史一鳴，徐亞迪，胡　偉，孫計(jì)紅

(1.安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系，安徽蕪湖 241000；2.安徽省計(jì)量科學(xué)研究院，安徽合肥 230000；

3.蕪湖市政府辦公室，安徽蕪湖 241000)

?

互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)影響的實(shí)證研究

史一鳴1，徐亞迪2，胡偉3，孫計(jì)紅1

(1.安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系，安徽蕪湖 241000；2.安徽省計(jì)量科學(xué)研究院，安徽合肥 230000；

3.蕪湖市政府辦公室，安徽蕪湖 241000)

[摘要]本文基于實(shí)證研究分析了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的影響關(guān)系，利用協(xié)整技術(shù)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。主要結(jié)論：互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與K值代表的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)有Granger因果相關(guān)關(guān)系，與M值對(duì)應(yīng)的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)沒(méi)有Granger因果相關(guān)關(guān)系；誤差修正和殘差項(xiàng)結(jié)果顯示對(duì)于K值代表的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)線上升級(jí)有正相關(guān)關(guān)系。

[關(guān)鍵詞]互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)；傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群；線上升級(jí)；協(xié)整檢驗(yàn)

1研究現(xiàn)狀

2015年全國(guó)人大三次會(huì)議上，國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)在政府工作報(bào)告中首次提出“互聯(lián)網(wǎng)+”行動(dòng)計(jì)劃。學(xué)者們普遍認(rèn)為“互聯(lián)網(wǎng)+”的過(guò)程也是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的過(guò)程，并相繼研究了“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”“互聯(lián)網(wǎng)+制造業(yè)”“互聯(lián)網(wǎng)+金融”等行業(yè)前景。國(guó)內(nèi)外學(xué)對(duì)“互聯(lián)網(wǎng)+”對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響缺乏深入研究，尤其缺少定量分析。因此，本文從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群特性與互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系的角度出發(fā)，在定性分析的基礎(chǔ)上建立定量計(jì)量模型，借助協(xié)整分析法，研究互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響程度。

傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群的基礎(chǔ)是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，由具有相互聯(lián)系的企業(yè)及機(jī)構(gòu)在地理空間上聚集所構(gòu)成的經(jīng)濟(jì)群落。在我國(guó)，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群主要是中小企業(yè)充當(dāng)主體，競(jìng)爭(zhēng)方式主要是低成本低價(jià)格，這種取得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的策略在經(jīng)濟(jì)全球化和國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的面前變得岌岌可危。

對(duì)于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群升級(jí)的問(wèn)題主要研究：Montobbio[1]研究了促進(jìn)集群產(chǎn)業(yè)發(fā)展的要素，結(jié)果顯示差異化對(duì)于集群產(chǎn)業(yè)至關(guān)重要，在差異化存在的條件下，即使去掉技術(shù)進(jìn)步這項(xiàng)影響因素，產(chǎn)業(yè)也能夠進(jìn)行演化；Llerena等[2]研究了不同創(chuàng)新策略對(duì)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的影響，結(jié)果表明不同創(chuàng)新策略可有效促進(jìn)集群內(nèi)部高科技技術(shù)的發(fā)展；Giacaria[3]建立了人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型，仿真了有多個(gè)主體的產(chǎn)業(yè)集群；Fioretti[4]建立了紡織集群演化模型，研究了各個(gè)關(guān)鍵階段紡織集群的仿真模擬情況；Albino等[5]對(duì)集群主體的發(fā)展條件進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)集群發(fā)展的必要條件是主體持續(xù)的自適應(yīng)學(xué)習(xí)與技術(shù)創(chuàng)新；沈秋英等[6]分析了產(chǎn)業(yè)集群空間規(guī)模變化規(guī)律，在信任度博弈模型的基礎(chǔ)上研究了得出了產(chǎn)業(yè)集群演化發(fā)展規(guī)律；張宏娟和范如[7]研究了產(chǎn)業(yè)集群網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)集群低碳化的模型；劉宣祥[8]研究了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群在升級(jí)中要面對(duì)的金融支持問(wèn)題，并且提出了解決的建議；魏江和申軍[9]研究了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群在創(chuàng)新過(guò)程中需要升級(jí)的結(jié)構(gòu)以及相應(yīng)的運(yùn)行模式；吳結(jié)軍等[10]研究了集群產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響因素，發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度是產(chǎn)業(yè)集群非常重要的推進(jìn)力?？梢?jiàn)，目前的研究對(duì)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)業(yè)集群微觀的影響還不夠重視，鑒于此本文通過(guò)對(duì)近年來(lái)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展趨勢(shì)，結(jié)合傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)行特征分析二者之間的關(guān)系，借用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和分析模型找到二者之間的關(guān)系。

