唐 光 海

(1．渭南師范學院 東盟博仁財經(jīng)學院，陜西 渭南710499;2．陜西師范大學 旅游與環(huán)境學院，西安710123)

新一代以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術與制造業(yè)深度融合，正在引發(fā)影響深遠的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新與變革。2015年我國《制造業(yè)2025》戰(zhàn)略規(guī)劃指出:物聯(lián)網(wǎng)和云計算下的智能制造、柔性生產(chǎn)等正在引領先進制造業(yè)變革;電子商務、協(xié)同設計、網(wǎng)絡眾籌等正在重樹產(chǎn)業(yè)價值鏈。楊蕙馨、焦勇、陳慶江指出兩化融合的平穩(wěn)演進能帶來社會總產(chǎn)出、總資本和總消費的穩(wěn)步提升［1］;王立平、楊洋指出信息化通過直接效應能穩(wěn)定地對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響［2］;王亞男闡述了在兩化融合下制造業(yè)發(fā)展面臨的多重挑戰(zhàn)和機遇，提出了制造業(yè)未來發(fā)展中充分利用信息化來創(chuàng)新，以提升制造業(yè)的競爭力［3］;高技術產(chǎn)業(yè)作為我國先進制造業(yè)的代表，其創(chuàng)新不斷向中低技術產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和擴散，帶動我國制造業(yè)整體技術效率提升和制造業(yè)資源優(yōu)化配置［4］。因此，本文選擇高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應作為研究對象。互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟本質(zhì)上是一種創(chuàng)新經(jīng)濟，存在節(jié)點創(chuàng)新與網(wǎng)絡價值的正反饋機制、軟件創(chuàng)新和硬件創(chuàng)新的正反饋機制、企業(yè)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)地位的正反饋機制［5］;互聯(lián)網(wǎng)支撐制造業(yè)服務化［6］、柔性化［7］、智能化［8］等創(chuàng)新路徑。但現(xiàn)有研究中還缺少直接驗證我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與制造業(yè)創(chuàng)新效率方面的文獻，不能全面、準確反映我國互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)創(chuàng)新效應之間關系的本質(zhì)特征。

我國互聯(lián)網(wǎng)普及率已經(jīng)超過50%，快速發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對制造業(yè)的創(chuàng)新影響如何度量也成了一個重要課題，高技術產(chǎn)業(yè)是我國制造業(yè)的代表和未來的發(fā)展方向，本文力圖借助于面板數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)擴散和我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應進行分析，為深入認識互聯(lián)網(wǎng)對我國制造業(yè)的影響提供一些經(jīng)驗證據(jù)。

1 文獻綜述與研究假設

在分析制造業(yè)、高技術產(chǎn)業(yè)或工業(yè)部門技術創(chuàng)新效率的文獻中，主要選擇知識產(chǎn)權和新產(chǎn)品銷售收入作為衡量指標。孫早、宋煒以知識產(chǎn)權產(chǎn)出的結果變量專利授權數(shù)作為被解釋變量，利用面板模型對我國工業(yè)制造業(yè)R＆D的技術創(chuàng)新效率進行了實證，并以新產(chǎn)品銷售收入作為對比對檢驗結果進行穩(wěn)健性檢驗，結果顯示這兩個指標具有一致性［9］;牛澤東、張倩肖利用SFA(隨機前沿面板模型)對裝備制造業(yè)技術創(chuàng)新進行檢驗，同樣選擇了知識產(chǎn)權產(chǎn)出變量和人均新產(chǎn)品銷售收入兩個指標作為產(chǎn)出指標，知識產(chǎn)權產(chǎn)出指標選擇專利申請數(shù)，從數(shù)據(jù)相關性，專利申請數(shù)和專利授權數(shù)具有一定的線性關系，在實際研究中，主要取決于數(shù)據(jù)的可得性［10］;張鴻、汪玉磊將技術創(chuàng)新效率作為兩階段進行分析，第一階段是研發(fā)產(chǎn)生知識產(chǎn)權，第二階段是知識產(chǎn)權轉(zhuǎn)化產(chǎn)生新產(chǎn)品銷售收入［11］。本文在數(shù)據(jù)收集階段也選擇知識產(chǎn)權產(chǎn)出和新產(chǎn)品銷售收入作為檢驗對象，但在針對我國高技術產(chǎn)業(yè)的專利授權數(shù)和申請數(shù)的相關數(shù)據(jù)進行采集后發(fā)現(xiàn)西部相關省市如西藏、青海、寧夏、新疆等數(shù)據(jù)缺失嚴重，而新產(chǎn)品銷售收入除西藏2007、2009、2010年數(shù)據(jù)缺失外，其他區(qū)域年份相關數(shù)據(jù)比較完整。在新產(chǎn)品銷售收入的核算中，為更好地體現(xiàn)高技術產(chǎn)業(yè)之間的區(qū)域差異，采用人均新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量。

