数字经济对国内市场整合的作用——基于中国省际面板数据的实证检验

赵新宇，蔡佳怡，刘 星

(1.吉林大学 经济学院，长春 130012；2.民生银行，北京 100011)

随着新一轮科技革命和产业变革的持续推进，数字经济深度融入经济社会的诸多领域，并逐渐成为我国经济发展的新引擎。据中国信息通信研究院发布的《中国数字经济发展白皮书》显示，2020年我国数字经济规模达39.2万亿元，占GDP比重为38.6%，较2011年增长4.12倍。在数字经济与传统经济的深度融合过程中，数字经济依托人工智能、区块链、大数据等数字技术重构了实体经济要素体系、业态结构、组织形式。厂商可以跳过中间流通环节直接面对消费者进行交易，消费者也能深度地参与生产过程。在数字经济环境中，供求双方突破交易空间的限制，规避了信息不对称问题，拉近生产和销售环节的距离，实现资源的快速优化配置。数字经济推动数据等要素的自由流动，提高了各区域间贸易往来的效率，一定程度上弱化了地方保护、垄断行为等带来的市场分割，其在推动国内市场整合中的作用也愈发引起关注。

自确立社会主义市场经济的改革方向以来，我国从恢复市场机制着手建立和完善社会主义市场经济体制。党的十四届三中全会通过的《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》中提出“形成统一、开放、竞争、有序的大市场”后，强化市场的统一性成为我国改革发展面临的一项重要任务。2022年4月《中共中央、国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》的发布，进一步强调了全面完善公平竞争制度，规范不当的市场竞争，破除区域分割和地方保护，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，以此为畅通国内经济大循环奠定基础支撑。当前，如何借助数字经济进一步打破市场分割，消除各种商品和要素的流动壁垒，使资源可以跨区域自由流动，促进市场融合，是我国加快构建新发展格局所面临的重要现实问题。同时，数字经济发展中所面临的数字鸿沟问题亦不可忽视。受各地区经济发展水平、新型基础设施建设程度、互联网普及率等因素的影响，各地区之间会出现“数字鸿沟”现象，一定程度上制约了全国统一大市场的建设。因此，我国不同区域之间的数字鸿沟是否影响数字经济消减市场分割、促进市场整合的能力也是值得深思的问题。本文将围绕上述问题，在突出数字经济本质特征的基础上，针对数字经济与市场分割之间的关系展开相关的研究，旨在明晰数字经济在市场整合中的作用，并通过数字经济发展推动全国统一大市场的建设。

一、文献综述

市场从分割走向统一是一个渐进的历史过程，也是我国社会主义市场经济发展的必经之路。Young(2000)认为在我国渐进式改革过程中，地方政府为保护本地既得利益而表现出的地方保护主义和设置区域间贸易壁垒等行为，会导致国内市场分割的加剧。此后，我国市场分割问题引发关注，学者们相继通过生产法、贸易法、价格法、经济周期法等方法对市场分割进行了测度，基本认同我国经济运行中存在着一定程度的市场分割。对于导致国内出现市场分割的研究大多基于制度性和非制度性两方面因素，尤其是基于传统意义上的地方政府保护主义而形成的制度性市场分割。随着20世纪80年代我国财政权和税收权的下放，为增加本地财政收入、保持本地就业稳定、促进本地经济发展，地方政府凭借着行政规制权力对市场进行干预直接导致了地方市场的分割。尤其是在享有较高利税率和国有化程度较高的产业里，政府更有动力通过构建贸易壁垒来保护本地区行业免受外部竞争以获得更多利益。但林毅夫和刘培林则认为利用利税率来检验地方保护主义并不准确，并指出是由于改革开放前的赶超战略导致企业没有自生能力，进而内生地决定了政府的地方保护和市场分割行为。而以地区经济绩效为基础的政治晋升激励制度导致地方官员的竞争进一步加剧了市场分割。非制度性因素主要包括自然因素和非自然因素。自然性市场分割主要指地理上空间距离和地形条件等自然因素制约了信息的传递、阻断了区域间贸易往来纽带、增加了商品的运输成本和交易费用进而导致了市场自然分割，阻碍了市场一体化的实现。技术性分割则指由于技术水平差异、劳动者素质的不同等造成行业间的技术壁垒进而分割了市场。尤其是技术落后的地区更有激励通过市场分割和地方保护主义来发展战略性产业，以此来提高其在未来地区间分配分工收益谈判中的地位。

