馬琦
中圖分類號:F713? ?文獻標識碼:A
內(nèi)容摘要:要分析導致我國商品市場產(chǎn)生分割的原因,就要分析我國電子商務的發(fā)展水平。因此,本文從靜態(tài)和動態(tài)角度分析了電子商務對商品市場的分割作用。結果表明:提升電子商務水平能夠促進商品市場的整合;提高對外開放水平能夠促進商品市場的整合;提升國有化程度能夠促進商品市場的分割;加強財政分權能夠促進商品市場的分割;加強基礎設施建設能夠促進商品市場的分割;加強政府規(guī)模能夠促進商品市場的整合;東部和西部地區(qū)電子商務水平的提升能促進地區(qū)商品市場的整合,而中部地區(qū)電子商務水平的提升容易導致商品市場的分割。
關鍵詞:商品市場分割? ?電子商務? ?財政分權? ?對外開放
模型構建、變量選取與樣本說明
(一)模型構建
本文對商品市場的影響建立相關面板模型公式如下:
式中,yit:被解釋變量,Xit:解釋變量、控制變量,μi:個體效應,εit:殘差項?;谏鲜鼋⒂绊懮唐肥袌鲆蛩刂械慕忉屪兞枯^為單一,而電子商務對商品市場是多方面、復雜的影響,所以需要對上述公式進行詳細描述,建立公式如下:
式中:i:地區(qū),t:年份,SEGM—商品市場分割指數(shù)(被解釋變量),EC—電子商務發(fā)展水平(核心解釋變量),OPEN:對外開放水平,SOE:國有化程度,F(xiàn)D:財政分權度,INF:基礎設施水平,GC:政府規(guī)模,μi:地區(qū)固定效應,εi:誤差項。上述公式能夠較為全面系統(tǒng)地分析電子商務對商品市場分割產(chǎn)生的影響,上述公式是在商品市場分割不存在滯后性的基礎上建立的,但本文需要將商品市場分割的滯后性進行分析,故建立相關公式:
式中SEGMi,t-1為商品市場分割指數(shù)的滯后項,而α為商品市場分割指數(shù)的滯后相關性。此外,將對外開放水平和基礎設施水平分別與電子商務進行交互,并加入到上述滯后性公式中得到:
(二)變量選取與樣本說明
被解釋變量。SEGM:本文選取指定的16種商品,通過這些商品零售價格計算出商品市場分割指數(shù),并比較這些指數(shù)的大小。
指數(shù)變量。EC:本文通過對電子商務的發(fā)展指標進行分析計算得到的電子商務發(fā)展水平指數(shù),同樣對計算得到的指數(shù)進行比較大小。OPEN:本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》所記錄的我國近幾年進出口貿(mào)易額與國內(nèi)生產(chǎn)總值,將兩者之比進行比較,得出我國對外開放水平。SOE:國有化程度是指國有企業(yè)中的職工人數(shù)占職工總數(shù)的比值,如果SOE的指數(shù)越大,則說明越容易分割商品市場。FD:本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》所記錄的各省市地區(qū)的人均財政支出與全國人均財政支出,將兩者之比進行比較,得到的結果即為財政分權指數(shù),如果指數(shù)越大則說明越容易分割商品市場。INF:本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》所記錄的我國公路、鐵路及航運占我國土地面積的比值得到的基礎設施指數(shù),指數(shù)越大則說明容易使商品市場整合。GC:本文通過《中國統(tǒng)計年鑒》所記錄的各省市地區(qū)的一般性財政支出與該地區(qū)的生產(chǎn)總值,將兩者之比進行比較,得到的結果即為政府規(guī)模指數(shù)。
本文選擇《中國統(tǒng)計年鑒》中所記錄的2007-2017年我國各省市地區(qū)的16種商品零售價指數(shù)作為本文的數(shù)據(jù)變量分析樣本,將數(shù)據(jù)變量通過計算得到商品市場分割指數(shù)。為了能夠便于對結果的分析,本文將商品市場分割指數(shù)同時擴大1000倍進行計算。
實證檢驗
(一)變量的統(tǒng)計特征及相關檢驗
變量描述性統(tǒng)計。本文在對數(shù)據(jù)變量進行分析之前,要對這些變量進行描述性統(tǒng)計,其分析結果如表1所示。由表1可知,商品市場分割指數(shù)的平均值為0.3477,標準差為0.2372,與其它數(shù)據(jù)變量相比,其值較小,這說明商品市場分割的水平變化幅度較其它變量的變化幅度小。此外,電子商務指數(shù)的平均值最小為0.0000,而標準差最大為1.7152,這說明電子商務指數(shù)的變化幅度大。
