王浩

中圖分類號：F713 文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：本文具體分析了互聯(lián)網(wǎng)背景下，商品流通渠道影響內(nèi)外貿(mào)一體化的機制，并提出了本文的基本假設(shè)。綜合運用了差分矩估計、系統(tǒng)矩估計、混合回歸以及固定效應模型對基本假設(shè)進行估計和檢驗。通過與混合回歸和固定效應模型的估計結(jié)果進行對比發(fā)現(xiàn)，差分GMM的估計結(jié)果位于最小二乘估計和固定效應模型估計結(jié)果之間是最有效的。本文的研究結(jié)論證實了商品流通渠道的發(fā)展會對內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響。

關(guān)鍵詞：內(nèi)外貿(mào)一體化 外貿(mào)轉(zhuǎn)內(nèi)銷 商品流通渠道 互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟 差分GMM

研究假設(shè)

（一）以批發(fā)商為依托的縱向商品流通渠道與內(nèi)外貿(mào)一體化

在訂單驅(qū)動式的加工企業(yè)進入國內(nèi)市場過程中，一方面由于國內(nèi)市場地方保護、市場分割等因素的影響，其商品直接進入異地市場十分困難；另一方面，加工企業(yè)習慣于單一品種、大訂單的供貨模式，而零售企業(yè)則傾向于小批量、多品種的采購模式，供需之間存在錯位和矛盾。而批發(fā)環(huán)節(jié)的發(fā)育則可以解決上述問題，一方面，批發(fā)商發(fā)揮自身的商品調(diào)節(jié)職能和跨區(qū)域流轉(zhuǎn)職能解決外貿(mào)加工企業(yè)進入其他市場面臨的空間障礙；另一方面，批發(fā)商利用自身資金實力從制造企業(yè)進行大批量進貨，并批發(fā)給下游中小零售商，由此實現(xiàn)了對商品的集散，解決了內(nèi)外貿(mào)一體化過程中商品的供給與需求在商品集散方面的矛盾。由此可見，在目前的商品流通渠道中，傳統(tǒng)的制造商——批發(fā)商——零售商的縱向流通渠道是有助于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)的。而作為傳統(tǒng)渠道模式中的渠道主導者和組織者，批發(fā)商的發(fā)育程度對內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)起到積極的促進作用，由此，本文提出第一個假設(shè)：假設(shè)1：批發(fā)組織發(fā)育程度越高，即以批發(fā)商為依托的縱向商品流通渠道發(fā)育程度越高，越有利于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)。

（二）以大型連鎖企業(yè)為依托的商品流通渠道與內(nèi)外貿(mào)一體化

大型連鎖經(jīng)營的發(fā)展本身能夠?qū)?nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)起著重要的促進作用。一方面，大型連鎖超市可以利用自身的規(guī)模優(yōu)勢直接向商品供應商進行大批量采購，這解決了大訂單供應模式與小零售商小批量采購模式之間的矛盾，而大型連鎖超市又可以利用自身的經(jīng)營網(wǎng)絡(luò)和統(tǒng)一配送解決供應商與各個零售門店之間存在的空間矛盾。因此，連鎖經(jīng)營模式可以利用自身高度的橫向流通組織化水平解決外貿(mào)企業(yè)進入國內(nèi)市場中遇到的供需矛盾和空間矛盾。而以大型連鎖超市為主導的制造商——大型連鎖超市——消費者這種渠道模式也會有利于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)。由此，本文提出第二個假設(shè)：假設(shè)2：連鎖零售發(fā)育程度越高，即以大型連鎖企業(yè)為依托的商品流通渠道發(fā)育程度越高，越有利于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)。