为避免市场分割对我国经济健康发展所造成的负面影响，学者们也从多个方面对打破地方保护和消除市场分割进行研究。例如，从地方政府层面提出削弱地方保护产生的动机、加大惩戒力度、优化制度设计等政策建议以减少制度性市场分割。从基础设施层面提出全面建设与完善交通运输和信息通信等基础设施，加快资源在区域间的流动，以降低自然性和技术性市场分割。随着移动互联网、大数据、云计算等信息技术的深化应用，以信息技术为基础的线上贸易促进市场良性竞争和国内市场一体化的作用亦不容忽视。尽管互联网时代不能消除因一般交易规则约束、线下物流条件不足等外在因素而引致的市场分割。同时，随着在线电商平台的增加，寡头垄断平台之间形成的市场分割也可能会随之严重。信息网络技术水平的差异甚至会拉大区域之间的数字鸿沟，加剧区域间差距。但信息网络技术在经济社会各个层面的渗透与融合促进了生产要素等跨越组织和地理边界自由流动与共享，进而打破了政府干预、地域垄断等因素对区域市场的分割，提高了要素配置的效率。因地方保护主义所形成的制度性市场分割也由于地方政府难以在线上渠道限制商品的进出而被打破。而随着我国的工业经济逐步向数字经济这种以数字化知识与信息为关键生产要素，以数字技术为核心驱动力，以现代信息网络为重要载体的新型经济形态转变，市场交易主体的经济活动和经济行为亦逐渐依赖于信息网络，打破了以往工业经济所固有的时空界限。其开放、共享、跨时空的特征突破了区域间垄断壁垒和地方保护主义对信息交流的阻碍，加速了知识、技术等在各区域间的自由流动，生产者与消费者之间的供需关系得以及时匹配，加强了区域间分工协作。因此，数字经济是否可以通过促进信息、技术、生产要素的自由流动，以此打破制度性、自然性、技术性市场分割，推动市场的进一步整合，是本文研究的主要目的。

二、模型设定与变量说明

(一)空间计量模型的构建

在数字经济的发展环境中，数据要素信息得以跨区域的自由流动，促使本地政府会受其他地区政府的影响而选择是否采取市场分割行为进而产生空间溢出效应。为此，本文借鉴以往研究方法，采用空间杜宾模型将各变量的空间相关性纳入模型进行解释分析。不同于空间滞后模型和空间误差模型仅分别侧重于考察被解释变量的空间相关性以及随机扰动的空间影响，空间杜宾模型可以对不同来源的空间相关性均予以测度，更具有普遍适用性。此外，考虑到市场分割往往存在时间上的路径依赖特征，故引入滞后一期的市场分割作为解释变量，最终构建如下所示的动态空间面板杜宾模型：

(1)

模型中，被解释变量SEG表示市场分割程度，解释变量DEI表示数字经济发展水平。X为各控制变量，主要包含财政分权、财政支出、国有化比重、对外开放度等变量。W为31×31维空间权重矩阵，ρ代表被解释变量空间滞后项系数，β、λ分别为解释变量和控制变量空间交互项的弹性系数，ε为随机干扰项，其他变量为待估计参数。

(二)空间权重矩阵的设定

为了可以精准反映不同区域互相作用影响的真实空间依赖关系，本文借鉴范欣等(2017)、孙黎和许唯聪(2021)对空间权重指标的选取方法，考虑到各地区地理位置与经济发展水平因素的影响，分别从地理相邻、地理距离、经济地理三个方面选取指标进行测度，并进行标准化处理。其中，地理相邻空间权重采用0-1矩阵，若两个地区在地理位置上接壤则赋值为1，否则为0，公式为：

(2)

地理距离空间权重采用i地区与j地区经纬度计算出的地理距离的倒数来计算，公式为：

(3)

经济地理空间权重矩阵采用人均地区生产总值平均数计算得到的地区经济水平差异与地区间地理距离组合来测度，公式为：

(4)

(三)变量说明

被解释变量(SEG)的选取，本文借鉴陆铭和陈钊(2009)、宋冬林等学者(2014)的研究方法，考虑到数据的连续性和口径一致性，采用包括粮食、鲜菜、服装鞋帽、饮料烟酒、文化办公用品、体育娱乐用品、中西药品、书报杂志、日用品及燃料在内的10类商品基于相对价格指数法对各地区市场分割程度进行测度。公式为：

(5)

(6)

解释变量(DEI)的选取，本文从数字经济的内涵和数据可得性的角度出发，借鉴赵涛(2020)的方法从互联网发展和数字普惠金融两方面对数字经济发展水平进行测度。其中，互联网发展借鉴黄群慧等学者(2019)从互联网普及率、互联网相关从业人员、互联网相关产出和移动互联网用户数四个维度出发构建的互联网综合发展指数。数字普惠金融则利用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的中国数字普惠金融指数进行衡量。最后将以上五个指标标准化后，采用熵值法计算各指标权重以综合成一个指标得到数字经济发展水平指数。公式为：

