王 鉞

（中共中央黨校（國家行政學院）經(jīng)濟學教研部，北京 100091）

0 引言

在全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的新征程中，整合國內(nèi)市場資源、利用市場規(guī)模優(yōu)勢，建成全國統(tǒng)一大市場是暢通國內(nèi)大循環(huán)、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。隨著全球新一輪科技和產(chǎn)業(yè)革命的推進，以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新一代信息技術(shù)不斷滲透到社會生產(chǎn)、生活的各個方面，重塑了勞動、資本、土地等傳統(tǒng)要素框架下阻礙國內(nèi)市場整合的因素，為區(qū)域間要素的自由流動、生產(chǎn)方式的變革等提供了新的動力，進而也成為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力。

雖然互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域間的市場整合具有重要影響，但影響方向可能是雙向的。一方面，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的跨時空信息傳播、降低交易成本、互聯(lián)互通等先天優(yōu)勢，能夠打破單個區(qū)域、單個城市之間的市場分割狀態(tài)，使得地理距離較遠的空間單元之間聯(lián)系更加緊密，加速區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系，從而對我國區(qū)域間的市場整合產(chǎn)生有利的影響；另一方面，由于初始信息稟賦的非均衡分布，中國各地區(qū)間的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平存在差異，“數(shù)字鴻溝”顯著存在[1]，這在一定程度上抑制了網(wǎng)絡效應的正常發(fā)揮，加劇了互聯(lián)網(wǎng)的空間集聚效應，從而不利于市場整合。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域間的市場整合既有正向促進作用，也有反向抑制作用。那么，互聯(lián)網(wǎng)究竟如何影響區(qū)域間的市場整合？互聯(lián)網(wǎng)影響區(qū)域市場整合的內(nèi)在機制是什么？關(guān)于這些問題的思考和回答，能為進一步促進我國互聯(lián)網(wǎng)的合理化發(fā)展、推動市場整合和要素自由流動，進而實現(xiàn)中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展提供有益啟示。

本文基于建設全國統(tǒng)一大市場的時代背景，從空間、經(jīng)濟、制度三個維度，對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的理論機制進行系統(tǒng)全面的分析，打開了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與國內(nèi)市場之間的“黑箱”，揭示了提高互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對發(fā)展中國家的特殊意義，為我國加快全國統(tǒng)一大市場建設，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供啟示。

1 理論分析

從現(xiàn)實來看，我國國內(nèi)市場間的整合主要受到空間地理因素、經(jīng)濟主體之間的信息傳遞效率因素以及制度性因素的影響，具體可以將這些因素歸類為空間因素、經(jīng)濟因素和制度因素三個層面。從理論上看，Litan 和Rivlin（2001）[2]通過研究互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展特征指出，互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟活動的任何影響均能通過空間、經(jīng)濟與制度三個途徑產(chǎn)生。因此，本文從空間聯(lián)通機制、經(jīng)濟整合機制和制度作用機制三個層面考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的內(nèi)在機制。

1.1 空間聯(lián)通機制

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的空間聯(lián)通機制主要強調(diào)的是互聯(lián)網(wǎng)的基礎(chǔ)設施功效。首先，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施包括計算機、寬帶、光纖、無線路由器等網(wǎng)絡設施，通過這些基礎(chǔ)設施可以將分散的空間連接成統(tǒng)一的網(wǎng)絡，例如全國統(tǒng)一的物流網(wǎng)絡、全國層面的就業(yè)信息網(wǎng)站等?？臻g網(wǎng)絡的形成在一定程度上打破了空間地形因素和地理距離的限制，提高了信息傳輸效率，極大地節(jié)省了運輸成本和要素流動成本，使得商品和要素在區(qū)域間的流動變得更加便利，從而有利于國內(nèi)市場的整合。其次，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施能夠?qū)⒏蠓秶牡乩砜臻g連接起來，從而產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應?；ヂ?lián)網(wǎng)作為一種公共物品具有典型的外部性特征，能夠在無形中促進要素的邊際生產(chǎn)率提高，進而使得生產(chǎn)可能性曲線向外移動，促進產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化，加速地區(qū)間的商品生產(chǎn)和要素分工，擴大市場范圍。最后，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施還具有空間集聚效應，而這種空間集聚效應不利于市場整合。

