信息化如何促進國內市場整合：減少黏性信息的視角

張 昊

(中國社會科學院 財經戰(zhàn)略研究院，北京 100006)

一、引言與文獻回顧

商品與要素的自由流動是市場機制在地區(qū)間發(fā)揮作用的條件。盡管我國的市場一體化程度正在不斷提升，但地區(qū)間市場分割仍然存在[1]。在國內貿易成本偏高的情況下，擴大對外出口成為許多企業(yè)的現實選擇[2],這種扭曲激勵降低了企業(yè)依托國內市場規(guī)模改善自身效率、培育出口能力的內生動力[3]。而在2008年發(fā)生金融危機，海外市場趨于疲軟的背景下，市場分割還會削弱國內市場承接制造業(yè)“出口轉內銷”的能力[4]。當前，新冠肺炎疫情對全球經濟的影響還在持續(xù)，而我國進入中國特色社會主義新時代以后，主要矛盾的變化、區(qū)域差距的現狀與市場規(guī)模的優(yōu)勢，都要求將暢通國內大循環(huán)作為一項長遠戰(zhàn)略。國內大循環(huán)不是各地區(qū)的小循環(huán)[5]，建設現代流通體系，促進形成統(tǒng)一、整合的國內市場，是構建“新發(fā)展格局”的內在要求。

那么，有哪些因素妨礙了國內統(tǒng)一市場形成呢？已有文獻指出，財政分權帶來了地方政府追求自身利益、劃區(qū)而治的制度基礎[6]，而地方之間的競爭又使市場分割行為得到了激勵[7]。在經濟發(fā)展過程中，各地政府普遍追求工業(yè)化趕超而忽視資源稟賦和比較優(yōu)勢的做法會帶來“產業(yè)同構”，加之對外開放中存在更加重視國外市場的傾向，這些都使市場分割行為的動機得到進一步強化[8-9]。也有學者考察了基礎設施條件[10]、方言多樣性[11]以及商品流通渠道特征[12]等其他成因的影響，但對非制度性市場分割的研究總體上仍十分缺乏[13]。隨著中國特色社會主義市場經濟體制的不斷完善，各地經濟往來日漸頻繁，統(tǒng)一市場建設的重點和難點正逐漸由破除政府行政封鎖轉向強化跨地區(qū)經濟聯系[14]。因此，結合社會經濟發(fā)展的新形勢、新特點，從市場機制發(fā)揮作用的條件與過程入手來考察妨礙地區(qū)間市場整合的因素，就顯得尤為必要和迫切。

當前，以新一代數字信息技術應用為標志的科技革命對社會經濟發(fā)展的影響正日益深化，信息基礎設施對國內統(tǒng)一市場建設的意義更為凸顯。但從基礎設施與市場整合的關系來看，現有文獻主要考察的是公路、高鐵等交通設施[10，13，15]，而對信息化水平的影響則缺乏足夠關注。事實上，信息在地區(qū)間市場整合的過程中具有重要作用，價格、供求等信息需要在地區(qū)間有效傳遞，現代社會中的商流、物流、資金流更是與信息流密不可分。盡管有文獻考察了信息與資本市場效率的問題[16]，但顯然，地區(qū)間市場整合涉及商品與要素流動，信息在其中的作用機制和實現方式與資本市場存在差異，有必要加以專門探討。

由于獲取信息需要支付成本，因而一部分微觀主體只能根據滯后或有“黏性”的信息來做出決策，即信息黏性會對市場機制的作用產生影響[17]。信息技術的基本作用，就在于使市場主體以更低的成本及時、準確地獲得所需信息，這必然會對包括地區(qū)間商品與要素流動在內的市場整合產生影響。但目前，圍繞信息黏性的研究都主要與通脹預期、經濟波動等宏觀領域的問題相結合[18-19]。現有的相關研究主要說明了數字經濟時代信息技術與商品價格及價格黏性的關系，指出了“數字鴻溝”的表現和影響[20-21]，而微觀領域中信息化水平與跨地區(qū)市場流通的問題仍很少直接涉及。

