数字经济对区域市场一体化的影响研究<br/>——基于要素市场与产品市场的双重视角

数字经济对区域市场一体化的影响研究
——基于要素市场与产品市场的双重视角

2023-10-08王钺

云南财经大学学报 2023年10期

王钺

(中共中央党校(国家行政学院) 经济学教研部,北京 100091)

一、引言

打破要素市场与产品市场的双重分割,是建成高标准市场体系,畅通国内大循环,实现区域经济高质量发展的应有之义。从经济发展的历史进程看,区际市场从分割走向一体化是保证生产活动、经济活动高效运行的充分条件。

近年来,随着中国生产力水平的不断提升和市场经济体制改革的稳步推进,区际间的市场范围明显扩大,市场一体化程度也在不断提升(张昊,2014)[1],但是受限于地区间地理因素这一“硬”约束和地方政府行为这一“软”约束的双重影响,中国区域要素市场和产品市场间的区域分割现象仍然存在(白俊红和刘怡,2020)[2],并且在一定程度上阻碍了宏观经济的运行效率。由此可见,推进区域市场一体化建设仍然是当前工作的重点任务之一。市场一体化一方面为生产要素依照市场信号在区际间自由流动提供了便利,极大提升了资源配置效率;另一方面可以加速地区间的合作交流和知识溢出,提高社会整体的知识存量水平。除此之外,还可以促使各地区依照比较优势进行专业化生产,这些影响效应均会对区域经济高质量发展产生重要影响。

从现实来看,数字经济的快速发展为中国区际间要素市场一体化和产品市场一体化程度的提升带来了新的契机和挑战。数字基础设施、产业数字化和数字产业化不仅使得要素和产品的交易突破了地理空间的限制(荆文君和孙宝文,2019)[3],而且还能够促进区际间要素和商品流动模式的颠覆性变革(Goldfarb and Tucker,2019)[4]。信息经济理论指出,大数据、移动数字经济、云计算、区块链等信息通讯技术和数字技术的发展,以指数级的方式降低了要素和产品流动的匹配成本、搜寻成本、运输成本等经济成本,增强了区域间的经济往来。但是也有学者指出,数字经济的发展也伴随着“数字鸿沟”的出现,从而使得区际市场间出现了基于“数字鸿沟”的“市场鸿沟”,加剧了区域间的市场分割(陈文和吴赢,2021)[5]。因此,深入分析数字经济影响中国区域市场一体化的理论逻辑,科学评估数字经济对区域市场一体化的影响效应,对更有效地发挥数字经济的市场一体化作用,推进全国统一大市场建设具有重要的理论和现实意义。

二、文献综述

在有关数字经济对经济社会影响的研究中,学者们分别从劳动力就业(戚聿东等,2020)[6]、居民消费(孙浦阳等,2017;张勋等,2020)[7～8]、资源配置效率(韩长根和张力,2019)[9]、智慧地区建设(李雪松,2018;王钺,2021)[10～11]、经济增长(叶初升和任兆柯,2018;黄小勇等,2020)[12～13]、产业结构升级(徐伟呈和范爱军,2018)[14]、国际贸易(夏杰长,2018;赵伟和赵嘉华,2020)[15～16]、全要素生产率(黄群慧等,2019)[17]、分工(施炳展和李建桐,2020)[18]、企业区位选择(安同良和杨晨,2020)[19]等方面对中国数字经济发展的经济社会效应开展了诸多有益的探讨,这为本研究提供了较好的启示。