(7)

(8)

式中，E为指标信息熵；m为要评价的年数，本文为10年；X为标准化后省份i指标j的值；n为所包含的指标数，本文共包含5个指标；D则为最后基于标准化后各指标数值与各指标所占权重综合得到的数字经济发展水平指标。

其他控制变量的选取，本文参考范子英和张军(2010)、曹春芳等学者(2017)的研究方法主要对财政分权、政府支出比重、国有化比重、对外开放度来控制可能对市场分割产生影响的变量。其中，财政分权(FD)采用各地区预算内财政支出占中央预算内财政总支出的比重；财政支出(GOV)采用政府财政支出扣除公共品性质较强的科教文卫四项财政支出后占地区生产总值的比重；国有化比重(SOE)采用国有单位就业人员数占各地区就业总人员数的比重；对外开放度(OPEN)采用美元兑换人民币的年平均汇率进行折算后各地区进出口总额占地区生产总值的比重。

(四)数据来源与统计性描述

本文采用2011—2020年除港澳台地区之外的31个省(自治区、直辖市)层面的面板数据，共计310个样本。相关原始数据主要取自《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》及各省历年统计年鉴，部分数据根据中经网统计数据库进行补充。解释变量数字经济指标中的互联网普及率由于统计口径变化等因素导致个别缺失数据则采用线性插值法进行弥补。所有变量定义与描述性统计如表1所示。

表1 变量定义说明与描述性统计

三、实证结果与分析

(一)空间相关性检验

为判断变量是否具有空间依赖性，本文采用Moran’s I指数进行检验。在地理相邻空间权重矩阵的设定条件下，依次测算2011—2020各年各省市场分割指数的Moran’s I指数，结果如表2所示。各年度的市场分割指数的Moran’s I指数均显著为正，表明各省市场分割的空间分布并非随机，而是存在着明显的空间自相关性，采用空间计量模型对数字经济与市场分割之间的关系进行研究较传统计量方法更为合理。

表2 2011—2020年各省市场分割指数Moran’s I指数检验结果

此外，本文分别绘制了2011年和2020年各省市场分割指数Moran散点图进行局部空间相关性检验，以探究各省市场分割指数局部空间聚集情况，结果如图1和图2所示。从各省分布的象限来看，我国各省市场分割指数大多位于高-高聚集的第一象限和低-低聚集的第三象限，呈现出正向的空间聚集分布特征，进一步说明我国各省市场分割指数存在明显的空间溢出效应。且青海省、甘肃省、新疆维吾尔自治区等位于我国西部地区的省份一直处于高-高聚集的第一象限，说明西部地区大部分省份具有较高的市场分割，与之相邻的省份同样存在着较高的市场分割。而北京市、天津市、河北省等位于我国东部地区的省份一直处于低-低聚集的第三象限，说明东部地区市场整合情况整体优于西部地区，东部地区大部分省份市场分割程度较低，与之相邻的同样也是市场分割程度较低的省份。

图1 2011年各省份市场分割指数莫兰散点图 图2 2020年各省份市场分割指数莫兰散点图

(二)模型的选取及估计方法

为判断本文选取空间杜宾模型进行检验的适用性，本文依次进行了LM检验、LR检验、Hausman检验，结果如表3所示。首先，LM检验结果显示空间误差模型的LM和Robust LM检验结果分别为7.75和9.55，均在1%水平下显著；空间滞后模型的LM和Robust LM检验结果分别为4.12和5.92，均在5%水平下显著，证明本文模型应选用具有空间效应的面板模型，且在1%和5%的显著水平下拒绝空间误差模型和空间滞后模型，可以选取空间杜宾模型。其次，通过LR检验空间杜宾模型的拟合效果，结果也分别在10%和5%的水平下显著，拒绝原假设，空间杜宾模型不会退化为空间误差模型和空间滞后模型，具有较好拟合效果，进一步验证本文采用空间杜宾模型进行研究是恰当的。最后，Hausman检验结果在1%水平下显著，应选择固定效应模型。因此，通过以上检验，本文最终确认采用具有固定效应的空间杜宾模型进行实证研究。