綜合上述分析可知，空間聯(lián)通機制強調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施的作用，通過互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施發(fā)揮的規(guī)模效應和網(wǎng)絡效應可以弱化商品和資源要素在區(qū)域間流動的空間距離壁壘，從而推動市場整合；然而互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設施的發(fā)展還會產(chǎn)生空間集聚效應，使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展較好的地區(qū)能夠進一步吸引更多的產(chǎn)品和要素資源集聚，從而拉大區(qū)域間差距，不利于市場整合。因而互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的空間聯(lián)通機制對市場整合影響的正負向作用不明確，主要取決于網(wǎng)絡效應、規(guī)模效應的正向作用大小與集聚效應的負向作用大小之間的差距。

1.2 經(jīng)濟整合機制

經(jīng)濟整合機制主要強調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)際經(jīng)濟往來的作用功效。區(qū)際經(jīng)濟貿(mào)易行為的發(fā)生依次需要經(jīng)過生產(chǎn)者、批發(fā)商、零售者，最后才到達消費者手中，從生產(chǎn)者到消費者的過程中存在的大量批發(fā)商和零售商延長了流通長度，加大了交易成本。而互聯(lián)網(wǎng)能夠在生產(chǎn)者和銷售者之間直接建立經(jīng)濟聯(lián)系，減小市場主體之間的信息不對稱程度，從而壓縮產(chǎn)品流通渠道，使其出現(xiàn)虛擬化和扁平化的趨勢。特別是互聯(lián)網(wǎng)平臺的廣泛應用，使得各市場主體能夠通過互聯(lián)網(wǎng)平臺直接實現(xiàn)溝通和交易，平臺中的交易雙方可以是同地區(qū)的，也可以是跨地區(qū)的。除此之外，互聯(lián)網(wǎng)思維能力的提升可以促使經(jīng)濟主體間進一步加強溝通、交流與合作，帶動信息的共享和生產(chǎn)要素集中?；ヂ?lián)網(wǎng)思維目前雖然沒有權(quán)威的定義，但是也取得了一定的共識，李海艦等（2014）[3]將“開放、共享、平等、協(xié)作”定義為互聯(lián)網(wǎng)思維。隨著互聯(lián)網(wǎng)滲透到經(jīng)濟生活的方方面面，我國各經(jīng)濟主體的互聯(lián)網(wǎng)思維意識也在逐步提升，利用互聯(lián)網(wǎng)實現(xiàn)的區(qū)際交流和合作不斷增加，并且開放、共享的意識也使得經(jīng)濟主體更愿意進行信息交流和協(xié)作，這些均有利于要素在區(qū)域間的自由流動和資源配置效率的提升，進而促進國內(nèi)要素市場整合的實現(xiàn)。

然而，互聯(lián)網(wǎng)雖然能夠通過降低交易成本、提高信息流通效率、數(shù)字金融等手段促使商品和要素在區(qū)域間實現(xiàn)自由流動，增加區(qū)域間的經(jīng)濟關(guān)聯(lián)，進一步推動區(qū)際市場的整合；但是，互聯(lián)網(wǎng)在發(fā)展過程中也帶來了一些負面影響，例如網(wǎng)絡上“鋪天蓋地”的海量信息不僅造成了信息的冗余，還有可能存在著虛假信息等，這在一定程度上加大了經(jīng)濟主體篩選和甄別真實有效信息的困難，特別是虛假信息的存在可能會嚴重影響經(jīng)濟運行效率，進而增加了區(qū)際市場整合的難度。由此可知，互聯(lián)網(wǎng)影響市場整合的經(jīng)濟整合機制中也可能存在著正、反兩個方向的作用，其中信息流通效應、交易成本降低效應和數(shù)字金融效應能夠促進市場整合，而信息冗余效應對市場整合產(chǎn)生了阻礙作用。