然而遗憾的是,针对数字经济与区域市场一体化的研究还比较少,仅有部分学者提出了自己的观点。Arthur(1996)[20]等认为,计算机网络的发展具有规模效应和网络效应,这一特性能够促进区域间增强经济联系,实现市场一体化。同时,Hardy(1980)[21]和Leff(1984)[22]认为,信息通信技术的网络外部性能够加快技术创新与扩散,降低信息搜寻成本,进而对市场一体化产生显著的正向溢出效应。汪向东和张才明(2011)[23]探究了电子商务发展对地区间市场一体化的影响,研究发现网络电子商务可以带来经济结构优化效应,促进市场一体化,进而加快国内大市场的整合与形成。程艳和袁益(2017)[24]在C-D生产函数中引入交易成本,分析了商品市场从分割走向整合的内在机制,指出数字经济企业的存在降低了交易成本,这在促进商品市场整合过程中发挥了重要作用。王伟和孔繁利(2020)[25]对比分析了交通基础设施建设和数字经济基础设施对地区间市场分割的影响,发现交通基础设施和数字经济基础设施均能够降低区域间的市场分割程度,促进市场整合,并且数字经济基础设施对市场分割的抑制作用从2015年开始超过了交通基础设施对市场分割的抑制作用。张治栋和赵必武(2021)[26]考察了长三角地区的数字产业集聚对地区间劳动力和资本错配的影响,发现数字产业集聚能够促进劳动力和资本的有效配置。

由以上分析可以发现,这些研究尚未充分关注数字经济对区域市场一体化的影响,这既不利于充分掌握数字经济背景下区域间市场一体化的内在规律,也不利于中国市场一体化政策的科学制定。因此,围绕“数字经济与区域市场一体化”议题,深入探讨数字经济发展影响区域市场一体化的内在机制,藉此构建一个理论分析框架。并基于此,采用计量分析技术进行实证建模,在探究数字经济影响区域市场一体化平均效应的基础上,考察数字经济影响国内市场一体化的独立性。

与以往研究相比,本研究的边际贡献在于:其一,拓展了数字经济的研究视角,深入探究数字经济的区域市场一体化效应,为中国充分发挥数字经济功效,加快推进要素市场一体化和产品市场一体化提供了启示;其二,将数字经济纳入跨期分工决策模型中,理论推导出数字经济发展对区域市场一体化的影响;其三,利用计量分析技术实证检验数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化的平均影响效应,在此基础上进一步识别数字经济发展对市场一体化的影响是否会被高速铁路和高速公路所替代,从而为相关政策的科学制定提供了启示。

三、理论分析与研究假设

在陆铭等(2004)[27]和Fan 等(2017)[28]研究中国国内市场分割的两期模型基础上,将数字经济引入模型中,把市场一体化视为地方政府参与区际分工的一种表现,理论上推导出数字经济如何对市场一体化产生影响。需要说明的是,无论是商品市场一体化还是要素市场一体化,最终均可以表现为同一种商品的价格在地区间趋同(孔令池,2019)[29]。具体而言,当要素流动存在障碍时,若商品能够在区际间自由流动,则商品的价格最终会趋同;而当商品流动存在障碍时,如果要素能够在区际间自由流动,则商品的价格最终也将趋同,商品价格信息所反映的市场一体化程度能够综合反应出要素市场和产品市场的一体化水平(桂琦寒等,2006)[30],因而为了简化模型,在理论分析中使用地区间商品价格的趋同来表征区域市场一体化。

(一)跨期选择理论

跨期选择指的是各地区做出的策略选择是基于多个时期综合考虑的结果,而不是局限于一个时期,如果一个地区当前决策与未来决策的组合能够实现效用最大化,则说明实现了最优跨期选择。

在实现市场一体化过程中一个不容忽视的问题是区域的发展程度差异。根据跨期选择理论,发达地区往往凭借各种成熟的优势分得较多的分工利益,而对于落后地区,当期不加入区域分工可能会暂时失去当前分工带来的收益,但是却能够提升自己在未来分工收益谈判中的地位,在这种情况下,落后地区往往会采取暂时分割的策略。落后地区的这种市场分割行为虽然在一定程度上对自身有利,但是却损失了社会整体的资源配置效率和福利,在这种扭曲行为下只能进一步强化市场分割获取收益。当前,随着数字经济水平的提升,其所伴随的网络效应、交易成本降低、信息流通、规模经济、信息冗余、空间集聚和市场垄断等效应,将会对各地区参与区际分工的利益分配产生新的影响,进而影响地区间的市场一体化水平。

