数字经济论文篇(1)

（一）企业信息化的基础作用，推动企业发展

企业作为经济活动的基本单位，是国民经济发展的基础。因而企业信息数字化管理也将推动国民经济信息化的发展。要实现对国民经济改造提高传统产业，发展新兴产业和高科技产业，就要不断推进国民经济信息化，最基本的战略措施就是大力推进企业信息数字化管理。企业信息数字化管理是指将企业的生产过程、物料供应、流程处理、资本运作、客户服务等业务过程数字化，通过各种信息系统软硬件设备加工生产新的信息资源，直观了解迅速做出反应，推动各生产要素的优化组合，各流程的不断完善。使企业将现有资源合理配置，使企业有效适应瞬息万变的市场经济竞争环境，求得最大的经济效益。[1]企业信息数字化管理有利于企业把握国家的政策，明确自己的目标，有利于了解社会现状，市场需求，提出可行方案。掌握市场销售动态，做出适时调整。不断开拓新的市场，开发新的产品，是自己的产品具有一定的竞争优势。企业信息数字化管理有利于企业维护良好的客户关系，通过信息的处理可以让企业销售主管了解销售过程的进展阶段，判断下一步的应对对策，以及对潜在客户的重视程度。企业信息数字化管理能有效改善售后服务，更好地服务于消费者。通过信息数字化管理健全呼叫中心、在线技术支持，实时关注用户动态，解决问题，不断提高自身顾客满意度。企业信息数字化管理有利于企业商业模式创新。在先进的信息技术的支持下企业才能推进先进的管理思想和创新的管理模式，使管理客观公正。信息数字化管理能有效支持管理复杂度的提高，有效解决传统管理无法完成的管理瓶颈。企业信息数字化管理有利于对订单迅速反应，保证客户需求。根据订单交货期合理安排企业生产过程，对订单的生产进度进行监控做出实时调控。信息数字化管理与生产各个环节不断融合渗透，尤其是在研发、设计、生产、组装等制造领域，使传统的机械化被自动化代替，柔性生产、精益生产、敏捷制造等多种新型生产方式不断普及，优化生产的工艺流程，提高生产效率。企业信息数字化管理有利于控制企业成本，将信息化管理应用于成本核算、采购管理、库存管理、生产计划管理、企业流程管理等多个方面，有效了解企业各环节资本投入，分析优化。

（二）企业信息数字化管理对国民经济的促进作用

企业信息化具有创新效应。[2]有利于我国经济由粗放型向集约型转变。它使得以信息技术成为经济增长的主要动力，从客观上就要求企业能够依靠信息化管理改变自身，包括研发设计阶段的创新应用，生产过程加工工艺的自动化应用，销售、服务网络化。企业信息化具有优化效应。有利于将企业原有的物质主导型向知识主导型转变。原有企业主要依靠物质和资源实现企业增长，而通过信息化管理可以合理优化现有资源，强有力地推进产业信息化，资源合理化，生产订单化，从而催发产业的蓬勃发展。企业信息化具有开拓效应。信息化管理能使企业了解国内外发展状况，明确产品需求，有针对性地开发产品，服务于客户。最大限度的占领市场，依靠信息化管理方法适应需求总量和结构的变化，拉动经济持续快速增长。企业信息化具有整体效应。有利于我国经济由封闭型向开放型转变。通过网络结构，将国内外产业信息连为一体，实现了全球范围的资源共享，共同开发利用人类社会的一切文明成果，从而加速国内经济与世界经济的融合。开拓市场，走向世界。信息数字化改革为知识经济提供了有力的技术支撑，推动知识经济发展。

（三）企业信息数字化管理与国民经济发展相辅相成

国民经济现代化进程和企业信息化进程相辅相成。企业信息数字化是国民经济现代化的基础，而国民经济现代化又对企业信息数字化产生重大推动作用。可以为企业现代化提供广阔的市场空间，为企业发展提供了巨大机会。根据国民经济现代化与企业现代化的内在联系，可知推动和加速企业信息数字化管理是整个国民经济信息化、现代化的本质要求。让社会可以充分高效地开发和利用现代社会中一切有利于企业发展的经济进步的信息资源，使信息产业在国民生产总值中占主要比重。

（四）信息数字化管理方法如何应用

企业信息数字化管理方法的建设基础环境是人的因素、规范化和系统运行平台等。人永远是生产力中最活跃的因素。企业的信息数字化管理方法的建设涉及人的观念、思维方式的转变，设计管理思想和管理方式的转变，甚至还会涉及企业文化和组织结构的改变。因此首先需要改变人的经营观念和传统的企业思想。企业需要合理设定信息技术人员的地位，而信息数字化管理关系企业的生存与发展，同时需要有相应的专业人才辅助完成，因此，企业需要合理设定企业信息技术人员的地位。信息化管理需要企业规范基础工作，使企业的基本工作标准化和规范化。同时规范企业数据，规范企业业务和信息处理流程。建立企业信息化平台。实现信息数字化管理需要建立健全企业软硬件环境，主要包括服务器操作系统、工作站以及数据库管理系统等。

二、结语

数字经济论文篇(2)

关键词：阻尼测度；非线性回归拟合；城乡数字鸿沟；城市化进程

中图分类号：F061.5；F124.1文献标识码：A文章编号：1001-8409（2014）01-0044-05

1引言

20世纪90年代兴起的信息技术革命，使信息化成为推进城市化的重要动力，世界各国尤其是发展中国家都在借助信息化提升城市化水平。但在利用信息化推进城市化的过程中，出现了城乡数字鸿沟这一大障碍，对城市化的发展产生了负面影响。城乡数字鸿沟是美国通信与信息管理局（NTIA）于1995年提出的[1]，它是指工业社会以来，特别是工业社会向信息社会转变过程中在当前全球数字化背景下，城乡间以网络技术为代表的信息技术接入、利用差距以及影响接入、利用程度的主体意识与接入环境差距，反映了城乡信息化差距。中国作为世界上最大的发展中国家，正在积极尝试利用信息化促进城市化，以实现城市化的跨越式发展。然而中国严重的城乡数字鸿沟却延缓了城市化进程。

阻尼是物理学中的概念，指运动主体由于受到阻碍造成能量损失而使得速度降低的现象[2]。经济学家Romer提出了经济增长阻尼理论[3]，目的是研究资源约束对经济增长阻碍作用的大小。刘耀彬和陈斐[4]将Romer阻尼理论引入资源约束对城市化阻碍作用研究领域，利用城市化水平与经济增长的半对数函数关系式，将经济增长速度变量替换为城市化速度变量，构建了资源约束对中国城市化进程的阻尼测度模型，并通过线性回归方法拟合了阻尼测度公式，测算得出资源约束对中国城市化进程的阻尼值为0.3%，即中国城市化速度因资源约束每年要下降0.3个百分点。此后，有学者应用该模型测度了我国省市层面资源约束对中国城市化进程的阻尼，如阿依吐尔逊·沙木西[5]测算出库尔勒市的阻尼值为0.1%，刘耀彬和王桂新[6]测算出江西省的阻尼值为0.192582493%。此外还有学者对该模型进行了修正，如段东平和薛科社[7]针对原模型中资源总量不变的缺陷，将资源总量设定修正为以固定比例增长，其拟合优度比修正前提高了13.76个百分点。

近年来，随着城乡数字鸿沟在城市化进程中的影响日益凸显，有学者开始研究城乡数字鸿沟对城市化的阻碍作用，但几乎没有正式提出过城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼的概念，而且相关文献大都停留在阻碍作用外在表现这样的表层研究上。如Inkinen[8]和Warren[9]认为城乡数字鸿沟不仅妨碍整个社会的通信技术现代化，而且阻碍农村居民社会生活方式向城市方式转变；Taubenbock[10]和Bruckner[11]认为城乡数字鸿沟阻碍农村人口向城市转移，减少非农就业人口。

