趙 霞

（蘇州科技大學商學院，江蘇蘇州 215009）

一、引言

互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為新常態(tài)下拉動經(jīng)濟增長的新引擎，虛實空間互動耦合帶來的“連接紅利”極大地提高了生產(chǎn)效率和供需匹配效率，突破了時空界限的交易有效地促進了各類生產(chǎn)要素的流動和優(yōu)化配置。盡管學界對寬度接入促進經(jīng)濟增長取得了較為一致的結(jié)論，但是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平在區(qū)域?qū)用娌痪鈩t是不爭的事實，“數(shù)字鴻溝”不僅存在于發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間，也存在于一國內(nèi)部[1-2]；既表現(xiàn)為接入性差異——互聯(lián)網(wǎng)端口和數(shù)字化接入的差異，也存在應用能力差異——互聯(lián)網(wǎng)思維以及基于互聯(lián)網(wǎng)的各類經(jīng)濟、社會活動差異[3]。實證研究表明以網(wǎng)絡零售、電子商務為代表的互聯(lián)網(wǎng)應用水平的差異導致了地區(qū)差距的擴大[4-5]，特別是互聯(lián)網(wǎng)信息技術具有明顯的空間溢出效應[6-7]，因此其對區(qū)域經(jīng)濟差異的影響需要重新評估。那么，互聯(lián)網(wǎng)接入和互聯(lián)網(wǎng)應用是否具有不同的經(jīng)濟增長效應和收斂效應？這兩類效應在不同地區(qū)是否具有不同的表現(xiàn)？更進一步地，當考慮到空間因素后，互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟的影響又會如何？

對上述問題的回答構(gòu)成了本文研究的主要內(nèi)容。當前已有較多研究分析了互聯(lián)網(wǎng)提高經(jīng)濟績效的原因，但對互聯(lián)網(wǎng)影響經(jīng)濟增長是否存在異質(zhì)性關注不足，這里的異質(zhì)性包含兩層含義：一是，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對不同地區(qū)經(jīng)濟的影響不同；二是，互聯(lián)網(wǎng)接入能力和應用能力對經(jīng)濟增長的影響不同?？紤]到互聯(lián)網(wǎng)的跨區(qū)域連通性以及基于互聯(lián)網(wǎng)的各類經(jīng)濟活動在地理空間上的相關性，本文將采用空間面板計量模型進行實證檢驗，從而避免可能產(chǎn)生的估計偏誤。

當前既有研究圍繞“互聯(lián)網(wǎng)是否會帶動經(jīng)濟增長”“互聯(lián)網(wǎng)推進經(jīng)濟增長是否存在地區(qū)差異”“互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響機理及表現(xiàn)形式”展開。

關于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否能帶動經(jīng)濟增長，學者們的研究大都得出了一致并且肯定性的結(jié)論。國外研究方面，Choi 和Yi（2009）[8]使用1991—2000 年全球207 個國家的數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)在刺激經(jīng)濟增長方面發(fā)揮了顯著的積極作用。Salahuddin 和Gow（2016）[9]使用南非1991—2013 年的時間序列數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)使用率、金融發(fā)展以及貿(mào)易開放度對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明長期來看互聯(lián)網(wǎng)使用率對南非經(jīng)濟增長存在顯著正向影響。相似研究還有Czernich 等（2011）[10]、Koutroumpis（2009）[11]。

國內(nèi)利用中國數(shù)據(jù)的研究也都肯定了互聯(lián)網(wǎng)的促經(jīng)濟增長作用[12-13]，另有研究以電子商務為核心解釋變量，也得出了類似結(jié)論[14-15]。