(二)模型基本假定

假设经济体中有两个地区、两类部门,其中地区A的经济发展程度较高,地区B的经济发展程度较低,部门M的生产技术水平较高,基本从事复杂劳动,部门N的生产技术水平较低,基本从事简单劳动。为简化起见,“干中学”效应仅存在于M部门,地区A和地区B的当期效用函数是一致的,可以表示为U=Cm×Cn(1)该效用函数是柯布-道格拉斯效用函数的简化形式。,其中Cm表示地区对高技术含量商品的消费量,Cn表示地区对低技术初级商品的消费量。地区A中高技术生产部门M的相对初始技术为α,技术进步速度为v,两个地区低技术生产部门N的初始技术设定为1,且不存在技术进步。在此基础上,分别考虑不存在数字经济和考虑存在数字经济发展时的地区参与分工决策。

(三)不考虑数字经济时的跨期分工决策

根据模型设定由简单到复杂的原则,分析不考虑数字经济时的跨期分工决策。为了简化模型,假设初期两个地区间的市场处于完全分割状态,也即市场是封闭的,各地区的生产量等于本地区的消费量。技术生产水平较低部门N的规模报酬不变,生产函数是生产所需投入时间的线性函数,设定时间贴现因子为1。下标1表示第一期,下标2表示第二期,大写字符表示经济发达地区A的变量和参数,小写字符表示经济落后地区B的变量和参数,例如:Y表示发达地区的产出水平,y表示落后地区的产出水平,T1和T2分别表示第一期和第二期分配到经济发达地区A中技术水平较高部门m的时间,t1和t2分别表示第一期和第二期分配到经济落后地区B中技术水平较高部门m的时间。在不考虑数字经济的情况下,经济落后地区B的两期产出量为:

(1)

根据地区B的各期效用之和,可以求出地区B的最大化效用函数:

(2)

利用式(2)的最大化效用函数和约束条件建立拉格朗日函数求导可得:

(3)

同样地,可以求得发达地区A的最大化效用函数和约束条件:

(4)

对地区A的效用函数分别求导可以得到:

(5)

上述考虑的是地区间无数字经济、市场完全分割的情况。通常情况下,地区完全依赖自身的技术进行生产并不能实现资源的最优配置,是非理性的。

(四)考虑数字经济时的跨期分工决策

当考虑区域间的数字经济情况时,上述情况将会发生改变。数字经济时代的到来为区际贸易创造了条件,数字经济能够打破区际贸易壁垒,降低交易成本,有利于形成规模经济,从而提高地区参与分工的积极性,但是冗余信息造成的搜寻成本上升以及垄断和集聚经济效应等原因又会拉大区域差距,抑制参与分工的积极性,不利于市场一体化。为了简化模型,假定两个地区依照比较优势进行生产,这意味着发达地区将要素全部投入到技术水平高的部门M进行生产,落后地区将要素全部投入到初级生产部门N进行生产。设定地区A高级产品的相对价格为P,且P>1,初级产品的价格为1,当存在数字经济时,信息的流通使得两个地区间的商品价格差别接近于运输成本。本研究采用冰川贸易成本表示两个地区间的运输成本。冰川成本的含义为:由于1单位商品在运输途中会发生融化,最后仅有1/d单位能够到达目的地进行交易,消耗的部分则为冰川成本,d表示地区间的运输条件,受制度、空间距离等因素的影响。

基于上述条件,地区B实现效用最大化的函数为:

(6)

对式(6)求导可得:

(7)

同样地,可以求出地区A效用最大化下的效用和消费量水平:

(8)

由式(7)和式(8)可知,市场一体化受到运输条件、商品相对价格和地理距离的影响。当两个地区处于完全的市场一体化状态时,若m部门产品在两个地区间的相对价格越大,地理距离越远,则落后地区B的当期效用越小。由于先进地区能够获得分工过程中“干中学”所带来的全部收益,在地理距离一定的情况下,m部门产品的相对价格和初始技术水平越高,在分工中获取的收益也越多,因而越倾向于提升市场一体化程度。

