張亞翠

(渭南師范學(xué)院東盟博仁財經(jīng)學(xué)院，陜西渭南714099)

近年來互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展迅速，中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的第40次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2017年6月，中國網(wǎng)民規(guī)模達7．51億，手機網(wǎng)民7．24億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為54．3%，中國網(wǎng)站總數(shù)為506萬個，“．CN”下網(wǎng)站數(shù)為270萬個。國內(nèi)外研究表明，互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展，能顯著地促進經(jīng)濟增長，引起經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變革，影響國民經(jīng)濟各個領(lǐng)域。特別是對于服務(wù)業(yè)，互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為服務(wù)業(yè)的基本要素和重要支撐，對服務(wù)業(yè)產(chǎn)生了全方位的影響?；ヂ?lián)網(wǎng)作為一種重要的通訊媒體，改變著人們的生活，也改變著服務(wù)業(yè)，提升了服務(wù)業(yè)的技術(shù)水平，帶動了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促進了服務(wù)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，引發(fā)了產(chǎn)業(yè)組織的變革和產(chǎn)業(yè)資源的優(yōu)化配置，成為服務(wù)業(yè)發(fā)展的新動力。

服務(wù)業(yè)作為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，為國民經(jīng)濟其他產(chǎn)業(yè)提供服務(wù)，對國民經(jīng)濟有支撐和帶動作用，服務(wù)業(yè)的發(fā)展對于國民經(jīng)濟意義重大。本文在文獻分析基礎(chǔ)上，利用2003—2015年全國31個省市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，探尋互聯(lián)網(wǎng)擴散與服務(wù)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，以便為促進服務(wù)業(yè)發(fā)展提供理論依據(jù)和實踐指導(dǎo)。

1 文獻綜述

1.1 國外研究現(xiàn)狀

國外從理論和實證兩個角度針對互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響進行了系統(tǒng)的研究。Douglas Cumming、Sofia Jordan研究了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)引進對投資的影響，研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)通過促進企業(yè)家的聯(lián)系、聚集，使地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系和交流更加密切，促使私人投資增加，進而促進了經(jīng)濟的增長［1］。Lynne Holt，Mark Jamison從理論角度研究了寬帶對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示，通過提高寬帶滲透率能顯著地促進經(jīng)濟的增長［2］。

Changkyu Choe、Myung Hoon Yi利用207個國家1991—2000年的面板數(shù)據(jù)，以投資、政府支出和通貨膨脹作為控制變量，構(gòu)建模型進行實證研究，他們認為，互聯(lián)網(wǎng)能促進經(jīng)濟增長［3］。Nina Czernich等利用1996—2007年經(jīng)合組織國家的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建非線性回歸模型進行實證分析，結(jié)果顯示，寬帶普及率每提高10%，人均資本將提高0．9～1．5個百分點［4］。Ceyhun Elgin基于全球152個國家1999—2007年的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，研究結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)普及率能顯著促進人均GDP的增長［5］。Salahuddin和 Gow使用南非1991—2013年的數(shù)據(jù)，對互聯(lián)網(wǎng)使用與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證分析。他們認為，互聯(lián)網(wǎng)使用能顯著促進南非經(jīng)濟增長［6］。

1.2 國內(nèi)研究現(xiàn)狀

張越和李琪利用各省經(jīng)濟增長和互聯(lián)網(wǎng)的數(shù)據(jù)，建立模型分析了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響，通過實證分析得出結(jié)論:互聯(lián)網(wǎng)普及率和互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施顯著促進國民經(jīng)濟增長［7］。朱翔探索了互聯(lián)網(wǎng)信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟的作用機制，揭示了信息產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長和三大產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻［8］。李立威和景峰通過收集我國31個省份2003—2011年的面板數(shù)據(jù)，分析了互聯(lián)網(wǎng)擴散對經(jīng)濟增長的影響。通過實證研究得出結(jié)論，互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高10%，人均實際 GDP提高1．38%［9］。李安渝，張昭采用DEA方法，選取我國31個省市的截面數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)普及率與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究［10］。張勇以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，選取各省網(wǎng)民數(shù)、網(wǎng)站數(shù)和CN域名數(shù)構(gòu)建指標體系，對2000—2010年全國30個省市的面板數(shù)據(jù)，選用固定效應(yīng)回歸模型，探討互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國民經(jīng)濟的貢獻度大小［11］。茶洪旺、左鵬飛利用我國31個省市2003—2013年的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用擴展的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，分析了互聯(lián)網(wǎng)資源和經(jīng)濟增長的關(guān)系。研究結(jié)果顯示:互聯(lián)網(wǎng)資源能顯著促進GDP增長［12］。張燦對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了理論和實證兩方面的研究。實證研究結(jié)果指出，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能顯著地促進經(jīng)濟增長，且這種促進作用東部地區(qū)明顯大于中西部地區(qū)［13］。劉姿均、陳文俊根據(jù)我國31個省市2007—2015年的面板數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平以及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，實證結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高10%，實際人均 GDP提高7．42%，第三產(chǎn)業(yè)占比提高0．67%［14］。