變量相關性檢驗。通過上述對變量的描述性統(tǒng)計,需要進一步進行對變量的相關性分析,以分析商品市場分割指數(shù)與其它變量的關系,其分析結果如表2所示。由表2可知,電子商務水平、基礎設施水平與商品市場分割指數(shù)之間的關系值均為負數(shù),其值分別為-0.3577和-0.0714,這說明兩者與商品市場分割指數(shù)均呈負相關,其中電子商務水平的負相關程度最大。此外,其它數(shù)據(jù)變量與商品市場分割指數(shù)之間的關系均為正值,說明這些變量與商品市場分割指數(shù)呈正相關,其中財政分權與商品市場分割指數(shù)的關系值最大,為0.4771,表明該變量與商品市場分割指數(shù)正相關水平最大。
多重共線性檢驗。通過上述的變量相關性檢驗可以看出,眾多解釋變量之間存在相關關系,這會容易導致各數(shù)據(jù)變量之間相互混淆,故還需進行多重共線性檢驗,檢驗結果如表3所示。由表3可知,SOE的VIF值最大,即國有化程度的膨脹因子最大為5.32,而EC(電子商務指數(shù))的VIF的值最小為3.65,其變量的VIF值均小于10,則說明各數(shù)據(jù)變量之間不存在多重共線。
(二)靜態(tài)影響估計
混合回歸模型。由表4可知,EC(電子商務發(fā)展水平)的系數(shù)為-0.3387,當數(shù)據(jù)變量為五個時,其系數(shù)為-0.03359,這表明電務商務發(fā)展水平對商品市場分割指數(shù)具有負的影響。此外,還有GC(政府規(guī)模)的系數(shù)為-0.22813,表明政府規(guī)模對商品市場分割指數(shù)同樣具有負的影響;而其余數(shù)據(jù)變量的系數(shù)均為正,表明本文建立的數(shù)據(jù)模型變量之間的擬合程度較好。
固定效應與隨機效應模型。我國不同地區(qū)商品市場的發(fā)展情況有所不同,所以對數(shù)據(jù)變量需要通過固定效應模型與隨機效應模型進行分析,其分析結果如表5所示。由表5可知,其表中(1)、(2)為固定效應模型,EC(電子商務發(fā)展水平)的系數(shù)為-0.05569,當數(shù)據(jù)變量增加時,其系數(shù)為-0.04524,這表明電務商務發(fā)展水平對商品市場分割指數(shù)具有負的影響,并且負向影響加強;而表5(3)、(4)為隨機效應模型,EC(電子商務發(fā)展水平)的系數(shù)為-0.03969,當數(shù)據(jù)變量增加時,其系數(shù)為-0.02663,其變量仍具有負影響,這與表4混合回歸模型分析結果一致。將表5(2)與表5(4)的電子商務發(fā)展水平進行比較可知,通過固定效應模型計算的EC系數(shù)值比通過混合效應模型計算的EC系數(shù)值要低,說明采用固定效應模型計算的結果更好。此外,通過表5(5)檢驗結果可知,其Hausman檢驗的P值為0.0000,則說明本文建立的模型應選擇固定效應模型。
工具變量法。在上述固定效應與隨機效應模型基礎上還要考慮數(shù)據(jù)變量的滯后性,所以要對固定效應模型與隨機效應模型利用工具變量法進行檢驗,結果如表6所示。由表6可知,其表中(1)、(2)為將固定效應模型利用工具變量法進行分析,EC(電子商務發(fā)展水平)的系數(shù)為-0.05715,當數(shù)據(jù)變量增加時,其系數(shù)為-0.05824,這表明電子商務發(fā)展水平對商品市場分割指數(shù)具有負的影響,而其它數(shù)據(jù)變量在1%水平下均為顯著。而表6(3)、(4)為將隨機效應模型利用工具變量法進行分析,EC(電子商務發(fā)展水平)的系數(shù)為-0.04777,當數(shù)據(jù)變量增加時,其系數(shù)為-0.02778,其變量仍具有負影響。將表6與表5進行比較可知,利用工具變量法分析的結果比不用工具變量法分析的結果要小,說明采用工具變量法要優(yōu)于不采用工具變量法。此外,通過表6(5)檢驗結果可知,其Hausman檢驗的P值為0.0000,則說明應選擇利用工具變量法分析固定效應模型。
(三)動態(tài)影響估計