2方法設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1變量界定

2.1.1傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)變量界定

目前，對(duì)于傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)變量界定，國(guó)內(nèi)沒(méi)有明確的界定標(biāo)準(zhǔn)，但與之相近的產(chǎn)業(yè)升級(jí)的界定變量標(biāo)準(zhǔn)，國(guó)內(nèi)研究較多，主要集中于用More值與K值當(dāng)替代變量使用[11-15]。介于二者之間的相似特性，本文擬用More值與K值作為研究傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)的替代變量。More值的對(duì)應(yīng)測(cè)定方法公式為

其中，K為產(chǎn)業(yè)內(nèi)部變動(dòng)值；kql為報(bào)告期構(gòu)成比；kqv為基期構(gòu)成比；m為產(chǎn)業(yè)門(mén)類(lèi)數(shù)；N為(基期—報(bào)告期)間隔年度數(shù)。

本文將More值所對(duì)應(yīng)的反余弦值及K值當(dāng)做替代變量，來(lái)研究傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)。

2.1.2互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量界定

互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量界定是本文難點(diǎn)之一，程立茹[16]在研究互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)下企業(yè)價(jià)值網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)新中，建立企業(yè)價(jià)值鏈網(wǎng)絡(luò)，利用正反饋機(jī)制來(lái)研究變量變化。林娟和王明峰[17]在研究互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系中用互聯(lián)網(wǎng)有效資源作為替代變量分析。張蕊[18]在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r測(cè)度研究中采用網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用相對(duì)指數(shù)規(guī)模作為指標(biāo)變量?？紤]到研究數(shù)據(jù)的可獲取率，本文采用區(qū)域電商交易額度/GDP作為互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變量的替代變量。

2.2數(shù)據(jù)說(shuō)明

考慮到互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度快的特性，實(shí)證研究的數(shù)據(jù)應(yīng)具有實(shí)用性，數(shù)據(jù)過(guò)早會(huì)導(dǎo)致分析偏差。故本文擬用《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》1985-2014共計(jì)20年的數(shù)據(jù)來(lái)分析。需要注意的是，由于1985-1994年這10年間安徽省互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)基數(shù)較低且發(fā)展緩慢，且統(tǒng)計(jì)口徑存在偏差，為保證分析數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確合理性，本文將這10年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了替代處理，采用郵電業(yè)務(wù)人均份額=郵電業(yè)務(wù)總份額/人口數(shù)(元)，以及百戶居民電腦享有量(百戶/臺(tái))代替。其中所有替代變量人口和郵電業(yè)務(wù)總份額(元)、百戶居民電腦享有量(百戶/臺(tái))的數(shù)據(jù)都來(lái)自于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》。上述替代處理雖然有些粗糙，但是從總體分析的角度來(lái)講，所得數(shù)據(jù)可以較好地反應(yīng)安徽省互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律。