1.3 文獻評述

上述國內(nèi)外文獻從理論、實證兩個方面，使用不同的模型、采用不同的指標研究了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的影響，得出了有意義的結(jié)論，這些研究思路、方法和結(jié)論對本文的研究有非常重要的借鑒作用。然而，國內(nèi)外研究都只局限于互聯(lián)網(wǎng)對整體經(jīng)濟增長的影響，專門研究互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與服務(wù)業(yè)發(fā)展水平之間關(guān)系的還非常少，更沒有專門的定量研究。本文在梳理相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，選取我國31個省市2003—2015年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型定量研究互聯(lián)網(wǎng)擴散對于服務(wù)業(yè)的影響，該研究對于服務(wù)業(yè)的發(fā)展有重要的理論和現(xiàn)實意義。

2 模型構(gòu)建

2.1 變量選取

2．1．1 互聯(lián)網(wǎng)擴散

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平可以通過兩類指標進行測度，即反映互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)資源的指標和反映互聯(lián)網(wǎng)使用情況的指標。其中互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)資源的指標包括:域名、網(wǎng)站數(shù)、網(wǎng)頁數(shù)等;反映互聯(lián)網(wǎng)使用情況的指標主要是互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民數(shù)。這里網(wǎng)民數(shù)是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展中非常重要的基礎(chǔ)指標?；ヂ?lián)網(wǎng)作為交互式網(wǎng)絡(luò)，作用是提供人與人之間的交流、交互。如果沒有人參與互聯(lián)網(wǎng)，互聯(lián)網(wǎng)就失去了存在的意義，無法發(fā)揮其作用。網(wǎng)民作為互聯(lián)網(wǎng)中的節(jié)點，網(wǎng)民的增加通過網(wǎng)絡(luò)外部性提升了互聯(lián)網(wǎng)的價值?？紤]到網(wǎng)民數(shù)在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展中的重要作用，本文使用互聯(lián)網(wǎng)普及率來測度互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平?；ヂ?lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)收集來自中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。

2．1．2 服務(wù)業(yè)發(fā)展水平

為了提高數(shù)據(jù)的可比性，服務(wù)業(yè)發(fā)展水平用人均第三產(chǎn)業(yè)增加值來衡量。各年度人均第三產(chǎn)業(yè)增加值為第三產(chǎn)業(yè)增加值與人口數(shù)的比值;各年度人口數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)均來自2004—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.2 模型設(shè)定

如上文所示，選擇人均第三產(chǎn)業(yè)增加值為被解釋變量衡量服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，采用互聯(lián)網(wǎng)普及率為解釋變量衡量互聯(lián)網(wǎng)擴散程度，構(gòu)建回歸模型;此外，為了通過模型反映互聯(lián)網(wǎng)普及率與人均第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的彈性關(guān)系，對互聯(lián)網(wǎng)普及率和人均第三產(chǎn)業(yè)增加值取自然對數(shù)。面板回歸模型如公式1所示:

式(1)中，lnPTVAit表示第i個省第t年人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的對數(shù);lnIPit表示第i個省第t年互聯(lián)網(wǎng)普及率的對數(shù)，α表示截距，λi表示第i個省的個體效應(yīng)，ρt表示第t年的時點效應(yīng)，β表示互聯(lián)網(wǎng)普及率對人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的彈性系數(shù)，εit為隨機誤差項。

3 實證分析

3.1 單位根檢驗

為了保證估計模型的有效性，避免偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)，首先對變量分別進行單位根檢驗。通過EVIEWS 8．0分別對lnPTVA和lnIP進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。檢驗結(jié)果顯示，lnPTVA和lnIP的水平值的LLC檢驗、IPS檢驗和ADF－Fisher檢驗的概率值均小于1%，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，說明這兩個變量的水平值是平穩(wěn)的，可以進行協(xié)整檢驗。