本文運用地級市層面的“數字中國”指數和大樣本微觀價格數據，在運用動態(tài)方法測算市場分割系數[14,22-23]的基礎上，對數字信息技術促進國內市場整合的機制，地區(qū)間價格聯動在其中的中介作用，以及空間距離、數字鴻溝所具有的調節(jié)效應進行考察。相比已有文獻，本文的貢獻主要體現在以下方面。在研究視角上，本文從減少黏性信息、完善市場機制本身入手考察國內市場整合的實現方式，試圖在已有市場分割成因研究主要側重“看得見的手”的情況下，進一步探討接下來如何在數字經濟時代通過“看不見的手”更好地推動國內市場整合。在研究對象上，本文將信息化發(fā)展水平納入統(tǒng)一市場問題的研究視野，同時分析了黏性信息對于微觀領域中跨地區(qū)價格傳導及商品流轉套利的影響，拓展了這兩大主題的研究內容。在方法上，本文使用細化至地級市產品層面的大樣本微觀價格數據測算市場分割系數、價格聯動等指標，能夠更好地反映當前國內地區(qū)間市場關系的現狀，并將分析層次由省份間延伸至城市間。本文結論豐富了對新形勢下統(tǒng)一市場構建途徑與重點的認識，并強調信息技術要通過提高商流、物流效率發(fā)揮作用，減少數字鴻溝要與完善價格發(fā)現與公開機制相結合，這能夠為當前暢通國內大循環(huán)、構建新發(fā)展格局提供決策參考。

后文各部分安排如下：第二部分闡述信息化促進國內市場整合的實現機制，第三部分介紹本文實證部分所用的變量與數據，第四部分說明計量模型、方法并報告分析結果，最后第五部分總結全文并給出政策啟示。

二、信息化與國內市場整合：機制分析

這一部分先說明一個經濟體內不同市場主體信息化水平與價格調整的關系，然后著眼地區(qū)間聯系，闡述信息化與國內市場整合的機制，包括地區(qū)間價格聯動調整的部分中介效應以及空間距離、信息化水平差距的調節(jié)效應。

1.黏性信息與價格調整。隨著商業(yè)技術的發(fā)展，調整價格的“菜單成本”變得更為低廉，特別是網絡零售的日益普及，已經使價格的頻繁變化成為企業(yè)與消費者面臨的常態(tài)[20]。在這樣的情況下，市場供求信息對價格的影響更為突出。對于持有理性預期的生產者和消費者而言，有效地利用一切信息進行行為決策將表現為市場價格隨供求信息及時調整。但在現實中，信息供給的條件存在差異，因而不同市場主體獲得信息的成本和所需的時間是不同的[21]。對此，Mankiw和Reis(2002)提出了“黏性信息”的概念[17]。黏性信息最初主要用于說明信息在人群中傳播速度的差異會對宏觀經濟預期及經濟周期的整體表現產生影響。這一概念也被用于分析國家間產品層面實際匯率的變化特征。由于獲取信息需要成本，并非所有微觀主體都能依據實時、充分的信息來調整價格，因而實際匯率會更具剛性且主要遵循名義匯率的波動軌跡[24]。在擁有單一貨幣的同一經濟體內部，信息的傳播同樣需要成本和時間，這也會給微觀主體的調價行為和地區(qū)間市場整合帶來影響。

信息獲取成本越高，獲得的信息量越少，時間越遲，信息用以指導價格行為的意義就越小。通常，生產者或采購者只有及時、準確地掌握了供求變化信息，才能迅速地做出調價反應；也有一部分市場主體雖然最終獲得了信息，但由于已經過時，也就沒有再據此調價的必要。在一個經濟體之內，各微觀主體可以被認為處于同一市場環(huán)境下，其本應面對的市場信息總量是相同的。因此，信息化水平的高低就在很大程度上決定了有多少廠商能夠及時、準確、充分地獲得有價值的信息，并根據這些信息進行價格調整。這最終將體現為信息化水平高低與價格調整頻率大小間的關系。因此，本文提出以下假設：

H1：在相同條件下，信息化水平越高則價格調整頻率越高。

2.信息化、價格聯動與市場整合。(1)信息化與市場整合。接下來著眼地區(qū)間聯系，分析信息技術對市場整合的影響。市場整合是指達到商品能夠在不同地區(qū)間自由流動的狀態(tài)，市場分割是與之相反的情形。一般而言，商品流動是由供求不平衡引起的，表現為商品由供給相對充足、價格較低的地區(qū)流向需求相對旺盛、價格較高的地區(qū)。并且，商品既可能直接由主產地進入消費地，也可能經過一地或多地中轉后再進入消費地。市場整合的程度如何，就體現在這種供求變化能否迅速、準確地帶來跨地區(qū)的商品流動，這也是進一步實現資源配置調整的基礎。而在商品發(fā)生跨地區(qū)流動之前，一個地區(qū)市場中的供求狀況如何，必須通過信息傳遞才能被其他地區(qū)獲知。

