高嘉陽

網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的政府行為與企業(yè)市場決策*

高嘉陽

中韓網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的跳躍式發(fā)展具有強(qiáng)烈的政府支持背景。網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)作為互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的組成部分，所需的外部干預(yù)與傳統(tǒng)文化產(chǎn)業(yè)存在較大差異。這些差異造成政府的某些產(chǎn)業(yè)支持行為非但不能形成可持續(xù)的產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢，反而造成了大量不必要的浪費(fèi)。文章基于網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)特征，采集中韓兩國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究政府支持在特定環(huán)境中對微觀企業(yè)市場決策的影響，進(jìn)而探討符合產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的政府支持強(qiáng)度路徑。

政府支持 網(wǎng)絡(luò)游戲 市場行為

具有信息技術(shù)、文化、創(chuàng)意等多重特征的網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)，現(xiàn)已成為世界范圍內(nèi)最主要的休閑娛樂方式之一，且在全球經(jīng)濟(jì)低迷時(shí)期仍能逆勢成長。作為增長速度最快的市場，2008年中國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)收入183億元，5年后的2013年即創(chuàng)下了510億元的成績。不僅如此，據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)每年還帶動(dòng)了近3倍于自身產(chǎn)值的相關(guān)產(chǎn)業(yè)收益。自從中央政府明確表示對包括網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)在內(nèi)的動(dòng)漫產(chǎn)業(yè)的扶持態(tài)度后，各主管部門都提升了對網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)注程度，將其視為新經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的重要組成部分。

經(jīng)歷了1997年的亞洲金融危機(jī)后，韓國政府推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，把信息和娛樂產(chǎn)業(yè)作為主要發(fā)展對象，加以大力支持。網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)進(jìn)入門檻高，強(qiáng)調(diào)技術(shù)和內(nèi)容雙創(chuàng)新的同時(shí)，產(chǎn)品推廣運(yùn)營也需大量投入。韓國政府常年持續(xù)地為網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)進(jìn)行大量的市場培育工作，逐步建立了良性循環(huán)的產(chǎn)業(yè)環(huán)境。一方面向中小型企業(yè)直接投入各種生產(chǎn)資源，為新進(jìn)入者建立網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)后，再放手促進(jìn)國內(nèi)競爭，提高產(chǎn)業(yè)的整體能力；另一方面，為產(chǎn)業(yè)出口作長遠(yuǎn)規(guī)劃，分割市場避免同裔內(nèi)耗，擴(kuò)大海外影響。在政府各項(xiàng)實(shí)質(zhì)性舉措的支持下，韓國僅用了不到六年時(shí)間，并成為繼美、日后的世界游戲強(qiáng)國，網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)居亞洲之首。

2006年以來，我國政府參照過往文化產(chǎn)業(yè)政策與國外相關(guān)產(chǎn)業(yè)經(jīng)驗(yàn)設(shè)置支持措施。然而除部分企業(yè)初具出口實(shí)力外，整體產(chǎn)業(yè)并未展現(xiàn)蓬勃向上的勢頭。市場增容主要得益于消費(fèi)者對網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品需求的增長，以及大量國際知名網(wǎng)游產(chǎn)品的涌入。2013年國內(nèi)市場集中度相對2008年未降反升，新企業(yè)

難進(jìn)入，自主產(chǎn)品競爭力相對較弱。由于指導(dǎo)方針的偏差，各級(jí)政府歷年投入大量的財(cái)力物力未能達(dá)到預(yù)期效果，造成個(gè)別地區(qū)資源浪費(fèi)的同時(shí)，還失去了政策的可延續(xù)性。網(wǎng)絡(luò)游戲市場之所以能實(shí)現(xiàn)超常規(guī)的成長，除因網(wǎng)絡(luò)游戲響應(yīng)了消費(fèi)者的娛樂心理需求外，還與其產(chǎn)生龐大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)密切相關(guān)。提升網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品的競爭力，關(guān)鍵在于掌握市場網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。企業(yè)通過調(diào)整產(chǎn)品運(yùn)營模式爭取用戶規(guī)模和平均在線時(shí)長，往往比產(chǎn)品內(nèi)容設(shè)計(jì)對拉開彼此市場份額差距更有幫助。

政府支持作為外部干預(yù)行為，將影響企業(yè)乃至產(chǎn)業(yè)整體的經(jīng)營決策，再通過市場結(jié)果反饋其實(shí)質(zhì)效用。本文基于網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)特征，采集中韓兩國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究政府支持在特定環(huán)境中對微觀企業(yè)市場決策的影響，進(jìn)而探討符合產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的政府支持強(qiáng)度路徑。

