電子商務對區域經濟發展的異質性研究
——基于中國265個城市的實證檢驗

胡 曦，徐夢國，鄭 玉

（南京財經大學，江蘇 南京210023）

一、引言

隨著近年來國際經濟、政治局勢不穩定的加劇以及以美國為首的貿易保護主義的抬頭，外需呈現出不確定和疲軟態勢。在此背景下，經濟迫切需要以“內循環”作為支撐。電子商務作為一種新興業態，以強勁的發展態勢成為中國經濟增長的動力源泉。據統計，2019年全國網上零售額首次突破十萬億元的大關，約占當年全國GDP總量的10%，同年電子商務從業人員突破5000萬人。此外，電子商務還能帶動快遞業迅速發展：2019年實現快遞業務量635.2億件，業務收入達7497.5億元。可以說，電子商務在提升經濟、促進就業、聯動產業等方面具有很大的優勢。

但是與此同時，無論是東中西部還是各個省份、城市之間的電子商務發展水平，均呈現出極大的不平衡性。事實上，電子商務對區域經濟發展差距的影響存在不確定性。一方面，欠發達地區可以利用電子商務來實現經濟的趕超式發展，但是另一方面，發達地區可以進一步發展電子商務，擴大與欠發達地區的經濟差距。所以，研究電子商務是否會對經濟增長存在異質性影響，其擴大還是縮小了區域經濟發展差距就十分必要。

對比已有文獻，本文可能的創新點在于：第一，已有文獻在研究電子商務對區域經濟的異質性影響上，將研究范圍定位在中國的不同省份之間（王帥，2017；閆爽，2019；張佳利，2019）。考慮到同一省份的不同城市之間的發展也存在異質性，故論文將研究范圍定位在中國城市層面，依據2018年世界銀行的劃分標準，將中國265個城市劃分為三個不同收入層次：第一類是人均GDP在0.66萬～2.58萬元之間，為中等偏下收入城市；第二類是人均GDP在2.58萬～7.98萬元之間，為中等偏上收入城市；第三類是人均GDP高于7.98萬元，為高收入城市，從而探究電子商務對不同收入層次城市的異質性影響。第二，關于是模型內生性問題的處理：本文參考高夢滔和姚洋的做法，采用核心解釋變量滯后一期作為新的核心解釋變量來進行回歸，在一定程度上能夠解決內生性問題。

二、文獻綜述與理論假設

（一）電子商務對區域經濟發展的影響

本文從微觀層面和宏觀層面來論述電子商務對區域經濟發展的影響。從微觀層面上分析，電子商務能夠通過降低交易費用、提高商品流通效率以及降低交易的時空限制等方面來促進區域經濟的發展。楊堅爭等認為在電子商務市場的演進過程中，可以從五個方面降低交易費用從而提高經濟效率進而促進經濟增長；任小芳認為電子商務的發展使得商品流通模式更加扁平化、流通規模更加擴散化和合理化，同時有利于商品流通效率的提高；而馬強文和申田通過實證研究發現商品流通效率的提高促進了經濟的增長，所以電子商務能夠通過提高商品流通效率進而促進區域經濟發展；岳云嵩和李兵指出電子商務平臺能夠顯著提高企業進入出口市場的概率，從而促進企業出口規模的擴大，降低了交易的時空限制。

從宏觀層面上看，電子商務主要從以下幾個方面發揮作用：一是電子商務通過加速行業發展來促進經濟增長。靳少華認為電子商務的發展能夠促進以電商平臺為核心的互聯網金融的產業規模的擴大。二是電子商務通過解決就業來促進經濟發展。張仲強和張瑾瑜認為電子商務的運轉需要營銷、策劃、物流、售后等崗位的支撐，對相關人員的需求量較大，可以創造出大量的工作崗位，促進地方就業。三是電子商務通過創新管理模式來促進經濟發展。李映輝認為電子商務環境要求零售企業必須對自身的管理模式進行變革和改進以更好滿足消費者的需求，進而提升零售企業的市場競爭力。

基于上述分析，論文提出以下假設：

H1：電子商務的發展有利于區域經濟的增長。

（二）電子商務對區域經濟發展的不平衡性研究

本部分將基于信息基礎設施建設水平，來分析電子商務對區域經濟發展的不平衡性影響。眾所周知，信息基礎設施在電子商務發展的過程中起到核心基礎作用，沒有這一基礎，電子商務就不可能發展起來。根據各地級市公布的電子商務發展指數與信息基礎設施建設水平大小來看，兩者存在明顯的發展趨勢一致性。

