王 鉞

（中共中央黨校（國家行政學(xué)院）經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，北京 100091）

0 引言

在全面建設(shè)社會(huì)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(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)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(jìn)，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(huì)生產(chǎn)、生活的各個(gè)方面，重塑了勞動(dòng)、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(dòng)、生產(chǎn)方式的變革等提供了新的動(dòng)力，進(jìn)而也成為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要推動(dòng)力。

雖然互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(shí)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(gè)區(qū)域、單個(gè)城市之間的市場分割狀態(tài)，使得地理距離較遠(yuǎn)的空間單元之間聯(lián)系更加緊密，加速區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，從而對(duì)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(luò)效應(yīng)的正常發(fā)揮，加劇了互聯(lián)網(wǎng)的空間集聚效應(yīng)，從而不利于市場整合。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)區(qū)域間的市場整合既有正向促進(jìn)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(jī)制是什么？關(guān)于這些問題的思考和回答，能為進(jìn)一步促進(jìn)我國互聯(lián)網(wǎng)的合理化發(fā)展、推動(dòng)市場整合和要素自由流動(dòng)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展提供有益啟示。

本文基于建設(shè)全國統(tǒng)一大市場的時(shí)代背景，從空間、經(jīng)濟(jì)、制度三個(gè)維度，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的理論機(jī)制進(jìn)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(duì)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(shè)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供啟示。

1 理論分析

從現(xiàn)實(shí)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(jì)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(jì)因素和制度因素三個(gè)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(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的任何影響均能通過空間、經(jīng)濟(jì)與制度三個(gè)途徑產(chǎn)生。因此，本文從空間聯(lián)通機(jī)制、經(jīng)濟(jì)整合機(jī)制和制度作用機(jī)制三個(gè)層面考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響市場整合的內(nèi)在機(jī)制。

1.1 空間聯(lián)通機(jī)制

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的空間聯(lián)通機(jī)制主要強(qiáng)調(diào)的是互聯(lián)網(wǎng)的基礎(chǔ)設(shè)施功效。首先，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施包括計(jì)算機(jī)、寬帶、光纖、無線路由器等網(wǎng)絡(luò)設(shè)施，通過這些基礎(chǔ)設(shè)施可以將分散的空間連接成統(tǒng)一的網(wǎng)絡(luò)，例如全國統(tǒng)一的物流網(wǎng)絡(luò)、全國層面的就業(yè)信息網(wǎng)站等。空間網(wǎng)絡(luò)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(yùn)輸成本和要素流動(dòng)成本，使得商品和要素在區(qū)域間的流動(dòng)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(shè)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(jì)效應(yīng)?；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(jìn)要素的邊際生產(chǎn)率提高，進(jìn)而使得生產(chǎn)可能性曲線向外移動(dòng)，促進(jìn)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(kuò)大市場范圍。最后，互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施還具有空間集聚效應(yīng)，而這種空間集聚效應(yīng)不利于市場整合。

綜合上述分析可知，空間聯(lián)通機(jī)制強(qiáng)調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的作用，通過互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)揮的規(guī)模效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)可以弱化商品和資源要素在區(qū)域間流動(dòng)的空間距離壁壘，從而推動(dòng)市場整合；然而互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展還會(huì)產(chǎn)生空間集聚效應(yīng)，使得互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展較好的地區(qū)能夠進(jìn)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(jī)制對(duì)市場整合影響的正負(fù)向作用不明確，主要取決于網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)的正向作用大小與集聚效應(yīng)的負(fù)向作用大小之間的差距。