（三）B2B、B2C等電子商務(wù)模式為代表的新型流通渠道與內(nèi)外貿(mào)一體化

在原有商品流通渠道格局中，由于我國零售環(huán)節(jié)自營能力弱化，外貿(mào)企業(yè)進入國內(nèi)市場的市場進入成本往往很高，工業(yè)制成品或日用消費品在進入連鎖超市等業(yè)態(tài)時要繳納高昂的“入場費”，而百貨、購物中心等業(yè)態(tài)采取“引廠進店”的經(jīng)營模式，因此如果企業(yè)選擇進百貨、購物中心等業(yè)態(tài)，需要生產(chǎn)商投入巨大的資金成本、自建營銷網(wǎng)絡(luò)。電子商務(wù)的出現(xiàn)則極大降低了企業(yè)的內(nèi)貿(mào)成本：以淘寶、京東為代表的平臺型網(wǎng)站為生產(chǎn)商與消費者的直接接觸提供了平臺，且相比于自建營銷網(wǎng)絡(luò)和進入超市渠道，通過電子商務(wù)的平臺進行B2C的交易模式成本和風險都更低；專業(yè)的B2B網(wǎng)站則聚集了大量生產(chǎn)商和需求商，這極大降低了供需雙方信息搜尋的成本，生產(chǎn)商可以更加容易地找到關(guān)于新市場的信息并且可以同時對大量目標客戶進行宣傳和廣告。因此，以互聯(lián)網(wǎng)為依托的電子商務(wù)模式作為新興的內(nèi)貿(mào)流通渠道極大降低了企業(yè)在國內(nèi)市場進行貿(mào)易的成本，從而有助于促進內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)。為此，提出第三個假設(shè)：假設(shè)3：以互聯(lián)網(wǎng)為依托的新型商品流通渠道的發(fā)展對于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)有積極的促進作用。

（四）互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對商品流通渠道與內(nèi)外貿(mào)一體化關(guān)系的影響

互聯(lián)網(wǎng)的特點在于開放、共享、交互，其以低廉的成本促進了信息在商業(yè)系統(tǒng)內(nèi)各個主體之間的傳播、存儲以及使用。一方面，其誘發(fā)了新型流通組織模式和流通渠道，使得商品流通渠道得以創(chuàng)新和變革；另一方面，其作為外生變量參與到商業(yè)體系中，極大促進了商業(yè)系統(tǒng)內(nèi)部社會分工的進一步深化?；ヂ?lián)網(wǎng)的發(fā)展與連鎖零售商的發(fā)展并不存在互斥的關(guān)系，且互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展將提升大型連鎖超市對內(nèi)外貿(mào)一體化的正向促進作用。為此，提出第四、第五個假設(shè)：假設(shè)4：互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展會負向調(diào)節(jié)以批發(fā)商為依托的縱向商品流通渠道對內(nèi)外貿(mào)一體化的影響；假設(shè)5：互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展會正向調(diào)節(jié)以大型連鎖企業(yè)為依托的商品流通渠道對內(nèi)外貿(mào)一體化的影響。

研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取我國30個?。ㄖ陛犑校?005-2014年的10年面板數(shù)據(jù)對基本計量模型進行驗證（由于部分數(shù)據(jù)缺失，香港、澳門、臺灣以及西藏地區(qū)數(shù)據(jù)未被包含）。關(guān)于各省基本經(jīng)濟、社會發(fā)展指標（GDP、城鎮(zhèn)居民人均消費水平、農(nóng)村居民人均消費水平）以及批發(fā)、零售行業(yè)的相關(guān)指標均來源于《中華人民共和國國家統(tǒng)計年鑒》；各地區(qū)工業(yè)銷售產(chǎn)值和出口交貨值數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主要經(jīng)營指標；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的數(shù)據(jù)（互聯(lián)網(wǎng)普及率）來源于CNNIC發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。

表1給出了本文相關(guān)變量的基本統(tǒng)計描述、變量含義以及計算方法。由基本統(tǒng)計描述可見，在關(guān)鍵指標及控制變量上，地區(qū)之間的差異較大，區(qū)域發(fā)展不均衡的現(xiàn)象嚴重。

