●張彩琴

一、引言

隨著信息技術(shù)的發(fā)展和經(jīng)濟全球化的推進，互聯(lián)網(wǎng)在在經(jīng)濟中所發(fā)揮的作用越來越大。2015年，國家提出實施“互聯(lián)網(wǎng)+”行動計劃，要求發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施，為實施大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新戰(zhàn)略，推動互聯(lián)網(wǎng)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)融合，促進國民經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）最新發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，截至2018年12 月，我國網(wǎng)民規(guī)模達到8.29 億，互聯(lián)網(wǎng)普及率為59.6%，網(wǎng)絡(luò)購物用戶規(guī)模達6.10 億，年增長率為14.4%，網(wǎng)民使用率為73.6%，互聯(lián)網(wǎng)娛樂、在線政務(wù)服務(wù)等互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用持續(xù)高速增長，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟正在加速與經(jīng)濟各領(lǐng)域的融合。

互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟是信息網(wǎng)絡(luò)化所帶來的經(jīng)濟活動的總和。當(dāng)今時代，各行各業(yè)都可以從互聯(lián)網(wǎng)上獲取信息，依靠互聯(lián)網(wǎng)進行交易，經(jīng)濟中的生產(chǎn)、交換、分配、消費等各領(lǐng)域也都離不開互聯(lián)網(wǎng)。互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟主要包括商務(wù)交易、支付理財、互聯(lián)網(wǎng)公共服務(wù)、即時通訊、網(wǎng)絡(luò)游戲、搜索引擎等幾個方面。在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的大背景下，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟為經(jīng)濟增長提供了新動能，對經(jīng)濟產(chǎn)生了重要影響，本文試圖以此為出發(fā)點，討論互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟與非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的關(guān)系，測算互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的外溢效應(yīng)，分析互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響。

二、文獻綜述

傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，由于資源的稀缺性，要素具有邊際收益遞減的規(guī)律，但隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展，“邊際收益遞增”的現(xiàn)象開始出現(xiàn)，其很重要的一個原因是在互聯(lián)互通的世界，人力資本和知識可以無限次重復(fù)利用，且具有網(wǎng)絡(luò)外部性，因此，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。McKinsey（2011）測算了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟在經(jīng)濟中的比重，認(rèn)為中國的這一比重達到2.6%。張磊、張鵬（2016）分析了中國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟發(fā)展與經(jīng)濟增長動力重構(gòu)，認(rèn)為只有鼓勵企業(yè)利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和市場機制配置生產(chǎn)要素，降低交易成本，才能實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的內(nèi)生增長。奚欣明（2016）分析了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的直接作用和間接作用，直接作用包括增加總產(chǎn)出、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展等，間接作用主要是通過人力資本積累和技術(shù)創(chuàng)新作用于經(jīng)濟增長。

在實證研究方面，Choi 等人（2009）研究了互聯(lián)網(wǎng)普及率與經(jīng)濟增長的關(guān)系，認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)普及率每提高1%，人均GDP將增長0.04%～0.05%。謝印成、高杰（2015）選取多項互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指標(biāo)，構(gòu)建了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r與服務(wù)業(yè)增加值的回歸模型，討論了網(wǎng)絡(luò)零售交易額對服務(wù)業(yè)增加值的影響。茶洪旺、左鵬飛（2015）構(gòu)建了互聯(lián)網(wǎng)資源指數(shù)，并基于我國各省市的面板數(shù)據(jù)，分析了互聯(lián)網(wǎng)資源對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)論表明，互聯(lián)網(wǎng)資源對經(jīng)濟增長由促進作用，并且強于勞動力因素，資本、勞動力和互聯(lián)網(wǎng)資源組合在一起對經(jīng)濟增長具有規(guī)模報酬遞增的作用。張燦（2017）以互聯(lián)網(wǎng)普及率和移動電話普及率衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展，探討了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系。耿蘊潔（2018）通過構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)融合發(fā)展指標(biāo)體系及互聯(lián)網(wǎng)融合發(fā)展指數(shù)，發(fā)現(xiàn)我國互聯(lián)網(wǎng)融合程度逐年遞增。不少學(xué)者也在新經(jīng)濟增長理論的基礎(chǔ)上對互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。劉宇（2010）通過對柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行調(diào)整，將技術(shù)水平區(qū)分為互聯(lián)網(wǎng)因素和非互聯(lián)網(wǎng)因素進行分析。楊堅爭等人（2011）通過在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中增加電子商務(wù)發(fā)展指數(shù)這一指標(biāo)，建立了電子商務(wù)與經(jīng)濟增長的模型。