陳文玲指出互聯(lián)網(wǎng)通過改變傳統(tǒng)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈來促進企業(yè)創(chuàng)新，并以新型價值鏈、服務鏈和信息鏈構建新經(jīng)濟體系［12］;韓先鋒、惠寧、宋文飛指出信息化，尤其是互聯(lián)網(wǎng)擴散能提高中國工業(yè)部門技術創(chuàng)新效率［13］。在分析互聯(lián)網(wǎng)擴散效應中，李立威、景峰［14］，謝印成、高杰［15］等都將網(wǎng)民數(shù)增長作為互聯(lián)網(wǎng)的重要因素進行驗證，結果顯示網(wǎng)民普及率與經(jīng)濟增長顯著相關，可以提出假設1。

假設1:網(wǎng)民普及率提高對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新有正向影響，網(wǎng)民普及率與我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入正相關。

網(wǎng)民普及率的提高代表互聯(lián)網(wǎng)技術擴散效應增強，隨電子商務、網(wǎng)絡互動等服務的不斷增強，網(wǎng)民不僅僅可以通過互聯(lián)網(wǎng)表達對高技術產(chǎn)品的意見和意愿，也可以通過互聯(lián)網(wǎng)參與高技術產(chǎn)品創(chuàng)意、設計等環(huán)節(jié)，從而更好地促進高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展［6］。高技術產(chǎn)業(yè)也可以通過互聯(lián)網(wǎng)眾包模式對產(chǎn)品創(chuàng)意、設計進行調(diào)研或者吸引網(wǎng)民參加，提高技術創(chuàng)新效率;同時，通過電子商務、互聯(lián)網(wǎng)眾疇等模式可以在更大的市場范圍內(nèi)對高技術產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品進行銷售，提高新產(chǎn)品銷售收入。

謝印成、高杰［15］，張越、李琪［16］等在研究中將網(wǎng)站數(shù)增長也作為重要的因素，實證結果顯示網(wǎng)站數(shù)對經(jīng)濟增長影響顯著，因此，本文提出了第二個假設。

假設2:網(wǎng)站數(shù)的增長對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新有正向影響，網(wǎng)站數(shù)與我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入正相關。

網(wǎng)站數(shù)量的增加代表更多的企業(yè)、資源等上網(wǎng)，更多的企業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)在更大的市場上進行資源配置。高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新需要在供應鏈和價值鏈上進行資源優(yōu)化，更多的供應商上網(wǎng)可以降低高技術產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)的搜索、采購成本，同時可以在互聯(lián)網(wǎng)上組合、優(yōu)化資源，降低生產(chǎn)成本，提高創(chuàng)新效率。

在張越、李琪［16］，孫中偉等［17］的研究中還將域名數(shù)、網(wǎng)頁數(shù)、IP地址數(shù)等作為互聯(lián)網(wǎng)擴散的因素，結果顯示域名數(shù)對區(qū)域經(jīng)濟或部門經(jīng)濟有影響，而網(wǎng)頁數(shù)、IP地址數(shù)并不顯著，因此，本文不再分析網(wǎng)頁數(shù)和IP地址等指標。

假設3:域名數(shù)的增長對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新有正向影響，域名數(shù)與我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入正相關。

域名是網(wǎng)站的代名詞之一，域名的增加一定程度上可以表示企業(yè)、資源上網(wǎng)的增加，但由于部分域名開通沒有相應的資源網(wǎng)站與之對應，部分研究文獻也發(fā)現(xiàn)域名和網(wǎng)站對經(jīng)濟增長的顯著程度不一致。因此，本文有必要將域名數(shù)增長對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響與網(wǎng)站數(shù)分別檢驗。

2 數(shù)據(jù)來源與模型構建

2.1 數(shù)據(jù)來源

2．1．1 互聯(lián)網(wǎng)擴散

互聯(lián)網(wǎng)擴散水平與地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平緊密相關，本文采用包括互聯(lián)網(wǎng)普及率、域名數(shù)和網(wǎng)站數(shù)來評價區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，并進一步反映互聯(lián)網(wǎng)擴散情況，互聯(lián)網(wǎng)擴散相關變量數(shù)據(jù)來自于CNNIC發(fā)布的歷年的《互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。為更好地進行區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)擴散指標對比，采用互聯(lián)網(wǎng)普及率、人均網(wǎng)站數(shù)、人均域名數(shù)3個指標來評價區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。