一、政府支持與網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)發(fā)展

日韓東亞國家產(chǎn)業(yè)的短期崛起，讓業(yè)界看到政府干預(yù)實(shí)現(xiàn)扶持產(chǎn)業(yè)超常規(guī)發(fā)展的可行性?；南纫崩傻?（1980）把政府支持性產(chǎn)業(yè)政策界定為調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的結(jié)構(gòu)政策和保障產(chǎn)業(yè)競爭的組織政策。[1]罔崎哲二 （1996）對現(xiàn)代日本政企關(guān)系的研究發(fā)現(xiàn)，由于政府與企業(yè)在發(fā)展產(chǎn)業(yè)目標(biāo)的一致性，以及信息對稱所保障的較強(qiáng)的政策執(zhí)行力，日本產(chǎn)業(yè)得以快速復(fù)蘇和成長。[2]Chuk Kyo Kim （2005）對韓國經(jīng)濟(jì)過往數(shù)十年的發(fā)展歸功于完整的產(chǎn)業(yè)政策環(huán)境，包括一系列互補(bǔ)的貿(mào)易、人力資源開發(fā)、技術(shù)開發(fā)等相關(guān)政策。[3]小島清 （1987）從國際貿(mào)易建立產(chǎn)業(yè)所有權(quán)優(yōu)勢角度出發(fā)，提出選擇保護(hù)對象的評判原則，包括對象產(chǎn)業(yè)可提高潛在或相對富余資源的利用率，以及促使國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)升級(jí)等標(biāo)準(zhǔn)。[4]

由于規(guī)模效應(yīng)，政府干預(yù)對網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)的作用尤為顯著?；诨ヂ?lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)普遍擁有高新技術(shù)特征。一方面，Sorenson（2001）指出，人力資本作為專項(xiàng)資產(chǎn)，是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)成本結(jié)構(gòu)的主要組成部分，且人力資本沉淀需要較長的培育期。[5]另一方面，Arrow（1962）等指出高新技術(shù)成果盡管開發(fā)成本巨大，邊際使用成本卻趨于零，具備準(zhǔn)公共物品性質(zhì)。Nelson（1982）認(rèn)為，[6]研發(fā)活動(dòng)的外溢性使其產(chǎn)生的社會(huì)收益遠(yuǎn)大于私人收益，社會(huì)對研發(fā)需求遠(yuǎn)大于私人需求。[7]同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)獨(dú)有的惰性大大提升了創(chuàng)新產(chǎn)品進(jìn)入市場的門檻。面對全球化浪潮，產(chǎn)業(yè)依靠自身調(diào)節(jié)無法實(shí)現(xiàn)競爭優(yōu)勢，政府支持成為網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)發(fā)展必要的構(gòu)成力量。評估政府支持措施的得當(dāng)與否，由其與對應(yīng)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)運(yùn)營特征的適應(yīng)程度決定。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)扶持政策的設(shè)計(jì)，Ergas（1987）提出任務(wù)型政策與擴(kuò)散型政策兩個(gè)方向。[8]任務(wù)型政策是通過聚焦于少數(shù)對國家核心競爭力具有深遠(yuǎn)影響的項(xiàng)目，集中投資、扶持相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，使其迅速達(dá)到國際領(lǐng)先水平；擴(kuò)散型政策則通過合理的宏觀調(diào)控優(yōu)化產(chǎn)業(yè)資源配置，為各產(chǎn)業(yè)集群建造公共基礎(chǔ)設(shè)施，促成產(chǎn)業(yè)間技術(shù)合作等方式來實(shí)現(xiàn)發(fā)展。現(xiàn)代網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)的實(shí)踐表明，強(qiáng)調(diào)內(nèi)外協(xié)調(diào)，均衡投入的擴(kuò)散型政策更符合網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)化特點(diǎn)。

韓國是網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)政府干預(yù)的發(fā)源地，韓國政府主導(dǎo)建立了一院三中心推動(dòng)產(chǎn)學(xué)研融合。Gim-MiNa（2003）通過案例研究發(fā)現(xiàn)日趨復(fù)雜的產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)，以及多樣化的產(chǎn)品干擾了政府對網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)態(tài)勢的判斷，同時(shí)企業(yè)對政府政策的消化與反應(yīng)也相對滯后。Ji-Won Lee（2005）認(rèn)為，政府應(yīng)從整合產(chǎn)業(yè)營銷渠道著手，最大程度避免各種來源信息對政府政策設(shè)計(jì)的干擾。由于企業(yè)受政策影響所開展的市場行為未必能迎合當(dāng)時(shí)的需求，“市場——政策——企業(yè)行為——市場”閉環(huán)的效率至關(guān)重要。[9]

二、網(wǎng)絡(luò)游戲市場行為及影響因素

從微觀層面看，企業(yè)的市場行為主要界定為定價(jià)行為和運(yùn)營/營銷行為。而網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品屬于精神消費(fèi)類產(chǎn)品，消費(fèi)者對不同類型產(chǎn)品偏好不存在很大差異。同時(shí)，產(chǎn)品更新?lián)Q代對市場規(guī)模效應(yīng)具有一定顯著性影響，因此產(chǎn)品選擇也應(yīng)成為考察網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)市場行為的維度之一。關(guān)于網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)業(yè)市場行為選擇的影響因素，學(xué)者們在相應(yīng)的研究中提出各自的觀點(diǎn)。

（一）產(chǎn)品選擇

Orsini和Lambertini（2001）認(rèn)為，如果網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品存在較大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，那么產(chǎn)品質(zhì)量和相關(guān)服務(wù)