數字信息技術的發(fā)展能夠使信息的跨地區(qū)傳播更為有效、高效，從而推動市場整合。首先，信息技術能夠拓展信息來源渠道、降低搜尋成本。政府發(fā)布的官方統(tǒng)計信息，行業(yè)協(xié)會等中介組織公布的市場動態(tài)信息，專業(yè)機構提供的行業(yè)走勢分析，都有可能成為商家的決策依據；甚至各種新聞媒體、自媒體的公開信息，也可作為企業(yè)完整把握市場動向的補充參考。其次，信息技術的發(fā)展可以降低信息傳輸成本。典型地，遠距離通信費用不斷降低，使各類經營主體獲取本地區(qū)以外市場信息的成本不斷減少，這可以提升跨地區(qū)套利活動的利潤空間，促進商品流動[25]。再次，信息技術可以減少市場信息傳遞過程中的失真現象。這意味著，企業(yè)獲得的市場信息將更為準確，進而跨地區(qū)經營的風險也就相應降低。最后，信息技術的運用可以使市場信息的傳播更為迅速。這有助于經營者把握商機，及時根據市場變化做出有效反應，對于跨地區(qū)經營尤其重要?？傮w來看，信息化能夠使市場主體得以用較低的成本及時地獲得正確、全面的信息，提升對市場變化的反應能力，并在整體上表現為商品跨地區(qū)的流轉套利、余缺調劑乃至生產領域產能調整所帶來的地區(qū)間資源優(yōu)化配置[26]。

信息技術還能夠降低地區(qū)間交易成本。在交易支付過程中運用信息技術，可以減少因使用現金所帶來的風險和延遲。在倉庫管理中運用數字信息技術，可以更加準確地獲得各地庫存信息，并在對需求情況加以精準預測的基礎上實現更為高效的協(xié)調安排。在運輸過程中，信息技術還可以為路線優(yōu)化、零擔湊整等提供支撐?？梢钥闯?，信息技術能夠直接產生提高商流、物流效率，促進地區(qū)間商品流動的作用。由此，本文提出如下假設：

H2：提升信息化水平有助于降低市場分割度。

(2)價格聯動的部分中介效應。上述是對信息化促進市場整合的整體分析。進一步地，信息化通過價格與供求機制促進市場整合的具體作用方式會有所差別，主要涉及兩種實現途徑。其一，以套利活動為核心，即一地供求變化會引起當地價格變化，再通過套利機制影響其他地區(qū)的供求關系及價格。具體而言，如果一個地區(qū)因受到外部沖擊而出現商品供不應求、價格上漲的局面，那么在地區(qū)間商品可以自由流動，且運輸成本、交易費用等條件相同的情況下，獲知上述信息的生產者會在逐利動機的驅動下將更多的商品投放到供給不足、價格較高的地區(qū)，同時減少供應相對充足、價格較低地區(qū)的商品供給。若有其他地區(qū)的商家囤積了較多的存貨，他們也可將商品運往價格較高的地區(qū)并減少本地的市場銷售。最終，供給不足的地區(qū)商品供應增加、價格下降，反之則相反。其二，以價格聯動為核心。價格信息作為供求對比狀況的反映，可以直接在地區(qū)之間進行傳遞。例如，當一個地區(qū)的商品價格出現上漲，那么其他地區(qū)的生產商或銷售商獲知這一信息后，可以直接對價格作出相應的調整，即通過提價減少本地需求，為套利活動提供條件；其他地區(qū)的需求方在了解到相同信息以后，也可能采取預防性購買等行為并接受價格上漲。在有的情況下，造成一個地區(qū)供求變化的沖擊性因素可能也會傳遞至其他地區(qū)，(1)例如，新冠肺炎疫情期間，口罩供應緊張的情況隨著疫情的發(fā)展由湖北逐漸擴大到全國各地。市場主體了解到這一點后，就更有可能采取調價行為。不論何種機制，其整體表現都是一個地區(qū)的供求變化通過價格機制調整傳遞到了其他地區(qū)，這是國內大市場的韌性和彈性發(fā)揮作用的基礎。不難發(fā)現，以價格聯動為核心的調整方式可以在提高商流與物流活動效率的同時，進一步減少通過試錯實現供求平衡的時耗。