但是，各地區客觀自然條件存在較為顯著的差異，導致信息基礎設施的分布表現出明顯的空間結構差異（劉云啟，2016）。下文就從信息基礎設施的空間效應出發，具體闡述其作用機制。一是集聚效應。像一些發達城市它們可以利用本身存在的區位優勢以及城市內部廣大的市場需求，使得資源、政策迅速向它們傾斜，而一些欠發達的城市并不能擁有這些優勢，導致信息基礎設施建設水平存在了差異。二是岡納·繆爾達爾（1957，1968）提出的擴散效應。信息基礎設施的擴散效應表現在區域性信息中心能對周邊城市起到輻射帶動作用，輻射效應隨著距離的增加而逐漸減弱，所以一些偏遠城市并不能受到中心城市的正向影響，那么必然會導致信息基礎設施建設水平出現差距。三是G.邁達爾（1957）提出的極化效應。簡單來說就是“強者越強，弱者越弱”，造成兩極分化的格局。從東西部信息基礎設施建設的程度來看，這種效應確實存在。因此，極化效應也是導致地區信息基礎設施建設水平有所差異的原因之一。

根據以上分析，由于各個地區的信息基礎設施不同，必然導致電子商務發展水平不同，進而導致電子商務對區域經濟的影響程度也不同，故論文提出以下假設：

H2：電子商務對區域經濟發展的影響會受到信息基礎設施建設水平大小的調節而呈現出異質性。

三、研究設計

（一）變量選取與數據來源

1.變量選取

被解釋變量：論文選用人均GDP的對數作為衡量經濟增長的方法。

核心解釋變量：論文以電子商務發展水平作為核心解釋變量，實證檢驗其對于經濟的影響程度。同時參考劉長庚等人做法，以人均快遞數作為衡量電子商務發展水平的方法。

控制變量：為了控制其他變量對區域經濟造成的影響，論文還選取了一系列控制變量。如人力資本、市場化水平、對外開放水平、城市化水平、交通基礎設施、信息基礎設施。這些變量都對區域經濟的增長起到了作用，需要予以控制。

以上涉及的變量名稱以及衡量方法如表1所示。

表1 變量名稱以及衡量方法

變量名稱 數學符號 衡量方法電子商務發展水平 lnds 人均快遞業務量的對數人力資本 lnrl 地區人均受教育年限的對數市場化水平 lnsc 國有控股工業企業數占規模以上工業企業數比重的對數對外開放水平 lndw 對外出口總額占當年GDP的比重的對數城市化水平 lncs 城市人口占年末常住人口的比重的對數交通基礎設施 lnjt 地區公路總里程數的每萬人平均值的對數信息基礎設施 lnxx 地區固定互聯網寬帶接入用戶占常住人口比重的對數經濟增長 lngdp 人均GDP的對數

2.數據來源

本文所使用的大部分數據來自各地級市的統計局所公布的統計年鑒以及統計公報，常住人口數來自各地級市公安局公布的官方數據，快遞數據來自各地級市郵政管理局公布的官方數據。此外，對于少部分缺失數據，采用線性插值法或年均增長率予以補齊。

（二）實證模型設定

具體模型設定如下：

各變量的具體含義及衡量方法見上表1，

γ

是截距項，

ε

是擾動項。

β

～

β

為待估參數。

四、實證結果

（一）回歸結果與分析

首先，將全樣本進行固定效應回歸以作為參考，回歸結果見表2的（1）列。從全樣本的回歸結果來看，電子商務對區域經濟增長起到了正向推動作用，驗證了假設1；人力資本的回歸結果不顯著，可能與論文選取的時間跨度較短有關；市場化水平的系數顯著為負，是由于論文以國有控股工業企業數占規模以上工業企業數的比重的對數作為衡量市場化水平的方法，一般來說，國有控股企業數越多，表明這個地區的市場化水平越低，對經濟的負向影響越大；信息基礎設施的系數顯著為正，表明提高信息基礎設施建設水平有利于推動經濟的發展；交通基礎設施的系數顯著為負，表明從全國層面來看，交通基礎設施的建設水平已經較高，再提高有可能導致重復建設而浪費資源；對外開放的系數結果不顯著，可能與近年來外需疲軟、出口減少有關；城市化水平的系數顯著為正，表明推動城市化進程的深化有利于經濟的進一步發展。