综上所述，国内外学者主要关注资源约束对中国城市化进程的阻尼，现有文献大都是借鉴Romer阻尼理论，将经济增长速度变量替换为城市化速度变量以构建阻尼测度模型，并采用线性回归方法拟合测度公式（但这往往与阻尼的非线性特征不相符）。在罕有的研究城乡数字鸿沟对城市化阻碍作用的文献中，也仅仅是分析了阻碍作用外在表现，未能建立定量测度阻尼的模型，更没有学者直接计算出某一国家或地区的阻尼值。本文首次将Romer经济增长阻尼理论引入城乡数字鸿沟对城市化阻碍研究领域，把这一现实阻碍提升到“阻尼”的理论层面，分析城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼机理，通过概念模型运用非线性回归拟合出中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度模型，并对1990～2010年各年度的阻尼值进行计算。

2中国城市化进程、城乡数字鸿沟与阻尼

2.1中国城市化进程的特点

当代的中国城市化是城乡社会经济差距日趋扩大情形下的城市化。在经典的发展经济学理论中，城市化进程应当是一个从城乡分割走向城乡经济融合以及城乡社会一体化的历史过程。纵观世界各国的城市化历程，没有哪个国家的城市化能像当代中国这样面临如此严重的城乡社会经济差距问题。虽然我国城市化水平较之以往任何时期都更高（已达49.95%）且速度也更快（每年增长一个百分点以上），但城乡二元性却更为突出。主要表现为：（1）城乡劳动生产率、收入和消费都在普遍增长，然而城乡二元经济却在不断加剧；（2）城乡教育水平和社会保障水平持续提升、文化生活日益丰富，然而城乡二元社会却更加明显。

2.2中国城乡数字鸿沟的性质

城乡数字鸿沟是我国信息化进程催生的现象，从“城乡”、“数字”、“鸿沟”三个关键词来看，城乡数字鸿沟实际上就是信息时代城市与农村之间的一种差距，它具有如下性质：

（1）城乡数字鸿沟会使城乡社会经济差距呈指数放大，即形成“马太效应”。长期以来我国一直存在着较大的城乡社会经济差距，进入信息时代之后，互联网等信息技术的普及本应缩小城乡社会经济差距，但却因城乡信息技术普及的不均匀反而放大了这种差距。

（2）城乡数字鸿沟以对数形式逐年增长。目前国内外主流研究认为，从理论上看，城乡数字鸿沟的演变轨迹是一条对数曲线，其刚开始显现时增长很快，在城乡信息技术普及开始饱和时增长逐渐趋于平缓[12，13]；White通过中国、印度、坦桑尼亚三个发展中国家的时间序列数据对上述理论进行了实证检验，运用自回归方法证明了城乡数字鸿沟确实是呈对数形式增长[14]。

2.3中国城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼机理

根据Romer对阻尼的定义[3]，我们可以将城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼简单地理解为城乡数字鸿沟引起的城市化发展受阻现象。与西方发达国家相比，我国的城乡社会经济差距很大，城乡数字鸿沟才有可能通过进一步拉大城乡社会经济差距而阻碍城市化进程。城乡数字鸿沟不是城市化内部的因素，而是引发城市化受阻的一种外部因素，它需要通过城乡社会经济差距来起作用。

城乡数字鸿沟拉大了城乡社会经济差距，最终对城市化进程产生了阻尼：（1）城乡数字鸿沟阻碍了信息时代的生产和消费资料在城乡间的流动，城市的资金和工业产品难以通过网络信息平台顺畅地配给到农村生产和消费所需单位，而农村的农产品原材料也难以顺利供应到城市所需部门，影响了农业向二三产业改造升级以及农村居民收入和消费水平的提高等，加剧了城乡经济差距，城乡经济融合难以实现；（2）城乡数字鸿沟造成城乡间生活领域的信息难以互联互通，阻碍了以网络生活为核心的现代生活方式在农村的渗透，影响了农村网络教育和网络文化生活等，扩大了城乡社会差距，妨碍了城乡社会一体化。

3概念模型

Romer测度经济增长阻尼的核心思想是：用假设状况（无资源约束）与现实状况（有资源约束）经济增长速度的差值来反映资源约束对经济增长的阻尼，以测度资源约束造成经济发展受阻以致引起经济增长速度下降的程度。根据这一思想，本文用城乡数字鸿沟引起城市化速度下降的程度来反映阻尼，这可以用假设状况（无城乡数字鸿沟阻碍）与现实状况（有城乡数字鸿沟阻碍）城市化速度之差来表征，阻尼越大城市化速度下降程度越大，说明城乡数字鸿沟阻碍作用越大。

由经典的城市化速度理论[15，16]可知，城市化速度（尤其是发展中国家城市化速度）是由产业结构、人口素质、生活质量共同决定的。根据Romer经济增长阻尼测度概念模型，构建中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度概念模型应包含的自变量有产业结构、人口素质、生活质量以及城乡数字鸿沟（其中，前三个自变量是内生变量，城乡数字鸿沟是外生变量），因变量为城市化速度。Romer经济增长阻尼测度概念模型与本文阻尼测度概念模型的变量对照见表1。表1 Romer经济增长阻尼测度概念模型与本文阻尼测度概念模型的变量对照

Romer经济增长阻尼测度概念模型1中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度概念模型自变量1因变量1自变量1因变量经济增长速度制约因素

（外生变量）1经济增长速度决定因素

（内生变量）资源1资本、劳动、知识1经济增长速度1城市化速度制约因素

（外生变量）1城市化速度决定因素

（内生变量）城乡数字鸿沟1产业结构、人口素质、

生活质量1城市化速度综上所述，中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度概念模型可表示为如下形式：

Dragdu=v～du-vdu

v～du=u～duIC，PD，LQ，DD

vdu=uduIC，PD，LQ，DD（1）

式中，Dragdu=v～du-vdu为城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼，v～du和vdu分别为无城乡数字鸿沟与有城乡数字鸿沟状况下城市化速度，u～du（·）和udu（·）分别为无城乡数字鸿沟与有城乡数字鸿沟状况下城市化速度函数形式，两者都依赖于产业结构IC、人口素质PD、生活质量LQ、城乡数字鸿沟DD 4个自变量。

4数据收集与检验

1990年代以来，随着移动电话、互联网在全世界的快速普及，城乡信息化差距越来越大。而在中国，城乡数字鸿沟更是迅速拉大，因此本研究中数据的起始时间取为1990年。城市化速度（v）是指城市化水平（城市人口占总人口比重）在一定时间段内的变动快慢，本文用城市化水平在一年内的变动来表征，其中各年度城市化水平来自于《中国统计年鉴》（2011）；产业结构（IC）主要是指第一、二、三产业的比例关系，本文用第二、三产业产值比重之和来表征，其中各年度第二、三产业产值比重来自于《中国统计年鉴》（2011）；人口素质（PD）主要用人口受教育程度来反映，本文用大专及以上人口比重来表征，数据直接来源于《新中国六十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》（2011）；生活质量（LQ）一般是用除食品以外的个人消费支出占总支出比例来反映，联合国常用（1-恩格尔系数）来衡量生活质量的高低，本文也用它来表征，其中各年恩格尔系数来自于《新中国六十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》（2011）；城乡数字鸿沟（DD）反映了城乡间信息化差距，本文结合中国的实情从信息技术的接入、利用、意识与环境差距系统全面地衡量城乡数字鸿沟[17]，数据直接引用文献[17]的研究结果。

运用Eviews7.1软件通过ADF检验法对原始数据进行平稳性检验，结果表明所有变量都是一阶单整的，它们之间可能存在着协整关系。

再对原始数据进行协整检验，结果表明变量间在1%显著性水平上有一个协整方程，在5%显著性水平上有2个协整方程，变量间存在着协整关系，故可对这些变量进行回归拟合。

5阻尼测度模型拟合与参数估计

5.1中国城市化速度与产业结构、人口素质、生活质量的函数关系拟合

设要拟合的函数关系式为v=u（IC，PD，LQ），通过观察三维统计散点的分布状况来设定拟合函数形式，再根据拟合优度检验情况确定最终的拟合函数形式。

（1）统计散点图描绘

首先运用Matlab9.0软件描绘IC、PD、LQ与v的二维统计散点图。观察发现，IC、PD、LQ与v的二维统计散点大致呈现带状分布，故猜测IC、PD、LQ与v具有某种函数关系。

再描绘三元数组（ICi， PDi， LQi）与因变量vi（其中i=1，2，…，21）的三维统计散点图。观察发现，坐标点都在三维正向空间，大致呈现有一个拐点的曲线形式，且曲线拐点以下为凸的、拐点以上为凹的，具有双曲正切曲线的基本特征，故尝试用双曲正切曲线函数族来进行拟合。

