：The role of Information technology and regulatorypractices［J］.Labour Economics，2004，11（1）：33-58.

［8］Dewan S，Kraelner K L.Information technology and productivity：Evidence from country level data［J］.Management Science，2000（4）：624-643.

［9］朱幼平.論信息化對經(jīng)濟(jì)增長的影響［J］.情報理論與實(shí)踐，1996（5）：5-8.

［10］劉燦姣.我國東西部信息差距的現(xiàn)狀與對策研究［J］.統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2002（7）：83-89.

［11］劉榮添，葉民強(qiáng).信息化與經(jīng)濟(jì)增長的計(jì)量分析［J］.經(jīng)濟(jì)問題探索，2006（9）：9-14.

［12］賴志花，王必鋒.河北省信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的間接貢獻(xiàn)度測量分析［J］.經(jīng)濟(jì)與管理，2011（11）：79-80.

［13］王茁宇，吳翔，印重.我國文化信息產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性研究［J］.情報科學(xué)，2012（12）：1662-1664.

［14］吳威.信息文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析［J］.情報科學(xué)，2013（9）：146-150.

［15］陳小磊.基于C-D模型的信息產(chǎn)業(yè)細(xì)分要素對江蘇經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)分析［J］.情報探索，2013（9）：25-28.

［16］陳小磊，鄭建明，萬里鵬.透視國內(nèi)外信息化水平測度指標(biāo)體系研究理論趨勢［J］.情報科學(xué)，2006（12）：180-182.

［17］陳小磊，鄭建明，萬里鵬.信息化水平測度指標(biāo)體系理論研究述評［J］.圖書情報知識，2006（9）：65-68.

［18］楊建利，岳正華.我國財政支農(nóng)資金對農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析——基于1991-2010年數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)［J］.軟科學(xué)，2013（1）：43-44.

［19］吳傳清，萬慶.湖北省能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2014（2）：133-135.

［20］孟媛，陳敬良，閆海波.上海市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀及對策研究［J］.科技管理研究，2013（2）：66-67.

［21］龐詠剛，王君.金融中介發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新互動的實(shí)證分析［J］.科技進(jìn)步與對策，2010（5）：09-10.

［22］王家庭，季凱文，武鵬.我國房地產(chǎn)投資中的FDI與房地產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的實(shí)證研究［J］.管理評論，2008（12）：3-5.