在互聯(lián)網(wǎng)的增長效應是否存在地區(qū)差異方面，當前研究并未取得一致。Jung（2014）[16]以巴西2007—2011 年的州際數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對巴西落后地區(qū)的經(jīng)濟促進作用更加明顯，因此互聯(lián)網(wǎng)接入有利于落后地區(qū)實現(xiàn)趕超。Peters（2001）[17]則指出，信息技術落后、信息資源匱乏的發(fā)展中國家很難從互聯(lián)網(wǎng)中獲得經(jīng)濟增長動力，它們逐漸陷入數(shù)字鴻溝的深淵，而處于數(shù)字鴻溝另一端的發(fā)達國家卻能利用網(wǎng)絡推動經(jīng)濟增長，其結(jié)果是加劇了南北經(jīng)濟差距。Wijers（2010）[18]、James（2011）[19]通過實際案例對其觀點進行了驗證，得出了類似結(jié)論。在利用中國數(shù)據(jù)的研究中，林娟（2016）[20]通過在經(jīng)濟收斂模型中引入互聯(lián)網(wǎng)變量的實證研究顯示，2007—2013 年間互聯(lián)網(wǎng)擴大了中國區(qū)域經(jīng)濟差異。茶洪旺和胡江華（2012）[21]指出信息分化會導致貧富分化，韓寶國和朱平芳（2014）[22]的研究表明雖然中國中、西部地區(qū)寬帶滲透率總體比較接近，但寬帶對西部地區(qū)經(jīng)濟的總體推動作用不明顯。張家平等（2018）[23]以互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動電話普及率為核心解釋變量，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響效果非線性，且受到地區(qū)人力資本水平和創(chuàng)新水平的正向調(diào)節(jié)。毛宇飛（2017）[24]的研究也表明互聯(lián)網(wǎng)普及率對落后地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用更為明顯。

關于互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響機理及表現(xiàn)形式，嚴成樑（2012）[25]從信息共享和相互溝通視角，將以互聯(lián)網(wǎng)為載體的信息技術視為社會資本，發(fā)現(xiàn)其對中國經(jīng)濟增長具有顯著正向影響；郭家堂和駱品亮（2016）[26]從互聯(lián)網(wǎng)技術、互聯(lián)網(wǎng)平臺、互聯(lián)網(wǎng)思維、網(wǎng)絡效應四個維度考察了互聯(lián)網(wǎng)對全要素生產(chǎn)率的作用，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對中國全要素生產(chǎn)率的促進作用是非線性的。戴德寶等（2016）[27]基于科技規(guī)律、經(jīng)濟規(guī)律、發(fā)展數(shù)據(jù)和時序規(guī)律分析了互聯(lián)網(wǎng)技術發(fā)展與中國經(jīng)濟發(fā)展的正向互動效能關系，認為互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式加速了中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型和發(fā)展，而互聯(lián)網(wǎng)技術則支撐著互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式的變革。

就已有研究看，當前對互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長關系的探索雖然取得了一些有益的結(jié)論，但仍存在明顯不足。其一，缺乏對互聯(lián)網(wǎng)應用水平的關注。使得各地真實利用、使用互聯(lián)網(wǎng)的能力得不到體現(xiàn)。其二，缺乏空間相關性的考慮。現(xiàn)有研究對互聯(lián)網(wǎng)促進經(jīng)濟增長的異質(zhì)性考察缺乏對地區(qū)間可能存在空間關聯(lián)的考慮，從而有可能導致估計結(jié)果偏誤。

鑒于此，本文將在以下方面做出探索：首先，在新古典收斂理論框架下，將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平區(qū)分為網(wǎng)絡接入水平和網(wǎng)絡應用水平以捕捉互聯(lián)網(wǎng)促進經(jīng)濟增長的潛在異質(zhì)性，并進一步利用空間計量技術實證檢驗其對經(jīng)濟收斂性的影響及其空間溢出效應。其次，考慮到互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長之間的雙向因果關系以及方程估計中可能存在的遺漏變量而導致的內(nèi)生性，本文采用動態(tài)GMM 和空間二階段最小二乘估計方法，對模型重新進行估計，進一步驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）空間權(quán)重矩陣