（2）拟合函数形式确定

设双曲正切曲线函数：

v=u（IC，PD，LQ）=EXP[2（λ1IC+λ2PD+λ3LQ）]-11EXP[2（λ1IC+λ2PD+λ3LQ）]+1（2）

式中，λ1、λ2、λ3为参数。由于式（2）是非线性函数，故采用非线性回归原始数据来进行拟合。运用SPSS19.0软件经过三步迭代后收敛，整体拟合优度为R2=0.84173，说明拟合优度较高。因此，可以用式（2）来拟合IC、PD、LQ与v的函数关系。

5.2有城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数

基于中国城市化速度与产业结构、人口素质、生活质量函数关系式，结合中国城市化进程的特点以及城乡数字鸿沟的性质，通过中介因素城乡社会经济差距将城乡数字鸿沟这一外部因素引入，以建立有城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数。

首先，由中国城市化进程的特点可知，目前我国是城乡社会经济差距日趋扩大情形下的城市化，故可采用城乡社会经济差异系数ψ来表征，ψ（0

其次，由中国城乡数字鸿沟性质1可知，1990～2010年ψ与DD时间序列数据之间应该呈指数函数关系，假设（其中j=1，2，…，20），又由中国城乡数字鸿沟性质2可知，1990～2010年城乡数字鸿沟时间序列数据自身应当呈对数函数关系，假设DDt+1=ep（DDt）=φlnDDt，其中φ为正参数。

综上所述，将外生变量DD引入中国城市化速度与产业结构、人口素质、生活质量函数关系式，得：

vdu=u（IC，PD，LQ）·ψφlnDD（3）

由于式中0

对式（3）进行非线性回归拟合，经过二步迭代后收敛，整体拟合优度为R2=0.85992，式（3）即为有城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数。

5.3无城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数

无城乡数字鸿沟阻碍状况是一种假设状况，这里用DD趋近于0的有城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数极限来表示，即：

v～du=limDD0 [u（IC，PD，LQ）·ψφlnDD]（4）

根据等价无穷小替换方法，当DD趋近于0时，式（4）中lnDD可以用其等价无穷小111+DD来替换，得：

v～du=u（IC，PD，LQ）·ψφ11+DD（5）

这即为无城乡数字鸿沟阻碍状况下城市化速度函数。

5.4阻尼测度公式

用无城乡数字鸿沟阻碍与有城乡数字鸿沟阻碍两种状况城市化速度的差值来测度城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼，即用式（5）减去式（3），得到阻尼测度公式如下：

Dragdu=v～du-vdu=u（IC，PD，LQ）ψφ11+DD1-ψφlnDD（6）

5.5参数估计

由式（3）、式（5）、式（6）组成方程组，得到中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度模型为：

Dragdu=v～du-vdu

v～du=EXP[2（0.77256IC+0.53569PD+0.11458LQ）]-11EXP[2（0.77256IC+0.53569PD+0.11458LQ）]+1·ψ0.2138511+DD

vdu=EXP[2（0.77256IC+0.53569PD+0.11458LQ）]-11EXP[2（0.77256IC+0.53569PD+0.11458LQ）]+1·ψ0.21385lnDD（7）

6测度结果分析

将IC、PD、LQ、DD数据代入式（7），即可计算得到各年阻尼值（Dragdu）如表2所示，其表示当年城乡数字鸿沟使城市化速度下降了多少。可以看出：1990～2010年阻尼值呈现持续上升趋势，21年间增大了七倍多；阻尼年平均值为0.04481%，城乡数字鸿沟使城市化速度年均下降了0.04481个百分点，21年总计少增长了近一个百分点，这意味着农村向城市转移的人口少了约1500万。与资源约束对城市化进程的平均阻尼大小0.3%[4]相比，城乡数字鸿沟对中国城市化进程的平均阻尼不算大，仅为其七分之一。

（1）现实中的城市化速度统计值实际上是城乡数字鸿沟存在状况下观察到的，即有城乡数字鸿沟阻碍的城市化速度值。1990年的阻尼值为0.01164%，也就是说，如果没有城乡数字鸿沟的阻碍作用，城市化速度将达到0.21164%，而不会是统计值0.2%。以此类推，2010年的阻尼值为0.08653%，如果没有城乡数字鸿沟的阻碍，城市化速度将达到1.69653%，而不会是统计值1.61%。因此，在缩小城乡数字鸿沟的前提下，我国城市化速度还有提升空间，远没有达到20世纪五六十年代日韩经济崛起时的超高速城市化状态据文献[18]，从世界城市化进程来看，城市化水平每年增长0～0.6%为“慢速”城市化，0.6%～1%为“一般速度”城市化，1%～2%为“快速”城市化，2%～4%为“超高速”城市化。 。而超高速城市化对于经济发展具有重要意义，其能在较短时间内迅速调整好全社会的经济关系以及城乡关系，对经济体系的快速转型具有催化作用。目前我国正处于经济社会转型的关键时期，城市化与城乡和谐发展的关系也越发紧密，如果我国能够抓住“超高速”城市化所带来的大好机遇，统筹好城乡发展，无疑会对实现城乡一体化和现代化起到良好促进作用。

表21990～2010年城乡数字鸿沟阻尼值（%）

年份1 阻尼值1 年份 1阻尼值19901 0.011641 20011 0.0498219911 0.012931 20021 0.0541219921 0.013841 20031 0.0590519931 0.014081 20041 0.0636219941 0.014791 20051 0.0666219951 0.018161 20061 0.0699919961 0.023131 20071 0.0742519971 0.027241 20081 0.0777019981 0.034781 20091 0.0829219991 0.040041 20101 0.0865320001 0.045861 - 1-（2）从中国城市化的实际情况来看，目前城乡数字鸿沟对城市化进程的阻尼主要表现在经济城市化、社会城市化、人口城市化三个方面。一是城乡数字鸿沟拉大了城乡收入差距。在当今信息时代，信息作为一种重要的经济资源对群体的收入分配起着关键作用，拥有较多的信息意味着获取收入机会的增加（如通过网络进行交易、炒股炒基金等）[19]，而缺乏信息则意味着获利机会的减少甚至实际收入的损失。农村居民掌握的信息资源往往少于城市居民，使他们失去了很多发家致富的机会，影响了收入水平的提高。二是城乡数字鸿沟扩大了城乡知识分隔。城乡居民思维方式和教育水平的全面改善是城市化的一大标志，而在这一过程中知识传播起着关键作用。网上百科全书、数据信息库以及数以万计的在线论坛能够为广大城乡居民知识互动交流创造便利的条件[20]，但横亘于城乡居民之间的数字鸿沟却使农村居民难以连接到网络上的知识平台，知识传播在城乡居民之间的信息渠道中受阻，这样就形成了城乡知识分隔。三是城乡数字鸿沟阻碍了城乡人口迁移。信息时代城市的很多就业信息都是通过网络的，我国农村剩余劳动力难以得知这些就业信息，他们对城市里的工作岗位数量、技术专业需求等知之甚少，失去了很多到城市就业的机会。城乡数字鸿沟造成我国农村劳动力的就业信息来源少，农村大量的剩余劳动力难以在城市找到合适的就业岗位，阻碍了农业人口向非农就业人口的转变，最终阻碍了城市化进程。

7结语

本文借鉴Romer经济增长阻尼理论，构建出中国城乡数字鸿沟对城市化进程阻尼测度模型，并通过1990～2010年数据进行了实证分析，结果显示：1990～2010年阻尼呈现持续上升趋势，1990年阻尼值最小，2010年阻尼值最大，后者为前者的七倍多；阻尼年平均值为0.04481%，城乡数字鸿沟使城市化速度年均下降了0.04481个百分点。通过深入分析这些研究结果发现：中国城乡数字鸿沟在城市化进程中的阻尼越来越明显；现实中的城市化速度反映的只是城市化被阻碍条件下的情况，目前城乡数字鸿沟对我国城市化进程的阻尼主要表现在经济城市化、社会城市化、人口城市化三个方面。因此缩小城乡数字鸿沟可以提高我国城市化速度，以期达到对经济体系快速转型具有催化作用的超高速城市化状态。

城乡数字鸿沟是通过城乡社会经济差距对城市化进程产生阻碍作用的，而城乡数字鸿沟所反映的城乡信息化差距主要表现在农村居民获取信息的渠道和数量太少，因此，应从提升农村信息化水平入手，加大农村信息基础设施投资力度，制定更多倾斜性政策推动农村信息技术的普及，以尽快弥合城乡数字鸿沟，进而促进城乡社会经济全面融合发展，减小对城市化进程的阻碍作用，使我国城市化进程更快更好地发展。

值得说明的是，虽然城乡数字鸿沟会对我国城市化进程产生阻尼，使得城市化速度下降，但是我国城市化并未停滞不前，城市化水平从1990年的26.41%逐年上升至2010年的49.95%，这主要是因为经济增长和科技进步等正面因素对城市化产生动力作用，不断克服阻力推动城市化向前发展。在未来的研究中，应深入探讨城市化进程的动力与阻力的相互耦合特性，分析动力与阻力的作用机理。

参考文献：

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[2]Serway A. Principles of Physics [M].London， UK： Harcourt College Press， 2003：212-213.