1.2 經(jīng)濟(jì)整合機(jī)制

經(jīng)濟(jì)整合機(jī)制主要強(qiáng)調(diào)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展影響區(qū)際經(jīng)濟(jì)往來的作用功效。區(qū)際經(jīng)濟(jì)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(dá)消費(fèi)者手中，從生產(chǎn)者到消費(fèi)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(jì)聯(lián)系，減小市場主體之間的信息不對(duì)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(tái)的廣泛應(yīng)用，使得各市場主體能夠通過互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)直接實(shí)現(xiàn)溝通和交易，平臺(tái)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(jì)主體間進(jìn)一步加強(qiáng)溝通、交流與合作，帶動(dòng)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(shí)，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(jì)生活的方方面面，我國各經(jīng)濟(jì)主體的互聯(lián)網(wǎng)思維意識(shí)也在逐步提升，利用互聯(lián)網(wǎng)實(shí)現(xiàn)的區(qū)際交流和合作不斷增加，并且開放、共享的意識(shí)也使得經(jīng)濟(jì)主體更愿意進(jìn)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(dòng)和資源配置效率的提升，進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)要素市場整合的實(shí)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(shí)現(xiàn)自由流動(dòng)，增加區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)，進(jìn)一步推動(dòng)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(fù)面影響，例如網(wǎng)絡(luò)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(jì)主體篩選和甄別真實(shí)有效信息的困難，特別是虛假信息的存在可能會(huì)嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率，進(jìn)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(jì)整合機(jī)制中也可能存在著正、反兩個(gè)方向的作用，其中信息流通效應(yīng)、交易成本降低效應(yīng)和數(shù)字金融效應(yīng)能夠促進(jìn)市場整合，而信息冗余效應(yīng)對(duì)市場整合產(chǎn)生了阻礙作用。

1.3 制度作用機(jī)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(tái)經(jīng)濟(jì)繁榮的同時(shí)也使得市場結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了壟斷的傾向，從而對(duì)市場整合產(chǎn)生了不利的影響?；ヂ?lián)網(wǎng)平臺(tái)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(tái)之間交叉網(wǎng)絡(luò)外部性的存在，使得用戶對(duì)平臺(tái)的評(píng)價(jià)往往依賴于平臺(tái)另一端用戶數(shù)的多少，從而用戶數(shù)越多的平臺(tái)越容易產(chǎn)生用戶集聚效應(yīng)，增加了平臺(tái)壟斷的可能性。在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的過程中，相應(yīng)的網(wǎng)絡(luò)使用法律法規(guī)、網(wǎng)絡(luò)信息發(fā)布規(guī)范、網(wǎng)絡(luò)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(luò)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、信息連通效應(yīng)等，破除區(qū)際地方保護(hù)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(lì)作用，形成市場化過程中的自我強(qiáng)化機(jī)制，從而有利于市場整合的實(shí)現(xiàn)。

可見，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的制度作用機(jī)制同時(shí)具有正向的制度規(guī)制效應(yīng)和負(fù)向的壟斷效應(yīng)。互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)廣泛使用帶來的壟斷效應(yīng)妨礙了市場秩序的正常運(yùn)行，干擾了市場價(jià)格，并且影響企業(yè)等用戶的自由進(jìn)入和退出，影響了資源配置效率的提升，從而對(duì)市場整合的推進(jìn)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(luò)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(jì)”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(shí)現(xiàn)。

從上述理論分析可知，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(shí)際進(jìn)行計(jì)量分析。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 計(jì)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(gè)體，t表示時(shí)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(gè)可能影響市場整合的控制變量，vi代表城市固定效應(yīng)，用于控制城市層面上不隨時(shí)間變化但會(huì)對(duì)市場整合產(chǎn)生影響的不可觀測特征，ρt代表時(shí)間固定效應(yīng)，用于鎖定特定年份因素對(duì)城市間市場整合的沖擊影響，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，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(duì)市場整合產(chǎn)生影響需要一定的時(shí)間，因此在模型中將市場整合指數(shù)進(jìn)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(biāo)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(biāo)。現(xiàn)有關(guān)于市場整合指數(shù)的測算方法主要有價(jià)格法、經(jīng)濟(jì)周期法、問卷調(diào)查法、貿(mào)易法等，其中價(jià)格法主要是基于“一價(jià)定律”和“冰山成本模型”理論，以地區(qū)間相同商品價(jià)格的相對(duì)差異衡量市場整合水平。價(jià)格法的內(nèi)在邏輯是如果兩地區(qū)間商品價(jià)格的變異系數(shù)以及邊界效應(yīng)縮小，或是商品價(jià)格在統(tǒng)計(jì)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(jià)格法在計(jì)算市場整合指標(biāo)時(shí)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。基于此，本文采用相對(duì)價(jià)格法對(duì)中國城市間的市場整合程度進(jìn)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(biāo)（int）。本文同時(shí)考慮了固定互聯(lián)網(wǎng)普及率（Int_tradition）和移動(dòng)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(biāo)。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(dòng)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(dòng)電話用戶數(shù)，考慮到在當(dāng)前的4G、5G網(wǎng)絡(luò)背景下，電子郵件、電子商務(wù)、視頻云會(huì)議、購物等互聯(lián)網(wǎng)通信活動(dòng)均可以由移動(dòng)電話完成，并且雖然我國從2014 年開始普及4G 信號(hào)，但是在2006—2013 年2G、3G 通信網(wǎng)絡(luò)下移動(dòng)電話也具備網(wǎng)絡(luò)搜索功能，因而本文使用考察期內(nèi)的移動(dòng)電話普及率表征移動(dòng)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展規(guī)模，后續(xù)的實(shí)證結(jié)果可以視為移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)對(duì)市場整合影響的一個(gè)下限。