本文采用空間鄰接、地理距離和經(jīng)濟距離三種標準生成空間權(quán)重矩陣?？臻g鄰接矩陣W1，某省份與其相鄰的省份設為1，不相鄰則為0；地理距離矩陣W2 利用兩省省會之間最短公路距離倒數(shù)求得，省會城市之間距離越遠，則兩省之間空間相關度越弱[28]；經(jīng)濟距離W3 以兩地間人均實際GDP 年均值①以2009 年為基期進行價格平減。的絕對差值的倒數(shù)表征[29-30]?？臻g權(quán)重進行了標準化處理。

（二）模型設定

根據(jù)Barro 和Sala-I-Martin（1997）[31]提出的收斂性分析框架，本文采用β 收斂機制來考察互聯(lián)網(wǎng)對我國區(qū)域經(jīng)濟的空間影響效應。經(jīng)濟斂散性是區(qū)域經(jīng)濟增長差異的趨勢性表現(xiàn)，所謂收斂是指落后地區(qū)比富裕地區(qū)增長得更快，則落后地區(qū)的人均收入會趕上發(fā)達地區(qū)。在一段時期內(nèi)，當不同經(jīng)濟體可以無條件收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，則被稱為β 絕對收斂；β 條件收斂則放松了地區(qū)間具有完全相同經(jīng)濟特征的假設，認為地區(qū)收斂進程會受到其他因素的影響，由于地區(qū)異質(zhì)性的存在，每個地區(qū)只能達到自身的均衡狀態(tài)。

本文意在探討互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟增長差異的影響，我們將在Barro 與Sala-I-Martin 分析框架中引入互聯(lián)網(wǎng)變量加以控制，因此β 條件收斂是我們關注的重點。由于要素流動、技術溢出等因素，使得互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟增長效應存在地理空間上的相互依賴性，這種空間相依性至少體現(xiàn)在三個方面：地區(qū)之間經(jīng)濟增長的相互影響；鄰近地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平及其他因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響；未納入模型的相鄰地區(qū)其他干擾因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。結(jié)合這三種形式，本文構(gòu)建β 條件收斂下的空間計量模型如下：

式（1）中，α 表示各經(jīng)濟體的穩(wěn)定狀態(tài)；yi，t+1和yi，t分別是第i 個地區(qū)第期初和期末的實際人均GDP；inti，t表示i 地區(qū)t 期的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，是本文關注的核心解釋變量；Si，t為一組控制變量；β 為收斂系數(shù)，如果β＜0 則條件收斂成立；γ1、γ2為本文關注的核心解釋變量回歸系數(shù)，分別表示互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應；δ 為控制變量的回歸系數(shù)矩陣；ρ為空間滯后系數(shù)，衡量地區(qū)之間經(jīng)濟增長的相互作用程度；θ1，θ2為自變量空間回歸系數(shù)，分別衡量鄰域地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對本地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響；θ3為控制變量空間回歸系數(shù)；λ 為空間誤差回歸系數(shù)，衡量地區(qū)經(jīng)濟增長受到相鄰地區(qū)其他潛在因素影響的程度；εi，t為擾動項，εi，t～N（0，σ2In）。

當λ=0 時，式（1）為空間杜賓模型SDM：

當θ1、θ2、θ3、λ=0 時，空間杜賓模型退化為空間滯后模型SAR：

當ρ、θ1、θ2、θ3=0 時，空間杜賓模型退化為空間誤差模型SEM：

（三）變量與數(shù)據(jù)

被解釋變量：各地區(qū)經(jīng)濟增長率（rGDP），用實際人均GDP 增長率表示，以2009 年為基期對名義GDP 進行了平減。

解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（int）。結(jié)合上文理論分析，為了捕捉互聯(lián)網(wǎng)接入能力（access）和應用能力（usage）對地區(qū)經(jīng)濟增長的不同影響，本文用互聯(lián)網(wǎng)普及率表征接入能力，用網(wǎng)站數(shù)量與各省總?cè)丝诘谋葋泶砘ヂ?lián)網(wǎng)應用能力。