[3]Romer D. Advanced macroeconomics （second edition） [M].New York， USA： McGraw-Hill Companies， 2001：30-38.

[4]刘耀彬，陈斐. 中国城市化进程中的资源消耗“尾效”分析[J].中国工业经济，2007，（11）：48-55.

[5]阿依吐尔逊·沙木西. 自然资源对干旱区经济发展和城市化的增长阻尼—以新疆库尔勒市为例[J].南京大学学报（自然科学版），2011，47（6）：751-756.（下转第59页）

收稿日期：2013-03-07

数字经济论文篇(3)

关键词：财政赤字 经济增长 通货膨胀 var模型

一、引言与文献综述

经济增长、财政赤字、通货膨胀三者间的相互作用关系一直以来都是学界热议的话题。部分学者认为财政赤字与通货膨胀之间存在密切联系。uribe（2002）发现不可持续的财政赤字持续扩大是导致货币过度发行从而引发通货膨胀的一个主要原因。也有很多学者认为财政赤字与通货膨胀之间并无显著关系。stanley fisher和william easterly（1990）证明，工业化国家赤字规模在gdp1%、发展中国家赤字gdp2.5%以下，则赤字所引起的货币供给量增加将不会引发通货膨胀。经济增长与通货膨胀间的关系同样引发很大的讨论。干霖、董智勇（2011）发现gdp、cpi对各自贡献率和交叉贡献率均为近似余弦曲线。很多学者还对财政赤字的可持续性进行了探究。戴蕾、王叙果（2011）发现虽然2008年政府财政赤字是可持续的，但公众预期通货膨胀率以及汇率的变动会对未来财政赤字的可持续性产生影响。

已有研究成果多数是采用理论分析论证法，缺乏实证分析。多基于凯恩斯古典经济学或新古典经济学理论上的剖析。针对已有研究缺陷，本文拟运用var计量分析模型，并辅助单位根检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析和方差分解技术，对财政赤字、经济增长及通货膨胀的内在关系做一系列的实证分析检验、评价和预测。

二、模型构建与分析

本文的数据是从1980年至2011年，国内生产总值增长率（gdpr）、财政赤字占国内生产总值百分比（defbg）、居民消费价格指数增长率（cpir）三个指标所构成的时间序列。数据从中国统计局网站的《中国统计年鉴》中获取。经单位根检验，三个变量均不存在单位根过程，由于序列趋势平稳或随机平稳，所以可以继续进行后续var模型构建和脉冲响应分析。

1.模型构建

用gdpr、cpir、defbg三变量构造var模型，再借助aic、hq、sc、fpe准则为方程确定合适的阶数，四个标准结果为：3，3，2，3，因此，将阶数定为3。

通过参数估计，具体的var模型如图：

2.模型评价

通过对模型残差的正态性检验、相关性检验以及条件异方差检验，证明残差服从正态分布、无相关性和异方差性。表明模型拟合的很好。

3.格兰杰因果检验

原假设 f统计量 p—value 结论

gdpr不是cpir和defbg的格兰杰原因 2.9841 0.01324 拒绝

cpir不是gdpr和defbg的格兰杰原因 1.8077 0.1138 接受

defbg不是cpir和gdpr的格兰杰原因 0.5401 0.7755 接受

从检验结果可以得出，gdpr是cpir的格兰杰原因，而cpir不是gdpr的格兰杰原因，表明说明经济增长对通货膨胀的传导效应是单向的。gdpr是defbg的格兰杰原因，而defbg不是gdpr的格兰杰原因，表明经济增长对赤字的传导效应也是单向的，经济增长有助于削减财政赤字水平，但财政赤字也并非导致经济增长或谁退的显著原因。cpir与defbg间无格兰杰因果关系，表明通过膨胀对财政赤字无显著的因果影响，反之亦然。证明通胀和赤字间的相互影响是不明显的，存在间接的影响，不构成直接因果关系。

4.脉冲响应分析

本文每个变量扰动的脉冲响应关系如下：

由图1-1得出：gdpr对cpir当期及未来的影响都是正向的，验证了经济增长推动通货膨胀的增长。gdpr对defbg当期及未来的影响都是负向的，表明经济增长有助于财政赤字的减少但并不显著。由图1-2得出：cpir对gdpr当期有负向的影响，表明通货膨胀对经济增长有很大的抑制作用。cpir对defbg当期有较小正向影响，而后影响由正转向负并不断减弱，表明通货膨胀使得财政赤字在短期内小幅波动。通货膨胀一方面增加通货膨胀税、所得税、商品税提高财政收入、降低赤字，另一方面由于抑制

经济会迫使政府增大财政支出、通过公开市场业务发行国债来抑制通胀并增加转移支付，增大财政赤字，政府作用一定程度上相互抵消，通货膨胀对财政赤字的影响并没有显著作用。由图1-3得出：defbg对gdpr短期有较显著正向影响，而后转为负向影响，表明赤字对在短期拉动经济增长，长期由于财政挤出效应不利于经济增长。可见积极地财政政策在短期有效但不宜长期施行。defbg使cpir在短期内上下震荡，从第3期后转为负向影响并于第4起达到最大并最终减小为零。短期内对通货膨胀的正向作用可以由于财政政策的货币化，政府被迫采用增大货币供应量的方式弥补财政赤字从而增大通货膨胀率。长期财政赤字抑制经济增长，继而带来着物价水平的下降，并最终随着赤字对经济影响的逐步减弱而减弱至相对稳定水平。此外，财政赤字对经济增长的正向影响在第二期是达到最大。综合图1-4，defdg对gdpr及cpir的脉冲响应高度一致，可以得出财政赤字从影响经济增长到影响通货膨胀存在一期的时滞现象。因此，如果政府进行扩张性财政政策的三年后适当地实施紧缩的货币政策，将对通货膨胀起到更好的抑制效果。

三、结论和建议

经济增长对通货膨胀和财经赤字具有单向传导作用。财政赤字短期促进、长期抑制经济，因此财政政策不宜长期使用。通货膨胀短期、长期皆抑制经济，中国国情与菲利普斯曲线不符，因此稳定物价作为首要宏观政策是重要的。货币政策与财政政策皆非中性，货币政策更显著，财政政策更独立。财政赤字从影响经济增长到影响通货膨胀的存在一期时滞，因此扩张性财政政策实施三年后配合适当紧缩的货币政策效果更好。

参考文献：

[1]uribe. a fiscal theor y of sovereign risk[r]. european central bank working paper. 2002

[2]stanley fisher， william easterly. the economics o f government budget co nstraint[j] .the world bank observer.2005（02）

数字经济论文篇(4)

随着信息时代的日益发展，网络已成为人们生活中不可缺少的部分，数字式语言、评论、新闻、趣闻杂事等一系列出版方式屡见不鲜，形成了一股独特的出版产业文化机构，但也存在以下问题。

1.信息管理困难，制约数字环境出版产业经济发展现实中，在数字模式的催生下，一些公民有意识地构建一个公共信息评论或转发的平台，通过这样一个平台将一些付费文章、杂志、书籍等进行免费传播，导致出版产业的经济发展面临盗版及违法出版的困境。事实上，期刊社、出版社等也可以将文章通过数字途径进行传播。然而，由于数字出版的公开性和复杂性等原因，容易出现数字出版平台管理的漏洞，会制约这种新兴出版产业经济的发展。

