互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟增長與收斂效應(yīng)
——基于空間面板數(shù)據(jù)的實證檢驗

趙 霞

（蘇州科技大學(xué)商學(xué)院，江蘇蘇州 215009）

一、引言

互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為新常態(tài)下拉動經(jīng)濟增長的新引擎，虛實空間互動耦合帶來的“連接紅利”極大地提高了生產(chǎn)效率和供需匹配效率，突破了時空界限的交易有效地促進了各類生產(chǎn)要素的流動和優(yōu)化配置。盡管學(xué)界對寬度接入促進經(jīng)濟增長取得了較為一致的結(jié)論，但是互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平在區(qū)域?qū)用娌痪鈩t是不爭的事實，“數(shù)字鴻溝”不僅存在于發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間，也存在于一國內(nèi)部[1-2]；既表現(xiàn)為接入性差異——互聯(lián)網(wǎng)端口和數(shù)字化接入的差異，也存在應(yīng)用能力差異——互聯(lián)網(wǎng)思維以及基于互聯(lián)網(wǎng)的各類經(jīng)濟、社會活動差異[3]。實證研究表明以網(wǎng)絡(luò)零售、電子商務(wù)為代表的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的差異導(dǎo)致了地區(qū)差距的擴大[4-5]，特別是互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)具有明顯的空間溢出效應(yīng)[6-7]，因此其對區(qū)域經(jīng)濟差異的影響需要重新評估。那么，互聯(lián)網(wǎng)接入和互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用是否具有不同的經(jīng)濟增長效應(yīng)和收斂效應(yīng)？這兩類效應(yīng)在不同地區(qū)是否具有不同的表現(xiàn)？更進一步地，當(dāng)考慮到空間因素后，互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟的影響又會如何？

對上述問題的回答構(gòu)成了本文研究的主要內(nèi)容。當(dāng)前已有較多研究分析了互聯(lián)網(wǎng)提高經(jīng)濟績效的原因，但對互聯(lián)網(wǎng)影響經(jīng)濟增長是否存在異質(zhì)性關(guān)注不足，這里的異質(zhì)性包含兩層含義：一是，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對不同地區(qū)經(jīng)濟的影響不同；二是，互聯(lián)網(wǎng)接入能力和應(yīng)用能力對經(jīng)濟增長的影響不同。考慮到互聯(lián)網(wǎng)的跨區(qū)域連通性以及基于互聯(lián)網(wǎng)的各類經(jīng)濟活動在地理空間上的相關(guān)性，本文將采用空間面板計量模型進行實證檢驗，從而避免可能產(chǎn)生的估計偏誤。

當(dāng)前既有研究圍繞“互聯(lián)網(wǎng)是否會帶動經(jīng)濟增長”“互聯(lián)網(wǎng)推進經(jīng)濟增長是否存在地區(qū)差異”“互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響機理及表現(xiàn)形式”展開。

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展是否能帶動經(jīng)濟增長，學(xué)者們的研究大都得出了一致并且肯定性的結(jié)論。國外研究方面，Choi 和Yi（2009）[8]使用1991—2000 年全球207 個國家的數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)在刺激經(jīng)濟增長方面發(fā)揮了顯著的積極作用。Salahuddin 和Gow（2016）[9]使用南非1991—2013 年的時間序列數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)使用率、金融發(fā)展以及貿(mào)易開放度對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明長期來看互聯(lián)網(wǎng)使用率對南非經(jīng)濟增長存在顯著正向影響。相似研究還有Czernich 等（2011）[10]、Koutroumpis（2009）[11]。

國內(nèi)利用中國數(shù)據(jù)的研究也都肯定了互聯(lián)網(wǎng)的促經(jīng)濟增長作用[12-13]，另有研究以電子商務(wù)為核心解釋變量，也得出了類似結(jié)論[14-15]。

