電子商務分割商品市場的靜態(tài)與動態(tài)影響

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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