2．1．2 區(qū)域高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應

采用我國30個省、直轄市、自治區(qū)(不包含如西藏自治區(qū)等)高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入來衡量各地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應，為更好地對比地區(qū)差異，采用高技術產(chǎn)業(yè)人均新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新效應的衡量，數(shù)據(jù)來源于2007—2016年《中國高技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展年鑒》。

2.2 模型構建

以高技術產(chǎn)業(yè)人均新產(chǎn)品銷售收入作為被解釋變量，互聯(lián)網(wǎng)普及率、人均域名數(shù)和網(wǎng)站數(shù)作為解釋變量，選取我國2006—2015年30個省、直轄市、自治區(qū)(由于西藏等地數(shù)據(jù)缺失或統(tǒng)計口徑不同，本文未包含這些區(qū)域)的人均新產(chǎn)品銷售收入(Rssr)、互聯(lián)網(wǎng)普及率(Pjl)、每萬人域名數(shù)(Rym)和網(wǎng)站數(shù)(Rwz)，構建面板數(shù)據(jù)模型。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

面板數(shù)據(jù)模型構建如下:

式(1)中，Rssr表示人均新產(chǎn)品銷售收入;Pjl表示網(wǎng)民普及率;Rym表示人均域名數(shù);Rwz表示人均網(wǎng)站數(shù);β1、β2、β3是Pjl、Rym、Rwz的系數(shù)，表示各解釋變量對被解釋變量的彈性系數(shù);α表示截距;ηi反映不同省份的個體效應影響;vt反映不同年度的時點效應;εit是隨機誤差項。

利用Eviews8．0進行單位根檢驗和協(xié)整校驗，以判斷變量間的平穩(wěn)性和長期均衡關系，避免模型的偽回歸問題，利用F檢驗和Hausman檢驗，選擇本模型的回歸類型，并進行參數(shù)估計，從而驗證互聯(lián)網(wǎng)擴散與我國高技術產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新效應的關系。

3 實證檢驗

3.1 單位根檢驗

模型中各序列之間存在單位根，可能導致模型不平穩(wěn)，回歸分析中可能存在偽回歸的問題。對上述變量進行單位根檢驗結果如表2。

Pjl在水平量和一階差分值下顯著，拒絕變量有單位根的原假設;但Rssr、Rym、Rwz在1%和5%的顯著水平下不能拒絕有單位根的假設，說明該變量的水平量是不平穩(wěn)的;但其一階差分的檢驗結果顯示能拒絕變量有單位根的假設，說明Rssr、Rym、Rwz變量為一階單整序列，為確保整個面板模型可以在同階序列下繼續(xù)分析，對原模型中所有變量取對數(shù)，上述面板數(shù)據(jù)模型修訂如下:

對模型2進行單位根檢驗，所有變量的水平量均在1%的水平下顯著。模型可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗。

表2 單位根檢驗結果

3.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗可以驗證變量之間是否存在長期均衡關系。利用Pedroni面板協(xié)整檢驗方法，在回歸殘差的基礎上構造7個協(xié)整檢驗統(tǒng)計量，結果見表3。Pedroni指出，當樣本期較短(T≤20)，出現(xiàn)矛盾時，以Panel ADF和 Group ADF的結果為準。表3中除 lnRssr與 lnPjl的 Group rho、lnRssr與 lnRym之間的Panel rho與Group rho不顯著;lnRssr與lnRwz的Group rho在10%水平下顯著外，其他統(tǒng)計量均在5%、1%水平下顯著。其中l(wèi)nRssr與lnPjl、lnRssr與lnRym協(xié)整檢驗的Panel ADF統(tǒng)計量在5%水平下顯著，而其他變量協(xié)整檢驗的Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計量均在1%水平下顯著。表明進行協(xié)整檢驗的三對變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系，即他們之間存在長期均衡關系。

表3 協(xié)整檢驗結果

表4 面板數(shù)據(jù)模型擬合效果對比

3.3 面板模型的檢驗與估計

面板數(shù)據(jù)模型通常有三種選擇，包括固定效應模型(Fixed Effects Regression Model)、隨機效應模型(Random Effects Regression Model)和混合估計模型(Pooled Regression Model)。一般通過F檢驗結果與F分布值比較來選擇固定效應模型還是混合估計模型，通過Hansman檢驗來判斷是選擇固定效應模型還是隨機效應模型。模型擬合效果對比如表4。由固定效應模型估計中的殘差平方和S1與S3可以計算F1=36．694 5 ＞ F(29，269)=1．00?？梢?，固定效應模型優(yōu)于混合模型，Hansman 檢驗值為 0．000 0，說明固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。從模型的擬合度來看，固定效應模型(R2=0．898 616)優(yōu)于混合估計模型(R2=0．497 55)和隨機效應模型(R2=0．449 997)。由此可選擇固定效應模型做進一步的分析。