在互聯(lián)網(wǎng)的增長效應(yīng)是否存在地區(qū)差異方面，當(dāng)前研究并未取得一致。Jung（2014）[16]以巴西2007—2011 年的州際數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)對巴西落后地區(qū)的經(jīng)濟促進作用更加明顯，因此互聯(lián)網(wǎng)接入有利于落后地區(qū)實現(xiàn)趕超。Peters（2001）[17]則指出，信息技術(shù)落后、信息資源匱乏的發(fā)展中國家很難從互聯(lián)網(wǎng)中獲得經(jīng)濟增長動力，它們逐漸陷入數(shù)字鴻溝的深淵，而處于數(shù)字鴻溝另一端的發(fā)達國家卻能利用網(wǎng)絡(luò)推動經(jīng)濟增長，其結(jié)果是加劇了南北經(jīng)濟差距。Wijers（2010）[18]、James（2011）[19]通過實際案例對其觀點進行了驗證，得出了類似結(jié)論。在利用中國數(shù)據(jù)的研究中，林娟（2016）[20]通過在經(jīng)濟收斂模型中引入互聯(lián)網(wǎng)變量的實證研究顯示，2007—2013 年間互聯(lián)網(wǎng)擴大了中國區(qū)域經(jīng)濟差異。茶洪旺和胡江華（2012）[21]指出信息分化會導(dǎo)致貧富分化，韓寶國和朱平芳（2014）[22]的研究表明雖然中國中、西部地區(qū)寬帶滲透率總體比較接近，但寬帶對西部地區(qū)經(jīng)濟的總體推動作用不明顯。張家平等（2018）[23]以互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動電話普及率為核心解釋變量，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響效果非線性，且受到地區(qū)人力資本水平和創(chuàng)新水平的正向調(diào)節(jié)。毛宇飛（2017）[24]的研究也表明互聯(lián)網(wǎng)普及率對落后地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用更為明顯。

關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長的影響機理及表現(xiàn)形式，嚴成樑（2012）[25]從信息共享和相互溝通視角，將以互聯(lián)網(wǎng)為載體的信息技術(shù)視為社會資本，發(fā)現(xiàn)其對中國經(jīng)濟增長具有顯著正向影響；郭家堂和駱品亮（2016）[26]從互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)、互聯(lián)網(wǎng)平臺、互聯(lián)網(wǎng)思維、網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)四個維度考察了互聯(lián)網(wǎng)對全要素生產(chǎn)率的作用，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)對中國全要素生產(chǎn)率的促進作用是非線性的。戴德寶等（2016）[27]基于科技規(guī)律、經(jīng)濟規(guī)律、發(fā)展數(shù)據(jù)和時序規(guī)律分析了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)發(fā)展與中國經(jīng)濟發(fā)展的正向互動效能關(guān)系，認為互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式加速了中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型和發(fā)展，而互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)則支撐著互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)模式的變革。

就已有研究看，當(dāng)前對互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長關(guān)系的探索雖然取得了一些有益的結(jié)論，但仍存在明顯不足。其一，缺乏對互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的關(guān)注。使得各地真實利用、使用互聯(lián)網(wǎng)的能力得不到體現(xiàn)。其二，缺乏空間相關(guān)性的考慮?，F(xiàn)有研究對互聯(lián)網(wǎng)促進經(jīng)濟增長的異質(zhì)性考察缺乏對地區(qū)間可能存在空間關(guān)聯(lián)的考慮，從而有可能導(dǎo)致估計結(jié)果偏誤。

鑒于此，本文將在以下方面做出探索：首先，在新古典收斂理論框架下，將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平區(qū)分為網(wǎng)絡(luò)接入水平和網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用水平以捕捉互聯(lián)網(wǎng)促進經(jīng)濟增長的潛在異質(zhì)性，并進一步利用空間計量技術(shù)實證檢驗其對經(jīng)濟收斂性的影響及其空間溢出效應(yīng)。其次，考慮到互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長之間的雙向因果關(guān)系以及方程估計中可能存在的遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性，本文采用動態(tài)GMM 和空間二階段最小二乘估計方法，對模型重新進行估計，進一步驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）空間權(quán)重矩陣