3實(shí)證分析

3.1實(shí)證模型

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)影響的研究，國(guó)內(nèi)尚未找到參考文獻(xiàn)，僅有余鵬基于PanelData模型研究了我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，分析相關(guān)營(yíng)銷(xiāo)因素[19]。本文采用回歸分析法來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究，在回歸模型的選擇方面參考了大量文獻(xiàn)，對(duì)于兩個(gè)要素之間關(guān)系研究的實(shí)證模型主要集中在協(xié)整檢驗(yàn)、回歸檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)[20]。結(jié)合前人研究方法與本文研究對(duì)象特性，采用Granger因果檢驗(yàn)作為互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)影響研究的基礎(chǔ)模型[21]，但介于Granger因果檢驗(yàn)不能得出影響的效果系數(shù)，借鑒彭凱翔、盧鋒的模型研究方法，首先采用Granger因果檢驗(yàn)判定二者是否存在因果關(guān)系，然后利用均衡修正模型對(duì)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)影響情況進(jìn)行分析。

3.2數(shù)據(jù)整理

在進(jìn)行數(shù)據(jù)整理過(guò)程中，發(fā)現(xiàn)1997和2001年M值變量數(shù)據(jù)明顯異常，分別為0.00879和0.00628，故對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行控制得到M(outlier)數(shù)據(jù)。將收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析，得到如表1所示的數(shù)據(jù)。研究變量K值、M值還有RETL的數(shù)據(jù)總體變化趨勢(shì)較平穩(wěn)。值得注意的是，產(chǎn)業(yè)升級(jí)中的M值變量的StandardDeviation為0.07015，比K值代表的StandardDeviation小0.0539，表示產(chǎn)業(yè)升級(jí)研究變量K值的波動(dòng)幅度要比M值小。與之對(duì)比的RETL數(shù)據(jù)的StandardDeviation已達(dá)到0.30142，在三者之中波動(dòng)幅度最大。

表1　變量統(tǒng)計(jì)

3.3Granger因果檢驗(yàn)

在數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，分析互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是否為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的原因是本文的關(guān)鍵，進(jìn)一步分析引入Granger檢驗(yàn)。因果檢驗(yàn)的變量仍參照表1，分別從outlier和important event年份數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果數(shù)據(jù)如表2所示。將表2所得數(shù)據(jù)與表1對(duì)比分析可以看出，修正處理前后三個(gè)數(shù)列的發(fā)展規(guī)律并沒(méi)有改變，數(shù)據(jù)結(jié)果相差很小。根據(jù)表2數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，在normal、outlier和important event三種情況下，M值所代表的產(chǎn)業(yè)升級(jí)變量在Lagterm1和Lagterm2全都達(dá)到p>0.1，說(shuō)明互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)非傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上轉(zhuǎn)型升級(jí)的原因；但K值為代表的變量中，RETL在Lagterm1和Lagterm2的p值均達(dá)到p<0.1，說(shuō)明是產(chǎn)業(yè)升級(jí)原因。由此可以推論，特殊年份以重大事件影響互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的因果關(guān)系是有限的。

表2　互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)Granger檢驗(yàn)結(jié)果

注：C—RETL是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的原因；E—RETL不是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的原因。

3.4誤差修正

上述分析在一定程度上體現(xiàn)了研究對(duì)象二者之間的關(guān)系，但為了進(jìn)一步深入驗(yàn)證互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的影響效果，本文將對(duì)K值對(duì)應(yīng)的升級(jí)變量進(jìn)行誤差修正。

3.4.1單位根檢驗(yàn)

對(duì)K值與RETL進(jìn)行方程估計(jì)并且完成檢驗(yàn)，達(dá)到對(duì)所研究的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的目的。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，M值的序列較平穩(wěn)，單位根判定為否；K值與RETL值序列出現(xiàn)不平穩(wěn)數(shù)據(jù)，單位根判定為是，但其一階差分表現(xiàn)較平穩(wěn)。所以，M值無(wú)需再協(xié)整檢驗(yàn)，可直接回歸分析，但K值需要先進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表3　K值與RETL單位根的檢驗(yàn)結(jié)果

