邱海洋

內(nèi)容摘要：本文采用動態(tài)空間計量模型，就互聯(lián)網(wǎng)普及程度對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：我國省域間的批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的空間自相關(guān)性;批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動是一個動態(tài)的過程，且批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動在省域之間呈現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng);互聯(lián)網(wǎng)普及對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有正向促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)普及 ? 批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè) ? 動態(tài)空間計量模型

引言

2015年和2016年的政府工作報告都提到了要促進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”。促進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”已成為應(yīng)對經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的關(guān)鍵舉措。在創(chuàng)業(yè)活動中，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動是其重要組成部分。《廣東青年創(chuàng)業(yè)就業(yè)藍(lán)皮書2015》調(diào)查顯示廣東青年創(chuàng)業(yè)選擇批發(fā)和零售業(yè)的比例為25%，高于選擇其他行業(yè)的比例。2014年湖南新登記注冊企業(yè)的分布行業(yè)中，批發(fā)和零售業(yè)占65.6%?！?015年昆明市場主體分析報告》顯示，在2015年新創(chuàng)業(yè)企業(yè)中，批發(fā)和零售業(yè)排在前三位。在批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)熱情高漲的同時，也有學(xué)者指出互聯(lián)網(wǎng)普及給批發(fā)零售業(yè)發(fā)展帶來了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)?；ヂ?lián)網(wǎng)普及究竟對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)有著什么樣的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)還沒有從實(shí)證角度進(jìn)行研究?；诖耍疚倪\(yùn)用2006-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)空間面板模型實(shí)證分析互聯(lián)網(wǎng)普及對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)的影響。

研究方法、變量說明與模型設(shè)定

（一）動態(tài)空間計量模型

常用的空間計量模型主要為靜態(tài)空間計量模型。Anselin（1997）考慮到除解釋變量以外的其它因素也對被解釋變量存在影響，于是通過將一階滯后被解釋變量作為解釋變量，從而構(gòu)建了動態(tài)空間面板計量模型。動態(tài)空間面板模型既考慮了動態(tài)效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，又避免了內(nèi)生性問題。動態(tài)空間面板模型主要分為兩種形式：動態(tài)空間面板滯后模型和動態(tài)空間面板誤差模型。

動態(tài)空間面板滯后模型基本形式為：

Yit=αYit-1+ρWYit+βXit+εit

其中，Yit為因變量;ρ為空間回歸系數(shù)，表示空間相鄰區(qū)域的創(chuàng)業(yè)活動對本地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響方向和程度;W為空間權(quán)重矩陣;WYit為空間滯后因變量;Xit為解釋變量;i表示地區(qū);t表示時間。

動態(tài)空間面板誤差模型基本形式為：

Yit=αYi，t-1+βXit+λWυit+εit

其中，υit為空間自相關(guān)誤差項;λ為空間自相關(guān)系數(shù)，表示相鄰區(qū)域地區(qū)因變量的影響方向和程度。

（二）變量選取

本文主要考察互聯(lián)網(wǎng)普及率對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動的影響?；跀?shù)據(jù)的可獲取性，批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動用各省限額以上批發(fā)業(yè)法人企業(yè)單位數(shù)表示，零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動用各省限額以上零售業(yè)法人企業(yè)單位數(shù)來表示。用限額以上法人企業(yè)單位來表示創(chuàng)業(yè)活動，不僅能體現(xiàn)創(chuàng)業(yè)活動的質(zhì)量，也能適當(dāng)說明創(chuàng)業(yè)活動的數(shù)量。選取的解釋變量包含：互聯(lián)網(wǎng)普及率、城鎮(zhèn)化程度、開放程度和城市人口密度?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率用上網(wǎng)人數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值來表示。城鎮(zhèn)化程度用城鎮(zhèn)人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值來表示。開放程度用區(qū)域進(jìn)出口總額與GDP的比值來表示。城市人口密度用城市人數(shù)與城區(qū)面積的比值來表示。實(shí)證研究中批發(fā)業(yè)法人企業(yè)單位數(shù)以wh代表，零售業(yè)法人企業(yè)單位數(shù)以re代表，互聯(lián)網(wǎng)普及率以int代表，城鎮(zhèn)化程度以ur代表，開放程度以op代表，城市人口密度以den代表。為保證數(shù)據(jù)的連貫性，對缺失數(shù)據(jù)的西藏予以剔除。面板數(shù)據(jù)為我國30個省份（港、澳、臺除外）2006-2013年的數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》。