本文采用空間鄰接、地理距離和經(jīng)濟距離三種標(biāo)準(zhǔn)生成空間權(quán)重矩陣。空間鄰接矩陣W1，某省份與其相鄰的省份設(shè)為1，不相鄰則為0；地理距離矩陣W2 利用兩省省會之間最短公路距離倒數(shù)求得，省會城市之間距離越遠，則兩省之間空間相關(guān)度越弱[28]；經(jīng)濟距離W3 以兩地間人均實際GDP 年均值①以2009 年為基期進行價格平減。的絕對差值的倒數(shù)表征[29-30]?？臻g權(quán)重進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

（二）模型設(shè)定

根據(jù)Barro 和Sala-I-Martin（1997）[31]提出的收斂性分析框架，本文采用β 收斂機制來考察互聯(lián)網(wǎng)對我國區(qū)域經(jīng)濟的空間影響效應(yīng)。經(jīng)濟斂散性是區(qū)域經(jīng)濟增長差異的趨勢性表現(xiàn)，所謂收斂是指落后地區(qū)比富裕地區(qū)增長得更快，則落后地區(qū)的人均收入會趕上發(fā)達地區(qū)。在一段時期內(nèi)，當(dāng)不同經(jīng)濟體可以無條件收斂于同一穩(wěn)態(tài)水平，則被稱為β 絕對收斂；β 條件收斂則放松了地區(qū)間具有完全相同經(jīng)濟特征的假設(shè)，認為地區(qū)收斂進程會受到其他因素的影響，由于地區(qū)異質(zhì)性的存在，每個地區(qū)只能達到自身的均衡狀態(tài)。

本文意在探討互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟增長差異的影響，我們將在Barro 與Sala-I-Martin 分析框架中引入互聯(lián)網(wǎng)變量加以控制，因此β 條件收斂是我們關(guān)注的重點。由于要素流動、技術(shù)溢出等因素，使得互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在地理空間上的相互依賴性，這種空間相依性至少體現(xiàn)在三個方面：地區(qū)之間經(jīng)濟增長的相互影響；鄰近地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平及其他因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響；未納入模型的相鄰地區(qū)其他干擾因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。結(jié)合這三種形式，本文構(gòu)建β 條件收斂下的空間計量模型如下：

式（1）中，α 表示各經(jīng)濟體的穩(wěn)定狀態(tài)；yi，t+1和yi，t分別是第i 個地區(qū)第期初和期末的實際人均GDP；inti，t表示i 地區(qū)t 期的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，是本文關(guān)注的核心解釋變量；Si，t為一組控制變量；β 為收斂系數(shù)，如果β＜0 則條件收斂成立；γ1、γ2為本文關(guān)注的核心解釋變量回歸系數(shù)，分別表示互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應(yīng)；δ 為控制變量的回歸系數(shù)矩陣；ρ為空間滯后系數(shù)，衡量地區(qū)之間經(jīng)濟增長的相互作用程度；θ1，θ2為自變量空間回歸系數(shù)，分別衡量鄰域地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平對本地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響；θ3為控制變量空間回歸系數(shù)；λ 為空間誤差回歸系數(shù)，衡量地區(qū)經(jīng)濟增長受到相鄰地區(qū)其他潛在因素影響的程度；εi，t為擾動項，εi，t～N（0，σ2In）。

當(dāng)λ=0 時，式（1）為空間杜賓模型SDM：

當(dāng)θ1、θ2、θ3、λ=0 時，空間杜賓模型退化為空間滯后模型SAR：

當(dāng)ρ、θ1、θ2、θ3=0 時，空間杜賓模型退化為空間誤差模型SEM：

（三）變量與數(shù)據(jù)

被解釋變量：各地區(qū)經(jīng)濟增長率（rGDP），用實際人均GDP 增長率表示，以2009 年為基期對名義GDP 進行了平減。

解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（int）。結(jié)合上文理論分析，為了捕捉互聯(lián)網(wǎng)接入能力（access）和應(yīng)用能力（usage）對地區(qū)經(jīng)濟增長的不同影響，本文用互聯(lián)網(wǎng)普及率表征接入能力，用網(wǎng)站數(shù)量與各省總?cè)丝诘谋葋泶砘ヂ?lián)網(wǎng)應(yīng)用能力。