控制變量：結(jié)合現(xiàn)有文獻，本文控制了一組會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的結(jié)構(gòu)變量。分別是：交通基礎設施水平（inf），用各省鐵路營運里程、等級公路里程、內(nèi)河航運里程之和占各省面積的比表示；對外開放程度（open），用各省實際利用外資額FDI 占GDP 的比重表示，采用當年匯率進行了換算；地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（str），用第三產(chǎn)業(yè)增加值占各省當年GDP的比重表示；政府對經(jīng)濟的參與程度（gov），用各地財政支出占當年GDP 的比重表示；城市化率（urb），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽?/p>

本文選取的樣本區(qū)間為2009—2017，除特殊說明外，以上數(shù)據(jù)均來源于中國信息中心（CNNIC）、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國信息統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計分析如表1 所示。

表1 各變量定義與統(tǒng)計性描述

三、實證結(jié)果

（一）空間相關性檢驗

本文用Moran's I 指數(shù)對各地人均產(chǎn)出和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的空間相關性進行檢驗。結(jié)果顯示，考察期內(nèi)，三種空間權(quán)重矩陣下人均產(chǎn)出、互聯(lián)網(wǎng)普及率表現(xiàn)出正向空間相關性，且各年均在1%水平上顯著；以經(jīng)濟距離為權(quán)重的M 指數(shù)值最高，其次為鄰接距離、地理距離。人均擁有網(wǎng)站數(shù)量在地理權(quán)陣下表現(xiàn)出低度負相關，在鄰接和經(jīng)濟權(quán)陣下均表現(xiàn)出顯著的空間正相關性。從Moran's I 指數(shù)的變化趨勢看，2009—2017 年Moran's I 指數(shù)存在一定波動，但波動范圍不大。

圖1 2009—2017 年人均GDP 的Moran's 指數(shù)變動趨勢

圖2 2009—2017 年互聯(lián)網(wǎng)普及率的Moran's 指數(shù)變動趨勢

圖3 2009—2017 年人均擁有網(wǎng)站數(shù)量的Moran's 指數(shù)變動趨勢

（二）增長和收斂性檢驗

1.空間模型的選擇

對于空間滯后和空間誤差模型而言，Anselin（1995）[32]建議通過檢驗兩個拉格朗日乘數(shù)（LM-sar和LM-error）及其穩(wěn)健形式（Robust LM-sar 和Robust LM-error）來判別，其基本原則是比較LM-sar 和LMerror 兩個統(tǒng)計量哪一個顯著，顯著的即為要選擇的空間計量模型。如果兩者都顯著，則還需要比較Robust LM-sar 和Robust LM-error。

由于SAR 和SEM 均是SDM 的特例，Elhorst（2014）[33]進一步提出用于模型選擇的Wald 檢驗和LR 檢驗，其原假設是“空間杜賓模型可以退化為空間誤差（滯后）模型”，拒絕原假設則意味著選擇杜賓模型是適宜的，否則選擇空間誤差或空間滯后模型。表2 給出了各類假設檢驗的結(jié)果。

依據(jù)上述判定原則，LM 檢驗顯示三類權(quán)陣下，空間滯后和空間誤差的統(tǒng)計量都顯著，但前者統(tǒng)計量值更大，因此SAR 模型優(yōu)于SEM；進一步進行wald和LR 檢驗的結(jié)果表明，W1 和W2 下拒絕杜賓可以降維的原假設，因此空間杜賓模型是較優(yōu)的模型，W3 權(quán)陣下無法拒絕原假設，因此應選SAR 模型。

表2 模型檢驗

2.空間計量結(jié)果分析

（1）全國樣本?？紤]到R2以及LogL 值越大，模型擬合效果越好[34]，三類空間權(quán)重矩陣下，本文均選擇了時空雙固定模型的估計結(jié)果進行分析討論?？臻g估計結(jié)果如表3 所示。