当地方政府将发展数字经济纳入决策时,在式(7)和式(8)的基础上,可以得到数字经济给落后地区带来的效用为:

(9)

其中,Utotal表示地区B在发展数字经济之后的总效用,UDigital表示数字经济给地区B带来的效用,φ表示地区采取国内市场分割或者市场一体化政策的倾向,则当φ=0时,表明采用国内市场分割策略,当φ=1时,表明选择参与区域分工,采取市场一体化策略。将式(9)与式(3)、式(5)、式(7)和式(8)相比较,可以发现当存在数字经济时,数字经济能够给地区B带来新的效用φUDigital,因而Utotal的大小取决于数字经济对区域市场一体化影响的正向效应和负向效应博弈的结果:当负向效应较大时,则有φ=0,此时Utotal=1/2dP,地区B从国内市场分割中带来的收益大于市场一体化获取的收益;当正向效应较大时,UDigital>0,则有φ=1,此时Utotal=1/2dP+UDigital,也即地区B从参与区域分工中获得的收益大于市场分割时的收益。

进一步,当数字经济能够促进落后地区分工,但是又不影响先进地区参与分工的意愿时,数字经济所带来的效用UDigital应该满足下式:

u1-u2≤UDigital≤U2-U1

(10)

上述分析表明,无论当期市场是封闭的还是区际开放的,在不考虑数字经济时,落后地区均会理性地选择市场分割策略,保证跨期收益最大化。但是在开放市场中引入数字经济之后,地区间究竟是采用市场一体化策略还是市场分割策略,这取决于数字经济对区际分工影响的正向和负向博弈结果:当正向促进作用较大时,采取区域市场一体化策略能够保证跨期收益最大;当负向作用较大时,采取区域市场分割策略能够保证跨期收益最大化。基于上述数字经济对区域市场一体化的理论分析和模型推导结果,提出命题1。

命题1:数字经济对区域市场一体化既具有正向促进作用,也具有反向抑制作用,最终总效应取决于正向和负向力量博弈的结果。

四、计量模型设定、变量与数据

(一)基准计量模型设定

为了检验数字经济与区域市场一体化之间的关系,建立计量模型如式(11)所示:

integit=α0+α1digitali,t-1+α2Xcontrol+θi+λt+θi×λt+εi,t

(11)

其中,下标i表示第i个地区,下标t表示时间,integ表征市场一体化指数,分为要素市场一体化指数integ_f和产品市场一体化指数integ_g。digital表征数字经济发展水平,由于数字经济对区域市场一体化的影响可能存在时滞,因此将数字经济变量做滞后1期处理(2)检验发现,滞后2期、3期或者4期并不影响回归结果的稳健性。。Xcontrol为控制变量,包括产业结构(Structure)、对外开放水平(Open)、城镇化水平(Urban)、人口密度(Population)、政府干预(Government)、财政分权(Fiscal)。θi代表城市固定效应,用于控制城市层面上不随时间变化但会对市场一体化产生影响的不可观测特征,λt代表时间固定效应,用于锁定特定年份因素对城市间市场一体化的冲击影响,因为一些不可观测的个体异质性很可能是时变的。θi×λt为城市和年份的交互项,εit为随机误差项。

(二)变量选取

1. 数字经济发展水平

目前,学者们对数字经济的测度主要有以下几种思路:一是采用“宽带中国”政策代表中国数字经济发展,但是这种方法无法充分反映数字经济发展状况,更适用于进行具体的政策影响评估。二是采用企业数字化指标衡量,这类识别方法偏重于微观企业的数字化转型,而非数字经济发展本身。三是综合指数构建法,更多学者采用多维度的数字经济指标测算数字经济发展水平。

由于以上度量方法均存在不同程度的缺陷,考虑到研究主题的适用性以及数据可得性,在基于数字经济内涵的基础上,从数字基础设施建设、数字产业化、产业数字化三个维度构建数字经济发展程度测算指数,具体见表1。