固定效應模型中可選擇分別對個體、時期進行固定或?qū)€體、時期雙固定作檢驗，結果見表5。

表5 個體、時期分別固定和個體、時期雙固定模型檢驗結果

由R2比較，可見個體時期雙固定模型更優(yōu)，依據(jù)檢驗結果可以估計各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)擴散對高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的影響參數(shù)，檢驗結果見表6。

表6 基于個體時期雙固定模型的參數(shù)估計

表6中互聯(lián)網(wǎng)普及率的參數(shù)在1%水平下顯著，而網(wǎng)站數(shù)、域名數(shù)的參數(shù)在5%水平下顯著，3個變量對高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入都有影響，模型擬合程度較好，假設1、假設2、假設3得到檢驗。由此，可以得出模型的表達式為:

在式(3)中，截距項C為0．594 1，表示互聯(lián)網(wǎng)擴散對全國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應的整體促進作用;β1為0．942 8是互聯(lián)網(wǎng)普及率對人均新產(chǎn)品銷售收入的彈性系數(shù)，表示互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高10%，高技術產(chǎn)業(yè)人均新產(chǎn)品銷售收入約增加9．43%;β2為0．242 4是互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)站數(shù)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應的彈性系數(shù)，表示互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)站數(shù)每增加10%，高技術產(chǎn)業(yè)人均新產(chǎn)品銷售收入增加2．42%;β3為0．267 78是互聯(lián)網(wǎng)域名數(shù)對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應的彈性系數(shù)，表示互聯(lián)網(wǎng)域名數(shù)每增加10%，高技術產(chǎn)業(yè)人均新產(chǎn)品銷售收入約增加2．68%。

3.4 結果分析

依據(jù)上述模型，各地區(qū)個體效應影響如表7。30個省、直轄市、自治區(qū)中，其個體效應影響呈現(xiàn)明顯的地區(qū)差異，主要是由于各地區(qū)的資源稟賦、互聯(lián)網(wǎng)基礎設施、經(jīng)濟環(huán)境等因素不同，使得各地互聯(lián)網(wǎng)擴散對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應出現(xiàn)差異。其中，影響為正的有17個地區(qū)，多為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)或創(chuàng)新聚集區(qū)域，說明經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)基于互聯(lián)網(wǎng)擴散的知識溢出效應對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新影響更為顯著;影響為負數(shù)的有13個地區(qū)，多為經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)或高技術產(chǎn)業(yè)資源稟賦不足區(qū)域;天津、江蘇、北京三個地區(qū)個體影響效應最明顯，超過了2．0，廣東、上海、福建、浙江4個地區(qū)大于1．0;西部地區(qū)四川、重慶個體效應相對較高，達到了0．936 729和0．794 228，排在第 8 位和第 10 位，陜西為0．517 936，排在第 14 位。

表8反映時間維度上的時點效應，2007—2015年時間影響因子總體上是逐年提高，并以2006年、2010年為分界線呈現(xiàn)出明顯的階段特征。2006年以前我國網(wǎng)民、域名和網(wǎng)站總體處于高速發(fā)展階段，其時點效應不斷提高;2007—2010年我國互聯(lián)網(wǎng)保持高速發(fā)展，但互聯(lián)網(wǎng)對制造業(yè)的作用沒有快速體現(xiàn)，兩化融合處于適應階段，其時點效應有所調(diào)整;進入2010年以后互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展，對高技術產(chǎn)業(yè)影響逐步加大。這與我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的實際情況相吻合。2010年以后我國互聯(lián)網(wǎng)普及率達到25%以上，網(wǎng)站數(shù)量增加，服務內(nèi)容更加深入，其時點效應逐步增強且變得穩(wěn)定。