現實中，影響特定交易品價格的因素紛繁復雜，市場主體除了觀察價格信號以外，還需對來自更多渠道、包含更多內容的信息進行考察才能做出準確的決策[26-27]。當信息傳遞效率低下、決策依據不足時，企業(yè)經營行為會趨于謹慎，以避免因為一個地區(qū)市場供求與價格受到的沖擊而引發(fā)的過度反應，即“牛鞭效應(Bullwhip Effect)”[28]?？梢姡瑑r格以外的信息是否豐富、準確，能否有效、迅速地傳播，對于市場主體把握供求變化趨勢并及時采取相應行動同樣具有關鍵性意義。

由此可見，信息化程度越高，市場主體獲得的價格信息及決策輔助信息越及時、越充分，則市場間價格的聯動性就越強，以此降低市場分割度的效果就越明顯。這是以減少黏性信息實現價格的及時調整，進而促成市場整合的體現。綜合考慮前述信息化還可以降低交易成本，直接推動地區(qū)間商品流動與市場整合的分析，本文提出以下假設：

H3(部分中介效應假設)：信息化部分地通過增強地區(qū)間價格聯動來降低市場分割度。

3.地理距離與信息化差距的調節(jié)效應。地區(qū)間信息化推動市場整合的實現機制還會受到兩地間地理距離與信息化水平發(fā)展差距的影響。直觀地，地理距離越長，地區(qū)間物流與交易費用就越高，商品流轉耗時也越長，套利活動的收益就會相應地減少。同時，兩地市場供求受到同一因素沖擊而產生共同影響的可能性也會隨著距離的擴大而減小，即便在能夠獲得充分信息進行綜合考慮的情況下，商家采取同步調價行為的必要性也會降低。信息化水平差距的影響也是不難理解的。根據信息傳播模型，兩地間的信息傳遞需要經過由發(fā)送者編碼(Encoding)、信息媒介傳播以及接受者解碼(Decoding)的過程[29]。數字信息技術的發(fā)展提高了傳播效率、減少了噪聲干擾，同時還增加了編碼的方式、提升了解碼的能力。如今，文字、圖片、聲音甚至視頻直播等，都已成為人們傳遞并獲取信息的重要形式，其背后又有移動通信、高速互聯網及云計算、云存儲等新一代信息技術支撐。但不論是價格信息還是其他與市場供求相關的信息，其傳播的效率和效果都同時有賴于發(fā)送者和接受者的信息化水平。當雙方存在較大差距時，相互間的信息傳遞就會遇到編碼方式、傳播渠道、解碼能力不對稱所帶來的問題，直至形成“數字鴻溝”[21]。由此，本文提出如下假設：

H4(有調節(jié)的部分中介效應假設)：地理距離、信息化水平差距對于信息化降低市場分割度的直接效應與間接效應均具有反向的調節(jié)效應。

從影響路徑來看，其中對間接效應的調節(jié)主要發(fā)生在信息化水平影響地區(qū)間價格聯動的過程中。上述機制可以用圖1來加以整體概括：

圖1 有調節(jié)的中介效應機制圖

三、變量與數據

在信息化水平的衡量方面，本文采用“騰訊研究院”發(fā)布的2015—2017年全部地級以上城市“互聯網+”數字中國指數。該指數基于微信、QQ、京東、攜程、新美大、騰訊新聞等多個應用或平臺的大數據信息編制，考慮了數字經濟、數字文化、數字政務和數字生活四個方面，涵蓋社交、金融、傳媒等多個領域，能夠契合前文機制分析中關于信息發(fā)布、資金結算、線上管理等內容。數字中國指數是在城市層面編制的，本文考察城市間價格聯動與市場整合問題，將兩個城市數字中國指數的均值來代表其整體信息化水平(inforij)，兩者指數之差的絕對值代表信息化水平的差距(gapij)。(2)為減少模型中的異方差性，本文在求取均值和絕對值前都進行了對數化處理。