表3 空间面板计量模型检验结果

(三)空间计量模型估计结果

基于具有固定效应的空间杜宾模型，本文依次从地理相邻、地理距离、经济地理三种不同的空间权重矩阵设定条件下对数字经济与市场分割之间的关系进行回归检验，结果如表4所示。从表4的回归结果来看，与大多数文献相似，不同空间权重矩阵的选择对研究结果产生了一定差异，但仍存在着共同规律。首先，市场分割的空间滞后项回归系数在三种权重矩阵的设定条件下均在1%的水平上显著为正，表明市场分割存在显著的空间聚集效应，我国省份之间仍存在着“以邻为壑”的地方保护现象，市场分割问题仍十分突出。其次，数字经济的回归系数在不同空间权重矩阵下均为负但并不显著，而数字经济的空间交互项系数在三种权重矩阵设定条件下分别为-0.002、-0.008、-0.003，依次在5%、5%以及1%的水平下均显著为负，说明数字经济对市场分割存在着负向的空间溢出效应。随着邻近地区数字经济的不断建设完善，逐步打破了受经济和地域因素限制所导致的市场分割，促进了数据要素信息跨区域的自由流动，推动了我国市场一体化的进程。

表4 不同空间权重矩阵下的模型回归结果

(四)空间效应分解结果

同时，基于上述基准空间计量模型回归结果可见，市场分割的空间滞后项系数均显著为正，而数字经济的空间交互项系数显著为负，表明各区域之间在空间上同时存在着内生和外生的交互项，仅用回归系数解释存在一定误差。为进一步判断数字经济对各地区所产生的平均影响，本文利用偏积分方法将空间杜宾模型的回归系数分解为直接效应与间接效应进行检验，使得本文结果更具说服力。表5为从地理相邻、地理距离、经济地理三种不同的空间权重矩阵设定条件下对数字经济与市场分割的空间分解结果。从实证结果来看，数字经济对市场分割存在显著的负向空间溢出效应，进一步证明数字经济建设有利于市场的整合。在地理相邻和经济地理的权重矩阵下，数字经济在间接效应中回归系数分别在10%和1%的水平下显著为负，均高于数字经济对市场分割的直接效应，表明数字经济建设对邻近地区市场分割的影响效果优于对本地区的影响。随着邻近地区数字经济的飞速发展，数据要素实现跨时空的自由流动，增强了区域间的关联性，激励并带动了本地区市场的进一步整合。

表5 不同空间权重矩阵下空间溢出效应

从控制变量的直接效应和间接效应来看，财政分权的直接效应在三种空间权重矩阵中分别在5%、1%、5%的水平下显著为正，与以往研究结论一致，财政分权给予了政府财政激励来推行市场分割战略以保护本地区经济利益，进而抑制了市场的整合。而对外开放度的间接效应在三种空间权重矩阵中分别在1%、10%、5%的水平下显著为负，说明随着地方对外开放程度的提高，会促进本地区与相邻城市的合作，充分发挥规模经济作用，推动市场的进一步整合。而其余控制变量则仅在经济地理的空间权重矩阵中显著。其中，财政支出比重的间接效应在10%的水平下显著为负，说明随着我国对建立统一大市场的意识逐步提高，各地政府的适度干预有助于市场整合相关政策措施的逐步完善，同时激励邻近地区逐步整合市场。国有化比重的间接效应与总体效应在5%的水平下显著为正，说明当国有经济比重较高时，政府为了保护本地区财政收入重要来源的国有企业的利益，会选择加强地方保护的行为，积极采取市场分割策略。

(五)分区域回归结果

此外，考虑到我国区域发展的不平衡性，本文将总样本分成中部、东部以及西部三个地区，以此探究区域异质性，并基于地理相邻空间权重矩阵对数字经济与市场分割之间的关系进行回归检验，结果如表6所示。其中，东部地区的数字经济空间交互项系数为-0.004，在5%的水平上显著为负，说明在东部地区数字经济的发展建设可以促进东部地区的市场整合。中部地区的数字经济空间交互项系数为-0.003，说明中部地区数字经济的发展对市场分割存在抑制作用但并不显著。不同于东部地区和中部地区数字经济对市场分割的负向作用，西部地区数字经济空间交互项系数为0.004，且在5%的水平显著为正，说明西部地区数字经济的发展反而显著地促进了地区的市场分割。

表6 分区域回归结果

各区域回归结果的差异表明我国省份间存在严重的“数字鸿沟”现象，拉大了区域间的差距，一定程度上制约了我国统一大市场的建设。正如荆文君和孙宝文(2019)指出，基础设施落后等因素降低了互联网等技术在经济不发达地区的作用范围。我国东部地区凭借着沿海的区位优势、雄厚的经济基础、庞大的市场需求等因素影响，数字经济得以实现率先发展，超前部署了各项新一代的信息基础设施，拥有着大批高科技人才与高水平的数字技术。而中西部内陆地区数字经济起步较晚，数字基础建设水平相对落后，信息等要素分布严重不平等，难以促进市场资源的优化配置，进而阻碍了数字经济建设对市场整合的作用。