（二）變量解釋

因變量：本研究試圖分別構(gòu)建兩個指標來表示內(nèi)外貿(mào)一體化的程度。指標1：根據(jù)張昊（2014）使用外貿(mào)傾向（用出口交貨值在工業(yè)銷售總產(chǎn)值中的占比來衡量）來表示制造業(yè)企業(yè)的出口傾向，用本年度出口傾向與上年度出口傾向的變動來衡量出口調(diào)整情況。本文認為，該指標在衡量內(nèi)外貿(mào)一體化水平這一研究問題上也是合理的。在構(gòu)建內(nèi)外貿(mào)一體化的衡量指標時，考慮到內(nèi)貿(mào)與外貿(mào)的分割本質(zhì)上是發(fā)生在商品流通和貿(mào)易領(lǐng)域的問題，因此，其指標構(gòu)建思路應該與測度國內(nèi)市場分割的“貿(mào)易法”的思路一致，貿(mào)易流量應該成為測度內(nèi)外貿(mào)一體化水平的關(guān)鍵。內(nèi)貿(mào)企業(yè)的“走出去””是勢不可擋的，這類企業(yè)進入國際市場是遵循著Melitz（2003）模型的結(jié)論；而我國內(nèi)外貿(mào)一體化問題的關(guān)鍵在于原本進行外貿(mào)的企業(yè)轉(zhuǎn)入國內(nèi)市場的問題。當內(nèi)外貿(mào)市場的分割狀態(tài)越嚴重，原本從事外貿(mào)的企業(yè)將繼續(xù)在國際市場從事生產(chǎn)經(jīng)營活動，因此企業(yè)的外貿(mào)傾向會越大；而內(nèi)外貿(mào)市場的分割程度越低、即一體化程度越高，原有從事外貿(mào)的企業(yè)將轉(zhuǎn)向國內(nèi)市場進行經(jīng)營，因此，企業(yè)的內(nèi)貿(mào)傾向應該越高。由此，筆者將Yexporttende作為內(nèi)外貿(mào)一體化水平的衡量。具體的，Yexpnrttendency=各地區(qū)出口交貨值與工業(yè)銷售值之比*100。該指標將作為本研究主模型的因變量。指標2：筆者認為，內(nèi)外貿(mào)一體化水平越高，則同時進行外貿(mào)和內(nèi)貿(mào)的企業(yè)就越多，這類企業(yè)占企業(yè)總數(shù)的比重也就越高?；谶@樣的思考，本研究構(gòu)建出第二個衡量內(nèi)外貿(mào)一體化程度的指標：內(nèi)外貿(mào)一體化水平=同時進行外貿(mào)和內(nèi)貿(mào)企業(yè)的數(shù)量/企業(yè)總數(shù)。在該指標構(gòu)建中，基本數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計對象是規(guī)模以上工業(yè)法人企業(yè)，包括全部國有和主營業(yè)務(wù)收入500萬元及以上的非國有工業(yè)企業(yè)，與《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》的工業(yè)部分中覆蓋范圍一致。不同的是，“年鑒”內(nèi)容是根據(jù)該數(shù)據(jù)按照不同維度的加總，而本數(shù)據(jù)是企業(yè)的原始數(shù)據(jù)。在具體的指標構(gòu)建上，首先按照地區(qū)計算出每個地區(qū)每年的企業(yè)總數(shù)；之后，計算每年各個企業(yè)的外貿(mào)傾向率，外貿(mào)傾向率位于0至1期間的企業(yè)意味著該企業(yè)同時進行外貿(mào)和內(nèi)貿(mào)，在此基礎(chǔ)之上，按地區(qū)計算出同時進行外貿(mào)和內(nèi)貿(mào)的企業(yè)數(shù)量；最后，計算得到內(nèi)外貿(mào)一體化程度的指標：yintegration=Nin&er/Ntotal，Nin&ex表示某地區(qū)同時進行外貿(mào)和內(nèi)貿(mào)企業(yè)的數(shù)量；Ntotal表示某地區(qū)工業(yè)企業(yè)總數(shù)。yintegration越高，表示內(nèi)外貿(mào)一體化水平越高。該指標將在穩(wěn)健性檢驗部分的模型中出現(xiàn)。endprint