2.4 控制變量

為了進(jìn)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(shí)證研究中還同時(shí)控制了其他可能影響市場整合的因素。（1）財(cái)政分權(quán)水平（Fiscal），以各地區(qū)預(yù)算內(nèi)人均財(cái)政支出占省級(jí)人均預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出的比重表征財(cái)政分權(quán)水平[6]。（2）對(duì)外開放程度（Open），將各地區(qū)的對(duì)外開放水平作為控制變量納入計(jì)量模型中，采用考察期內(nèi)各地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP的比重衡量。（3）產(chǎn)業(yè)分工水平（Division），本文對(duì)各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工水平進(jìn)行了控制，并采用克魯格曼專業(yè)化指數(shù)進(jìn)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(yù)算內(nèi)和預(yù)算外支出總和占GDP 的比重衡量。（5）國有經(jīng)濟(jì)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(dāng)測算全國整體層面上的市場整合指數(shù)時(shí)，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(jìn)行處理，是因?yàn)楹茈y準(zhǔn)確地在各城市中找到一個(gè)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(fèi)價(jià)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(jí)層面上，且由于居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的分類指標(biāo)在2016 年發(fā)生變更①家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)更名為生活用品及服務(wù)，醫(yī)療保健和個(gè)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(shí)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(gè)地級(jí)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(gè)人用品中的醫(yī)療保健價(jià)格指數(shù)歸為一類，將個(gè)人用品中的化妝美容用品和清潔化妝用品歸類到家庭設(shè)備及維修服務(wù)中，使其與2016 年之后的生活用品及服務(wù)類目保持一致；不再考慮其他用品和服務(wù)項(xiàng)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(huì)存在一定的誤差，但是整體變動(dòng)較小，相較于數(shù)據(jù)在時(shí)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(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)、EPS 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析平臺(tái)、中經(jīng)網(wǎng)城市年度數(shù)據(jù)、CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫以及《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

本文主要分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的影響效應(yīng)，依據(jù)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行估計(jì)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(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

表1中列（1）、列（2）為不控制城市與時(shí)間固定效應(yīng)時(shí)的回歸結(jié)果，分別顯示固定互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展不僅能夠顯著促進(jìn)相鄰地區(qū)間的市場整合，還能夠促進(jìn)全國層面上市場整合水平的提升。列（3）、列（4）進(jìn)一步控制城市和時(shí)間固定效應(yīng)后，固定互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展仍然會(huì)顯著促進(jìn)相鄰地區(qū)間的市場整合和全國層面上的市場整合?？梢园l(fā)現(xiàn)，控制城市和時(shí)間固定效應(yīng)之后，固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動(dòng)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(shí)間固定效應(yīng)的模型高估了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(jìn)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(huì)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率提高1%，會(huì)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(huì)高估互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(jìn)作用超過了負(fù)向作用的影響。數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)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(jìn)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的影響作用更大，這一結(jié)果與現(xiàn)實(shí)相符。

3.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

對(duì)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(jì)方法進(jìn)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(huì)中的應(yīng)用先是通過電話線撥號(hào)接入的，經(jīng)過多年的發(fā)展才實(shí)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(yīng)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(shí)，隨著信息技術(shù)的飛速發(fā)展和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)實(shí)現(xiàn)的創(chuàng)造性飛躍，歷史上固定電話數(shù)量對(duì)市場的影響已經(jīng)消融，難以對(duì)市場整合的發(fā)展產(chǎn)生影響?；诖?，本文借鑒黃群慧等（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(jìn)行回歸的具體估計(jì)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(jì)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(shí)別不足檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)，表明選取的工具變量是有效的，IV 估計(jì)結(jié)果具有可靠性。從第二階段的回歸結(jié)果可知，當(dāng)以歷史上每百人固定電話數(shù)量作為工具變量時(shí)，固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率對(duì)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(jìn)作用，這與基準(zhǔn)回歸模型的結(jié)論相一致，只是估計(jì)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(yàn)