1.3 制度作用機制

廣義上的制度不僅包括法律規(guī)范，還包括行業(yè)規(guī)則，而市場本身也是提供商品交易的一種制度安排?；ヂ?lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展在帶來平臺經(jīng)濟繁榮的同時也使得市場結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了壟斷的傾向，從而對市場整合產(chǎn)生了不利的影響?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺在發(fā)展的過程中往往具有“成本次可加性”特征，從而形成壟斷的可能性較高。此外，互聯(lián)網(wǎng)平臺之間交叉網(wǎng)絡外部性的存在，使得用戶對平臺的評價往往依賴于平臺另一端用戶數(shù)的多少，從而用戶數(shù)越多的平臺越容易產(chǎn)生用戶集聚效應，增加了平臺壟斷的可能性。在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的過程中，相應的網(wǎng)絡使用法律法規(guī)、網(wǎng)絡信息發(fā)布規(guī)范、網(wǎng)絡監(jiān)管環(huán)境等也逐漸變得更加健全和完善，這為更好地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡效應、規(guī)模效應、信息連通效應等，破除區(qū)際地方保護主義下的行政性壁壘提供了制度保障作用，還能夠通過交易成本的降低產(chǎn)生自我激勵作用，形成市場化過程中的自我強化機制，從而有利于市場整合的實現(xiàn)。

可見，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的制度作用機制同時具有正向的制度規(guī)制效應和負向的壟斷效應?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺廣泛使用帶來的壟斷效應妨礙了市場秩序的正常運行，干擾了市場價格，并且影響企業(yè)等用戶的自由進入和退出，影響了資源配置效率的提升，從而對市場整合的推進產(chǎn)生抑制作用；而互聯(lián)網(wǎng)通信技術(shù)發(fā)展過程中伴隨的互聯(lián)網(wǎng)使用法律法規(guī)完善和網(wǎng)絡監(jiān)管體系健全為更好地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的“連接經(jīng)濟”功效，破除區(qū)際市場分割、弱化行政性貿(mào)易壁壘等提供了制度保障，從而有助于全國統(tǒng)一大市場的實現(xiàn)。

從上述理論分析可知，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響均呈現(xiàn)“雙刃劍”的特征，最終結(jié)果需結(jié)合中國的具體實際進行計量分析。

2 研究設計

2.1 計量模型建立

基于上述分析，本文建立如下的基本回歸方程：

其中，i表示城市個體，t表示時間，seg1表征了相鄰地區(qū)間的市場整合，即“以鄰為壑”，seg2表征的是全國整體層面上的市場整合水平。int是城市的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。X為j個可能影響市場整合的控制變量，vi代表城市固定效應，用于控制城市層面上不隨時間變化但會對市場整合產(chǎn)生影響的不可觀測特征，ρt代表時間固定效應，用于鎖定特定年份因素對城市間市場整合的沖擊影響，εi，t為隨機誤差項，用于解決模型中可能存在的異方差和序列自相關(guān)問題。由于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合產(chǎn)生影響需要一定的時間，因此在模型中將市場整合指數(shù)進行前置一年處理，這樣可減弱由互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與市場整合之間可能存在的雙向因果關(guān)系所造成的內(nèi)生性問題。

2.2 市場整合指標的測度

本文的被解釋變量為地區(qū)間的市場整合水平seg。區(qū)域市場整合指數(shù)是判斷地區(qū)間市場是否趨于整合、分割的重要指標?，F(xiàn)有關(guān)于市場整合指數(shù)的測算方法主要有價格法、經(jīng)濟周期法、問卷調(diào)查法、貿(mào)易法等，其中價格法主要是基于“一價定律”和“冰山成本模型”理論，以地區(qū)間相同商品價格的相對差異衡量市場整合水平。價格法的內(nèi)在邏輯是如果兩地區(qū)間商品價格的變異系數(shù)以及邊界效應縮小，或是商品價格在統(tǒng)計上趨同，則說明區(qū)域間的市場趨于整合，市場分割程度下降。相較于其他方法，價格法在計算市場整合指標時納入了更多的信息，并且數(shù)據(jù)可獲得性較好，因而成為目前研究區(qū)域市場整合的主要方法?；诖?，本文采用相對價格法對中國城市間的市場整合程度進行測算，測算過程參照白俊紅和劉怡（2020）[4]、彭橋等（2021）[5]的研究。