供給水平將與其市場網(wǎng)絡(luò)規(guī)模成正比。[10]Sherif和Cantril（1947）提出，網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品具有網(wǎng)絡(luò)共同消費(fèi)的特性，相對于非網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品，替代使用還意味著失去與其他網(wǎng)絡(luò)個(gè)體聯(lián)系的代價(jià)，消費(fèi)者較不容易做出這樣的選擇。[11]Joseph Farrell和Garth Saloner（1985）分析發(fā)現(xiàn)，廠商在強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)市場中選擇新技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，可能會(huì)因?yàn)槌霈F(xiàn)過大沖擊或過大惰性而造成社會(huì)福利損失。[12]Farrell等 （1986）定義了安裝基礎(chǔ)的概念，認(rèn)為當(dāng)安裝基礎(chǔ)較大時(shí)，廠商可能因缺乏更新技術(shù)的激勵(lì)而出現(xiàn)過大惰性；當(dāng)安裝基礎(chǔ)較小時(shí)，廠商因過大沖擊難以就既有技術(shù)形成規(guī)模市場。[13]這往往是網(wǎng)絡(luò)企業(yè)市場地位更迭的主要?jiǎng)右颉?/p>

網(wǎng)絡(luò)游戲構(gòu)造的不僅是人與人之間的聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)，還是保持用戶群長期同時(shí)在線的虛擬社區(qū)。這種機(jī)制將用戶牢牢地黏著在產(chǎn)品消費(fèi)過程中，出現(xiàn)比一般文化娛樂產(chǎn)品更強(qiáng)的沉迷現(xiàn)象。然而網(wǎng)絡(luò)游戲的安裝基礎(chǔ)并不大，消費(fèi)者無需為更換產(chǎn)品付出較大的轉(zhuǎn)移成本。企業(yè)為了吸引和鎖定更多的新用戶，極力維持龐大的在線用戶群。網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)只有根據(jù)消費(fèi)者口味的變化，不間斷地?cái)U(kuò)大產(chǎn)品內(nèi)容的多元化，或在原產(chǎn)品基礎(chǔ)上添加新穎元素，才能追求產(chǎn)品價(jià)值最大化。產(chǎn)品更新周期的長度由市場競爭的激烈程度，及因創(chuàng)新帶來的風(fēng)險(xiǎn)水平?jīng)Q定。

（二）定價(jià)行為

Xie和Sirbu（1995）指出，動(dòng)態(tài)定價(jià)充斥整個(gè)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品的生命周期，是網(wǎng)絡(luò)競爭的重要手段。[14]Cabral和Salant（1997）提出在供求信息不對稱的情況下，低進(jìn)入價(jià)格策略有助于網(wǎng)絡(luò)企業(yè)建立充分規(guī)模的用戶群體。[15]Yang（1997）考察了軟件產(chǎn)品版本升級(jí)周期后，就軟件企業(yè)定價(jià)提出了自己的看法：壟斷廠商傾向于對軟件產(chǎn)品設(shè)定低于成本的銷售價(jià)格，借此獲取網(wǎng)絡(luò)用戶基礎(chǔ)，然后通過向用戶收取版本升級(jí)費(fèi)來盈利。[16]Fudenberg和Tirole（2000）以微軟為例分析網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品的定價(jià)問題，指出壟斷廠商的低價(jià)策略出于阻止進(jìn)入的戰(zhàn)略考慮。[17]Sundararajan（2003）認(rèn)為存在信息不對稱及規(guī)模不可預(yù)知的競爭背景下，具有同質(zhì)網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)的網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品的最優(yōu)兩部收費(fèi)是非線性的，且壟斷廠商阻止進(jìn)入的低價(jià)策略將降低企業(yè)利潤，有效提高消費(fèi)者剩余，促使社會(huì)福利最大化。[18]早期的網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)品大多采用傳統(tǒng)時(shí)長制收費(fèi)。隨著競爭愈演愈烈，網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)普遍通過兩部收費(fèi)制來穩(wěn)定用戶規(guī)模。免費(fèi)銷售客戶端軟件、虛擬道具或廣告收費(fèi)成為主流的盈利方式，驗(yàn)證了以上分析。不能忽略的是，產(chǎn)品前期開發(fā)、運(yùn)營投入大、知識(shí)產(chǎn)權(quán)得不到有效保護(hù)等問題是新企業(yè)采取低價(jià)進(jìn)入策略的障礙。

（三）運(yùn)營行為

Economides等 （1997）在分析競爭市場中企業(yè)關(guān)于產(chǎn)品兼容標(biāo)準(zhǔn)選擇的博弈中發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)品一旦被市場采納，將在其發(fā)展成為主流技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)后形成先入者的壟斷優(yōu)勢。[19]根據(jù)Williamson（1985）的觀點(diǎn)，專用性資產(chǎn)是企業(yè)尋租的主要來源。[20]網(wǎng)絡(luò)企業(yè)除了專用性資產(chǎn)這一主要競爭資源外，還需付出巨額的沉沒成本，如管網(wǎng)鋪設(shè)等。在這兩方面都處于劣勢的新進(jìn)入者難以對市場格局構(gòu)成影響。盡管網(wǎng)絡(luò)資源是廣泛共享的，然而網(wǎng)絡(luò)游戲的技術(shù)門檻比一般的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用軟件高，部分市面上流行的大型網(wǎng)絡(luò)游戲甚至擁有十?dāng)?shù)項(xiàng)技術(shù)專利。企業(yè)根據(jù)產(chǎn)品的市場定位，企業(yè)的資本稟賦，以及產(chǎn)業(yè)規(guī)則來選擇包括企業(yè)并購、渠道分銷、動(dòng)漫周邊 （作為動(dòng)漫產(chǎn)品的輔助產(chǎn)品）、線上免費(fèi)體驗(yàn)、終端直銷等具體的運(yùn)營行為。