2.网络出版文化价值取向偏离由于网络自身传播速度快的特性，使得网络出版文化产业的内容存在许多问题。如：传播方式、传播者身份、传播时间地点和经营者都出现了虚假性，最突出的就是不良信息和有害信息。目前看来，数字环境中存在大量抨击社会、阴暗心理、极端思想的内容，形成了一种特有的黑色网络出版文化，使人们扭曲自身的价值取向，也影响了出版产业经济的发展。

3.出版产业容易形成泡沫产业随着数字出版产业的不断发展，全国各地发展数字出版产业的热情高涨，纷纷建设网络出版产业基地，举办数字出版活动，这对推动各地数字出版产业发展，提高数字出版产业经济发展发挥了积极作用。由于建基地和办展会比较容易见成效，因而近年形成了一股基地和展会热。有数据显示，截至2010年底，中国多数出版社都已构建数字出版平台，相关的出版企业也进行了有效的联合，逐步构建了数字出版产业基地。在数字环境的影响下，不少出版企业也顺利转型为专职数字出版企业。然而，由于缺乏科学论证和规划，出版产业内部行业的重复建设、数字出版产业的盲目发展则容易形成数字出版产业的泡沫。

4.出版产业文化内容创新不足在数字环境的带动下，出版产业文化也不断发展。而目前中国所流行的网络出版发行，都是受广为传播的网络文学的影响而创建，在出版发行方式的设置和作品的选择上大同小异。深入调查目前成功的网络出版作品，其背后都蕴涵着本土化精神的力量，中国有美丽富饶的五千年文明历史，坐拥三国演义、西游记等丰富的文学素材，但却鲜有能体现中国文化特色和价值观的网络文学产品问世，这其实也是中国数字出版经济发展的重大不足。

二、数字环境下出版产业经济发展的措施

1.加强数字出版监管，营造健康的数字出版产业经济发展环境加强数字出版监管，一方面，要采取透明方式在网上公开，通过民众监督，严把数字出版中网络文化的真实性和价值性；另一方面，积极研究和借鉴国外管理经验，理顺数字环境下出版产业的管理体制，不断提高管理水平，采取有效的管理方法，加快数字环境下出版产业经济顺利的发展。内容管理是数字环境下出版产业管理的重点之一，不仅要严格制止，还要提高防范，对于涉及不良内容的数字出版企业，要立即制止并根据其情节给予经济处罚。在数字出版环境下，有关部门应对出版产业的主体进行有效界定。由于数字环境下所参与的主体具有多样化特性，对出版主体难以有效界定，而这对于需投入大量资金与精力，并涉及侵权与侵权赔偿的出版业而言十分不利。实际上，数字环境下，出版产业所面临的最大挑战就是在网络上进行传播，而这也使得出版者众多，因此明确出版主体将大大减少侵权行为的发生，促进出版产业经济发展。

2.用正确价值观指引数字环境下出版产业经济的发展随着数字环境中网络文化给人们的自由和全面发展带来的很大影响，出版产业数字化出版的价值取向已成为重要环节，因此只有运用正确的价值观引导数字出版健康而有序的发展，才能使之更好地发挥作用。当前，数字环境的不断发展也带来诸多弊病，解决这些“疑难杂症”需要建立和完善计划机制，并使其具备长效性。价值观是文化的灵魂，以社会主义核心价值观引领数字环境下出版产业经济发展，以先进文化占领数字出版宣传阵地，建设健康的、可持续发展的出版产业生态环境，是出版产业经济发展的重中之重。

3.科学引导数字环境下出版产业经济的发展数字环境的不断发展，促使出版产业的网络化进一步加深，其网络化的加深不仅包括信息内容的开放，还包括信息渠道的开放，从而导致低俗和违法信息不断增多，因此应科学引导数字环境下出版产业文化的发展。一方面，要严格整合普通网民、粉丝网民和明星网民的网络信息；另一方面，积极指引出版企业通过数字化的互动广告、实时搜索、电子商务平台等营销模式，传播优秀的文化作品，促进数字环境下出版产业经济的发展。目前国内关于数字环境下出版产业发展的相关规定不够合理，并且在具体处理过程中也存在矛盾，因此，在法律规章上进行更为清晰的解释尤为必要。

数字经济论文篇(5)

[关键词]数字图书馆政策动因政策环境图书馆政策

[分类号]G259.20

我国在20世纪最后几年启动了数字图书馆建设工程，党和政府的政策认同、提倡和促进保证了我国数字图书馆事业的顺利发展。在数字图书馆建设实践研究中，我国图书馆界有学者认为“外界的影响、为解决图书馆发展中的内部困境、我国社会信息化的客观需要”。是我国启动数字图书馆建设的政策动因，但结合上世纪90年代国内外图书馆事业发展的历史环境进行综合考察，笔者认为这种看法还不够全面。

1 我国数字图书馆建设启动时的政策环境

政策环境是“指影响公共政策形成、存在和发展的一切因素的总和”，数字图书馆建设作为我国的政策选择，在其起步之初已经有了较为成熟的政策环境条件。

1.1 国家信息化政策构成了数字图书馆政策的上位政策

20世纪70年代后，信息产业在发达国家取代传统重化工业成为国民经济主导产业，信息化改变了世界经济增长方式，改变了世界经济结构和经济基础。1995年，发达国家信息产业的产值占GDP的比重达40％一60％，年增长率是传统产业的3―5倍，为世界发达国家的经济增长贡献率超过了25％，在美国则超过了30％。特别是1990年爆发的海湾战争向全世界示范了军事信息化的威力，直接加快了世界各国信息化发展的速度。

我国党和政府对信息化的重视体现在国家的信息化政策中。1990年的中国科学技术蓝皮书(第4号)《信息技术发展政策》明确了我国的信息技术发展政策，1992年的《关于加快发展第三产业的决定》将信息服务业列为我国第三产业的发展重点，国务院在1993年成立了“国家经济信息化联席会议”，1994年制定的《90年代国家产业政策纲要》提出要在基础产业中有重点、分层次地大力推进信息高速公路网络建设，1996年制定的《国民经济和社会发展“九五”计划和2010年远景目标纲要》中，要求“九五”期间“国民经济和社会各领域应用现代电子信息技术取得很大进展，计算机应用在生产、工作和生活中的普及程度有很大提高。初步建立以宽带综合业务数字技术为支撑的国家信息基础设施，国民经济信息化的程度显著提高”。类似的信息政策法规，到2002年10月已经达到了1170余条，为数字化图书馆的发展提供了上位政策保障。

1.2　图书馆自动化和互联网建设为数字化图书馆奠定了技术基础

上世纪80年代，我国各类图书馆开始推广馆藏书刊目录、期刊篇名、文摘、索引的计算机管理。1994年后，很多图书情报机构实现了工作手段的计算机自动化和网络化，开始向用户提供文献检索服务、文献全文查询等，同时期出现了一批商业化的文献检索数据库。1997年4月，我国的四大网络(GSAnet、CERnet、Chi-nanet、ChinaGBN)开始互联，上网计算机数在同年10月达到了54.2万台，全国共有62万网民，1500个WWW站点。“日益良好的网络环境、初步完善的网络基础设施为数字化图书馆的建设创造了条件，中国数字图书馆工程的建设与应用可以充分利用这些已有的网络平台”。

1.3　对外开放和交流提供了解决管理和技术困难的渠道

数字图书馆建设中除资源数字化加工、存储、索引检索三大关键技术外，还涉及网络通信、信息压缩与解压缩、多媒体信息处理、分布式信息处理、信息安全等技术，还要面对建设经费、技术标准、信息资源来源、知识产权、专业人才准备等方面的管理和应用问题。上世纪90年代中期恰当我国对外开放的深化时期，国内外已实现了信息技术的广泛交流，随着西方国家对数字图书馆建设的一些关键技术的研发和商业化推广，各种成熟的技术都随着信息技术装备进入我国并实现了实用化，我国信息产业界也同步进行技术研发，为解决数字图书馆技术和管理问题提供了现实可能。