2.3 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的測度

本文的核心解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標（int）。本文同時考慮了固定互聯(lián)網(wǎng)普及率（Int_tradition）和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率（Int_mobile）兩種形式的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標。固定互聯(lián)網(wǎng)普及率采用城市每百人互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)衡量。受城市微觀數(shù)據(jù)可得性的限制，目前移動互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)據(jù)在大部分城市層面上只能獲得移動電話用戶數(shù)，考慮到在當前的4G、5G網(wǎng)絡背景下，電子郵件、電子商務、視頻云會議、購物等互聯(lián)網(wǎng)通信活動均可以由移動電話完成，并且雖然我國從2014 年開始普及4G 信號，但是在2006—2013 年2G、3G 通信網(wǎng)絡下移動電話也具備網(wǎng)絡搜索功能，因而本文使用考察期內(nèi)的移動電話普及率表征移動互聯(lián)網(wǎng)水平，這可能在一定程度上低估城市層面上移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展規(guī)模，后續(xù)的實證結(jié)果可以視為移動互聯(lián)網(wǎng)對市場整合影響的一個下限。

2.4 控制變量

為了進一步控制模型中可能存在的遺漏變量問題，參考已有研究，本文在實證研究中還同時控制了其他可能影響市場整合的因素。（1）財政分權(quán)水平（Fiscal），以各地區(qū)預算內(nèi)人均財政支出占省級人均預算內(nèi)財政支出的比重表征財政分權(quán)水平[6]。（2）對外開放程度（Open），將各地區(qū)的對外開放水平作為控制變量納入計量模型中，采用考察期內(nèi)各地區(qū)進出口總額占GDP的比重衡量。（3）產(chǎn)業(yè)分工水平（Division），本文對各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工水平進行了控制，并采用克魯格曼專業(yè)化指數(shù)進行衡量[7]。相鄰地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)分工水平記為Division1；全國整體層面上產(chǎn)業(yè)分工水平記為Division2。（4）政府支持（Government），使用各地區(qū)的預算內(nèi)和預算外支出總和占GDP 的比重衡量。（5）國有經(jīng)濟比重（Owner），使用國有企業(yè)員工人數(shù)占地區(qū)總員工人數(shù)的比重衡量。（6）地理距離（Distance），利用各地區(qū)與其相鄰地區(qū)的平均面積之和刻畫地理距離，記為Distance1。當測算全國整體層面上的市場整合指數(shù)時，利用各地區(qū)與其他所有地區(qū)的平均面積之和刻畫地理距離[8]，記為Distance2。之所以采用平均面積進行處理，是因為很難準確地在各城市中找到一個合適的位置度量區(qū)際貿(mào)易距離。

2.5 數(shù)據(jù)來源

受限于城市層面上居民消費價格指數(shù)的收集和整理難度，現(xiàn)有涉及市場整合的研究大多集中在省級層面上，且由于居民消費價格指數(shù)的分類指標在2016 年發(fā)生變更①家庭設備用品及維修服務更名為生活用品及服務，醫(yī)療保健和個人用品調(diào)整為醫(yī)療保健，食品、煙酒合并為食品煙酒。，研究時間往往截止到2015年。本文將研究拓展到了城市層面上，選取了2006—2020年中國236個地級市的面板數(shù)據(jù)。為保證數(shù)據(jù)的一致性，本文通過手工整理，將2016 年之前的食品和煙酒合并為一類，最終的指數(shù)值取兩者的平均值；將2016 年之前的醫(yī)療保健和個人用品中的醫(yī)療保健價格指數(shù)歸為一類，將個人用品中的化妝美容用品和清潔化妝用品歸類到家庭設備及維修服務中，使其與2016 年之后的生活用品及服務類目保持一致；不再考慮其他用品和服務項目，從而在一定程度上保證了數(shù)據(jù)的連續(xù)性。上述數(shù)據(jù)處理過程雖然會存在一定的誤差，但是整體變動較小，相較于數(shù)據(jù)在時間維度上的大量缺失，這樣的處理顯得較為合理。此外，原始數(shù)據(jù)主要來源于各城市的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報、EPS 統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析平臺、中經(jīng)網(wǎng)城市年度數(shù)據(jù)、CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫以及《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準模型估計結(jié)果

本文主要分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響效應，依據(jù)基準回歸模型進行估計得到的回歸結(jié)果如表1所示。