列（1）、列（2）考察了W1 權(quán)陣下互聯(lián)網(wǎng)接入水平和和應用水平對區(qū)域經(jīng)濟的增長效應，列（3）和列（4）加入互聯(lián)網(wǎng)與期初人均產(chǎn)出的交互項，用來考察互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟收斂的影響。權(quán)陣W2 和W3下的增長效應分別見列（5）列（6）和列（9）列（10），收斂效應分別見列（7）列（8）和列（11）列（12）。

三種空間權(quán)陣下，無論是否考慮交互效應，各方程收斂系數(shù)β 均為負且在1%水平上顯著，表明考察期內(nèi)我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出顯著的條件收斂特征，并且這一結(jié)果相當穩(wěn)健。

增長效應來看，互聯(lián)網(wǎng)接入能力和互聯(lián)網(wǎng)應用能力對經(jīng)濟增長的作用體現(xiàn)出異質(zhì)性，前者無益于經(jīng)濟增長，而后者則有利地促進了經(jīng)濟增長。這一結(jié)果表明單純注重互聯(lián)網(wǎng)硬件接入率起不到拉動經(jīng)濟的作用，因此，應從重視網(wǎng)絡鋪設向重視網(wǎng)絡應用轉(zhuǎn)變，只有將互聯(lián)網(wǎng)充分利用起來，構(gòu)建電子商務、電子政務、在線醫(yī)療、在線教育等基于互聯(lián)網(wǎng)的立體化經(jīng)濟活動，才能獲得“連接紅利”，使基礎建設投資真正發(fā)揮作用。收斂效應來看，互聯(lián)網(wǎng)接入交互項前的系數(shù)不顯著，而互聯(lián)網(wǎng)應用交互項在三種權(quán)陣下都較為顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提升可以有利地促進經(jīng)濟的收斂。因此，當前背景下，提高互聯(lián)網(wǎng)應用能力是我國經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)實現(xiàn)趕超的重要途徑。

空間效應顯示，本地增長受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著影響，經(jīng)濟增長具有正的空間相依性，反映出地理接近的地區(qū)間具有協(xié)同發(fā)展效應；相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應用能力的提高均對本地經(jīng)濟產(chǎn)生了“擠出”。趙霞和荊林波（2017）[4]指出電商發(fā)展水平較低的地區(qū)消費外流從而導致經(jīng)濟不振，本文的結(jié)論印證了這一點。另外，回歸結(jié)果還顯示相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高有利于促進本地經(jīng)濟收斂，但程度都不大。

表3 互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟增長和收斂效應空間估計結(jié)果

（2）地區(qū)樣本。為進一步捕捉互聯(lián)網(wǎng)對各地區(qū)經(jīng)濟的影響及差異，我們將全國樣本分為東、中、西三個地區(qū)子樣本，分別進行回歸。根據(jù)檢驗結(jié)果，我們在W1 和W2 空間矩陣下仍選擇空間杜賓模型，在W3 矩陣下選擇滯后模型。

表4 顯示了互聯(lián)網(wǎng)接入能力對各地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響，各地區(qū)在W1 權(quán)陣下的回歸結(jié)果為模型（13）、模型（16）和模型（19）。模型（14）、模型（17）、模型（20）為各地區(qū)在W2 權(quán)陣下的估計結(jié)果，模型（15）、模型（18）、模型（21）則為W3 下的估計結(jié)果。

可以看出，東中部地區(qū)具備條件收斂特征，尤其東部地區(qū)尤為顯著。西部地區(qū)存在某種程度的發(fā)散，但不顯著。從增長效應看，互聯(lián)網(wǎng)接入對東、中部地區(qū)的增長效應為負，對西部地區(qū)經(jīng)濟增長有正向拉動作用。從收斂效應看，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不利于東、中部地區(qū)的經(jīng)濟收斂，但對西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)散有抑制作用。

表4 分地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應：互聯(lián)網(wǎng)接入（access）

從空間效應看，東部樣本的空間效應比較顯著，相鄰省份互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不僅有利于本地經(jīng)濟增長也促進了東部地區(qū)內(nèi)部的收斂，中西部樣本的空間關聯(lián)不明顯。