在計算反映價格黏性、地區(qū)間價格聯動及市場分割情況的指標時，需要用到城市層面的產品價格數據。本文使用國家發(fā)改委價格監(jiān)測中心授權信息發(fā)布平臺“中國價格信息網”(www.chinaprice.cn)提供的全國100多個地級市的“日用工業(yè)消費品價格”和“城市居民食品價格”旬度數據。前者(簡稱“工業(yè)消費品價格”)包括耐用消費品、衣著、煙酒三個細分類目，后者(簡稱“食品價格”)則包括蔬菜、肉禽蛋、水果、水產品、調味品、食用油與其他食品七個細類。每個細類包含若干個具體品種，部分品種還可進一步細分至子品種。數據庫中提供的原始價格來自集市、超市、大型賣場等多個線下實體業(yè)態(tài)的采價點。但由于說明采價點的具體名稱，無法判斷采價點是否在數據期間內發(fā)生過變化，本文統(tǒng)一以各個時點某城市所有采階點的均價作為該城市相應商品的價格。對于其中的缺失值，本文剔除了連續(xù)缺失超過3期(1個月)的樣本，3期及以內的情形則以“等差法”插值填補。

對于價格調整的頻率，本文利用上述價格數據計算了各城市i中產品k中發(fā)生價格調整(以價格不同于上期判斷)的次數占t年度有效觀測期間總天數的比例(freqi,k,t)。由于一些城市缺失特定產品的價格數據，這一過程共得到3年間100個城市、91種產品的26392個計算結果，數據完整度為96.7%。

(1)

(2)

價格聯動性與市場分割指標均以城市配對為基礎計算，其中用于測算市場分割度的時間序列回歸還要求相應區(qū)間內經插值處理后的數據連續(xù)無缺失。最終，本文得到涉及4542個城市配對的501573個樣本點，其中,城市食品和日用工業(yè)消費品的數據占比分別為76.7%和23.3%。

四、計量模型與結果分析

1.信息化水平與價格調整。先在城市層面直接考察信息化水平與價格調整頻率的關系(H1)，計量回歸模型為：

freqi,k,t=α0+α1·infori,t+z·C+λt+ηk+εi,k,t

(3)

其中，C為控制變量組，λt和ηk分別為時間固定效應和產品固定效應。表2的第(1)列為使用全體樣本的回歸結果，其中,infor變量顯著為正，驗證了信息化水平較高的地區(qū)產品價格調整頻率高的判斷。進一步地，可以區(qū)分食品類和工業(yè)消費品類進行回歸。考慮到產品供求可能對價格產生變化影響，本文加入了供給側的勞動力投入(labor)和需求側的人口規(guī)模(popu)作為控制變量，并使用人均GDP控制經濟發(fā)展整體水平，結果如表2的第(2)(3)列所示?？梢钥吹?，infor變量均顯著為正，表明H1的檢驗結果具有穩(wěn)健性。供給規(guī)模與需求規(guī)模對價格調整的影響分別為正和負，可能的原因在于生產者能夠根據價格變化主動調整產出規(guī)模并引起繼發(fā)式的價格變化，而消費者更多地以被動方式適應價格波動且具有“蓄水池”效應。

表2 回歸結果：信息化水平與價格調整頻率

2.信息化與市場整合：價格聯動的中介效應。接下來以城市配對數據檢驗信息化對地區(qū)間市場整合的促進作用(H2)以及價格聯動在其中的部分中介效應(H3)。為提高結果的可靠性，本文在采用依次檢驗法的同時，通過建立結構方程模型并運用Bootstrap方法計算了直接效應與間接效應的置信區(qū)間。具體而言，先構建三個回歸方程。

segij,k,t=β0+c·inforij,t+z·dfprvij+λt+ηk+εij,k,t

(4)

syncij,k,t=β1+a·inforij,t+z·dfprvij+λt+ηk+εij,k,t

(5)

segij,k,t=β2+c’·inforij,t+b·syncij,k,t+z·dfprvij+λt+ηk+εij,k,t

(6)

其中，λt和ηk分別為時間固定效應和產品固定效應。不同行政區(qū)劃關系會對城市間市場整合產生影響，現有文獻通常都在省際層面考察市場分割(陸銘和陳釗，2009；范欣等，2017)(9，13)，因此在這里加入了表示兩個城市是否屬于同一省份的控制變量(dfprvij=1代表i、j兩個城市屬于不同省份)。