(六)稳健性检验

为进一步弱化实证结果中可能受到的内生性问题的影响，本文借鉴薛启航等(2022)研究以滞后一期的市场分割作为工具变量，使用系统GMM估计来检验回归结果的稳健性，结果如表7所示。其中，AR(2)值为0.105大于0.1，接受扰动项无自相关的原假设，模型设定较为理想；Hansen检验的p值为1.000大于0.1，无法拒绝所有工具变量为外生的原假设，工具变量设定有效；数字经济在5%的水平上显著为负，数字经济建设对市场分割产生负向作用，与前文研究结果保持一致，因此本文研究结论具有稳健性。

表7 系统GMM检验

其次，本文采用主成分分析法替代熵值法，重新计算互联网发展和数字普惠金融各指标的权重，以此得到新的数字经济发展水平指数DEI来进一步检验本文结果的稳健性，结果如表8所示。在地理相邻、地理距离以及经济地理三种空间权重设定下，市场分割的空间滞后项回归系数均在1%的水平下显著为正，数字经济指数的空间交互项系数依次在10%、5%和1%的水平下显著为负。在替换解释变量后的实证结果中主要变量的符号方向与显著度未发生根本性变动，即数字经济的空间溢出效应一定程度上弱化了政府市场分割行为，进一步证明本文结论是稳健的。

表8 替换解释变量后模型回归结果

四、主要结论及政策建议

本文利用2011—2020年我国省际面板数据，采用空间面板杜宾模型实证研究了我国数字经济的建设对国内市场整合的影响作用。实证结果表明：(1)我国各省份之间受地域与经济差异的影响仍存在着显著的市场分割，“以邻为壑”的地方保护现象仍未被彻底消除。(2)数字经济的建设可以在一定程度上弱化市场分割。随着数字化基础设施的建设与完善，数字经济突破了以往线下交易时间与空间的限制，打破传统的要素单向流动的局面，加快了市场的统一整合。(3)数字经济对市场分割存在着空间溢出效应，其开放、共享、跨时空的特征加速了信息在各地区间的传播，打破垄断壁垒促进各区域协同合作，推动本地与邻近地区的市场整合。(4)我国中部、东部、西部各区域之间存在严重的数字鸿沟，中、西部内陆地区数字经济起步较晚，数字基础建设水平相对落后，制约了数字经济对市场整合的促进作用。基于此，本文提出以下三点建议：

一是打破地方本位传统思维方式，树立数字经济新观念。数字经济正逐渐成为全球经济增长的新动能，不断催生新产业、新业态、新模式。亦对基于地理行政区划的“属地监管”模式提出挑战，进一步打破了制度性和非制度性的市场分割。面对科技发展的日新月异，各级政府须破除“地方本位”的传统思想，利用数字经济对市场分割的负向空间溢出效应，将各行各业融合得更加彻底，着力打破各区域间的行政边界，加强中、东、西各区域间贸易协作，降低各区域在经济交往中的沟通、交易、物流等成本，实现更大范围的跨区域交易，大力推动统一开放、竞争有序的市场体系的建设。

二是夯实数字经济发展基础支撑，构建数字经济新格局。随着以大数据为支撑的数字经济在经济社会的发展中扮演日益重要的角色，在夯实数字经济发展基础上需不断推进数字基础设施的建设与技术升级，推进先进的无线宽带网络建设，运用5G、人工智能、物联网等相关技术，升级光纤产品，提高运行效率，进一步扩大数字经济覆盖范围，消除区域间的数字鸿沟。同时，加强数字基础化研究和技术创新，加快核心技术的突破，整合现代技术资源，实现信息技术共享，充分培育数字经济新动能，促进数字经济与传统经济相融合，实现数字化、智能化和绿色化转型，帮助市场主体重构组织结构，打破区域垄断限制。

三是完善数字经济发展制度环境，建设高质量治理体系。数字经济对经济社会产生颠覆性影响的同时，也引发一系列治理难题，亦折射出现有制度的空白。为此，需逐步完善数字经济发展建设的制度环境，针对各区域特质制定差异化的支持与激励政策，引导数字技术与实体经济深度融合，加强数字经济发达地区对落后地区的辐射作用，弥补区域间存在的数字鸿沟。同时，完善数字经济治理规则，加大风险治理，扼杀市场垄断、无序扩张、野蛮生长等不良行为，加强数据资源保护和开放共享，利用网络平台的信息汇聚优势，提高监管效能，使数据要素成为推动经济高质量发展的新动能。