表5 顯示了互聯(lián)網(wǎng)使用能力對各地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響回歸結(jié)果。模型（22）、模型（25）、模型（28）為鄰接矩陣下的估計結(jié)果，模型（23）、模型（26）、模型（29）為地理空間權(quán)陣下的估計結(jié)果，模型（24）、模型（27）、模型（30）為經(jīng)濟空間權(quán)陣下的估計結(jié)果。

表5 各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應：互聯(lián)網(wǎng)應用（usage）

可以看出，在互聯(lián)網(wǎng)應用能力影響下，中部地區(qū)條件收斂特征十分顯著，東部地區(qū)在鄰接距離下收斂，西部地區(qū)在經(jīng)濟距離下收斂。從增長效應看，互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提高有利地促進了東部經(jīng)濟增長，對中部地區(qū)的增長效應為負，西部地區(qū)不顯著。東部地區(qū)電商發(fā)達，各種互聯(lián)網(wǎng)的新形態(tài)層出不窮，數(shù)字經(jīng)濟已經(jīng)成為拉動當?shù)亟?jīng)濟增長的重要力量，與之對比，西部地區(qū)電商發(fā)展水平低，對互聯(lián)網(wǎng)的應用不足，因此互聯(lián)網(wǎng)還不足以成為促進經(jīng)濟增長的主要因素。從收斂效應看，互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提高促進了東部地區(qū)的經(jīng)濟收斂，但卻不利于中部地區(qū)收斂。

從空間效應看，各地區(qū)樣本內(nèi)部均表現(xiàn)出正的空間相依性，這一點與全國樣本一致。對東部地區(qū)而言，互聯(lián)網(wǎng)應用能力也和其接入率一樣，表現(xiàn)出促增長和促收斂的雙重效應，即相鄰省份互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提高不僅有利于本地經(jīng)濟增長也促進了東部地區(qū)內(nèi)部的收斂；西部省份則恰恰相反，相鄰地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提高不利于西部省份經(jīng)濟增長和收斂。中部樣本的空間關聯(lián)不明顯?？刂谱兞糠矫媾c表4 的回歸結(jié)果基本一致。

綜合對比表4 和表5，我們發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高無益于東部和中部地區(qū)經(jīng)濟增長，而對西部經(jīng)濟增長有顯著拉動作用；而互聯(lián)網(wǎng)使用能力的提高對東部經(jīng)濟增長有促進作用，無益于中部增長，對西部的作用不明顯。如果把互聯(lián)網(wǎng)接入視為低階能力，而對互聯(lián)網(wǎng)的利用視為高階能力的話，通過這一結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長能起到正向作用的是互聯(lián)網(wǎng)高階能力，互聯(lián)網(wǎng)低階能力僅能對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生增長拉動作用，對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高更多表現(xiàn)為基礎設施投資的擠出效應。這一結(jié)果啟示我們提高互聯(lián)網(wǎng)普及率、推廣互聯(lián)網(wǎng)應用，應因地制宜，根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實狀況實施差別化的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展戰(zhàn)略。與增長效應不同，收斂效應顯示互聯(lián)網(wǎng)低階能力不利于東部地區(qū)收斂，對西部地區(qū)收斂有利；互聯(lián)網(wǎng)高階能力則有利于東部收斂，對西部的影響不明顯。這很可能是因為經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)已經(jīng)完成了投資拉動增長階段，繼續(xù)追加投資只會造成更大的擠出，而當前對互聯(lián)網(wǎng)的充分有效利用才是縮小地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟差距的有效手段，西部的情形正好相反。