注：K—滯后項(xiàng)；t—趨勢(shì)項(xiàng)；c—是否帶有常數(shù)項(xiàng)；Δ—一階差分。

3.4.2協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)K值序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，利用Eviews7.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到表4所示數(shù)據(jù)結(jié)果。臨界值的顯著水平均高于0.5，說(shuō)明在1985-2014年間安徽省互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)之間存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)于特殊數(shù)據(jù)與重大年份事件的數(shù)據(jù)做了控制處理，所得結(jié)論與上述分析結(jié)論吻合，說(shuō)明特殊數(shù)據(jù)與重大年份事件沒(méi)有對(duì)安徽省傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群升級(jí)造成干擾影響。

表4　協(xié)整檢驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)果

注：臨界值5%顯著水平。

3.4.3K值誤差修正過(guò)模型、M值與互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展回歸結(jié)果

均衡修正模型的估計(jì)過(guò)程，由于RETL和K值是一階的協(xié)整關(guān)系，所以二者不可能是偽回歸，獲取殘差時(shí)間序列的數(shù)據(jù)，將殘差項(xiàng)數(shù)據(jù)并入回歸方程。建立模型如下：

dKt=α+βE+γdRETLt+μt.

其中，Kt為K值對(duì)應(yīng)的升級(jí)變量；E為殘差項(xiàng)。

本文在模型回歸分析過(guò)程中，應(yīng)用Eviews7.0軟件得到表5所示數(shù)據(jù)結(jié)果。K值對(duì)應(yīng)的回歸模型分析結(jié)果顯示，殘差項(xiàng)所對(duì)應(yīng)的β回歸系數(shù)是0.999 97，超過(guò)了1%的顯著水平，證明K值代表的變量受殘差項(xiàng)影響明顯；RETL對(duì)K值變量也存在2%以上的影響系數(shù)，存在明顯的正相關(guān)關(guān)系；回歸方程對(duì)應(yīng)的擬合優(yōu)度R2值為0.999 7，超過(guò)1%的顯著水平，證明方程的解釋效果較好。M值的回歸結(jié)果中，擬合值、顯著水平均較差。綜上可以得出結(jié)論，安徽省互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)發(fā)展存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

表5　回歸結(jié)果

注：C—常數(shù)項(xiàng)；E—?dú)埐铐?xiàng)；R2—擬合優(yōu)度。

4結(jié)論

第一，實(shí)證研究的結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是安徽省傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群線上升級(jí)的原因。但由于互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)模式尚處在發(fā)展階段，在引入傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群的過(guò)程中應(yīng)注意二者之間的融合問(wèn)題，根據(jù)產(chǎn)業(yè)的實(shí)際情況，充分吸收互聯(lián)網(wǎng)的先進(jìn)技術(shù)，確?；ヂ?lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群有效融合，平穩(wěn)升級(jí)。第二，加快健全互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的制度體系，更好地為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群的線上轉(zhuǎn)型升級(jí)服務(wù)，尤其是在“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略體制下，完善的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)體制應(yīng)該更好地展現(xiàn)出積極的作用。第三，積極促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群升級(jí)，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群運(yùn)作模式。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群模式的發(fā)展受到地域的限制，將現(xiàn)代互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)融入到線上產(chǎn)業(yè)集群，可以使產(chǎn)業(yè)集群有更廣闊的發(fā)展空間。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Montobbio F. An evolutionary model of industrial growth and structure change[J].Structural Change and Economic Dynamics,2002,13(4):136-420.

[2]Llerena P,Oltra V.Diversity of innovative strategy as a source of technological performance[J].Structural Change and Economics Dynamics,2002,13(2):178-205.

[3]Giaccaria P.Modellizzazione diun distretto industriale mediante simulazioni fondate su agenti[J].Sviluppo Locale,1997,4(3):49-57.

[4]Fioretti G.Information structure and behavior of a textile industrial district[J].Journal of Artificial Societies and Social Simulation,2001,3(4):123-135.

[5]Albino V, Carbonara N, Giannoccaro I. Innovation in industrial districts: An agent-based simulation model[J]. Journal of Product Economics,2006,103(2):31-44.

[6]沈秋英,王文平,王為東.基于信任和企業(yè)進(jìn)入退出機(jī)制的產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模演化研究[J].中國(guó)管理科學(xué),2009,17(4):91-96.