1.系統(tǒng)廣義矩估計。通過靜態(tài)影響估計分析了各數(shù)據(jù)變量中的滯后性分析結果,并將其與建立的公式相結合,以系統(tǒng)GMM估計進行動態(tài)估計,其分析結果如表7所示。由表7可知,通過普通OLS計算的電子商務發(fā)展水平(EC)系數(shù)與通過系統(tǒng)GMM計算的電子商務發(fā)展水平系數(shù)均為負數(shù),說明電子商務發(fā)展水平不利于商品市場分割,這與之前的分析結果一致。此外,通過系統(tǒng)GMM計算的結果比通過普通OLS計算的值要大,說明通過系統(tǒng)GMM計算的電子商務發(fā)展水平對商品市場分割的負向作用較弱,也表明了系統(tǒng)GMM的計算結果更穩(wěn)健、更真實。
對電子商務發(fā)展水平而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的電子商務發(fā)展水平系數(shù)為-0.02315,這說明提升電子商務水平能夠促進商品市場的整合。這是由于網(wǎng)絡平臺的區(qū)域界線較小,運營的成本低,導致商品市場之間的分割作用逐漸減弱,促進資源和商品的整合。
對對外開放水平而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的對外開放水平系數(shù)為-0.02315,表明提升對外開放水平能夠促進商品市場的整合。這是由于隨著進一步推動改革開放,我國與世界的聯(lián)系越來越密切,為了提高自身的競爭力,加強自身與外界的貿(mào)易關系,這就使得當?shù)卣饾u放棄了對商品市場的分割,加強了對商品市場和資源的整合。
對國有化程度而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的國有化程度系數(shù)為0.83873,表明提升國有化程度能夠促進商品市場的分割。這是由于國有化程度代表了當?shù)貒髥T工的占比,國企員工的人數(shù)越多越容易導致當?shù)卣畬嵤衅髽I(yè)的保護,這就容易導致貿(mào)易保護作用和商品市場的分割作用加強。
對財政分權度而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的財政分權度系數(shù)為0.23158,表明加強財政分權能夠促進商品市場的分割。這是由于隨著財政分權的加強,各地區(qū)政府為了各自地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展,更容易促使地區(qū)與周圍地區(qū)形成競爭關系,導致政府容易實行貿(mào)易保護政策,從而產(chǎn)生了市場的分割作用。
對基礎設施而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的基礎設施系數(shù)為0.34713,表明加強基礎設施建設能夠促進商品市場的分割。從通常角度來說,基礎設施的加強有助于加強地區(qū)之間的聯(lián)系,更容易促進商品市場的整合,而本文與此結論相反。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因主要由于雖然各地區(qū)加強了基礎設施建設,但政府盲目地加強對基礎設施的建設,容易造成財政赤字,更容易使政府實施貿(mào)易保護政策,從而產(chǎn)生了市場的分割作用。
對政府規(guī)模而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的政府規(guī)模系數(shù)為-0.52774,表明提高政府規(guī)模能夠促進商品市場的整合。這是由于地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展離不開政府的參與,政府規(guī)模的擴大對地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起到了指導作用,不同地區(qū)之間的經(jīng)濟貿(mào)易與交流也需要有政府的推動,從而促進商品市場的整合。