表1 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的基準模型估計結(jié)果

表1中列（1）、列（2）為不控制城市與時間固定效應時的回歸結(jié)果，分別顯示固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展不僅能夠顯著促進相鄰地區(qū)間的市場整合，還能夠促進全國層面上市場整合水平的提升。列（3）、列（4）進一步控制城市和時間固定效應后，固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展仍然會顯著促進相鄰地區(qū)間的市場整合和全國層面上的市場整合。可以發(fā)現(xiàn)，控制城市和時間固定效應之后，固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率的回歸系數(shù)均有所減小，變得更加合理，說明不加入城市和時間固定效應的模型高估了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響。綜合來看，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可以有效促進城市間的市場整合，平均而言，以寬帶為代表的固定互聯(lián)網(wǎng)普及率提高1%，會引致相鄰城市間的市場整合水平提升0.772%，而全國層面上的市場整合水平提升約0.737%，移動互聯(lián)網(wǎng)普及率提高1%，會引致相鄰城市間的市場整合水平提升0.884%，而全國層面上的市場整合水平提升約0.845%，可見僅考慮“以鄰為壑”下相鄰地區(qū)間的市場整合水平可能會高估互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響?？傮w來講，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提升最終有利于我國區(qū)域間的市場整合，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展伴隨的正向促進作用超過了負向作用的影響。數(shù)字經(jīng)濟時代，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展將成為影響我國區(qū)域市場整合的關(guān)鍵性因素。

進一步分析可知，相比于寬帶上網(wǎng)等固定互聯(lián)網(wǎng)形式，移動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響作用更大，這一結(jié)果與現(xiàn)實相符。

3.2 內(nèi)生性檢驗

對于上面所述的模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量估計方法進行克服。從互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展歷史來看，互聯(lián)網(wǎng)在社會中的應用先是通過電話線撥號接入的，經(jīng)過多年的發(fā)展才實現(xiàn)目前的光纖寬帶接入技術(shù)。因此，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展應該與固定電話的發(fā)展具有一定的相關(guān)性，歷史上固定電話普及率較高的地區(qū)也可能是互聯(lián)網(wǎng)率先發(fā)展并且普及率較高的地區(qū)。與此同時，隨著信息技術(shù)的飛速發(fā)展和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實現(xiàn)的創(chuàng)造性飛躍，歷史上固定電話數(shù)量對市場的影響已經(jīng)消融，難以對市場整合的發(fā)展產(chǎn)生影響?；诖耍疚慕梃b黃群慧等（2019）[9]的研究，采用歷史上各省份1984 年每百萬人固定電話數(shù)量作為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指數(shù)的工具變量。本文采用工具變量進行回歸的具體估計結(jié)果如表2所示。

表2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的工具變量估計結(jié)果

從表2的一階段回歸結(jié)果可知，歷史上每百人固定電話數(shù)量通過了識別不足檢驗和弱工具變量檢驗，表明選取的工具變量是有效的，IV 估計結(jié)果具有可靠性。從第二階段的回歸結(jié)果可知，當以歷史上每百人固定電話數(shù)量作為工具變量時，固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率對相鄰地區(qū)間的市場整合和全國層面上的市場整合均具有顯著的正向促進作用，這與基準回歸模型的結(jié)論相一致，只是估計系數(shù)更大。由此可見，在考慮了模型可能存在的內(nèi)生性以后，回歸結(jié)論依然可靠。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

考慮模型前置期設置中可能存在的誤差?；鶞驶貧w模型在考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響效應時，將市場整合變量前置了1期，但是新增互聯(lián)網(wǎng)對市場整合的影響也可能發(fā)生在之后的第2期、第3期等。因而，本文又分別選取了前置2期和3期的市場整合變量作為被解釋變量，從而檢驗不同的滯后期是否對模型的估計結(jié)果產(chǎn)生影響，并且前置兩期可以進一步弱化互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與市場整合之間的雙向因果關(guān)系。被解釋變量前置2期和3期的估計結(jié)果如表3所示，限于篇幅，表3中只報告了控制城市和時間固定效應的回歸結(jié)果。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表3的估計結(jié)果可知，將被解釋變量市場整合的前置期從1 期替換為2 期和3 期之后，各前置期下固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率的回歸系數(shù)仍然顯著為正，這進一步說明了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進了城市間的市場整合。與表1 的基準回歸模型結(jié)果相比，替換前置期之后，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的正向促進作用均變得更大，或許是在被解釋變量前置2期或者3期之后減弱了雙向因果關(guān)系，從而帶來了更為準確的估計。總體來看，更換被解釋變量的前置期之后，回歸結(jié)果的方向和顯著性沒有發(fā)生變化，驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