四、內(nèi)生性問題處理

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平越高的地區(qū)，經(jīng)濟增長速度可能更快，反之，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平可能會遠遠高于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)；此外，經(jīng)濟增長存在累積效應，上一期經(jīng)濟變量可能會對當期產(chǎn)生影響，如不控制此類動態(tài)時滯可能會遺漏重要變量。因此，必須解決互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長之間存在逆向因果關系和變量遺漏而導致的內(nèi)生性問題。由于本文在鄰接和地理距離下選擇空間杜賓模型，在經(jīng)濟距離下選擇空間滯后模型，因此，在前兩種空間權(quán)重矩陣下我們將解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平以及被解釋變量經(jīng)濟增長率的一階滯后值分別引入方程，以期解決可能存在的遺漏變量和動態(tài)時滯問題；在經(jīng)濟距離下我們將解釋變量的一階滯后值作為工具變量，進行廣義空間面板的二階段最小二乘（gs2sls），以期解決可能存在的雙向因果問題?；貧w結(jié)果如表6所示。

W1 和W2 空間權(quán)陣下前兩列為引入解釋變量滯后值的估計結(jié)果，后兩列為引入被解釋變量滯后值的結(jié)果?？梢钥闯觯鞣匠痰幕貧w系數(shù)均為負，全國樣本的條件收斂特征具有較強的穩(wěn)健性。從增長效應來看，加入滯后項后，當期和上一期的互聯(lián)網(wǎng)接入水平的提高不利于經(jīng)濟增長，互聯(lián)網(wǎng)應用水平的提高對經(jīng)濟增長具有正向拉動作用。從收斂效應看，互聯(lián)網(wǎng)接入水平的提高不利于經(jīng)濟收斂，擴大了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距；互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提升則在一定程度上促進了經(jīng)濟收斂。引入被解釋變量滯后項后，兩類權(quán)重下，被解釋變量滯后項前的回歸系數(shù)十分顯著，說明經(jīng)濟增長確實存在著累積效應。互聯(lián)網(wǎng)接入水平的經(jīng)濟增長效應為負，互聯(lián)網(wǎng)應用水平的經(jīng)濟增長效應仍然為正；互聯(lián)網(wǎng)接入水平的交互項前的估計系數(shù)為正，互聯(lián)網(wǎng)應用水平的交互項前的估計系數(shù)為負但不顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高不利于經(jīng)濟收斂，而與此相反，互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提升在一定程度上促進了收斂。

表6 全國樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

W3 下，我們利用解釋變量滯后項作為工具變量，對模型進行gs2sls 回歸，重新估計的結(jié)果如（39）～（42）所示。各方程顯示，條件收斂特征顯著，互聯(lián)網(wǎng)接入無益于經(jīng)濟增長，且顯著不利于地區(qū)收斂，互聯(lián)網(wǎng)應用有利于經(jīng)濟增長且促進了地區(qū)收斂（盡管不顯著）。

上述結(jié)論均與前文基準估計結(jié)果相一致，表明結(jié)果具有穩(wěn)定性。

表7、表8 分別為地區(qū)樣本互聯(lián)網(wǎng)接入和應用能力的增長和收斂效應的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。同基準回歸一樣，我們在前兩類權(quán)陣下采用杜賓模型，在經(jīng)濟距離權(quán)陣下采用滯后模型，前兩列為加入滯后變量后的回歸結(jié)果，最后一列為采用工具后的回歸結(jié)果。

可以看出，考慮內(nèi)生性后，多數(shù)變量的顯著性都有了明顯提高。以互聯(lián)網(wǎng)接入衡量的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，東部地區(qū)具有顯著條件收斂特征，中部地區(qū)在鄰接距離下顯著收斂，西部地區(qū)收斂性不明顯?；ヂ?lián)網(wǎng)連接不利于東部地區(qū)增長，對西部地區(qū)增長的效應為正，中部不明顯；東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不利于地區(qū)收斂，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高則促進了西部地區(qū)經(jīng)濟收斂，中部收斂效應不明顯。以互聯(lián)網(wǎng)應用衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，各地區(qū)條件收斂特征仍十分明顯，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提升有利于促進本地經(jīng)濟增長，中部地區(qū)的增長效應為負，西部不明顯；東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提升促進了地區(qū)收斂，對西部影響不明顯。