考慮模型前置期設(shè)置中可能存在的誤差?；鶞?zhǔn)回歸模型在考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的影響效應(yīng)時(shí)，將市場整合變量前置了1期，但是新增互聯(lián)網(wǎng)對(duì)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(yàn)不同的滯后期是否對(duì)模型的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響，并且前置兩期可以進(jìn)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(jì)結(jié)果如表3所示，限于篇幅，表3中只報(bào)告了控制城市和時(shí)間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

從表3的估計(jì)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率的回歸系數(shù)仍然顯著為正，這進(jìn)一步說明了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展促進(jìn)了城市間的市場整合。與表1 的基準(zhǔn)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(duì)市場整合的正向促進(jìn)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(zhǔn)確的估計(jì)。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(yàn)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(yīng)檢驗(yàn)

前文的分析證明了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合具有正向促進(jìn)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(luò)規(guī)模的變化）可能會(huì)影響互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(luò)規(guī)模效應(yīng)，本文借鑒施炳展和李建桐（2020）[10]的研究，在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入城市層面的固定互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率與其自身的交互項(xiàng)（也即Int_tradition的二次項(xiàng)、Int_mobile的二次項(xiàng)）后進(jìn)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(zhǔn)模型一致，列（1）、列（2）為不控制城市與時(shí)間固定效應(yīng)時(shí)的回歸結(jié)果，列（3）、列（4）為控制城市與時(shí)間固定效應(yīng)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(yīng)

從表4的估計(jì)結(jié)果可以看出，無論是否控制城市和時(shí)間固定效應(yīng)，Int_tradition 二次項(xiàng)和Int_mobile 二次項(xiàng)的系數(shù)均顯著，并且Int_tradition和Int_mobile一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的回歸系數(shù)均為正，說明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)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(shí)間固定效應(yīng)模型的一次項(xiàng)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(shí)間固定效應(yīng)以后更具有合理性。結(jié)合二次函數(shù)拐點(diǎn)值的計(jì)算公式（-b/2a），可知固定互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)普及率對(duì)市場整合的影響方向的拐點(diǎn)值一定小于0，拐點(diǎn)值對(duì)應(yīng)的經(jīng)濟(jì)意義為當(dāng)固定互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及率出現(xiàn)在拐點(diǎn)值左側(cè)時(shí)，網(wǎng)絡(luò)普及率的增加反而會(huì)降低市場整合程度，當(dāng)固定互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及率出現(xiàn)在拐點(diǎn)值右側(cè)時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的促進(jìn)作用會(huì)隨著網(wǎng)絡(luò)普及率的增加而增加，呈現(xiàn)邊際遞增的特征。因?yàn)镮nt_tradition 和Int_mobile 的值是非負(fù)的，因而一定出現(xiàn)在拐點(diǎn)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的普及率對(duì)城市間市場整合的影響始終為正，并且這一正向促進(jìn)效應(yīng)會(huì)隨著互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模的增大而增強(qiáng)。總體來說，從全國整體層面來看，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)市場整合的影響具有網(wǎng)絡(luò)規(guī)模效應(yīng)，影響效應(yīng)始終為正，并且會(huì)隨著互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模的增大而不斷增強(qiáng)。

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(luò)規(guī)模的不同，其對(duì)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(jì)效應(yīng)時(shí)，不能照搬基于發(fā)達(dá)國家研究得出的結(jié)論，因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家的研究結(jié)論暗含互聯(lián)網(wǎng)規(guī)模較大這一假設(shè)，這與發(fā)展中國家的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展現(xiàn)實(shí)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(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的影響效應(yīng)。首先，通過分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合的平均影響效應(yīng)、并對(duì)其進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從而證明了前文研究假設(shè)的成立；其次，驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)市場整合影響作用的獨(dú)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(duì)我國地區(qū)間的市場整合具有顯著的促進(jìn)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(duì)市場整合的促進(jìn)作用會(huì)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(shí)，限于較高的信息傳遞和搜尋成本，市場在尋找貿(mào)易對(duì)象進(jìn)行整合時(shí)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(jì)往來時(shí)應(yīng)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(yuǎn)地域范圍內(nèi)的區(qū)際貿(mào)易成為可能，從而促進(jìn)全國層面上的市場整合。