使用熵权TOPSIS法对数字经济发展指标进行测算。熵权TOPSIS法主要是在对各个指标进行标准化处理的基础上,运用熵权法对其赋予权重值,然后使用TOPSIS法对各地区数字经济发展水平进行量化排序。熵权法是基于各指标所反映的信息量确定权重,降低了主观因素的干扰。一项指标所提供的信息量越大,其在目标评价中所起的作用就越大,权重也就越高。

2. 要素市场一体化水平

要素市场一体化主要是指劳动力、资本等要素在区域间实现自由流动,并且要素价格在区际间遵循“一价定律”的状态。借鉴Parsley 和 Wei(2001)[31]的做法,采用一阶差分形式测算区域要素市场的分割水平。具体公式如下:

(12)

(13)

(14)

(15)

选取固定资产投资价格指数反应资本要素市场一体化水平,固定资产投资品有设备工程和器具、建筑安装工程、其他资本品三类;选取城镇非私营单位职工平均工资反应劳动力要素市场一体化水平,城镇非私营单位包含制造业、批发和零售、住宿和餐饮三类。计算每两个地区6类要素的相对价格波动方差,并按照地区进行合并,得到要素市场分割指数,再对该指数开方后取倒数即可得到要素市场一体化指数。

3. 产品市场一体化水平

产品市场一体化意味着各种产品在地区间的零售价格是一致的,区际贸易壁垒不存在,并且地区间按照比较优势进行分工生产,生产资源配置效率达到最优化。产品市场一体化水平的计算公式亦是基于“一价定律”的相对价格法。不同的是,式(12)中价格变量P对应的是商品的相对价格指数。根据数据可得性,选取粮食、水产品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、日用品、化妆品和燃料8类商品的零售价格指数计算产品市场一体化水平。

4.控制变量

选取的控制变量包括:

产业结构水平(Structure)。采用各地区第二产业增加值占GDP的比重衡量。

对外开放水平(Open)。采用进出口总额占GDP的比重衡量。

城镇化水平(Urban)。采用城镇建成区面积占该地区面积的比重衡量。

人口密度(Population)。采用各地区年末人口总数占该地区面积的比重衡量。

政府干预强度(Government)。采用地区预算内和预算外支出总和占GDP的比重衡量。

财政分权水平(Fiscal)。从收入角度衡量地区的财政分权水平,采用预算内地方本级财政收入占预算内中央和地方本级财政收入总和的比重衡量。

(三)数据来源

鉴于部分要素价格指数数据、数字产业化和产业数字化指标在城市层面难以获取,并且区域行政性壁垒和市场分割大多出现在省级层面,因而选取2006—2020年中国30个省级行政区(港、澳、台和西藏因数据缺失,暂不考虑)的面板数据进行分析。原始数据来源于各年度的《中国统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》以及各省(自治区、直辖市,以下称省份)的统计年鉴。

五、实证结果与分析

(一)基准模型回归结果

利用StataSE 15.0对基准计量模型(式(11))进行估计,具体回归结果如表2所示。表2中(1)列和(2)列报告的是被解释变量为要素市场一体化的回归结果,(3)列和(4)列报告的是被解释变量为产品市场一体化的回归结果。

表2 基准回归结果

由表2的回归结果可知,当被解释变量为要素市场一体化时,(1)列为不控制地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应的回归结果,结果表明数字经济发展能够显著促进要素市场一体化水平的提升。由于一些不可观测的城市异质性很可能是时变的,所以(2)列为进一步控制了地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应之后的回归结果,结果表明数字经济仍然能够显著促进要素市场一体化水平的提升。对比发现,在控制了地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应之后,数字经济发展水平影响要素市场一体化的估计系数值有所降低,而可决系数值有所提高,这表明不考虑地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应的回归模型高估了数字经济的要素市场一体化效应,并且模型的拟合优度有所降低,所以应当选择控制地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应的结果进行分析,也即(2)列的结果。由(2)列的回归结果可知,数字经济发展水平每提高1%,就能够促进要素市场一体化程度提高0.129%。