1.4　协作建设理念优化了数字图书馆发展环境

数字化图书馆建设对资源、技术、资金、管理和应用开发有着特殊的要求，必须要在社会协作的基础上才能完成，世界各国的数字图书馆建设项目都是通过多机构合作的方式展开的。我国图书馆界具有资源建设协作的政策传统，在上世纪90年代数字图书馆建设启动之初，我国图书情报界就认识到需要设立全国性的协调领导小组，负责安排全国各单位的数字化资源建设，做好可行性调研、需求分析，明确建设目标，制定项目实施规划，组织好论证，对技术难题进行协作攻关，避免各自为政、盲目立项、标准混乱、重复浪费等问题。采取“整体规划、分散建库、集中联库、共建共享”的方法联合建设数据库，地区性的图书情报机构除参加中国数字图书馆等大型项目建设外，还要发挥各馆独特的资源优势，努力建设好地方性(地域性)的文献信息特色数据库，“全国各地的大图书馆和情报中心，要按照统一的分工和要求，根据自己馆藏资源的特点和优势，进行数字化处理和建立数据存储器或数据库，然后通过网络相联，并向全国读者提供信息服务”。在1997年召开的全国信息化工作会议讨论通过的《国家信息化“九五”规划和2010年远景目标(纲要)》中，确定了我国CNII建设“统筹规划、国家主导、统一标准、联合建设、互联互通、资源共享”的“24字方针”。在1999年1月召开的全国文献信息资源共建共享协作会议上，孙家正部长又提出了“一要统一、二要联合共建、三要防止重复建设”的数字化图书馆建设原则。

2　数字图书馆建设政策动因分析

当代我国各项社会重大建设项目的管理，主体上仍然是党和政府政策指导下的计划管理模式，政策规划是数字图书馆工程立项建设的起点，政策动因决定了数字图书馆建设的制度设计和它的未来发展。

2.1 改革开放和社会发展的时代性政治需求

1992年后，我国进入了整体推进、重点攻坚、以创立社会主义市场经济体制的基本框架为核心内容的综合改革阶段，为顺应以信息化为代表的科技发展潮流，我国制定了科教兴国战略和可持续发展战略，并制定了《国家中长期科学技术发展纲领》(1992年)、《中华人民共和国科学技术进步法》(1993年)、《适应社会主义市场经济发展，深化科技体制改革实施要点》(1994年)、《关于加速科学技术进步的决定》(1995年)、《关于制定国民经济和社会发展“九五”计划和2010年远

景目标建议》(1995年)等一系列政策性文件。1998年2月总书记关于“知识经济、创新意识对于我们21世纪的发展至关重要，要真正搞出我们自己的创新体系”的指示，推动党和政府以建设数字图书馆促进知识经济发展的政策选择，这些都提升了国内信息化建设的热度，加快了我国在数字图书馆技术设计、市场规划、工程实现、制度管理各个领域的创新研究和实践应用。

2.2　互联网内容建设的政治价值认可

报纸是第一媒体，刊物为第二媒体，广播、电视被称为第三媒体，随着信息技术的发展，新出现的互联网被人们称为第四媒体。宣传工作是党的第二生命，管好用好互联网，用符合中国国情的、正确的思想文化占领互联网信息阵地，成为我国新时期宣传工作的重要任务之一。同志在党的十六大报告中指出“互联网站要成为传播先进文化的重要阵地”，信息产业部部长吴基传指示“今后我国应该大力开发中文信息资源，推进网络文化多元化；同时要组织协调各方面的力量，加快建设各类‘数字图书馆’、‘数字博物馆’，将历史上有代表性的典籍、文献进行数字化处理；既要积极传播我国的优秀传统文化和现代科学技术，也要注重传播国外的先进文化成果”；总书记强调要“加强网络文化建设和管理，充分发挥互联网在我国社会主义文化建设中的重要作用，有利于提高全民族的思想道德素质和科学文化素质，有利于扩大宣传思想工作的阵地，有利于扩大社会主义精神文明的辐射力和感染力，有利于增强我国的软实力。我们必须以积极的态度、创新的精神，大力发展和传播健康向上的网络文化，切实把互联网建设好、利用好、管理好。”"：党的中央领导集体对新技术进步在信息传播和新闻宣传上的积极倡导，使全社会能主动地去认识并建设、利用数字图书馆，为数字图书馆建设提供充足的政治政策支持。

2.3　期望通过数字图书馆的内容建设增强国家软实力

1998年“中国数字图书馆工程”启动时，互联网以页面数量计算的英文网页占总数的68％，日文占5.8％，德文占5.7％，中文居第四，占3.8％，其中还有较大比例是新加坡、台湾和香港等中文语言区所有，属于我国内地网站的网页比例更小。在互联网上，“发达国家通过网络向受众连续不断地传递文化信息，将其意识形态、价值理念强加于人，不可抗拒地传递、接受，会使受众产生亲近感、信任感，最后认同、依赖这种文化理念，与此同时对自己民族的自尊心、自豪感产生动摇。这对于一个民族、一个国家来说是相当危险的，将动摇其存在的根基。”党和政府意识到，“我们必须对这次科技浪潮及网络发展状况有清醒的认识，大力发展网上中华民族文化，充实网上的中文内容”。“建设中国数字图书馆工程，实际上也就是建设中文因特网。这对于我们继承和弘扬中华文化，力争在未来的全球性竞争中取得主动权具有重要的社会和经济意义”，“数字图书馆是通过文化资源数字化建立的一个国家和民族的‘文化基因库’。因此，数字图书馆工程实际上是一次对传统文化的重新评估和重组的过程，是传统文化的再生”，需要“吸取交流世界各国的先进科研成果和经验，扭转中文信息数字化程度低的落后局面，确保国家的信息和文化传统的独立与完整”。因此，通过数字图书馆建设增加数字化信息的网上传播，增强我国的国家软实力，也是党和政府倡导数字图书馆建设时的一个重要思考。

2.4　技术上赶超世界先进水平的要求

赶超世界科技先进水平是我国对外开放的主要任务之一。在上世纪90年代初美国“信息高速公路”建设规划的启发下，我国也制定了宏伟的信息化发展规划。在《中华人民共和国国民经济和社会发展“九五”计划和2010年远景目标纲要》中，要求在“儿五”期间“发展数据通信网。……发挥国家公用通信网的主导作用和专用通信网的能力，形成全国统一的通信网络体系。采用同步数字系列等先进的通信技术，完善网络管理体制”，按规划要求我国在“九五”期间启动了“金图工程”，开始建立中国图书馆信息网络。1996年在北京举办的第62届国际图联大会主题为“数字化图书馆”，强化了我国在数字化图书馆建设上与世界发达国家接轨的意识。

2.5　期望通过数字资源共享解决图书馆资源建设不足的问题

我国社会现代化发展对文献信息服务提出了更多的需求，而传统的图书馆发展模式中所可能获得的资源投入是远远不够的，特别是上世纪90年代中期，我国图书馆界面临着因图书经费增长缓慢和文献采购价格暴涨带来的双重压力，书刊采购特别是外文期刊采购数量大幅降低，“1994年以来情况更加严重，外汇汇率并轨和增值税两项使外文书的购置费用增加63％，书刊涨价估计在15％左右，合计涨价78％。以上原因造成文献大量削减。”虽然可以通过资源共建共享在一定程度上缓解文献信息资源供求矛盾，但传统的协作模式已被实践证明是低效的。互联网提供给我国图书情报界一种崭新的资源建没协作的新技术条件，即建设运行于互联网环境的数字资源库，以可控的资源建设投入，高效率地服务更多的读者，这是我国政府和全社会大力支持数字图书馆建设的重要原因之一。

3　我国数字图书馆建设政策目标的实现

从1997年实施“中国试验型数字式国家图书馆项目”后，中国高等教育数字图书馆工程、国家863计划“中国数字图书馆示范工程”、大学数字图书馆国际合作计划(CADAL)、中国科学院国家科学数字图书馆等项目相继启动并顺利开展，党和政府对数字图书馆建设给予了大量的政策性支持和资源投入。但对照建设之初的政策规划，我国今天的数字图书馆发展仍然存在一些问题。