自變量：本文在定義商品流通渠道中強調(diào)三個特征：立足于流通視角、伴隨所有權(quán)轉(zhuǎn)移、強調(diào)渠道成員關(guān)系。而在強調(diào)渠道成員關(guān)系這一問題時，前文指出，渠道成員關(guān)系的有序、一致歸因于商品流通渠道中主要成員和關(guān)鍵環(huán)節(jié)發(fā)揮的作用。在縱向商品流通渠道中，批發(fā)商是該渠道的主要角色，因此其發(fā)育水平會直接影響整體縱向商品流通渠道的發(fā)展。由此，本研究用批發(fā)組織的發(fā)育程度來表示以批發(fā)商為依托的傳統(tǒng)縱向商品流通渠道的發(fā)展水平。具體的，由于批發(fā)組織的發(fā)育程度直接體現(xiàn)在其批發(fā)規(guī)模上，因此，用《中華人民共和國統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)批發(fā)業(yè)商品銷售總額作為這一指標的衡量。同理，在生產(chǎn)商——大型連鎖企業(yè)——消費者這一商品流通渠道下，連鎖企業(yè)是唯一流通過程的中間商，負責組織起整個商品流通環(huán)節(jié)，因此其發(fā)展水平直接影響該渠道的發(fā)展。由于目前缺乏分地區(qū)的電子商務(wù)發(fā)展水平的具體數(shù)據(jù)，因此，在本研究中用互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展水平來表示以電子商務(wù)為代表的新興商品流通渠道模式。具體的，本研究用網(wǎng)絡(luò)普及率對其進行衡量。

控制變量：由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、勞動力資源、市場需求水平等均會對企業(yè)的出口行為和進入國內(nèi)市場的選擇產(chǎn)生影響（張昊，2014），因此選取地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、城鎮(zhèn)居民人均消費水平和農(nóng)村居民人均消費水平等指標作為本研究的控制變量。

（三）估計模型及估計方法

考慮到模型中現(xiàn)有解釋變量無法將影響企業(yè)外貿(mào)傾向的全部因素涵蓋，且地區(qū)當期的外貿(mào)傾向很大程度上受到以往外貿(mào)傾向性的影響，因此，本研究將被解釋變量的一期滯后項引入方程右邊作為被解釋變量出現(xiàn)，由此構(gòu)建動態(tài)面板模型。此時，一階滯后項前的系數(shù)可以表示經(jīng)濟發(fā)展中對外貿(mào)易的“路徑依賴”產(chǎn)生的影響——即不受其他情況影響下，前一期的外貿(mào)傾向?qū)Ξ斊谕赓Q(mào)傾向的影響；如果不考慮任何外界沖擊和干擾，那么前一期的外貿(mào)傾向?qū)Ξ斊谕赓Q(mào)傾向的影響應該是1，但是在受到其他外界因素影響后，一階滯后項前的系數(shù)就會降低。而當期外貿(mào)傾向與前一期外貿(mào)傾向的差即可以表示出口企業(yè)受到外生沖擊后進行的外貿(mào)調(diào)整，這與張昊（2014）的思路是一致的。此外，時間虛擬變量也被加入模型作為控制變量?；谏鲜龇治?，給出本文的基本估計模型：模型（Ⅰ）用來檢驗商品流通渠道對內(nèi)外貿(mào)一體化的影響，模型（Ⅱ）用來檢驗互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展對商品流通渠道與內(nèi)外貿(mào)一體化關(guān)系的影響。