企業(yè)的市場決策是在外部環(huán)境 （包括政策環(huán)境與市場環(huán)境）影響下對產(chǎn)品競爭發(fā)展趨勢的判斷所引發(fā)的行為。在此前提下三者形成的邏輯結(jié)構(gòu)如圖1。綜合各種相關(guān)的研究觀點(diǎn)，構(gòu)建本次研究的假設(shè)模型。

圖1 企業(yè)市場行為與政策環(huán)境及市場環(huán)境的關(guān)系

三、假設(shè)模型構(gòu)建

本文重點(diǎn)考察政策環(huán)境對企業(yè)市場行為的影響。根據(jù)政府行為的形式，劃分為投資扶持和政策法規(guī)兩大維度。其中，投資扶持定義為政府直接投資產(chǎn)業(yè) （包括優(yōu)惠補(bǔ)貼等），以及組織協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)關(guān)系活動(dòng)等強(qiáng)化基礎(chǔ)建設(shè)、降低產(chǎn)業(yè)壁壘的激勵(lì)性行為；政

策法規(guī)則指產(chǎn)業(yè)相關(guān)法律法規(guī)和政府監(jiān)管政策等保護(hù)產(chǎn)業(yè)鏈各方合法權(quán)益的保障性行為。關(guān)于政府行為與企業(yè)市場行為間關(guān)系，我們作出假設(shè)如下：

假設(shè)1：產(chǎn)業(yè)投資扶持影響網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為。假設(shè)2：產(chǎn)業(yè)政策法規(guī)影響網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為。

由于政府行為與企業(yè)行為是對市場信息相對滯后的反饋，因此在橫截面實(shí)證研究中，可將特定市場環(huán)境作為模型的控制變量。根據(jù)前文對企業(yè)市場行為影響因素的評論，市場影響因素可分為兩大維度：市場容量和市場競爭。其中，市場容量指市場的總需求量，市場競爭指同類或跨類市場的競爭狀況。作出假設(shè)如下：

假設(shè)3：市場容量影響網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為。假設(shè)4：市場競爭影響網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為。基于這些假設(shè)，構(gòu)造實(shí)證研究模型如圖2。為保證研究數(shù)據(jù)的效度，本次實(shí)證選取具有顯著代表性的中韓兩國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)為調(diào)研對象。問卷中各變量的計(jì)量尺度都是在理論分析、中韓網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)小組訪談和中國信息協(xié)會(huì)行業(yè)研究分會(huì)專家評判的基礎(chǔ)上形成的。

通過探索性研究，刪減一些因子負(fù)載低、交叉負(fù)載嚴(yán)重的題項(xiàng)，形成最終調(diào)研問卷，投入正式研究階段。量表中市場行為均為分類變量；市場環(huán)境、政府行為為間距變量，采用李科特5點(diǎn)尺度，如表1。

表1 調(diào)研問卷的量表維度

研究調(diào)研從2011年9月起至2012年3月，共分兩個(gè)階段：探索性調(diào)研階段和正式調(diào)研階段。由于跨國搜集樣本難度較大，且探索性研究對樣本需求量較小，因此，在探索性階段僅采用中國企業(yè)樣本。針對國內(nèi)網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)數(shù)量較少的情況，為了提高樣本回收率，研究小組一方面對于電話及電郵無法有效調(diào)研的企業(yè)，采取實(shí)地考察的方式補(bǔ)充樣本；另一方面對規(guī)模較大的網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的不同部門分別進(jìn)行問卷調(diào)研。在探索性研究階段對中國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)調(diào)研131次，共回收問卷92份，其中有效問卷84份，有效回收率為64.1%；正式研究階段中國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)調(diào)研205次，共回收問卷169份，其中有效問卷141份，有效回收率為61.0%；韓國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)調(diào)研550次共發(fā)出電子問卷550份，回收187份，其中有效問卷108份，有效回收率為19.6%。樣本概述見表2和表3。

四、中韓網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)市場行為實(shí)證研究

本文的實(shí)證研究分為兩大階段：探索性研究階段和正式研究階段。由于 “市場行為”為分類變量，因此在探索性研究階段，將對模型的市場環(huán)境和政策環(huán)境兩個(gè)變量進(jìn)行探索性因子分析、確認(rèn)性因子分

析 （CFA）及二階因子分析。在正式研究階段，除采用探索性研究階段的各項(xiàng)因子分析外，進(jìn)一步采用Logistic回歸分析檢驗(yàn)政府行為及市場環(huán)境各變量與企業(yè)市場行為各變量之間的關(guān)系。

表2 探索性研究的樣本概況 （中國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)）

（一）探索性實(shí)證分析

對探索性研究回收的中國84個(gè)企業(yè)樣本進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)，表明樣本案例在政府行為兩個(gè)變量的得分偏低，平均分低于中立水平（3分），說明大部分樣本企業(yè)認(rèn)為我國政府對網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的法律規(guī)制和扶持有待加強(qiáng)；在市場容量方面的得分偏高，平均分均大于3分，可見大部分樣本企業(yè)對網(wǎng)絡(luò)游戲現(xiàn)在和未來的市場需求懷有積極的期望；在市場競爭方面，樣本案例除了市場集中度外的測量變量得分偏低。另外，從調(diào)查的樣本企業(yè)來看，大部分企業(yè)運(yùn)營或開發(fā)角色扮演類游戲，并以 “免費(fèi)、道具收費(fèi)”的定價(jià)行為，以及 “運(yùn)營向上一體化“、“線上免費(fèi)體驗(yàn)”的運(yùn)營行為為主。