3.1 我国包括数字图书馆在内的互联网内容服务业发展水平较低

据2010年1月中国互联网络信息中心的《第25次中国互联网络发展状况统计报告》显示，我国2009年网页数量达到336亿个，年增长率超过100％。网络应用及用户增长中，前三位分别是网络音乐、网络新闻、搜索引擎，其中属于网络信息获取的网络新闻和搜索引擎的使用率分别是80.1％和73.3％，2009年用户数达到3.84亿人，普及率达到28.9％。但同期美国、日本和韩国互联网普及率分别达到74.1％、75.5％和77.3％，相形之下我国网络建设的差距还很大，在网络普及上也存在着地区间的失衡。数字图书馆的建设、运营、服务都是基于互联网的，互联网建设及应用的差距也相应地反映出了我国数字图书馆建设的问题。

3.2　数字图书馆建设的社会目标部分地实现

服务于时代政治和文化发展是建设数字图书馆的目标之一。由于现代社会科学和人文科学都奠基并主要发展于西方发达国家，我国社会和人文科学研究的基础不足，人文和社会科学研究活动中的话语权一直向西方学派理论倾斜。近年来，我国宣传界和理论界

加强了正面宣传工作，增加了中国传统优秀文化的宣传，并通过“扫黄打非”、“净化网络环境”及采用在互联网国际出口安装防火墙、使用过滤软件等方式清理网络数字资源中的不健康、不正确的内容，网络文化和数字化图书馆信息服务在我国的文化、教育、科学、社会中的影响得到加强，虽然这种政治性和文化先进性目前还要靠较高成本的行政手段来实现，但在互联网和数字信息服务发展的初期是难以避免的。

3.3　数字图书馆建设已实现可观的社会效益与经济效益

我们常说的数字图书馆现在主要是两大类型：一是传统的图书馆经过数字化技术改造，通过网络手段提供数字信息服务，其建设投入列入正常的事业建设经费。这种复合型图书馆提供的数字化服务仍是公益性的。二是商业化的网络数据库数字化服务。我国的商业性数据库产业起步较晚，建设水平一度比较落后，但“自2000年以来，在我国已逐渐形成资源供给、系统研制与集成、图书馆服务、用户使用的数字图书馆产业链”，已基本实现了“数据库经营的商业化、市场化；数据库产业的法律化、规范化；数据库经费的正常化，制度化；数据库企业的现代化、品牌化；数据库标准的科学化、统一化”，提供数字图书馆服务的中国期刊网、人大报刊复印资料、万方、维普等公司均按现代商业模式运营管理，具有较好的经济效益和发展前景。

3.4　数字图书馆管理协调机制需进一步完善

数字经济论文篇(6)

关键词：金字塔层级 市场化进程 国企改革策略 公司投资

一、引言

金字塔结构在全世界范围内的普遍存在为学者们研究企业建立金字塔结构的动机及其经济后果提供了条件。然而，国内外现有关于金字塔结构的研究主要集中于私有企业或民营企业，针对国有企业选择金字塔结构的动机及其经济后果的研究还非常鲜见。Fan等（2007）最早对我国国有企业选择金字塔结构的动机及其经济后果进行了探索性的研究，发现政府分权是导致国有企业选择金字塔结构的根本原因，并且认为金字塔结构具有支持效应，能够提升国有企业的价值。程仲鸣等（2008）从投资视角对我国国有企业金字塔结构的经济后果进行了研究，发现金字塔结构能够抑制过度投资，进一步证实了金字塔结构支持效应的存在性。纵观上述关于国有企业选择金字塔结构动机的研究，仅关注到政府分权在国有企业金字塔结构形成中作用，忽略了国有企业建立金字塔结构的经济动机和政治动机，因此，也就无法研究转轨经济时期我国国有企业建立金字塔结构的真正动因。而关于国有企业金字塔结构经济后果的研究，仅看到金字塔结构的积极作用，忽视了金字塔结构所产生的问题对公司投资行为的影响。本文市场化改革和国企改革两个方面考察了国有企业选择金字塔结构的经济动机和政治动机，并从投资不足角度对国有企业金字塔结构的经济后果进行进一步的检验。

二、研究设计

（一）研究假设 为进行分析，本文提出以下假设：

假设1：公司所处地区的市场化程度越高，国有企业金字塔层级也就越长

假设2：与大规模、保护性行业相比，政府更倾向于对小规模、非保护性行业的国有企业放松控制，小规模、非保护性行业的国有企业金字塔层级也就可能越长

假设3：国有企业金字塔层级与投资不足之间都存在“U型”曲线关系

（二）样本选取与数据来源 本文选取2005年至2008年年沪深两市所有除民营和外资以外的国有上市公司作为研究样本，并对如下公司进行了剔除：剔除金融行业的上市公司；剔除2005-2008年中被ST、PT处理的公司；剔除财务数据不全的公司，如金字塔层级无法获取或财务等相关数据缺失的公司。经过上述处理后，本文最后得到了3370个有效观测数据。本文所使用的财务数据来源于CSMAR数据库查询系统，金字塔层级数据通过上海证券交易所和深圳证券交易所网站查阅各公司年报获得，市场化进程数据采用樊纲、王小鲁和朱恒鹏《中国市场化指数―各地区市场化相对进程2009年报告》中提供的各省（自治区、直辖市）市场化指数来衡量。

（三）模型构建及变量定义本文的研究思路是，首先使用累积Logistic回归，从市场化改革和国企改革两个方面来分析国有企业选择金字塔结构的动机。并在此基础上，借鉴Richardson（2006）、钟海燕等（2010）的模型，将估算得到的投资不足作为被解释变量，将金字塔层级变量作为解释变量，以从投资不足角度考察国有企业金字塔结构的经济后果。

（1）关于国有企业选择金字塔结构的动机研究。本部分将通过累积Logistic回归分析来确定国有企业选择金字塔结构的动机。累积Logistic回归理论模型为：

logit［P（y≤j）|X］=ln［■］=aj+?茁XT；j=1，K，J-1 （1）

其中，aj表示截距，有J-1个值；Y为金字塔层级数；?茁为系数向量，X为自变量向量，这里我们借鉴Fan，Wong和Zhang（2007）和韩志丽史浩江（2009）的研究，选择市场化进程公司规模行业属性资产负债率成长性和年度哑变量等因素作为影响国有企业选择金字塔结构动机的自变量。

（2）关于国有企业金字塔结构经济后果的研究。现有关于金字塔结构与公司投资行为关系的研究主要集中于金字塔结构对过度投资这种非效率投资行为的影响上，对金字塔结构与投资不足这种非效率投资行为的研究非常鲜见。基于此，本文采用模型（2）从投资不足角度对国有企业金字塔结构的经济后果做进一步的实证检验。

UnderINVi，t=?茁0+?茁1Cashi，t+?茁2Layeri，t×Cashi，t+?茁3Layer2i，t×Cashi，t+∑Controli，t+∑Industry+∑Year+vi，t （2）

在模型（2）中，UnderINV为投资不足变量，我们借鉴Richardson（2006）、钟海燕等（2010）投资模型来估计投资不足。Layer为金字塔层级变量。Control是一组对投资不足（UnderINV）产生影响的控制变量，参考Richardson（2006）、程仲鸣等（2008）以及钟海燕等（2010）的研究，我们使用管理费用率（Mfee）和大股东占款（Occuppy）作为控制变量。同样地，我们在模型中还加入了行业虚拟变量和年度虚拟变量，以控制行业因素和时间因素对投资不足（UnderINV）的影响。其他变量定义具体如表（1）所示。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 变量描述性统计结果见表（2）。由表（2）可知，国有控股上市公司中，有1261个公司投资过度，有2109个公司投资不足，投资不足的公司数多于投资过度的公司数。现金持有均值为0.206，表明样本企业现金持有水平普遍较高，这将可能导致投资不足行为的发生。金字塔层级的均值为2.446，中位数为2.000，最大值为8，最小值为1，说明金字塔结构在国有企业是普遍存在的，而且统计发现，两层与三层金字塔结构是最普遍的。市场化进程公司规模和行业属性的均值分别为8.363 21.636和0.148，中位数分别为8.420、21.538、0。