当被解释变量为产品市场一体化时,回归结果也表明数字经济发展对产品市场一体化具有显著的正向促进作用,并且在控制了地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应之后,回归的可决系数值有所提高,因而也应当选择控制地区固定效应、时间固定效应和地区-时间固定效应的结果进行分析,即(4)列的回归结果。由(4)列的回归结果可知,数字经济发展水平每提高1%,就能够促进产品市场一体化程度提高0.261%。

由回归结果可以看出,数字经济发展对产品市场一体化的影响作用高于要素市场。出现这一现象的可能原因在于:相较于产品市场,要素市场还受到户籍制度、资本管制等一系列制度性“硬”约束的影响,数字经济虽然能够促进要素市场的一体化,但是目前还难以突破这些制度性因素造成的要素一体化壁垒。至此,命题1得以验证,也即现实中,数字经济对区域市场一体化的影响最终表现为正向促进作用。

由其他控制变量的系数可知,产业结构水平(Structure)对要素市场一体化和产品市场一体化具有显著的正向促进作用。这一结果表明,加快产业结构优化和转型对于要素市场一体化和产品市场一体化发展具有重要影响。对外开放水平(Open)的回归系数均为负且通过了1%水平下的显著性检验,可见对外开放并未促进要素市场一体化和产品市场一体化,可能的原因是虽然对外开放在一定程度上可以约束政府行为,缓解地方保护主义倾向,促进要素市场一体化和产品市场一体化,但是对外开放又在很大程度上挤出了国内市场的贸易,从而加剧国内市场的分割。城镇化水平(Urban)对要素市场一体化和产品市场一体化的影响不显著,因而要进一步推进高质量的城镇化,充分发挥城镇化对建设全国统一大市场的影响。人口密度(Population)的回归系数均显著为正,这表明人口密度高的地区经济联系会更加紧密,要素市场一体化和产品市场一体化的程度也会提升。政府干预(Government)影响要素市场一体化和产品市场一体化的回归系数均为正且在1%的水平下显著,说明地方政府支出能够促进要素市场一体化和产品市场一体化水平的提升。由此可知,在实现市场一体化过程中,各级地方政府应当增加公共支出规模,从交通基础设施、公共服务等一体化方面为要素市场一体化和产品市场一体化提供必要保障。财政分权水平(Fiscal)影响要素市场一体化和产品市场一体化的回归系数均为负且通过了1%水平下的显著性检验,这一结果与现有关于财政分权的研究相符。在财政分权体制下,地方政府官员为了政治前途,往往会不遗余力地发展本地区的经济,为了尽量避免本地区有税收创造能力的主体流向其他地区,通常会采取对本地要素和商品价格进行补贴、设置无形壁垒、阻止外地要素和商品流入等地方保护主义措施,从而加剧区际间的要素市场和产品市场分割。

(二)内生性检验

为了避免基准回归模型中可能出现的遗漏变量以及数字经济变量与区域市场一体化变量可能存在的互为因果关系等因素带来的内生性问题,选择两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生性检验。

就研究的主题而言,两阶段最小二乘法中工具变量的选取需要满足与数字经济发展水平相关,但又是外生变量两个条件。从数字经济发展的进程来看,数字经济发展较好的地区也是历史上邮电业务发达的地区,而且随着信息通讯技术的发展,历史上的邮局对要素市场一体化和产品市场一体化的影响已经消失。基于此,采用各省份1984年每百万人邮局数量作为数字经济发展的工具变量,并参考Nunn 和 Qian(2014)[32]的研究,构造随时间变化的工具变量进行面板回归。内生性检验结果如表3所示。

表3 内生性检验结果

由表3第一阶段回归结果中的Kleibergen-Paap值和Wald F statistic值可以看出,所选取的1984年各省份每百万人邮局数量这一工具变量通过了弱工具变量检验和识别不足检验,这表明2SLS估计是有效的。由第二阶段的回归结果可知,数字经济发展能够显著促进要素市场一体化和产品市场一体化程度的提升,并且对产品市场的正向促进作用大于要素市场。可以发现,内生性检验结果与表2中基准回归模型的结果一致,这表明基准回归结果稳健。