表3 正式研究的樣本概況

模型中市場競爭概念由四個(gè)測量變量計(jì)量，市場容量概念由三個(gè)測量變量計(jì)量，政府投資扶持和政策法規(guī)分別由五個(gè)、四個(gè)測量變量計(jì)量。對這16個(gè)測量變量進(jìn)行探索性因子分析。探索性因子分析前，對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和巴特利特球體檢驗(yàn)，結(jié)果表明KMO為0.722，巴特利特球體檢驗(yàn)顯著 （P值=0.000），說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析、方差最大化旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因子分析，并根據(jù)特征值大于1的原則提取因子。首次因子分析結(jié)果表明市場競爭Q4、投資扶持Q3、投資扶持Q5等三項(xiàng)存在較明顯的交叉負(fù)載現(xiàn)象，市場競爭Q1和政策法規(guī)Q3在錯(cuò)誤的因子上具有較高的負(fù)載，因此逐一刪除有問題問項(xiàng)，直至因子分析結(jié)果不存在嚴(yán)重交叉負(fù)載和錯(cuò)誤負(fù)載。首輪因子分析共刪除以上5個(gè)問題測量變量。對余下的11個(gè)測量變量再次進(jìn)行因子分析，第二次因子分析數(shù)據(jù)的KMO為0.764，巴特利特球體檢驗(yàn)顯著。根據(jù)特征值大于1的原則，提取四個(gè)特征根，累積解釋方差達(dá)83.321%，各測量變量在所屬因子上的負(fù)載均大于0.5，說明11個(gè)測量變量能較好地解釋市場競爭、市場容量、政府投資扶持及政策法規(guī)四個(gè)因子。

將政策法規(guī)、投資扶持、市場競爭以及市場容量四個(gè)因子各自的測量指標(biāo)合并為二，即每個(gè)因子由兩個(gè)合并后的指標(biāo)計(jì)量。采用Cronbach’s Alpha檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的可靠性。檢驗(yàn)結(jié)果表明Cronbach’s a值介于0.674—0.925之間，均大于0.6，表明數(shù)據(jù)具有可靠性。進(jìn)行計(jì)量模型的會(huì)聚有效性和鑒別有效性分析。使用LISREL軟件將數(shù)據(jù)正態(tài)化，以相關(guān)系數(shù)矩陣為輸入矩陣，對合并后的八個(gè)計(jì)量指標(biāo)進(jìn)行確認(rèn)性因子分析。通過指標(biāo)在所屬概念上的因子負(fù)載來檢驗(yàn)計(jì)量模型的會(huì)聚有效性。各計(jì)量指標(biāo)在各自概念上的因子負(fù)載都高度顯著，T值最小為5.34，最大為10.02，說明計(jì)量模型具有較高的會(huì)聚有效性。

根據(jù)相關(guān)系數(shù)矩陣和各概念解釋得方差 （AVE）檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的鑒別有效性。各概念兩個(gè)指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)均大于它們與其他概念任一指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)，說明計(jì)量模型具有鑒別有效性；各概念解釋的方差（AVE）大于該概念與其他概念的共同方差 （Ф2），亦表明該計(jì)量模型具有鑒別有效性。

對計(jì)量模型進(jìn)行確認(rèn)性因子分析，LISREL輸出各指標(biāo)結(jié)果如下：卡方值是59.22，自由度是14，卡方與自由度之比為4.23，小于5；NNFI、CFI、GFI分別為0.92、0.92、0.94，均大于0.9，SRMR為0.074，小于0.08，RMSEA為0.086，小于0.1，表明計(jì)量模型與數(shù)據(jù)的擬合可以接受。

（二）正式實(shí)證分析

探索性研究階段已經(jīng)對模型的計(jì)量模型進(jìn)行了初步檢驗(yàn)，保留11個(gè)測量變量，并簡化出四個(gè)因子：市場競爭、市場容量、政府投資扶持和政策法規(guī)。正式研究階段的樣本總數(shù)為249，包含中國企業(yè)樣本和韓國企業(yè)樣本，兩國企業(yè)樣本比例為0.566∶0.434。對模型的市場競爭、市場容量、政府投資扶持、政策法規(guī)四個(gè)變量的11個(gè)測量指標(biāo)通過計(jì)算其均值和標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)樣本市場競爭測量指標(biāo)雖然大于一般值，但遠(yuǎn)低于韓國企業(yè)樣本，而市場容量測量指標(biāo)除了需求多樣性外皆比韓國企業(yè)樣本大。此外，在中國企業(yè)樣本中，政府投資扶持和政策法規(guī)各測量指標(biāo)的均值偏低，小于一般值3，相反，政府投資扶持和政策法規(guī)各測量指標(biāo)在韓國企業(yè)樣本中的均值偏高，均大于一般值，見表4。

表4 企業(yè)正式研究樣本——11個(gè)測量指標(biāo)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差