模型（Ⅰ）：

模型（Ⅱ）：

由于動態(tài)模型（Ⅰ）（Ⅱ）中引入因變量的滯后項作為自變量，導致模型在進行一階差分去除個體效應， 依然與相關(guān)，因此，△Yexporttendencyi（t-1）為內(nèi)生變量。根據(jù)Arellano和Bond（1991）， 采取差分GMM（Difference Generalized Method of Moments）對模型進行估計，即利用滯后兩階及更高階的滯后變量作為工具變量。但差分GMM無法估計不隨時間變化的固定效應的系數(shù)，且差分GMM可能存在弱工具變量的問題，因此本文進一步采取Blundell和Bond（1998）提出的系統(tǒng)GMM（System GMM）方法對模型再次進行檢驗。除此之外，基本的混合估計與固定效應模型的估計結(jié)果也會在實證檢驗部分展現(xiàn)。

實證分析結(jié)果

表2、表3分別列出了采用不同的估計方法對模型（Ⅰ）、 （Ⅱ）的估計結(jié)果。在運用差分GMM和系統(tǒng)GMM對模型進行估計的過程中，設(shè)定全部解釋變量與除時間以外的控制變量為內(nèi)生變量。在該動態(tài)面板模型中用外貿(mào)傾向性表示內(nèi)外貿(mào)一體化程度，外貿(mào)傾向性越低，表示內(nèi)外貿(mào)一體化程度越高。作為一致估計，差分GMM能夠成立的前提是擾動項不存在自相關(guān)（陳強，2010），模型（Ⅰ）和模型（Ⅱ）的Arellano-Bond檢驗的結(jié)果表明擾動項的差分存在一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)，故接受擾動項不存在自相關(guān)的原假設(shè)，運用差分GMM進行估計是合理的。此外，對差分GMM估計中的工具變量進行過度識別檢驗，Hansen檢驗的結(jié)果接受了“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。而系統(tǒng)GMM估計檢驗也都接受了擾動項不存在自相關(guān)的原假設(shè)，對過度識別進行的Sargan檢驗Hansen檢驗都接受原假設(shè)，即工具變量對方程均有效。

計量結(jié)果顯示，利用差分GMM對模型（Ⅰ）進行估計，批發(fā)規(guī)模、零售連鎖經(jīng)營規(guī)模、互聯(lián)網(wǎng)普及率均對外貿(mào)傾向產(chǎn)生負向的影響，且都是顯著的。這說明，批發(fā)規(guī)模、零售連鎖經(jīng)營規(guī)模越大以及互聯(lián)網(wǎng)普及率越高，外貿(mào)傾向性越低，即企業(yè)外貿(mào)轉(zhuǎn)內(nèi)貿(mào)的水平越高，內(nèi)外貿(mào)一體化的程度就越高。假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均被驗證。同時，計量結(jié)果可見，相比于批發(fā)規(guī)模、零售連鎖規(guī)模對內(nèi)外貿(mào)一體化的影響，互聯(lián)網(wǎng)的普及率對內(nèi)外貿(mào)一體化產(chǎn)生的影響更大：批發(fā)規(guī)模每增加1，外貿(mào)傾向性降低0.0001%；零售連鎖規(guī)模每增加1，外貿(mào)傾向性降低0.001%；而互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，外貿(mào)傾向性降低0.17%。由此可見，在目前商品流通組織體系中，以互聯(lián)網(wǎng)為依托的新型商品流通組織模式對內(nèi)外貿(mào)一體化有著十分巨大的帶動作用。但在運用系統(tǒng)GMM進行估計時，僅批發(fā)規(guī)模對外貿(mào)傾向的負向影響是顯著，且估計系數(shù)相同；而連鎖規(guī)模與互聯(lián)網(wǎng)普及率對外貿(mào)傾向的影響都是不顯著的。但通過與OLS（Ordinary Least Square）和固定效應模型（（FE，F(xiàn)ixed effects）的估計結(jié)果進行對比發(fā)現(xiàn)，系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果與最小二乘法的估計結(jié)果是幾乎一致的，但OLS的估計結(jié)果是上偏于真實值的，因此本研究中運用系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果是無效的，這可能是由于系統(tǒng)GMM構(gòu)造的工具變量過多、接近觀測值所致。而差分GMM的估計結(jié)果是位于最小二乘估計和固定效應模型估計結(jié)果之間的，是合理的，因此本研究中以差分GMM的估計結(jié)果為準。