表7 各地區(qū)個體效應影響

表8 各年度時點效應

表9 滯后1～5年檢驗結果

模型中D．W=0．946 537，值為正，說明互聯(lián)網(wǎng)擴散對我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入具有一定影響的同時，還具有較強的滯后效應。對互聯(lián)網(wǎng)擴散變量做滯后1～5年的檢驗結果如表9。滯后期1～3年內(nèi)其D．W值逐步增加，在第3年達到最大，之后開始逐步降低;其截距項在滯后期第3年達到最大，第4年開始大幅降低;互聯(lián)網(wǎng)普及率對高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的影響在1～3年滯后期內(nèi)逐步增加，到第3年達到最大，從第4年開始降低，假設1在互聯(lián)網(wǎng)擴散對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應影響的滯后效應檢驗中依然成立，可見，高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新需要重視網(wǎng)民需求，尤其是新增網(wǎng)民的需求和對高技術產(chǎn)品的意見;域名數(shù)的增加有一定的滯后效應，在1～4年內(nèi)逐步增加，第4年達到最大，假設3在滯后效應檢驗中成立;網(wǎng)站數(shù)的增加對高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的滯后影響相對較小，規(guī)律不明顯，假設2在滯后效應檢驗中不顯著。由于篇幅所限，各地區(qū)的滯后效應在此不再討論。

4 結論與建議

通過對我國2006—2015年的互聯(lián)網(wǎng)擴散與我國各地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的相應指標進行數(shù)據(jù)收集，建立面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗，主要有以下結論:

(1)互聯(lián)網(wǎng)與我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入之間存在長期均衡關系，互聯(lián)網(wǎng)普及率、網(wǎng)站數(shù)和域名數(shù)的增長對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新具有積極作用。從長期看，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高10%，我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入約增加9．43%;互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)站數(shù)每增加10%，高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入增加2．42%;互聯(lián)網(wǎng)域名數(shù)每增加10%，高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入約增加2．68%。

(2)我國各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率、網(wǎng)站數(shù)量的增長呈現(xiàn)地區(qū)差異，經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)擴散對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響效果更加明顯。影響為正的有17個地區(qū)，多為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)或創(chuàng)新聚集區(qū)域，說明經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)基于互聯(lián)網(wǎng)擴散的知識溢出效應對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新影響更為顯著;為負數(shù)的有13個地區(qū)，多為經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)或高技術產(chǎn)業(yè)資源稟賦不足區(qū)域;天津、江蘇、北京3個地區(qū)個體影響效應最明顯，超過了 2．0，廣東、上海、福建、浙江 4 個地區(qū)大于 1．0。

(3)隨互聯(lián)網(wǎng)技術的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民和網(wǎng)站數(shù)的擴散對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的影響具有累積效應和滯后效應。滯后期內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)擴散效應逐步強化，到第4年達到最大，在第5年開始減弱?；ヂ?lián)網(wǎng)擴散具有滯后性，部分原因是新增網(wǎng)民中主要以年輕學生為主，受其對高技術新產(chǎn)品的接受度以及其收入影響，對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應還需要時間來體現(xiàn)，同時高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)品利用互聯(lián)網(wǎng)進行推廣和宣傳也需要時間。

綜合以上結論和檢驗結果，提出建議如下:

(1)政府應通過加大網(wǎng)絡基礎設施的投入，增加網(wǎng)絡接入端口、降低寬帶資費、降低手機上網(wǎng)資費等措施，進一步提高網(wǎng)民比例，促進互聯(lián)網(wǎng)的使用和擴散。尤其是盡快在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)推廣和普及互聯(lián)網(wǎng)，縮小東西部、城鄉(xiāng)之間的數(shù)字鴻溝，更好地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)擴散對我國高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的促進作用。

(2)鼓勵和支持電子信息與通信設備、醫(yī)藥制造、航空航天、計算機與辦公設備、醫(yī)藥儀器等高技術相關行業(yè)、企業(yè)積極建立自己的官方網(wǎng)站，并在電子商務、眾包平臺、眾籌平臺等網(wǎng)絡渠道加大推廣力度，以滿足網(wǎng)民對高技術產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)品的了解需求，鼓勵網(wǎng)民積極參與高技術創(chuàng)新產(chǎn)品的設計、預訂，以促進我國高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入增長。尤其是借助“制造業(yè)2025”戰(zhàn)略實施，需要促進互聯(lián)網(wǎng)在融入我國中西部傳統(tǒng)優(yōu)勢裝備制造業(yè)的應用中，引領產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和升級，以發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的擴散作用，彌補中西部高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效應差異。

(3)互聯(lián)網(wǎng)擴散對高技術產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新影響具有滯后性，對互聯(lián)網(wǎng)基礎設施、高技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)品牌網(wǎng)站建設和推廣都需要長期持續(xù)的投入，以促進互聯(lián)網(wǎng)擴散。中西部尤其要加大互聯(lián)網(wǎng)投入，打造智能制造、大規(guī)模集成定制、云服務、電子商務服務平臺，更好地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)擴散效應，提升高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入，從而促進區(qū)域經(jīng)濟增長。

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