在正式研究階段對市場競爭、市場容量、政府投資扶持和政策法規(guī)的11個(gè)測量變量進(jìn)行探索性因子分析。因子分析前對數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO和巴特利特球體檢驗(yàn)，結(jié)果表明KMO為0.802，巴特利特球體檢驗(yàn)顯著 （P值=0.000），說明數(shù)據(jù)適合因子分析。采用主成分分析、方差最大化旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行探索性因子分析，并根據(jù)特征值大于1的原則提取因子。提取四個(gè)特征根，累積解釋方差達(dá)81.915%，各測量變量在所屬因子上的負(fù)載均大于0.5，說明11個(gè)測量變量能較好地濃縮為政府投資扶持、政策法規(guī)、市場競爭、市場容量四個(gè)因子。

與探索性研究一樣，將政府法律法規(guī)、支持行為、市場競爭以及市場容量四個(gè)因子各自的測量指標(biāo)合并為二，即每個(gè)因子由兩個(gè)合并后的指標(biāo)計(jì)量，采用Cronbach’s Alpha檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的可靠性。檢驗(yàn)結(jié)果表明Cronbach’s a值介于0.601—0.912之間，均大于0.6，表明數(shù)據(jù)具有可靠性。將數(shù)據(jù)正態(tài)化后，通過指標(biāo)在所屬概念上的因子負(fù)載來檢驗(yàn)計(jì)量模型的會(huì)聚有效性。各計(jì)量指標(biāo)在各自概念上的因子負(fù)載都高度顯著，T值介于4.41—10.89，說明計(jì)量模型具有較高的會(huì)聚有效性。各概念兩個(gè)指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)均大于它們與其他概念任一指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)，說明計(jì)量模型具有鑒別有效性；各概念解釋的方差（AVE）大于該概念與其他概念的共同方差 （Ф2），亦表明該計(jì)量模型具有鑒別有效性。

正式研究階段的確認(rèn)性因子分析表明：卡方值是54.41，自由度是14，卡方與自由度之比為3.89，小于5；NNFI、CFI、GFI分別為0.91、0.93、0.91，均大于0.9，SRMR為0.051，小于0.08，RMSEA為

0.089，小于0.1，表明計(jì)量模型與數(shù)據(jù)的擬合是可以接受的。

（三）關(guān)于市場行為、政府行為和市場環(huán)境三方關(guān)系的二項(xiàng)分類Logistic回歸分析

模型涉及產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為三個(gè)分類因變量，利用SPSS軟件，將各因變量的每一類型設(shè)置成獨(dú)立的 “小因變量”，例如，設(shè)置 “產(chǎn)品選擇—角色扮演類”為獨(dú)立小因變量，當(dāng)案例屬于角色扮演類時(shí)，編碼為1，否則為0，這樣形成17個(gè)小因變量，重復(fù)進(jìn)行17次Logistic回歸分析。由于篇幅有限，本文僅將具體描述 “游戲類型—角色扮演類”作為因變量的Logistic回歸分析過程，其他16次Logistic回歸分析過程不具體列出，而是對結(jié)果進(jìn)行匯總，并加以解釋。

1.案例：“產(chǎn)品選擇—角色扮演類”為因變量的Logistic回歸。

將原數(shù)據(jù)重新編碼后，因變量中，選擇 “角色扮演類”的情況用1表示，選擇 “非角色扮演類”的情況用0表示。通過異常值檢查，數(shù)據(jù)無異常值。二項(xiàng)分類Logistic回歸要求因變量必須轉(zhuǎn)換為虛擬變量內(nèi)碼，由于實(shí)證分析前已將因變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量了，所以外碼和內(nèi)碼是一樣的。結(jié)果表5給出了只含常數(shù)項(xiàng)的模型和含四個(gè)自變量全模型的預(yù)測值與觀測值，兩個(gè)模型的正確預(yù)測百分率分別為57.0%、69.5%，說明加入自變量后，模型的預(yù)測正確率提高了。

SPSS軟件回歸分析提供的回歸系數(shù)B為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)。非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為-0.238；漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤為0.128；Wald卡方值是4.887，在0.05顯著性水平下顯著 （sig，=0.027）。

表5 模型預(yù)測值和案例觀測值的交互表

表6顯示了單變量分析結(jié)果和全模型分析結(jié)果。 “Variables”那一欄顯示每個(gè)變量放入模型之前，采用得分檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)?zāi)骋蛔宰兞颗c因變量之間有無聯(lián)系。該結(jié)果顯示，在0.05顯著性水平下，政府投資扶持、市場容量與因變量之間有相關(guān)關(guān)系，而政策法規(guī)和市場競爭與因變量無相關(guān)關(guān)系。包含四個(gè)自變量的全模型得分檢驗(yàn)結(jié)果表明，模型全局性檢驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義 （sig.=0.000）。

表6 單變量和全模型的score檢驗(yàn)分析結(jié)果

表7是模型系數(shù)的全局性檢驗(yàn)結(jié)果，step表示每一步與前一步的似然比檢驗(yàn)結(jié)果，block表示block1與block0相比的似然比檢驗(yàn)結(jié)果，Model表示上一個(gè)模型與當(dāng)前模型的似然比檢驗(yàn)結(jié)果。本項(xiàng)研究采用Enter法，這三種檢驗(yàn)的結(jié)果相同，即似然比是69.787，df=4，p值為0.000，小于0.001，說明至少有一個(gè)自變量具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。Cox&Snell決定系數(shù)和Nagelkerke決定系數(shù)分別是0.244和0.328。加入所有自變量后的模型-2LL=270.464，根據(jù)表6結(jié)果可計(jì)算出只含常數(shù)項(xiàng)模型的-2LL=270.464+ 69.787=340.251。