控制變量：結(jié)合現(xiàn)有文獻，本文控制了一組會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響的結(jié)構(gòu)變量。分別是：交通基礎(chǔ)設(shè)施水平（inf），用各省鐵路營運里程、等級公路里程、內(nèi)河航運里程之和占各省面積的比表示；對外開放程度（open），用各省實際利用外資額FDI 占GDP 的比重表示，采用當(dāng)年匯率進行了換算；地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（str），用第三產(chǎn)業(yè)增加值占各省當(dāng)年GDP的比重表示；政府對經(jīng)濟的參與程度（gov），用各地財政支出占當(dāng)年GDP 的比重表示；城市化率（urb），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎尽?/p>

本文選取的樣本區(qū)間為2009—2017，除特殊說明外，以上數(shù)據(jù)均來源于中國信息中心（CNNIC）、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國信息統(tǒng)計年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計分析如表1 所示。

表1 各變量定義與統(tǒng)計性描述

三、實證結(jié)果

（一）空間相關(guān)性檢驗

本文用Moran's I 指數(shù)對各地人均產(chǎn)出和互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的空間相關(guān)性進行檢驗。結(jié)果顯示，考察期內(nèi)，三種空間權(quán)重矩陣下人均產(chǎn)出、互聯(lián)網(wǎng)普及率表現(xiàn)出正向空間相關(guān)性，且各年均在1%水平上顯著；以經(jīng)濟距離為權(quán)重的M 指數(shù)值最高，其次為鄰接距離、地理距離。人均擁有網(wǎng)站數(shù)量在地理權(quán)陣下表現(xiàn)出低度負相關(guān)，在鄰接和經(jīng)濟權(quán)陣下均表現(xiàn)出顯著的空間正相關(guān)性。從Moran's I 指數(shù)的變化趨勢看，2009—2017 年Moran's I 指數(shù)存在一定波動，但波動范圍不大。

圖1 2009—2017 年人均GDP 的Moran's 指數(shù)變動趨勢

圖2 2009—2017 年互聯(lián)網(wǎng)普及率的Moran's 指數(shù)變動趨勢

圖3 2009—2017 年人均擁有網(wǎng)站數(shù)量的Moran's 指數(shù)變動趨勢

（二）增長和收斂性檢驗

1.空間模型的選擇

對于空間滯后和空間誤差模型而言，Anselin（1995）[32]建議通過檢驗兩個拉格朗日乘數(shù)（LM-sar和LM-error）及其穩(wěn)健形式（Robust LM-sar 和Robust LM-error）來判別，其基本原則是比較LM-sar 和LMerror 兩個統(tǒng)計量哪一個顯著，顯著的即為要選擇的空間計量模型。如果兩者都顯著，則還需要比較Robust LM-sar 和Robust LM-error。

由于SAR 和SEM 均是SDM 的特例，Elhorst（2014）[33]進一步提出用于模型選擇的Wald 檢驗和LR 檢驗，其原假設(shè)是“空間杜賓模型可以退化為空間誤差（滯后）模型”，拒絕原假設(shè)則意味著選擇杜賓模型是適宜的，否則選擇空間誤差或空間滯后模型。表2 給出了各類假設(shè)檢驗的結(jié)果。

依據(jù)上述判定原則，LM 檢驗顯示三類權(quán)陣下，空間滯后和空間誤差的統(tǒng)計量都顯著，但前者統(tǒng)計量值更大，因此SAR 模型優(yōu)于SEM；進一步進行wald和LR 檢驗的結(jié)果表明，W1 和W2 下拒絕杜賓可以降維的原假設(shè)，因此空間杜賓模型是較優(yōu)的模型，W3 權(quán)陣下無法拒絕原假設(shè)，因此應(yīng)選SAR 模型。

表2 模型檢驗

2.空間計量結(jié)果分析

（1）全國樣本?？紤]到R2以及LogL 值越大，模型擬合效果越好[34]，三類空間權(quán)重矩陣下，本文均選擇了時空雙固定模型的估計結(jié)果進行分析討論。空間估計結(jié)果如表3 所示。