（三）計量模型設(shè)定

考慮到動態(tài)空間計量模型優(yōu)于靜態(tài)空間計量模型，本文采用動態(tài)空間面板計量模型進(jìn)行實(shí)證分析。為消除異方差等因素的影響，對各變量取自然對數(shù)。實(shí)證研究采用的動態(tài)空間面板滯后模型為：

lnwhit=c+αlnwhit-1+ρWlnwhit+β1lnintit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lndensityit+εit

lnreit=c+αlnreit-1+ρlnWreit+β1lnintit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lndensityit+εit

動態(tài)空間面板誤差模型為：

lnwhit=c+αlnwhit-1+β1lnintit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lndensityit+υit

lnreit=c+αlnreit-1+β1lnintit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lndensityit+υit

其中，υit=λWυit+εit。

實(shí)證分析過程

（一）空間相關(guān)性分析

空間相關(guān)性檢驗最主要的方法是Moran's I指數(shù)檢驗法。Moran's I指數(shù)計算公式為： 。其中，Yi為第i地區(qū)的觀測值， ， ，wij為空間權(quán)重矩陣，本文選取的是空間地理權(quán)重矩陣，其表達(dá)式為： ，其中d為兩地區(qū)地理中心之間的最短距離。另外，通常還需要通過標(biāo)準(zhǔn)化Z值來檢驗空間相關(guān)性是否統(tǒng)計顯著。 ，其中E（I）、VAR（I）分別表示Moran's I的期望值和方差。

由表1的結(jié)果可以看出，在2006年批發(fā)業(yè)和零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動的Moran's I值均通過了5%置信水平下的顯著性檢驗，2007-2013年批發(fā)業(yè)和零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動的Moran's I值均通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)的Moran's I值為正，且在0.181-0.35之間，這說明我國批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。零售業(yè)創(chuàng)業(yè)的Moran's I值也為正，且在0.175-0.273之間，這說明我國零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動同樣存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。批發(fā)業(yè)和零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動空間相關(guān)性的存在說明實(shí)證研究需要采用空間計量研究方法。

（二）平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

為了能夠全面地對平穩(wěn)性情況進(jìn)行判斷，本文同時采用IPS、ADF兩種檢驗方法進(jìn)行檢驗。通過檢驗發(fā)現(xiàn)各變量存在單位根，是非平穩(wěn)的，而各變量一階差分序列是平穩(wěn)的。本文所選擇的變量都是一階單整，屬于同階，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗分析。協(xié)整檢驗采用Pedroni面板協(xié)整檢驗法。通過檢驗發(fā)現(xiàn)在被解釋變量分別為lnwh和lnre的面板模型中，面板rho、面板PP、面板ADF、組內(nèi)PP、組內(nèi)ADF的統(tǒng)計量在1%的顯著水平下均拒絕變量之間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明這兩個模型的各變量之間存在長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）實(shí)證結(jié)果

通過比較LMLag統(tǒng)計量與LMError統(tǒng)計量，發(fā)現(xiàn)批發(fā)業(yè)和零售業(yè)創(chuàng)業(yè)模型的LMLag統(tǒng)計量均大于LMError統(tǒng)計量，因此本文均采用空間滯后模型。表2給出了2006-2013年互聯(lián)網(wǎng)普及率與批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動間的動態(tài)空間面板計量模型估計結(jié)果。計量模型估計方法采用系統(tǒng)GMM估計法?？梢钥闯觯瑑蓚€模型的擬合度都很高，且Sargan統(tǒng)計量也通過了檢驗。