(三)基于沿海和内陆地区的异质性检验

从地理区位看,沿海地区具有天然的发展优势。一方面,沿海地区的地势一般比内陆平坦,有利于数字基础设施的布局和建设,这也是中国数字经济最早从沿海地区发展起来的原因之一;另一方面,航运从运输成本和运输规模视角而言都要优于陆运,海洋是一条天然低成本的海上“高速公路”,各地区是否拥有天然的出海口是决定其能否高效率拓宽市场边界的关键因素。因此相较于内陆地区,沿海地区可以更加有效地获取发展的领先优势。基于此,进一步从沿海省份和内陆省份层面进行区域异质性研究,具体回归结果如表4所示。

表4 基于沿海、内陆地区的异质性分析

从表4的估计结果可以看出,无论是沿海地区还是内陆地区,数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化均具有显著的正向促进作用,但是沿海地区数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化影响的估计系数明显大于内陆地区,这一结果与现实情况相符。产生这一现象的原因可能是当前中国沿海地区是较早发展数字基础设施和数字产业的地区,数字经济发展平均水平比较高,并且沿海地区市场化程度的平均水平也较内陆地区高,从而使得沿海地区之间要素和商品流通的效率和搜寻成本远低于内陆地区,数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化的促进作用也更加明显。

六、进一步分析:数字经济作用的独立性

在前面的回归分析中未考虑可能会对数字经济的区域市场一体化效应产生替代作用的交通运输手段的影响。交通运输的发展可以增加地区之间的空间关联,缩小交易成本,因而也成为影响要素市场一体化和产品市场一体化的重要因素。如果交通运输能够对数字经济的区域市场一体化效应产生替代甚至超过数字经济的作用,那么专门研究数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化的影响就无太大价值。因此,为了确定数字经济发挥作用的独立性,进一步考察数字经济和其他类型的交通运输方式对市场一体化的影响,具体回归结果见表5。主要选取高速铁路网密度(rail)、高速公路网密度(highway)两种交通运输方式,选取这两种交通运输方式的原因在于:相较于普通铁路和公路运输,高速铁路和高速公路更有可能对数字经济产生替代效应。

表5 数字经济作用的独立性检验结果

表5中(1)列和(2)列报告的是被解释变量为要素市场一体化的回归结果,其中(2)列控制了地区固定效应和时间固定效应,可以发现,(2)列回归结果的可决系数比未控制地区固定效应和时间固定效应的(1)列要大,并且模型的拟合性更好,因而选取(2)列的回归结果进行分析。从(2)列的回归结果可以看出,在考虑高速铁路和高速公路的影响之后,数字经济发展对要素市场一体化的促进作用依然十分显著,且回归系数为0.083,这表明数字经济可以作为一种独立的工具促进要素市场一体化水平的提升。高速铁路网密度和高速公路网密度对要素市场一体化虽然也具有显著的促进作用,但是比数字经济的作用要小,这可能是因为数字经济相比于高速铁路和高速公路,在传输效率和传递信息量等方面均具有较大优势,从而能够更加有效地作用于区际间要素市场的互联互通,减少区际间的信息成本。

表5中(3)列和(4)列报告的是被解释变量为产品市场一体化的回归结果,其中(4)列回归结果的可决系数较大,模型的拟合优度较好,因而选取(4)列的回归结果进行分析。可以发现,与要素市场一体化相同,在充分考虑高速铁路和高速公路的影响之后,数字经济发展对产品市场一体化的促进作用依然十分显著,说明数字经济对产品市场一体化水平提升的促进作用具有独立性。高速铁路网密度和高速公路网密度的回归系数虽然为正,但是系数值相较于数字经济的系数值较小,这表明相较于交通基础设施对产品市场一体化的影响,数字经济对产品市场一体化的促进作用力度更大。

根据分析得出以下结论:数字经济对要素市场一体化和产品市场一体化的促进作用是独立的,不会被高速铁路和高速公路所替代。