列（1）、列（2）考察了W1 權(quán)陣下互聯(lián)網(wǎng)接入水平和和應(yīng)用水平對區(qū)域經(jīng)濟的增長效應(yīng)，列（3）和列（4）加入互聯(lián)網(wǎng)與期初人均產(chǎn)出的交互項，用來考察互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域經(jīng)濟收斂的影響。權(quán)陣W2 和W3下的增長效應(yīng)分別見列（5）列（6）和列（9）列（10），收斂效應(yīng)分別見列（7）列（8）和列（11）列（12）。

三種空間權(quán)陣下，無論是否考慮交互效應(yīng)，各方程收斂系數(shù)β 均為負且在1%水平上顯著，表明考察期內(nèi)我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出顯著的條件收斂特征，并且這一結(jié)果相當(dāng)穩(wěn)健。

增長效應(yīng)來看，互聯(lián)網(wǎng)接入能力和互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力對經(jīng)濟增長的作用體現(xiàn)出異質(zhì)性，前者無益于經(jīng)濟增長，而后者則有利地促進了經(jīng)濟增長。這一結(jié)果表明單純注重互聯(lián)網(wǎng)硬件接入率起不到拉動經(jīng)濟的作用，因此，應(yīng)從重視網(wǎng)絡(luò)鋪設(shè)向重視網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用轉(zhuǎn)變，只有將互聯(lián)網(wǎng)充分利用起來，構(gòu)建電子商務(wù)、電子政務(wù)、在線醫(yī)療、在線教育等基于互聯(lián)網(wǎng)的立體化經(jīng)濟活動，才能獲得“連接紅利”，使基礎(chǔ)建設(shè)投資真正發(fā)揮作用。收斂效應(yīng)來看，互聯(lián)網(wǎng)接入交互項前的系數(shù)不顯著，而互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用交互項在三種權(quán)陣下都較為顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提升可以有利地促進經(jīng)濟的收斂。因此，當(dāng)前背景下，提高互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力是我國經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)實現(xiàn)趕超的重要途徑。

空間效應(yīng)顯示，本地增長受到相鄰地區(qū)經(jīng)濟增長的顯著影響，經(jīng)濟增長具有正的空間相依性，反映出地理接近的地區(qū)間具有協(xié)同發(fā)展效應(yīng)；相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應(yīng)用能力的提高均對本地經(jīng)濟產(chǎn)生了“擠出”。趙霞和荊林波（2017）[4]指出電商發(fā)展水平較低的地區(qū)消費外流從而導(dǎo)致經(jīng)濟不振，本文的結(jié)論印證了這一點。另外，回歸結(jié)果還顯示相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的提高有利于促進本地經(jīng)濟收斂，但程度都不大。

表3 互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟增長和收斂效應(yīng)空間估計結(jié)果

（2）地區(qū)樣本。為進一步捕捉互聯(lián)網(wǎng)對各地區(qū)經(jīng)濟的影響及差異，我們將全國樣本分為東、中、西三個地區(qū)子樣本，分別進行回歸。根據(jù)檢驗結(jié)果，我們在W1 和W2 空間矩陣下仍選擇空間杜賓模型，在W3 矩陣下選擇滯后模型。

表4 顯示了互聯(lián)網(wǎng)接入能力對各地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響，各地區(qū)在W1 權(quán)陣下的回歸結(jié)果為模型（13）、模型（16）和模型（19）。模型（14）、模型（17）、模型（20）為各地區(qū)在W2 權(quán)陣下的估計結(jié)果，模型（15）、模型（18）、模型（21）則為W3 下的估計結(jié)果。

可以看出，東中部地區(qū)具備條件收斂特征，尤其東部地區(qū)尤為顯著。西部地區(qū)存在某種程度的發(fā)散，但不顯著。從增長效應(yīng)看，互聯(lián)網(wǎng)接入對東、中部地區(qū)的增長效應(yīng)為負，對西部地區(qū)經(jīng)濟增長有正向拉動作用。從收斂效應(yīng)看，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不利于東、中部地區(qū)的經(jīng)濟收斂，但對西部地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)散有抑制作用。