批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)的動態(tài)空間面板模型實(shí)證結(jié)果顯示：我國批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有動態(tài)性，滯后一期的批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)量對當(dāng)期的作用系數(shù)為0.2413，說明批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動在時間上存在一定的慣性?？臻g面板模型的空間自相關(guān)系數(shù)值為0.0485，且通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。這表明在2006-2013年我國批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)存在顯著的空間溢出效應(yīng)，鄰近地區(qū)的批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動存在互相促進(jìn)的作用?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率的系數(shù)為1.0279，并且在1%水平下顯著。這說明互聯(lián)網(wǎng)普及程度對批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動有正向促進(jìn)作用，當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率每增加1%，批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)會提高1.0279%。城鎮(zhèn)化程度的系數(shù)為2.5085，且通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。這說明城鎮(zhèn)化程度的提高同樣對批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有正向促進(jìn)作用，當(dāng)城鎮(zhèn)化程度每提高1%，批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)會提高2.5085%。開放程度的系數(shù)為0.3211，且通過了1%置信水平下的顯著性檢驗。這說明開放程度的提高對批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動也具有正向促進(jìn)作用。人口密度的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗。

零售業(yè)創(chuàng)業(yè)的動態(tài)空間面板模型實(shí)證結(jié)果顯示：零售業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)量的一階滯后項系數(shù)為0.1699，且通過了5%水平下的顯著性檢驗。這說明零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動也是一個動態(tài)的過程?？臻g相關(guān)系數(shù)為0.0394，并且在1%水平下顯著，這說明零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動同樣具有正向外部溢出效應(yīng)，即本地區(qū)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動會對相鄰地區(qū)的零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生促進(jìn)作用?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率的系數(shù)為0.5956，并且在1%水平下顯著。這說明互聯(lián)網(wǎng)普及程度對零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動也具有正向促進(jìn)作用，當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率每增加1%時，零售業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)就會提高0.5956%。開放程度的系數(shù)為0.2788，并且在1%水平下顯著。這表明開放程度對零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動也具有正向促進(jìn)作用。其它變量的回歸系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗。

結(jié)論與啟示

本文利用2006-2013年我國30個省份（西藏、港、澳、臺除外）的面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)空間計量模型對互聯(lián)網(wǎng)普及程度與批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，我國省域間的批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的空間自相關(guān)性，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動在省域之間呈現(xiàn)出明顯的空間溢出效應(yīng)。一個地區(qū)的批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動不僅取決于區(qū)域內(nèi)部各種因素，還受到鄰近區(qū)域批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動的影響。第二，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動是一個動態(tài)過程，前一期的批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動會對當(dāng)期的批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生促進(jìn)作用。第三，互聯(lián)網(wǎng)普及程度對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有正向促進(jìn)作用。當(dāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率每增加1%時，批發(fā)業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)就會提高1.0279%，零售業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)就會提高0.5956%。第四，開放程度對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動具有明顯的正向促進(jìn)作用。

本文的研究有以下啟示：第一，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)者要利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進(jìn)行渠道創(chuàng)新和產(chǎn)品升級。實(shí)證研究顯示，互聯(lián)網(wǎng)普及程度提升并沒有對批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生抑制作用。面對互聯(lián)網(wǎng)的普及、信息技術(shù)快速發(fā)展，尤其是智能手機(jī)等移動端快速滲透，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)者要積極應(yīng)對，并要合理利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進(jìn)行渠道創(chuàng)新和產(chǎn)品升級，努力避免同質(zhì)化競爭。第二，批發(fā)零售業(yè)創(chuàng)業(yè)者要關(guān)注消費(fèi)需求和留意消費(fèi)體驗。過往批發(fā)零售市場由批發(fā)零售商主導(dǎo)，未來將會變成消費(fèi)者主導(dǎo)。在互聯(lián)網(wǎng)時代，消費(fèi)者需求變得多元，同時他們對產(chǎn)品發(fā)表的感想更容易影響別人。據(jù)普華永道《實(shí)現(xiàn)O2O：中國零售商如何應(yīng)對日益模糊的線上線下銷售界限》報告，社交媒體對中國消費(fèi)者購買決定的影響比其它國家更大。第三，不斷加強(qiáng)區(qū)域間創(chuàng)業(yè)活動的合作，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動協(xié)調(diào)發(fā)展。在研究區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動問題時，不能忽略空間效應(yīng)，在進(jìn)行制度變遷與制度創(chuàng)新時應(yīng)考慮到空間相近區(qū)域之間的相互作用。地方政府要通過區(qū)域良性競爭與緊密合作，形成優(yōu)勢互補(bǔ)、整體聯(lián)動的良好機(jī)制，從而使大眾創(chuàng)業(yè)真正成為應(yīng)對新常態(tài)的重要動力引擎。