根據依次檢驗法，先對(4)式進行回歸，如表3的第(1)列所示，信息化水平變量(infor)的回歸系數(c)為負且顯著。接下來對(5)(6)兩式分別進行回歸，結果顯示(5)式中的a和(6)式中b分別為正、為負且都顯著，(5)這一步的顯著性采用基于OLS回歸結果的穩(wěn)健標準誤來判斷，由于回歸系數、顯著性水平均與后文采用SEM的(ML估計)結果相同，僅標準誤有細微差異，這里略去詳細結果。同時(6)式中的c’為負且同樣顯著。由此可知，ab與c’同號，價格聯動在信息化對市場整合的影響中具有部分中介效應。控制變量的回歸結果表明，相比屬于同一省份的城市，不同省份城市間的價格聯動性更弱、市場分割度更高，符合一般預期。為進一步檢驗直接效應與間接效應的顯著性，本文將(5)(6)兩式聯立構建結構方程模型(SEM)，并根據重復抽樣次數為200的Bootstrap標準誤計算了直接效應與間接效應的置信區(qū)間，結果如表3所示。可以看到，直接效應與間接效應的95%置信區(qū)間均未包含0值，表明兩種效應均顯著，即驗證了H2和H3。

表3 中介效應回歸結果

表4 中介效應回歸結果(穩(wěn)健性檢驗)

3.地理距離與信息化差距：有調節(jié)的中介效應。這一部分檢驗價格聯動對信息化推動市場整合的中介作用受到地理距離與信息化差距調節(jié)的理論假設(H4)。前文的理論分析表明，兩個調節(jié)變量都在數字化水平影響地區(qū)價格聯動和市場分割度的路徑上產生作用，根據Muller(2005)等以及Hayes(2015)提出的方法[30-31]，先構建以下兩個回歸方程：

syncij,t=γ1+a1·inforij,k,t+a21·gapij,t+a22·distij+

a31·inforij,t·gapij,t+a32·inforij,t·distij+z·C+λt+ηk+εij,k,t

(7)

segij,k,t=γ2+c’·inforij,t+b·syncij,k,t+d21·gapij,t+d22·distij+

d31·inforij,t·gapij,t+d32·inforij,t·distij+z·C+λt+ηk+εij,k,t

(8)

其中，a31、a32分別代表信息化差距、距離對直接效應的調節(jié)作用，d31、d32分別代表信息化差距、距離對間接效應的調節(jié)作用；同時，控制信息化、距離本身對中介變量及因變量的影響，其回歸系數分別為a21、a22和d21、d22。其余變量含義與檢驗中介效應時相同。使用結構方程模型進行估計，并計算200次重復抽樣的Bootstrap標準誤，結果如表5的第(1)(2)列所示?？梢钥吹?，調節(jié)變量自身對中介變量及因變量的回歸結果均顯著，且都表現為弱化地區(qū)間價格聯動性和增大市場分割度，與預期相一致。調節(jié)變量與中介變量的交叉項回歸結果同樣顯著，從符號方向上看，在間接效應和直接效應上都表現為反向調節(jié)效應，即減弱信息化降低價格聯動、減少市場分割的作用。

作為穩(wěn)健性檢驗，本文分別對seg、sync、dist三個變量的指標進行替換并重新使用結構方程模型估計回歸結果。其中，替換seg變量的穩(wěn)健性檢驗中，(7)式的回歸結果與替換前基本一致(略去)，(8)式的回歸結果如表5中的第(3)列所示；替換sync和dist變量的回歸結果分別如第(4)(5)列、第(6)(7)列所示?？梢钥吹剑瑑H第(6)列中dist變量回歸結果變?yōu)椴伙@著，這與大圓弧距離在刻畫兩地間交通成本方面不如公路運輸距離精確有關，其余變量的符號及顯著性沒有明顯變化。

表5 有調節(jié)的中介效應檢驗結果

在上述估計結果的基礎上，本文通過計算Hayes(2015)提出的“有調節(jié)中介變量指數”(Index of Moderated Mediation，以下簡稱Hayes指數)[31]進一步檢驗有調節(jié)中介效應的顯著性。在(7)(8)兩式的模型設定中，gap和dist兩個調節(jié)變量的Hayes指數分別為a31b和a32b，該指數能夠反映調節(jié)變量對中介變量間接效應大小的影響是否顯著不為零。從表6的結果看，兩個調節(jié)變量的Hayes指數均顯著為正，且95%置信區(qū)間均不包含0值。由于信息化程度本身對市場分割度的影響為負，該結果說明兩個調節(jié)變量均具有顯著的反向調節(jié)作用。