表8是Logistic回歸系數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果。該表表明，在0.05的顯著性水平下，自變量政府投資扶

持、政策法規(guī)對回歸模型的貢獻(xiàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，Wald檢驗(yàn)的P值均為0.000，而自變量市場競爭和市場容量對回歸模型的貢獻(xiàn)不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即表示政府投資扶持和政策法規(guī)對企業(yè)是否選擇角色扮演類游戲具有影響，而市場競爭和市場容量對企業(yè)是否選擇角色扮演類游戲無影響。

表7 模型系數(shù)的全局性檢驗(yàn)結(jié)果

表8 回歸系數(shù)及檢驗(yàn)情況

從回歸系數(shù)B的正負(fù)符號(hào)中，可以檢驗(yàn)自變量對因變量的影響方向，回歸系數(shù)為正，表示自變量的增加導(dǎo)致事件概率的增加；回歸系數(shù)為負(fù)，表示自變量的增加導(dǎo)致事件概率的減少。在表8中，Exp（B）列給出了每個(gè)自變量對應(yīng)的優(yōu)勢比。政府政策法規(guī)的優(yōu)勢比估計(jì)值為2.748，表示在其他自變量固定的情況下，政府政策法規(guī)每增加一個(gè)單位，企業(yè)選擇角色扮演類游戲類型的優(yōu)勢改變2.748；政府投資扶持的優(yōu)勢比估計(jì)值為0.228，表示在其他自變量固定的情況下，支持行為每增加一個(gè)單位，企業(yè)選擇角色扮演類游戲類型的優(yōu)勢將改變0.228，說明隨著投資扶持行為的增加，企業(yè)選擇角色扮演類游戲類型的概率有減少的趨勢。由于市場競爭和市場容量的回歸系數(shù)經(jīng)檢驗(yàn)不具統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此不參考其優(yōu)勢比。

雖然應(yīng)用SPSS軟件進(jìn)行Logistic回歸沒有直接輸出標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，但是可通過手工計(jì)算得出，計(jì)算公式如下：

βi=（bi×si）/1.8138

其中，βi為第i個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，bi為第i個(gè)自變量的非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，si為第i個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)差，1.8138是∏/31/2的近似值，是標(biāo)準(zhǔn)Logistic分布的標(biāo)準(zhǔn)差。通過計(jì)算得出，政府投資扶持、政策法規(guī)的標(biāo)準(zhǔn)差分別為-0.8889、0.5998，通過計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)，對于企業(yè)是否選擇角色扮演類游戲類型來說，政府投資扶持的作用比政策法規(guī)的作用稍大一些。

2.各因變量的Logistic回歸分析。

利用SPSS軟件對余下的16個(gè) “小因變量”分別進(jìn)行Logistic回歸分析。從總體上看，因變量產(chǎn)品選擇、定價(jià)方式、運(yùn)營行為均受到自變量政府法律法規(guī)、支持行為、市場競爭和市場容量的影響，各自變量對各 “小因變量”的影響有所差異，如表9所示。

（四）企業(yè)市場行為的政府支持歸因

經(jīng)過以上一系列的實(shí)證研究，得到下述分析解釋：

1.計(jì)量模型均具有可靠性和有效性，且與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度都可以接受。

2.總體而言，“投資扶持”、“政策法規(guī)”、“市場競爭”、“市場容量”四個(gè)變量對企業(yè)產(chǎn)品選擇、定價(jià)行為和運(yùn)營行為具有顯著影響。具體而言，企業(yè)更看重政府在直接投資、產(chǎn)品專項(xiàng)研究、協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)資源的投入，以及產(chǎn)業(yè)法律規(guī)范的完善。

3.正式研究的中韓兩國企業(yè)樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果說明，雖然中國網(wǎng)絡(luò)游戲市場潛力大于韓國，但國

內(nèi)競爭水平仍落后于韓國。兩國企業(yè)對政府支持的滿意度存在一定差距。

表9 17個(gè)因變量的logistic回歸分析結(jié)果匯總

4.根據(jù)Logistic回歸結(jié)果顯示網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的市場行為的三個(gè)維度，確定政府支持因素如何影響企業(yè)競爭決策。

（1）產(chǎn)品選擇：政府直接的 “投資扶持”對競技類和休閑類網(wǎng)絡(luò)游戲的發(fā)展發(fā)揮著積極作用，對角色扮演類的發(fā)展發(fā)揮消極作用；有效的 “政策法規(guī)”保護(hù)對角色扮演類產(chǎn)品的發(fā)展起積極作用，對競技類和手機(jī)/網(wǎng)頁類產(chǎn)品發(fā)展起消極作用。延伸到中韓兩國企業(yè)產(chǎn)品選擇上，考慮到兩個(gè)政府因素的相互作用關(guān)系，可以解釋為什么角色扮演類游戲在中國經(jīng)久不衰，手機(jī)/網(wǎng)頁類游戲成為新貴，而韓國以覆蓋消費(fèi)層更廣、開發(fā)運(yùn)營成本更低的競技類和休閑類游戲?yàn)橹鲗?dǎo)。