表4 分地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應(yīng)：互聯(lián)網(wǎng)接入（access）

從空間效應(yīng)看，東部樣本的空間效應(yīng)比較顯著，相鄰省份互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不僅有利于本地經(jīng)濟增長也促進了東部地區(qū)內(nèi)部的收斂，中西部樣本的空間關(guān)聯(lián)不明顯。

表5 顯示了互聯(lián)網(wǎng)使用能力對各地區(qū)經(jīng)濟增長和收斂的影響回歸結(jié)果。模型（22）、模型（25）、模型（28）為鄰接矩陣下的估計結(jié)果，模型（23）、模型（26）、模型（29）為地理空間權(quán)陣下的估計結(jié)果，模型（24）、模型（27）、模型（30）為經(jīng)濟空間權(quán)陣下的估計結(jié)果。

表5 各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的增長和收斂效應(yīng)：互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用（usage）

可以看出，在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力影響下，中部地區(qū)條件收斂特征十分顯著，東部地區(qū)在鄰接距離下收斂，西部地區(qū)在經(jīng)濟距離下收斂。從增長效應(yīng)看，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提高有利地促進了東部經(jīng)濟增長，對中部地區(qū)的增長效應(yīng)為負，西部地區(qū)不顯著。東部地區(qū)電商發(fā)達，各種互聯(lián)網(wǎng)的新形態(tài)層出不窮，數(shù)字經(jīng)濟已經(jīng)成為拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的重要力量，與之對比，西部地區(qū)電商發(fā)展水平低，對互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用不足，因此互聯(lián)網(wǎng)還不足以成為促進經(jīng)濟增長的主要因素。從收斂效應(yīng)看，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提高促進了東部地區(qū)的經(jīng)濟收斂，但卻不利于中部地區(qū)收斂。

從空間效應(yīng)看，各地區(qū)樣本內(nèi)部均表現(xiàn)出正的空間相依性，這一點與全國樣本一致。對東部地區(qū)而言，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力也和其接入率一樣，表現(xiàn)出促增長和促收斂的雙重效應(yīng)，即相鄰省份互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提高不僅有利于本地經(jīng)濟增長也促進了東部地區(qū)內(nèi)部的收斂；西部省份則恰恰相反，相鄰地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提高不利于西部省份經(jīng)濟增長和收斂。中部樣本的空間關(guān)聯(lián)不明顯?？刂谱兞糠矫媾c表4 的回歸結(jié)果基本一致。

綜合對比表4 和表5，我們發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高無益于東部和中部地區(qū)經(jīng)濟增長，而對西部經(jīng)濟增長有顯著拉動作用；而互聯(lián)網(wǎng)使用能力的提高對東部經(jīng)濟增長有促進作用，無益于中部增長，對西部的作用不明顯。如果把互聯(lián)網(wǎng)接入視為低階能力，而對互聯(lián)網(wǎng)的利用視為高階能力的話，通過這一結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長能起到正向作用的是互聯(lián)網(wǎng)高階能力，互聯(lián)網(wǎng)低階能力僅能對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生增長拉動作用，對于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高更多表現(xiàn)為基礎(chǔ)設(shè)施投資的擠出效應(yīng)。這一結(jié)果啟示我們提高互聯(lián)網(wǎng)普及率、推廣互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用，應(yīng)因地制宜，根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實狀況實施差別化的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展戰(zhàn)略。與增長效應(yīng)不同，收斂效應(yīng)顯示互聯(lián)網(wǎng)低階能力不利于東部地區(qū)收斂，對西部地區(qū)收斂有利；互聯(lián)網(wǎng)高階能力則有利于東部收斂，對西部的影響不明顯。這很可能是因為經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)已經(jīng)完成了投資拉動增長階段，繼續(xù)追加投資只會造成更大的擠出，而當(dāng)前對互聯(lián)網(wǎng)的充分有效利用才是縮小地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟差距的有效手段，西部的情形正好相反。