在對模型（Ⅰ）估計的基礎(chǔ)之上，進一步加入交互項，并對模型（Ⅱ）進行估計。為降低交互項與自變量產(chǎn)生的多重共線性影響估計結(jié)果的顯著性水平，這里采用中心化的方法對交互項進行處理。差分GMM的估計結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及率與連鎖規(guī)模的交互項估計結(jié)果顯著為正，且系數(shù)位于最小二乘估計與固定效應模型估計結(jié)果之間，因此估計結(jié)果是合理的。這表明互聯(lián)網(wǎng)普及率會提高連鎖經(jīng)營規(guī)模對內(nèi)外貿(mào)一體化的影響，假設(shè)3被證實。但假設(shè)4并沒有得到支持。endprint

研究結(jié)論

本文實證結(jié)果證實了商品流通渠道的發(fā)展會對內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)產(chǎn)生顯著影響：批發(fā)組織的發(fā)育程度越高（即傳統(tǒng)以批發(fā)商為依托的縱向商品流通渠道，生產(chǎn)商-批發(fā)商-零售商-消費者發(fā)育程度越高），外貿(mào)傾向越小，越有利于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)；連鎖經(jīng)營的規(guī)模越大（即生產(chǎn)商-連鎖零售商-消費者，在流通領(lǐng)域形成橫向網(wǎng)絡(luò)的渠道模式規(guī)模越大），越有利于促進內(nèi)外貿(mào)一體化的發(fā)展；以互聯(lián)網(wǎng)為依托的電子商務(wù)（扁平化渠道模式，生產(chǎn)商-消費者）的發(fā)展也會顯著促進內(nèi)外貿(mào)一體化的發(fā)展；此外，以互聯(lián)網(wǎng)為依托的新型商品流通渠道對內(nèi)外貿(mào)一體化實現(xiàn)的拉動作用要遠遠大于前兩種傳統(tǒng)商品流通渠道模式。

綜上所述，企業(yè)經(jīng)營層面內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)必須以國內(nèi)商品流通渠道中組織化流通渠道的提高和完善為依托。一方面，這種組織化流通渠道的發(fā)展可以依托批發(fā)環(huán)節(jié)的發(fā)育來帶動縱向流通體系組織化（供應商-批發(fā)商-零售商-消費者的傳統(tǒng)模式）的發(fā)展，這是通過對商品流通關(guān)鍵環(huán)節(jié)的組織和優(yōu)化來提高關(guān)鍵渠道成員對渠道的整體組織能力和影響能力，從而保證最終實現(xiàn)供需耦合；另一方面，可以通過零售連鎖組織的發(fā)育提高流通渠道中流通領(lǐng)域的橫向組織化水平（供應商—連鎖零售商—消費者的渠道模式），這是進一步擴大終端渠道組織對上下游的影響力來實現(xiàn)供需的對接：上述兩種渠道模式組織化程度的提高都為外貿(mào)企業(yè)間接進入國內(nèi)市場提供了基礎(chǔ)。此外，要充分利用互聯(lián)網(wǎng)構(gòu)建的平臺來實現(xiàn)供需的直接匹配和對接，這是利用雙邊市場的特點同時將大量賣方和大量買方組織于同一平臺內(nèi)部，打破商品交易的時空界限，并利用互聯(lián)網(wǎng)輻射范圍的擴大使分散的消費聚集成規(guī)模的消費，從而直接與規(guī)?；笊a(chǎn)對接，這是通過降低國內(nèi)市場的進入成本來促進外貿(mào)企業(yè)直接進入國內(nèi)市場。而相比于前兩種傳統(tǒng)的渠道模式，電子商務(wù)這一新型的渠道模式對于內(nèi)外貿(mào)一體化的實現(xiàn)具有更強的拉動效應。

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