（2）定價(jià)行為：完善的法律保障有利于二部制收費(fèi)的形成，是否依靠游戲內(nèi)容盈利則要看政府直接扶持對運(yùn)營企業(yè)成本的替代水平。同時(shí)還需注意的是，區(qū)域市場競爭水平與企業(yè)采用按游戲內(nèi)容 （時(shí)長）收費(fèi)模式的偏好成正比。在兩方面力量交互作用下，出現(xiàn)了韓國地區(qū)仍有沿用傳統(tǒng)收費(fèi)模式的產(chǎn)

品，而在中國市場涌現(xiàn)了大量以廣告收入為主的網(wǎng)絡(luò)游戲等百花齊放的有趣現(xiàn)象。

（3）運(yùn)營模式：實(shí)證研究中企業(yè)運(yùn)營行為的測量指標(biāo)分為兩個(gè)維度：產(chǎn)業(yè)鏈整合和營銷途徑。在產(chǎn)業(yè)鏈整合方面，更多來自政府的干預(yù)將降低網(wǎng)絡(luò)游戲運(yùn)營企業(yè)向上游整合的意愿，卻在競爭不太激烈的市場鼓勵(lì)銷售企業(yè)參與產(chǎn)品運(yùn)營環(huán)節(jié)。在營銷途徑的選擇方面，傳統(tǒng)的渠道與終端直銷模式在純市場化的企業(yè)運(yùn)作中占主導(dǎo)，如果加入政府投資元素，免費(fèi)體驗(yàn)這種更為符合網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)品的推廣手段將被越來越多的企業(yè)采納。

（五）不同市場階段的政府支持策略結(jié)論

實(shí)證研究主要探討了在特定市場環(huán)境中，政府支持如何影響網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)的經(jīng)營策略。如將視角延展到網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展的宏觀層面，據(jù)市場規(guī)律的推演，政府支持在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的過程中是把雙刃劍。政府的直接參與投資和整合產(chǎn)業(yè)資源，將降低市場門檻，鼓勵(lì)擴(kuò)大企業(yè)數(shù)量，刺激市場競爭；但就其不利的方面而言，政府干預(yù)稀釋了大企業(yè)的競爭能力，分散了產(chǎn)業(yè)資源，產(chǎn)品趨于同質(zhì)化，不能適應(yīng)消費(fèi)者偏好的變化從而縮短整個(gè)產(chǎn)品生命周期，規(guī)模效益難以持久。相應(yīng)地，完善的產(chǎn)業(yè)法律及強(qiáng)力的執(zhí)行措施一方面保障了企業(yè)的合法利益，從而促使了企業(yè)盈利模式的創(chuàng)新和多元化，對維持粘性大的在線游戲平臺(tái)具有積極作用；另一方面，過多的外部監(jiān)管不利于市場壟斷勢力的形成，企業(yè)缺乏一體化動(dòng)力。

圖2 網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)生命周期各階段的政府支持強(qiáng)度路徑

因?yàn)橥獠扛深A(yù)并不都是積極的，所以政府應(yīng)在識(shí)別網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段的基礎(chǔ)上決定產(chǎn)業(yè)支持的策略與強(qiáng)度。根據(jù)John Londregan產(chǎn)業(yè)生命周期的不同階段的劃分，形成如圖2的產(chǎn)業(yè)政府支持強(qiáng)度路徑。我國網(wǎng)絡(luò)游戲市場需求規(guī)模仍在不斷擴(kuò)大中，目前仍處于產(chǎn)業(yè)的成長階段。此時(shí)，市場已擁有充分多的企業(yè)數(shù)量，但產(chǎn)品差異不大，只有集中產(chǎn)業(yè)資源才能形成產(chǎn)品的核心競爭力，帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)整體收益，增強(qiáng)企業(yè)參與動(dòng)力。因此，在現(xiàn)階段要求不降低市場競爭水平的前提下，培育具有一定市場勢力的企業(yè)。形成相對壟斷企業(yè)需強(qiáng)調(diào)市場機(jī)制的作用，應(yīng)降低對產(chǎn)業(yè)的直接投資水平。這解釋了為何國內(nèi)各地區(qū)與早期建設(shè)的工業(yè)園區(qū)對網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了比現(xiàn)期園區(qū)更顯著的推動(dòng)作用。同時(shí)，為了保障產(chǎn)業(yè)活力，產(chǎn)業(yè)更需要相關(guān)法律法規(guī)的完善及有效執(zhí)行。回歸到實(shí)證研究的結(jié)果，政策法規(guī)在某種程度上抵消了降低投資扶持后對產(chǎn)業(yè)一體化的影響，并在產(chǎn)品內(nèi)容不變的前提下，鼓勵(lì)企業(yè)挖掘新穎的盈利模式。韓國2007年出臺(tái)的 《游戲產(chǎn)業(yè)振興法》開創(chuàng)了產(chǎn)業(yè)的歷史，在韓國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)高速增長期中扮演了關(guān)鍵的角色，驗(yàn)證了本文的分析結(jié)論。

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責(zé)任編輯：黃振榮

F062.9

A

1000-7326（2015）03-0074-11

*本文系廣東省科技計(jì)劃科技服務(wù)業(yè)發(fā)展生態(tài)研究專題項(xiàng)目 “廣東省網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)政策及管制體系研究”（20100401）的階段性成果。

高嘉陽，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師、企業(yè)管理專業(yè)博士 （廣東 廣州，510006）。