四、內(nèi)生性問題處理

互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平越高的地區(qū)，經(jīng)濟增長速度可能更快，反之，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)其互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平可能會遠遠高于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)；此外，經(jīng)濟增長存在累積效應(yīng)，上一期經(jīng)濟變量可能會對當(dāng)期產(chǎn)生影響，如不控制此類動態(tài)時滯可能會遺漏重要變量。因此，必須解決互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長之間存在逆向因果關(guān)系和變量遺漏而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。由于本文在鄰接和地理距離下選擇空間杜賓模型，在經(jīng)濟距離下選擇空間滯后模型，因此，在前兩種空間權(quán)重矩陣下我們將解釋變量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平以及被解釋變量經(jīng)濟增長率的一階滯后值分別引入方程，以期解決可能存在的遺漏變量和動態(tài)時滯問題；在經(jīng)濟距離下我們將解釋變量的一階滯后值作為工具變量，進行廣義空間面板的二階段最小二乘（gs2sls），以期解決可能存在的雙向因果問題?；貧w結(jié)果如表6所示。

W1 和W2 空間權(quán)陣下前兩列為引入解釋變量滯后值的估計結(jié)果，后兩列為引入被解釋變量滯后值的結(jié)果?？梢钥闯?，各方程的回歸系數(shù)均為負，全國樣本的條件收斂特征具有較強的穩(wěn)健性。從增長效應(yīng)來看，加入滯后項后，當(dāng)期和上一期的互聯(lián)網(wǎng)接入水平的提高不利于經(jīng)濟增長，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的提高對經(jīng)濟增長具有正向拉動作用。從收斂效應(yīng)看，互聯(lián)網(wǎng)接入水平的提高不利于經(jīng)濟收斂，擴大了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距；互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提升則在一定程度上促進了經(jīng)濟收斂。引入被解釋變量滯后項后，兩類權(quán)重下，被解釋變量滯后項前的回歸系數(shù)十分顯著，說明經(jīng)濟增長確實存在著累積效應(yīng)?；ヂ?lián)網(wǎng)接入水平的經(jīng)濟增長效應(yīng)為負，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的經(jīng)濟增長效應(yīng)仍然為正；互聯(lián)網(wǎng)接入水平的交互項前的估計系數(shù)為正，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的交互項前的估計系數(shù)為負但不顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)普及率的提高不利于經(jīng)濟收斂，而與此相反，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提升在一定程度上促進了收斂。

表6 全國樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

W3 下，我們利用解釋變量滯后項作為工具變量，對模型進行g(shù)s2sls 回歸，重新估計的結(jié)果如（39）～（42）所示。各方程顯示，條件收斂特征顯著，互聯(lián)網(wǎng)接入無益于經(jīng)濟增長，且顯著不利于地區(qū)收斂，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用有利于經(jīng)濟增長且促進了地區(qū)收斂（盡管不顯著）。

上述結(jié)論均與前文基準(zhǔn)估計結(jié)果相一致，表明結(jié)果具有穩(wěn)定性。

表7、表8 分別為地區(qū)樣本互聯(lián)網(wǎng)接入和應(yīng)用能力的增長和收斂效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。同基準(zhǔn)回歸一樣，我們在前兩類權(quán)陣下采用杜賓模型，在經(jīng)濟距離權(quán)陣下采用滯后模型，前兩列為加入滯后變量后的回歸結(jié)果，最后一列為采用工具后的回歸結(jié)果。

可以看出，考慮內(nèi)生性后，多數(shù)變量的顯著性都有了明顯提高。以互聯(lián)網(wǎng)接入衡量的互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，東部地區(qū)具有顯著條件收斂特征，中部地區(qū)在鄰接距離下顯著收斂，西部地區(qū)收斂性不明顯。互聯(lián)網(wǎng)連接不利于東部地區(qū)增長，對西部地區(qū)增長的效應(yīng)為正，中部不明顯；東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高不利于地區(qū)收斂，互聯(lián)網(wǎng)接入率的提高則促進了西部地區(qū)經(jīng)濟收斂，中部收斂效應(yīng)不明顯。以互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，各地區(qū)條件收斂特征仍十分明顯，東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提升有利于促進本地經(jīng)濟增長，中部地區(qū)的增長效應(yīng)為負，西部不明顯；東部地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提升促進了地區(qū)收斂，對西部影響不明顯。