上述結(jié)論與前文地區(qū)樣本的基準估計結(jié)果基本一致，證實了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 地區(qū)樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果：互聯(lián)網(wǎng)接入（access）

表8 地區(qū)樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果：互聯(lián)網(wǎng)應用（usage）

五、結(jié)論與政策含義

本文實證檢驗了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟的增長和收斂效應。我們區(qū)分了衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的兩種指標，以互聯(lián)網(wǎng)接入率代表初階能力，以互聯(lián)網(wǎng)應用水平代表高階能力，基于新古典增長理論的收斂框架，通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的空間計量模型，實證發(fā)現(xiàn)：

1.互聯(lián)網(wǎng)接入水平和利用水平對經(jīng)濟增長和收斂的作用具有異質(zhì)性?；ヂ?lián)網(wǎng)接入水平的提高對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，互聯(lián)網(wǎng)的充分有效利用則對經(jīng)濟有正向拉動作用；省際經(jīng)濟增長具有顯著的條件收斂特征，互聯(lián)網(wǎng)應用能力的提升可以有效促進經(jīng)濟收斂，互聯(lián)網(wǎng)接入水平的收斂效應不明顯。

2.互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟發(fā)展程度不同地區(qū)的作用具有異質(zhì)性?；ヂ?lián)網(wǎng)接入能力不利于東、中部地區(qū)增長，但對西部的增長促進作用卻十分明顯；互聯(lián)網(wǎng)應用能力對東部地區(qū)增長促進作用明顯，卻不利于中部增長，對西部的作用不甚明顯?；ヂ?lián)網(wǎng)接入水平不利于東、中部地區(qū)經(jīng)濟收斂，在一定程度上促進了西部收斂；與之不同的是，互聯(lián)網(wǎng)應用水平的提高卻顯著促進了東部收斂，不利于中部收斂，對西部的影響不明顯?？梢?，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的增長更依賴于互聯(lián)網(wǎng)高階能力的發(fā)展，同時對互聯(lián)網(wǎng)的有效利用也是縮小東部地區(qū)內(nèi)部發(fā)展差異的有利因素，與之相反的是互聯(lián)網(wǎng)低階能力的提高則對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)增長和收斂作用更明顯。

3.空間關聯(lián)性顯著，省際間相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應用水平的提高都不利于本地增長，卻促進了本地經(jīng)濟收斂。地區(qū)分樣本顯示，鄰域地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應用水平的提高不但有利于東部地區(qū)本地增長，也促進了該地區(qū)經(jīng)濟收斂，對其他地區(qū)的影響不顯著。

結(jié)合上文的分析與討論，本文的政策含義有以下幾點：其一，政府推動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展戰(zhàn)略應具有層次性，對西部欠發(fā)達地區(qū)而言，應繼續(xù)提高互聯(lián)網(wǎng)的普及率；對于中、東部地區(qū)而言，則應著力于提高對互聯(lián)網(wǎng)的利用率。其二，在利用互聯(lián)網(wǎng)推動經(jīng)濟增長的過程中，要注意防范可能存在的競爭效應，破除區(qū)域間可能存在的妨礙要素流動的體制障礙，大力發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+”，利用互聯(lián)網(wǎng)互聯(lián)互通的性質(zhì)，促進各行各業(yè)對互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提高，借助互聯(lián)網(wǎng)促進后發(fā)地區(qū)加快發(fā)展，是實現(xiàn)經(jīng)濟增長趨同、縮小區(qū)域發(fā)展差距的有效路徑。其三，互聯(lián)網(wǎng)時代，西部地區(qū)應利用互聯(lián)網(wǎng)打破時空約束和跨區(qū)域整合資源要素的特點，加快經(jīng)濟發(fā)展從政府主導向市場主導轉(zhuǎn)變；東部地區(qū)則應繼續(xù)發(fā)揮開放高地的優(yōu)勢，充分利用互聯(lián)網(wǎng)整合優(yōu)勢資源，加快創(chuàng)新步伐。