表1 單位根檢驗

3.2 協(xié)整檢驗

為識別人均第三產(chǎn)業(yè)增加值和互聯(lián)網(wǎng)普及率之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，對lnPTVA和lnIP進行協(xié)整檢驗，結(jié)果見表2。從表2可以看出，Panel ADF檢驗和Group ADF檢驗概率值都小于1%，拒絕原假設(shè)。檢驗結(jié)果說明lnPTVA和lnIP兩個變量的面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗

3.3 回歸分析

在使用面板數(shù)據(jù)模型時，樣本數(shù)據(jù)同時含有截面、時期和變量3方面的信息。如模型形式設(shè)定有誤，就不能正確估計所研究現(xiàn)象之間的關(guān)系。因此，建立面板數(shù)據(jù)模型時，首先要檢驗樣本數(shù)據(jù)的模型形式，以避免模型設(shè)定的問題，改進估計有效性［15］。表3所示列出各種模型的比較。

第一列顯示了個體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，對回歸結(jié)果進行F檢驗后，結(jié)果顯示P=0，拒絕了建立混合估計模型的假設(shè)，因此可以確定固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型。第二列是采用個體隨機效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，對模型進行Hausman檢驗的結(jié)果顯示，其P值為0，拒絕了隨機效應(yīng)的原假設(shè)，即固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)。因此在研究個體效應(yīng)時，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。

類似地，針對時點效應(yīng)和個體時點效應(yīng)，也分別進行了F檢驗和Hausman檢驗。表3第三列顯示了時點固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第四列為時點隨機效應(yīng)模型。通過F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果顯示，在研究時點效應(yīng)影響時，固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型和隨機效應(yīng)模型，應(yīng)選擇時點固定效應(yīng)模型。第五列為個體時點固定效應(yīng)模型，第六列為個體時點隨機模型。通過F檢驗和Hausman檢驗結(jié)果顯示，在研究個體效應(yīng)和時點效應(yīng)雙重影響時，固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合模型和隨機效應(yīng)模型，應(yīng)選擇個體時點固定效應(yīng)模型。

表3顯示了各模型擬合效果的比較，從中可以發(fā)現(xiàn)個體時點固定模型的 R2為0．995 4，調(diào)整后的R2為0．994 4，F(xiàn)統(tǒng)計量為947．762 1，其值明顯高于個體固定效應(yīng)模型，也高于時點固定效應(yīng)模型的相應(yīng)取值，且個體時點固定模型的回歸標準差為0．059 8，殘差平方和為1．176 5，取值明顯低于個體固定效應(yīng)模型，也低于時點固定效應(yīng)模型的相應(yīng)取值。因此，可以得出結(jié)論，個體時點固定效應(yīng)模型優(yōu)于時點固定效應(yīng)模型，也優(yōu)于個體固定效應(yīng)模型。表3中，個體時點固定效應(yīng)模型的 R2達到0．995 4，調(diào)整后的 R2達到0．994 4，說明該模型的擬合優(yōu)度很高。

表3 不同模型對比

基于上述分析，最終選擇個體時點固定效應(yīng)模型對互聯(lián)網(wǎng)普及率和人均第三產(chǎn)業(yè)增加值之間的關(guān)系進行估計。個體時點固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果如式(2)所示:

個體時點固定效應(yīng)模型中的個體效應(yīng)和時點效應(yīng)的截距項分別如表4、表5所示。

表4 個體時點固定效應(yīng)模型的個體效應(yīng)截距項

3.4 結(jié)果分析

模型估計結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)普及率能顯著促進人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的提高，互聯(lián)網(wǎng)普及率每增加1%，會使得人均第三產(chǎn)業(yè)增加值增加0．185%。表4顯示，個體效應(yīng)非常明顯，即各省市的區(qū)域差異對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響很大，這主要是由模型中沒有引入的其他影響因素引起的，比如經(jīng)濟基礎(chǔ)、收入水平、固定資產(chǎn)投入、工業(yè)化水平等因素限制了互聯(lián)網(wǎng)擴散對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施條件較好，經(jīng)濟發(fā)展水平高，居民收入也較高，使得互聯(lián)網(wǎng)的知識溢出效應(yīng)更顯著，人均第三產(chǎn)業(yè)增加值增加的幅度更大［16］。