上述結(jié)論與前文地區(qū)樣本的基準(zhǔn)估計結(jié)果基本一致，證實了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 地區(qū)樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果：互聯(lián)網(wǎng)接入（access）

表8 地區(qū)樣本穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果：互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用（usage）

五、結(jié)論與政策含義

本文實證檢驗了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟的增長和收斂效應(yīng)。我們區(qū)分了衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的兩種指標(biāo)，以互聯(lián)網(wǎng)接入率代表初階能力，以互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平代表高階能力，基于新古典增長理論的收斂框架，通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的空間計量模型，實證發(fā)現(xiàn)：

1.互聯(lián)網(wǎng)接入水平和利用水平對經(jīng)濟增長和收斂的作用具有異質(zhì)性?；ヂ?lián)網(wǎng)接入水平的提高對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯，互聯(lián)網(wǎng)的充分有效利用則對經(jīng)濟有正向拉動作用；省際經(jīng)濟增長具有顯著的條件收斂特征，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力的提升可以有效促進經(jīng)濟收斂，互聯(lián)網(wǎng)接入水平的收斂效應(yīng)不明顯。

2.互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟發(fā)展程度不同地區(qū)的作用具有異質(zhì)性。互聯(lián)網(wǎng)接入能力不利于東、中部地區(qū)增長，但對西部的增長促進作用卻十分明顯；互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用能力對東部地區(qū)增長促進作用明顯，卻不利于中部增長，對西部的作用不甚明顯?；ヂ?lián)網(wǎng)接入水平不利于東、中部地區(qū)經(jīng)濟收斂，在一定程度上促進了西部收斂；與之不同的是，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的提高卻顯著促進了東部收斂，不利于中部收斂，對西部的影響不明顯?？梢?，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的增長更依賴于互聯(lián)網(wǎng)高階能力的發(fā)展，同時對互聯(lián)網(wǎng)的有效利用也是縮小東部地區(qū)內(nèi)部發(fā)展差異的有利因素，與之相反的是互聯(lián)網(wǎng)低階能力的提高則對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)增長和收斂作用更明顯。

3.空間關(guān)聯(lián)性顯著，省際間相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應(yīng)用水平的提高都不利于本地增長，卻促進了本地經(jīng)濟收斂。地區(qū)分樣本顯示，鄰域地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)接入和應(yīng)用水平的提高不但有利于東部地區(qū)本地增長，也促進了該地區(qū)經(jīng)濟收斂，對其他地區(qū)的影響不顯著。

結(jié)合上文的分析與討論，本文的政策含義有以下幾點：其一，政府推動互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展戰(zhàn)略應(yīng)具有層次性，對西部欠發(fā)達地區(qū)而言，應(yīng)繼續(xù)提高互聯(lián)網(wǎng)的普及率；對于中、東部地區(qū)而言，則應(yīng)著力于提高對互聯(lián)網(wǎng)的利用率。其二，在利用互聯(lián)網(wǎng)推動經(jīng)濟增長的過程中，要注意防范可能存在的競爭效應(yīng)，破除區(qū)域間可能存在的妨礙要素流動的體制障礙，大力發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+”，利用互聯(lián)網(wǎng)互聯(lián)互通的性質(zhì)，促進各行各業(yè)對互聯(lián)網(wǎng)利用能力的提高，借助互聯(lián)網(wǎng)促進后發(fā)地區(qū)加快發(fā)展，是實現(xiàn)經(jīng)濟增長趨同、縮小區(qū)域發(fā)展差距的有效路徑。其三，互聯(lián)網(wǎng)時代，西部地區(qū)應(yīng)利用互聯(lián)網(wǎng)打破時空約束和跨區(qū)域整合資源要素的特點，加快經(jīng)濟發(fā)展從政府主導(dǎo)向市場主導(dǎo)轉(zhuǎn)變；東部地區(qū)則應(yīng)繼續(xù)發(fā)揮開放高地的優(yōu)勢，充分利用互聯(lián)網(wǎng)整合優(yōu)勢資源，加快創(chuàng)新步伐。