表6 Hayes指數計算結果

為進一步體現中介變量受到的調節(jié)作用，本文在調節(jié)變量不同水平，即高于、低于一個標準差(SD)和均值水平上考察間接效應[33]。通過200次Bootstrap計算“糾偏置信區(qū)間(Bias-Corrected Confidence Interval)”，結果如表7所示。可以看到，當調節(jié)變量gap和dist較大時，信息化降低市場分割的直接效應與間接效應均較小。值得注意的是，當地理距離偏離達到高于均值1個標準差時，直接效應的95%置信區(qū)間包含0值，而間接效應仍在負值區(qū)間，表明信息化直接促進遠距離地區(qū)間市場整合的作用已十分微弱，而主要通過價格聯動的間接機制發(fā)揮作用?；谔鎿Q變量的穩(wěn)健性檢驗結果計算糾偏置信區(qū)間，結果表現同樣如此，這里不再贅述。

五、結論與啟示

數字信息技術能夠使市場主體以較低的成本獲得更加及時、準確的信息，繼而減少信息黏性，從而形成更為高效的地區(qū)間產品價格聯動機制，這為促進國內市場整合提供了重要途徑。本文在機制分析的基礎上，采用包含2015—2017年中國近100個地級市的“數字中國”指數及大樣本產品價格數據計算基于“動態(tài)價格法”的地區(qū)間市場分割度及價格調整頻率、地區(qū)間價格調整聯動性等指標，并分別構建城市及城市配對層面的計量模型進行實證檢驗，得出了以下主要結論。第一，當信息黏性較低時，微觀主體能夠以來自各地的價格與供求信息為依據，迅速、有效地調整經營決策，從而使價格調整更為靈敏。第二，從整體上看，提升信息化水平能夠通過產品價格跨地區(qū)的高效聯動來推動以地區(qū)間商品流轉為核心的市場整合。同時，數字信息技術還能直接提升地區(qū)間商流與物流效率。也就是說，提升信息化水平能夠促進地區(qū)間市場整合，而產品價格聯動在其中發(fā)揮部分中介作用。第三，信息化水平促進地區(qū)間市場整合的直接效應和間接效應都會隨著地區(qū)間空間距離和信息化差距的增大而減弱，即整體上表現為受調節(jié)的中介效應機制。

基于上述結論，結合我國新時代構建新發(fā)展格局的要求和當前數字經濟發(fā)展的背景，本文擬提出以下政策啟示。第一，要充分認識信息對于當前統(tǒng)一市場構建的關鍵意義，抓住數字信息技術推廣應用的契機，在信息基礎設施層面為國內市場整合提供支撐。依托市場力量解決信息孤島問題，整合、構建具有全國性、真實性和權威性的公共信息平臺，在避免信息不暢導致市場分割的基礎上，通過減少黏性信息提升市場機制作用的效率和效果。第二，要加快完善流通環(huán)節(jié)中的價格形成與信息公開機制，為數字信息技術在暢通國內大循環(huán)中更好發(fā)揮作用提供條件。提升信息化水平推動市場整合的基礎是微觀主體有效的行為決策，而及時、透明的市場信息能夠使地區(qū)間價格聯動與供求協(xié)調更為高效。這需要建立涵蓋各種規(guī)模、類型的經營主體及交易市場的信息合作機制，而數字信息技術能夠在降低合作成本、擴大整合收益方面發(fā)揮作用。第三，要全面提升數字信息技術在生產、批發(fā)、零售、消費等各個環(huán)節(jié)的應用水平，避免“信息鴻溝”導致的信息不暢、循環(huán)不暢。在商品跨地區(qū)生產布局的情況下，地區(qū)間的信息化水平差距必然會在產業(yè)鏈不同環(huán)節(jié)間體現出來，而將提升信息化水平與打通產業(yè)鏈條、暢通經濟循環(huán)相結合，實現新興技術與商業(yè)模式的有機融合，是促進新技術真正落地并發(fā)揮價值的有效途徑。