4 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的拓展性分析

4.1 互聯(lián)網(wǎng)的規(guī)模效應檢驗

前文的分析證明了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合具有正向促進作用，而本文的研究樣本期間正是我國互聯(lián)網(wǎng)高速發(fā)展的階段，互聯(lián)網(wǎng)普及率的變化（也即互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡規(guī)模的變化）可能會影響互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響程度，為了探究互聯(lián)網(wǎng)是否具有網(wǎng)絡規(guī)模效應，本文借鑒施炳展和李建桐（2020）[10]的研究，在基準回歸模型的基礎(chǔ)上進一步加入城市層面的固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率與其自身的交互項（也即Int_tradition的二次項、Int_mobile的二次項）后進行回歸，回歸結(jié)果如表4所示，回歸中所用的控制變量與基準模型一致，列（1）、列（2）為不控制城市與時間固定效應時的回歸結(jié)果，列（3）、列（4）為控制城市與時間固定效應的回歸結(jié)果。

表4 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的規(guī)模效應

從表4的估計結(jié)果可以看出，無論是否控制城市和時間固定效應，Int_tradition 二次項和Int_mobile 二次項的系數(shù)均顯著，并且Int_tradition和Int_mobile一次項和二次項的回歸系數(shù)均為正，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響呈現(xiàn)邊際遞增的特征。列（3）、列（4）控制了城市和時間固定效應模型的一次項變量回歸系數(shù)比列（1）、列（2）有所減小，說明模型在控制城市和時間固定效應以后更具有合理性。結(jié)合二次函數(shù)拐點值的計算公式（-b/2a），可知固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)普及率對市場整合的影響方向的拐點值一定小于0，拐點值對應的經(jīng)濟意義為當固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)的普及率出現(xiàn)在拐點值左側(cè)時，網(wǎng)絡普及率的增加反而會降低市場整合程度，當固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)的普及率出現(xiàn)在拐點值右側(cè)時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的促進作用會隨著網(wǎng)絡普及率的增加而增加，呈現(xiàn)邊際遞增的特征。因為Int_tradition 和Int_mobile 的值是非負的，因而一定出現(xiàn)在拐點值的右側(cè)，也即二次曲線的上升階段，這表明我國城市層面固定互聯(lián)網(wǎng)和移動互聯(lián)網(wǎng)的普及率對城市間市場整合的影響始終為正，并且這一正向促進效應會隨著互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模的增大而增強?？傮w來說，從全國整體層面來看，互聯(lián)網(wǎng)對市場整合的影響具有網(wǎng)絡規(guī)模效應，影響效應始終為正，并且會隨著互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模的增大而不斷增強。

此外，表4 的回歸結(jié)果說明，在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的不同階段，由于網(wǎng)絡規(guī)模的不同，其對市場整合的影響程度存在差異。因而研究發(fā)展中國家的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟效應時，不能照搬基于發(fā)達國家研究得出的結(jié)論，因為發(fā)達國家的研究結(jié)論暗含互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模較大這一假設，這與發(fā)展中國家的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展現(xiàn)實可能不符。

5 結(jié)論

本文在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合理論分析的基礎(chǔ)上，實證檢驗了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響效應。首先，通過分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的平均影響效應、并對其進行內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗，從而證明了前文研究假設的成立；其次，驗證了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合影響作用的獨立性和范圍；最后，分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的異質(zhì)性特征。本文的主要研究結(jié)論如下：第一，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對我國地區(qū)間的市場整合具有顯著的促進作用。在考慮了模型可能存在的內(nèi)生性之后，這一結(jié)論仍然具有穩(wěn)健性。此外，互聯(lián)網(wǎng)對市場整合的促進作用會隨著互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模的增大而提高，呈現(xiàn)邊際遞增的特征。第二，互聯(lián)網(wǎng)在較大的地域范圍內(nèi)能夠更好地發(fā)揮作用。地域空間較大時，限于較高的信息傳遞和搜尋成本，市場在尋找貿(mào)易對象進行整合時就更加依賴于互聯(lián)網(wǎng)。這一結(jié)果表明隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，各地區(qū)在開展經(jīng)濟往來時應該打破將交易伙伴限定在周邊鄰近地區(qū)的固定思維，信息傳輸和搜尋成本的降低使得更遠地域范圍內(nèi)的區(qū)際貿(mào)易成為可能，從而促進全國層面上的市場整合。