表2 全樣本與分樣本的個體固定效應模型回歸結果

注：、和分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下通過了統計檢驗，括號內為值。

（1）總樣本（2）高收入城市（3）中等偏上收入城市（4）中等偏下收入城市lnds 0.0745***（7.13）0.0984***（5.41）0.0495***（4.40）0.0653*（2.03）lnrl -0.0377（-0.19）-0.1836（-0.77）-0.0002（-0.79）0.6613（1.03）lnsc -0.1591***（-4.24）-0.0912（-1.44）-0.1465***（-3.60）-0.3089***（-9.02）lnxx 0.0760***（3.80）0.1361***（2.98）0.0724***（3.23）0.0581（1.66）lnjt -0.1245**（-2.17）-0.1513**（-2.10）-0.0138（-0.27）0.0168（0.12）lndw -0.0139（-1.34）-0.1481***（-2.98）-0.0166（-1.38）0.0216*（1.95）lncs 0.6557***（4.24）0.6334*（1.96）0.8948***（5.53）0.3132（1.48）常數項 -0.6078（-0.70）0.2120（0.17）-2.0433***（-3.07）-1.3772（-0.86）時間固定效應 是 是 是 是個體固定效應 是 是 是 是樣本量 1590 348 1128 114 R2 0.652 0.672 0.681 0.798

其次，在對分樣本進行回歸時，通過“xtreg，fe”和Hausman檢驗，發現使用個體固定效應模型更加有效，具體的回歸結果見表2的（2）～（4）列。從分樣本的回歸結果來看，核心解釋變量——電子商務發展水平對這三個不同收入層次的城市都起到了顯著的正向推動作用，但是其作用程度是不一樣的，驗證了假設2。具體來說，電子商務的發展對高收入城市經濟增長的促進作用最強，其次是中等偏下收入城市，對中等偏上收入城市經濟增長的促進作用最弱。這是因為，一方面，正如上文分析，電子商務對區域經濟的影響受到信息基礎設施建設水平大小的調節，而高收入城市的信息基礎設施建設水平比中等收入城市的高，所以電子商務對于高收入城市的影響作用更大；另一方面，伴隨著“西部大開發”進程的不斷加快，國家對西部發展提供了充分的政策支持，電子商務也得到質的飛躍（秦雯，2018），由于中等偏下收入城市中有一半以上屬于西部地區，這在一定程度上導致電子商務對中等偏下收入城市的推動作用要比中等偏上收入城市強。

（二）穩健性檢驗

1.利用夜間燈光數據作為經濟發展的代理變量

國內外研究表明，夜間燈光數據可以度量一個地區的經濟發展水平（Chen and Nordhaus，2011；Henderson et al.，2012；徐康寧等，2015；秦蒙等，2019），以夜間燈光數據作為人均GDP的代理變量可以在一定程度上彌補由人均GDP作為衡量經濟發展水平指標的固有缺陷（秦永和劉凱敏，2019）。全球夜間燈光圖像包括DMSP/OLS和SNPP/VIIRS兩套衛星數據（陳夢根和張帥，2020），兩者的原始數據都是由美國國家海洋和大氣局（NOAA）公布，2013年之后普遍使用后一種方法對數據進行校正處理。根據本文研究時間的跨度，使用后一種方法進行校正并得到校正過后的平均數值（DN值）。利用所得到數據進行回歸，得到表3的結果。

表3 使用代理變量后的回歸結果

注：表示在1%的顯著性水平下通過了統計檢驗，括號內為值。

（1）高收入城市（2）中等偏上收入城市（3）中等偏下收入城市lnds 0.9106***（4.69）0.2089***（6.15）0.02052（1.00）控制變量 控制 控制 控制時間固定效應 是 是 是個體固定效應 是 是 是樣本量 348 1128 114 R2 0.572 0.511 0.636

由表3中回歸結果可以看出，模型具有較好的穩健性。2.內生性檢驗

考慮到本文所研究的電子商務與區域經濟之間可能存在雙向因果關系，所以有必要對核心解釋變量的內生性問題進行分析。考慮到工具變量的選取存在一定的困難，故參考高夢滔和姚洋的做法，利用電子商務的滯后一期作為新的核心解釋變量進行回歸，回歸結果如表4所示。