表5 個體時點固定效應(yīng)模型的時點效應(yīng)截距項

北京的值最大，為1．34;其次是上海和天津，其取值都在0．8以上;再次是浙江、江蘇、廣東、遼寧、內(nèi)蒙古、福建、山東等，值在0．2～0．6之間;而為負數(shù)的省份大部分為經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，這些地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不高，基礎(chǔ)設(shè)施不完善，互聯(lián)網(wǎng)普及率相對較低，互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)外部性沒有充分發(fā)揮，從而互聯(lián)網(wǎng)對服務(wù)業(yè)的影響也受到限制。

從時間維度看，2003—2015年時間效應(yīng)逐年提高，這是因為網(wǎng)絡(luò)具有外部性，當互聯(lián)網(wǎng)普及率較低時，互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)民規(guī)模較小，沒有達到臨界容量，互聯(lián)網(wǎng)的價值沒有得到充分發(fā)揮，其對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的積極促進作用十分有限。隨著近年來我國互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)普及率的逐年提高，網(wǎng)民規(guī)模得到了快速的發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)價值也得到了更進一步體現(xiàn)，也使得網(wǎng)絡(luò)外部性能夠更好地發(fā)揮作用。時間效應(yīng)在2010年由負數(shù)轉(zhuǎn)為正數(shù)，并且數(shù)值也逐年提高，2015年達到0．677 374。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及率對服務(wù)業(yè)發(fā)展的積極促進作用隨著時間的推移、普及率的提高也在逐年提升。

4 結(jié)語

以互聯(lián)網(wǎng)普及率作為解釋變量，人均第三產(chǎn)業(yè)增加值為被解釋變量，收集2003—2015年全國31個省市自治區(qū)直轄市的面板數(shù)據(jù)，利用Eviews對模型進行F檢驗和Hausman檢驗，檢驗結(jié)果顯示，個體時點固定效應(yīng)模型優(yōu)于個體固定效應(yīng)模型，也優(yōu)于時點固定效應(yīng)模型。模型分析結(jié)果顯示:互聯(lián)網(wǎng)普及率能顯著促進人均第三產(chǎn)業(yè)增加值的提高。互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，會使人均第三產(chǎn)業(yè)增加值提高0．185%;從個體效應(yīng)來看，各省市的區(qū)域差異對服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的影響很大，從時間效應(yīng)看，2003—2015年時間效應(yīng)逐年提高。

互聯(lián)網(wǎng)作為重要的基礎(chǔ)建設(shè)，其發(fā)展關(guān)系到服務(wù)業(yè)的發(fā)展，乃至整個經(jīng)濟的增長。此外，我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，特別是農(nóng)村及偏遠地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率較低，由于互聯(lián)網(wǎng)的外部溢出效應(yīng)顯著存在，政府應(yīng)采取措施提高互聯(lián)網(wǎng)普及率，縮小各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的差距。政府應(yīng)通過積極推進寬帶的發(fā)展、進一步發(fā)展無線移動通信、降低資費標準、改善互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境、增加互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用等措施，吸引城鄉(xiāng)居民使用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)，增加網(wǎng)民人數(shù)，提高互聯(lián)網(wǎng)的普及率。特別是對于經(jīng)濟落后地區(qū)、偏遠地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)要下大力氣增加基礎(chǔ)設(shè)施投入、加大移動互聯(lián)網(wǎng)投入，提升當?shù)匦畔⒒剑s小發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)以及城鎮(zhèn)和農(nóng)村之間的數(shù)字鴻溝，讓全國各地都能借助互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對服務(wù)業(yè)發(fā)展的積極影響，使服務(wù)業(yè)得到更好更快發(fā)展。

［1］Douglas Cumming，Sofia Jordan．The Internet and Regional Economic Development［J］．Acad Manage Proc，2007(1):1－6．

［2］Lynne Holt，Mark Jamison．Broadband and Contributions to Economic Growth［J］．Telecommunications Policy，2010，33(10):575－581．

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［8］朱翔．互聯(lián)網(wǎng)信息產(chǎn)業(yè)對中國經(jīng)濟增長影響的研究［D］．武漢:華中科技大學(xué)碩士學(xué)位論文，2013．

［9］李立威，景峰．互聯(lián)網(wǎng)擴散與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究——基于我國31個省份面板數(shù)據(jù)的實證檢驗［J］．北京工商大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2013，28(3):120－126．

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