[7]張宏娟,范如.基于復(fù)雜網(wǎng)絡(luò)演化博弈的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群低碳演化模型研究[J].中國(guó)管理科學(xué),2014,2(12):41-47.

[8]劉宣祥.傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中的金融支持問(wèn)題探討[J].經(jīng)營(yíng)管理,2011(8):35-38.

[9]魏江,申軍.傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)集群創(chuàng)新系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和運(yùn)行模式[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理,2003(1):14-17.

[10]吳結(jié)兵,郭斌.企業(yè)適應(yīng)性行為、網(wǎng)絡(luò)化與產(chǎn)業(yè)集群的共同演化[J].管理世界,2010(2):387-255.

[11]Keeble,Wilkinson.Collective learning and knowledge development in the evolution of Regional Cluster of High Technology Smes in Europe[J].Regional Studies,1999,33(4):294-315.

[12]Radosevic.Regional Innovation Systems in Central and Eastern Europe:Determinants,Organizers and Alignments[J].Journal of Technology Transfer,2002(27):88-105.

[13]Borenszte in E,Gregorio J,D.Lee.How does foreign direct investment affect economic growth?[J].Journal of International Economics,1998(5):115-135.

[14]Yusaf H.Akbar.J Bard Bride.Multinational enterprise strategy,foreign direct investment and economic development the case of the hungarian banking industry[J].Journal of World Business,2004(39):89-105.

[15]張曉彤.經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2000:214-221.

[16]程立茹.互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)下企業(yè)價(jià)值網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)新研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2013(9):82-94.

[17]林娟,王明峰.我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)資源與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究[J].專(zhuān)題研究,2014,3(17):321-325.

[18]張蕊.網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r測(cè)度研究[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2012(4):45-52.

[19]余鵬.我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的影響因素分析及地區(qū)比較——基于Panel Data模型的實(shí)證分析[J].福建信息技術(shù)教育,2008(4):20-23.

[20]盧峰,姚洋.金融壓抑下的法治、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2004(1):42-56.

[21]中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心.中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告[R].2008-1.

Empirical Research on Impaction of Internet Economy on Online Upgrade Traditional Industry Cluster

SHI Yi-ming1, XU Ya-di2, HU Wei3, SUN Ji-hong1

(1.Anhui Business College,Wuhu Anhui 241000,China; 2.Anhui Institute of Metrology,Hefei Anhui 230000, China;3.Wuhu Government Office, Wuhu Anhui 241000, China)

Abstract:Based on analysis of the relationship between Internet Economy growth and online upgrade traditional industry cluste, we have examined the relationship by co-integration test . This paper shows that there is Granger causation between Internet Economy growth and K ,but M is no Granger causation; error correction and residual error of the results showes that K represented the traditional industry of online upgrade has a positive correlation.

Key words:Internet Economy;traditional industry cluster;online upgrade; co-integration test

[中圖分類(lèi)號(hào)]F224

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]2095-7602(2016)04-0017-05

[作者簡(jiǎn)介]史一鳴(1986- )，女，助教，碩士，從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

[基金項(xiàng)目]安徽省高等學(xué)校自然科學(xué)研究重點(diǎn)項(xiàng)目“‘互聯(lián)網(wǎng)+’戰(zhàn)略背景下虛擬企業(yè)成員信息安全勝任力模型研究”(KJ2016A255)；安徽省名師工作室項(xiàng)目(2014msgzs186)；安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院院級(jí)自然科學(xué)項(xiàng)目“‘互聯(lián)網(wǎng)+’戰(zhàn)略背景下虛擬企業(yè)成員信息安全勝任力模型研究”(2015KYZ03)；安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院院級(jí)質(zhì)量工程項(xiàng)目“中外合作辦學(xué)視角下高職院校學(xué)生培養(yǎng)模式研究與實(shí)踐”(ZL201507)；安徽省營(yíng)銷(xiāo)與策劃教學(xué)團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目(2014jxtd088)。

[收稿日期]2016-01-05