表4 內生性檢驗的回歸結果

注：表示在1%的顯著性水平下通過了統計檢驗，括號內為值。

（1）高收入城市（2）中等偏上收入城市（3）中等偏下收入城市lnds1 0.0908***（4.45）0.0598***（5.18）0.0643***（3.16）控制變量 控制 控制 控制時間固定效應 是 是 是個體固定效應 是 是 是樣本量 290 940 95 R2 0.607 0.640 0.753

從表4中的回歸結果來看，三個分樣本的電子商務的滯后一期結果都顯著，并且系數大小也和基準回歸模型所得到的結果一致，這表明這一方法在一定程度上解決了內生性問題。

五、基于信息技術設施建設水平的門檻回歸

（一）模型設定

根據Hansen（1996，1999）的研究成果，當存在單一門檻時，構建如下模型：

當存在雙門檻時，同理可以構建如下模型：

其中：

Y

為被解釋變量，

X′

為核心解釋變量，

I

（·）為示性函數，

q

為門檻變量，

Z

是與門檻變量無關的外生解釋變量，

γ

、

γ

為待估的門檻效應值，

α

為個體固定效應，

ε

為擾動項，

β

、

β

、

β

為待估參數。

（二）門檻變量檢驗

通過檢驗，發現信息技術設施建設水平存在雙門檻效應，具體檢驗結果整理匯總成表5。

表5 門檻效應檢驗結果

類型 F統計量 p值 門檻值 結論單門檻檢驗 213.99 0.0000 3.3762 存在單一門檻

續表

類型 F統計量 p值 門檻值 結論雙門檻檢驗 58.23 0.0000 2.9997 存在雙門檻三門檻檢驗 21.63 0.6767 3.6350 不存在三門檻

第一道門檻值為2.9997，95%的置信區間為（2.9877，3.0032），第二道門檻值為3.3762，95%的置信區間為（3.3656，3.3810）。

（三）門檻模型估計

通過分析，論文設定如下具體的門檻回歸模型：

回歸結果如表6所示，從表中結果可以看出，隨著信息基礎設施建設水平的不斷提升，電子商務對經濟的增長作用也會越來越強。

表6 面板門檻回歸結果

注：和分別表示在1%和10%的顯著性水平下通過了統計檢驗。

解釋變量 系數 t值 p值lnrl -0.0969 -0.57 0.570 lnsc -0.1882*** -5.41 0.000 lnjt -0.0277 -0.55 0.580 lndw -0.0139 -1.33 0.186 lncs 0.8409*** 6.39 0.000 lnds（lnxx＜2.9997） 0.0562*** 5.26 0.000 lnds（2.9997＜lnxx＜3.3762） 0.0786*** 8.10 0.000 lnds（lnxx≥3.3762） 0.1109*** 11.92 0.000_cons -1.2938* -1.76 0.079

六、結論與啟示

（一）結論

論文通過理論分析和實證檢驗，得到以下結論：

第一，電子商務對區域經濟發展的影響存在異質性，且對高收入城市影響最大，中等偏下收入城市次之。說明在當前發展環境下，電子商務會繼續擴大高收入城市與中等收入城市之間的差距，但是卻有助于縮小中等偏下收入城市與中等偏上收入城市之間的經濟差距。

第二，電子商務對經濟增長的作用大小受到信息基礎設施建設水平高低的影響且存在雙門檻效應，隨著信息基礎設施水平的不斷提升，電子商務對經濟增長的推動作用也在不斷增強。

（二）啟示

理論和實證表明，電子商務對區域經濟增長存在較為顯著的正向推動作用，且存在地區異質性，信息基礎設施建設水平起到了很好的解釋作用，為了縮小地區之間的發展差距，促使中國經濟協調高質量發展，論文提出以下幾點啟示和建議：

第一，堅持發展和完善電子商務及其運營環境，推動電商直播平臺良性發展。現如今，電商直播已成為一種時效性高、傳播性廣、用戶體驗好的“帶貨”營銷方式。一些經濟相對落后的城市可以借鑒電商直播這一做法，將自身的特色產品或產業以直播的方式展示出來，能夠將自己的產品品牌化、大眾化、全球化，盡可能多地創造經濟價值，從而縮小與發達城市之間的差距。

第二，加快完善信息基礎設施建設，提高信息承載能力。未來電子商務的發展必定依賴大數據的支撐，因此需要進一步提高信息基礎設施建設水平，在較為落后的城市加大新一代信息基礎設施建設力度，讓它們成為電商發展的鋪路石。