2.穩(wěn)健性檢驗。采用工具變量法-分區(qū)域回歸,通過上述GMM結果分析了各數(shù)據(jù)變量對商品市場的影響,本文需要對上述的結果進行穩(wěn)健性檢驗,本文利用工具變量法分析不同區(qū)域的電子商務水平對商品市場影響,結果如表8所示。由表8可知,我國整體電子商務發(fā)展水平系數(shù)為-0.03522,小于東部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)-0.03626,表明提升東部地區(qū)的電子商務水平能促進東部地區(qū)商品市場的整合。這是由于東部地區(qū)具有較好的經(jīng)濟基礎,發(fā)展電子商務更具有優(yōu)勢,更能夠促進商品市場整體發(fā)展。對中部地區(qū)而言,中部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)0.00248,表明提升中部地區(qū)的電子商務水平容易導致商品市場的分割,但分割的作用并不明顯,這與選取的樣本數(shù)量有關。對西部地區(qū)而言,西部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)-0.08415,表明提升西部地區(qū)電子商務水平比東部和中部地區(qū)更能夠促進商品市場的整合,這是由于西部地區(qū)的電子商務水平較低,所以提高電子商務對商品市場的作用更明顯??偟膩碚f,發(fā)展電子商務能夠促進商品市場的整合,減小各區(qū)域間的差距,能夠促進我國市場的整體發(fā)展。
結論與建議
本文通過實證模型從靜態(tài)和動態(tài)角度分析了電子商務對商品市場的分割作用。可以得到以下結論:對電子商務發(fā)展水平而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的電子商務發(fā)展水平系數(shù)為-0.02315,說明電子商務的發(fā)展能夠促進商品市場的整合;對對外開放水平而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的對外開放水平系數(shù)為-0.02315,表明提高對外開放水平能夠促進商品市場的整合;對國有化程度而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的國有化程度系數(shù)為0.83873,表明提升國有化程度將導致商品市場的分割;對財政分權度而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的財政分權度系數(shù)為0.23158,表明加強財政分權能夠促進商品市場的分割;對基礎設施而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的基礎設施系數(shù)為0.34713,表明加強基礎設施建設將導致商品市場的分割;對政府規(guī)模而言,通過系統(tǒng)GMM計算得到的政府規(guī)模系數(shù)為-0.52774,表明提高政府規(guī)模將導致商品市場的整合;東部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)為-0.03626,表明提升東部地區(qū)的電子商務水平能促進東部地區(qū)商品市場的整合,中部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)為0.00248,表明提升中部地區(qū)的電子商務水平容易導致商品市場的分割,但分割的作用并不明顯,西部地區(qū)的電子商務發(fā)展水平系數(shù)為-0.08415,表明提升西部地區(qū)電子商務水平比東部和中部地區(qū)更能夠促進商品市場的整合。
對此,提出政策建議如下:首先,應繼續(xù)加強我國對電子商務的投入,將電子商務與企業(yè)相互結合,進一步促進商品市場的科學發(fā)展;其次,各地區(qū)政府要避免貿(mào)易保護將商品市場分割,不同地區(qū)之間應該加強貿(mào)易互信,實現(xiàn)資源互補,促進經(jīng)濟的整體發(fā)展;最后,提升對電子商務的管理水平,引進相關人才,激發(fā)創(chuàng)造力。同時,也要與國外的電子商品平臺加強合作,實現(xiàn)我國商品“走出去”,使我國電子商務實現(xiàn)健康協(xié)調發(fā)展。
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