（二）回归分析（1）国有企业选择金字塔结构的动机研究。表（3）报告了模型（1）的回归结果，模型卡方检验在0.01水平上显著，证明模型回归情况良好。累积Logistic的成比例假设检验统计性都不显著（大于0.100），证明具备应用累积logistic回归模型的前提条件。从表（3）累积Logistic回归分析的系数来看，得出以下结论：第一，市场化进程。地区市场化进程（IndexMarket）与国有企业金字塔层级（Layer）的回归系数为0.092，并且在1%的水平上显著，说明地区市场化进程越快，国有企业金字塔层级也就越长。第二，国企改革策略。公司规模（Size）与国有企业金字塔层级（Layer）的回归系数为-0.092，且在1%的水平上显著，说明与大规模的国有企业相比，小规模的国有企业金字塔层级更长；而行业属性（ReguInd）与预期也基本一致，即与保护性行业相比，政府更倾向于对非保护性行业的国有企业放松控制，非保护性行业的国有企业金字塔层级也就可能越长。（2）国有企业金字塔结构与投资不足的回归分析。表（4）和表（5）列出了金字塔结构与投资不足的回归结果。从表（4）中模型（1）回归结果来看，Layer*Cash和Layer2*Cash的系数均在10%的水平上显著，这表明金字塔结构与因现金持有而产生的投资不足之间存在“U型”的曲线关系。但通过多重共线性检验发现模型（2）解释变量的方差膨胀因子（VIF）均大于10，说明不适宜采用模型（2）进行多元线性回归分析。为了尽可能地消除多重共线性问题，将金字塔层级（Layer）有序分类变量进行了标准化处理，将其转化为0-1之间的连续变量，然后将现金持有（Cash）按大小等分成高中低三组数据，分别对三组数据进行回归以进一步考察金字塔层级对投资不足的影响。根据回归结果，我们发现在低和中现金持有组中Layer和Layer2的系数均不显著，因此，这里只报告了高现金持有组的回归结果，如表（5）所示。从表（5）可以看到，在高现金持有组中，投资不足（UnderINV）与金字塔层级（Layer）的回归系数为负，并且在1%的水平上高度显著，与金字塔层级的平方 （Layer2）的回归系数却在1%的水平上显著为正，这说明在高现金持有组中，国有企业金字塔层级与投资不足之间存在“U型”曲线关系，即在某一临界值之前，金字塔结构能够抑制投资不足，但当金字塔层级超过某一临界值之时，金字塔层级的增加会导致企业投资不足现象的加剧。该结论表明，金字塔结构虽然能够抑制国有企业投资不足，提高国有企业投资效率，但当金字塔层级超过某一临界值时，金字塔结构还会加剧国有企业投资不足，扭曲国有企业投资行为，降低国有企业投资效率。因此，本文从投资不足视角为金字塔结构的掏空效应提供了证据支持，丰富了金字塔结构经济后果的研究。

四、结论

本文以2005年至2008年我国国有企业金字塔层级数据为样本，从市场化进程和国企改革策略两个方面考察了国有企业选择金字塔层级的动机，并从公司投资视角对国有企业金字塔层级的经济后果进行理论分析与实证检验。研究发现：市场化改革中政府出于发展经济而放松对国有企业控制的经济动机以及中央政府基于国企改革策略而放松对小规模或非保护性行业国有企业控制的政治动机是国有企业选择金字塔结构的根本原因。金字塔层级与投资不足之间存在“U型”曲线关系，金字塔结构虽然能够抑制国有企业投资不足，提高国有企业投资效率，但当金字塔层级超过某一临界值时，金字塔结构还会加剧国有企业投资不足，扭曲国有企业投资行为，降低国有企业投资效率。本文的研究不仅从市场化改革和国企改革策略两个方面考察了国有企业选择金字塔层级的动机，而且还从投资不足这个非效率投资行为角度检验了国有企业金字塔结构的经济后果，为理解国有企业选择金字塔结构的动机及其经济后果提供了一个崭新的视角，从而拓展了金字塔结构形成动因及其经济后果的研究。

参考文献：

［1］程仲鸣等: 《政府干预、金字塔结构与地方国有上市公司投资》，《管理世界》2008年第9期。

［2］樊纲等:《中国市场化指数――各地区市场化相对进程2009年报告》，经济科学出版社2010年版。

［3］韩志丽史浩江9: 《民营企业选择金字塔结构的影响因素研究――理论模型与经验证据》，《管理工程学报》2009年第2期。

［4］钟海燕等: 《政府干预、内部人控制与公司投资》，《管理世界》2010年第7期。

数字经济论文篇(7)

【关键词】Benford法则；统计数据；χ2拟合优度检验；准确性

随着我国经济的不断向前发展，成为发展中国家第一大经济体，我国的国际影响力不断加强，进出口贸易额不断攀升。在经济取得举世瞩目的成绩的同时，我国统计数据的质量受到国内外的广泛关注，其中不乏有人对我国统计数据提出质疑，首当其冲的便是我国国内生产总值统计数据。作为宏观经济统计数据的重中之重，国内生产总值（Gross Domestic Product，简称GDP），是指一个国家内的所有常住单位在一定时期内生产并提供给社会最终使用的货物和服务的价值，它综合衡量一个国家或地区经济发展状况与经济实力。

统计数据是经济分析的一个重要基础，对统计数据的基本要求是：准确性、及时性和完整性。其中，最本质的是准确性，准确性是指统计调查提供的资料应该如实反映客观事实、真实可靠。本文即基于Benford法则，运用非参数统计方法中的χ2开方拟合优度检验，对我国GDP统计数据的准确性进行研究。

一、Benford法则及检验方法

1881年，美国天文学家Simon Newcomb在图书管理查阅对数手册时，发现前面的页码磨损程度比后面的页码更加严重，由此他推断出人们处理首位数字小的数据要比首位数字大的数据在频率上要高。到了20世纪30年代，美国通用电气公司研究中心的物理学家Frank Benford再次发现这种现象。为了证明该现象的存在，Benford用了7年时间，收集了20229个数字，包括湖泊的面积、河流的长度、不同城市的人口总量、不同元素的原子质量等等，经过整理分析，得出了以其名字命名的Benford法则：在大量自然数据中，首位数字（左边第一位有效数字）d1出现的概率符合对数规律，

其中，Oi和Ei分别指数据的首位或第二位数字出现的实际次数和期望次数。χ2统计量越大，说明统计数据越不符合Benford法则，数据准确性越值得怀疑。

二、数据选取

由于1949年建国以来，我国实行了不同的经济体制，我国的国民经济核算体系于1984年和1993年做出了相应的调整，为了保证数据的一致性和代表性，本文选取了1993年第一季度到2012年第四季度的GDP季度数据作为基础数据来研究我国GDP统计数据的准确性。数据来源于国家统计局网站（http：///）。

三、基于Benford法则检验GDP统计数据准确性的实证研究

笔者认为，如果我国GDP统计数据是准确的，不存在人为改动，那么数据的首位和第二位数字的分布规律应该和Benford法则的期望分布相符。对于首位数字提出如下检验假设：

H0：季度GDP统计数据的首位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数没有显著差别；

H1：季度GDP统计数据的首位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数有显著差别；

首位数字分布情况见表1。

显著性水平为0.05，自由度为8的χ2分布临界值为15.507，大于首位数字的χ2统计值4.846，故不能拒绝原假设。即认为季度GDP统计数据的首位数字分布规律与Benford法则期望分布规律相符合。

对于首位数字提出如下检验假设：

H0：季度GDP统计数据的第二位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数没有显著差别；

H1：季度GDP统计数据的第二位数字中，各自然数的实际出现次数和Benford法则的期望出现次数有显著差别；

第二位数字分布情况见表2。

显著性水平为0.05，自由度为9的χ2分布临界值为16.919，大于第二位数字的χ2统计值1.088，故不能拒绝原假设。即认为季度GDP统计数据的第二位数字分布规律与Benford法则期望分布规律相符合。

四、结论

本文基于Benford法则，运用非参数统计方法中的拟合优度检验，对我国1993年第一季度到2012年第四季度的GDP统计数据的准确性进行研究。从实证研究来看，不论是首位数字还是第二位数字，我国GDP数据与Benford法则相符合，准确性较高，存在人为改动的可能性较低。

参考文献：

[1]向蓉美，杨作廪，王青华编著.国民经济核算及分析[M]成都：西南财经大学出版社，2005.3.