上述文獻從多個方面研究和探討了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟相關(guān)領(lǐng)域的發(fā)展，但仍有一些不足，一是大多數(shù)研究都是利用互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)民數(shù)、IP 地址數(shù)、網(wǎng)站數(shù)等非經(jīng)濟指標(biāo)構(gòu)建模型，較少涉及經(jīng)濟指標(biāo)；二是已有研究側(cè)重分析互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟增長的直接關(guān)系，而對其間接效應(yīng)涉足較少。為此，我們試圖以互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟營收規(guī)模作為解釋變量，分析互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響，剖析互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的外溢效應(yīng)。

本文的貢獻主要在于探索性地將菲德模型這一理論框架運用到互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的外溢效應(yīng)中，在指標(biāo)選取上，本文選擇了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟營收規(guī)模這一經(jīng)濟指標(biāo)，以盡可能地反映互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展情況。此外，本文考慮到了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的滯后效應(yīng)，考察了外溢效應(yīng)的滯后期別。

三、理論模型與分析方法

菲德模型是研究外溢效應(yīng)的一種有益方法，它既能從理論上提出研究框架，又在實證上具有較強的可行性，因而在出口、高新技術(shù)、教育投資、信息產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域得到充分利用，不少學(xué)者在研究外溢效應(yīng)時都借鑒了該方法（包群、賴明勇，2003；鐘鳴長、沈能，2006；莊子銀、華銳，2017）。本文依據(jù)菲德模型測算互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響及互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的外溢效應(yīng)。菲德模型最初是由菲德（1983）在估算出口對經(jīng)濟增長的作用時提出的，該模型將經(jīng)濟體分為兩個部門，它既可以測算兩個部門間的相互溢出效應(yīng)，又可以測算其中一個部門對經(jīng)濟增長的影響。

假設(shè)經(jīng)濟體分為互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門I 和非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門N，用生產(chǎn)函數(shù)分別表示為：

其中，K 為資本投入，是互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的資本投入K1與非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的資本投入KN之和；L 為勞動力投入，是互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的勞動力投入LI與非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的勞動力投入LN之和；Y 為社會總產(chǎn)出，是互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的產(chǎn)出I 與非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的產(chǎn)出N 之和。式（2）表示，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的產(chǎn)出會影響非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門，即互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門有外溢效應(yīng)，并且外溢效應(yīng)存在一定的時滯：

將式（3）對時間t 求導(dǎo)，得：

假設(shè)兩部門的要素相對邊際收益關(guān)系式如下：

上式中，若δ＞0，則互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的要素邊際收益高于非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門，要素向互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門流動；若δ＜0，則非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的要素邊際收益高于互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門，要素向非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門流動，若δ=0，則表示兩個部門要素邊際收益相等，要素不會流動。

在上述基礎(chǔ)上，式（5）可以變換為：

假定互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的彈性ω 不變，則：

上式可以體現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的外溢效應(yīng)，將上式對求導(dǎo)得：

將式（9）代入式（7）中，并對公式兩邊分別除以Y，可得：

假設(shè)當(dāng)期期望外溢效應(yīng)I*t 不僅與It有關(guān)，也與上一期的期望外溢效應(yīng)有關(guān)，即：

從而，

式（11）類似于幾何滯后模型，因而將式（11）帶入式（10），并做幾何滯后變換，即推前一期并乘以（1-θ），得出（1-θ）的相關(guān)方程，從而：

稍作變換可得：

上式即可估計互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響，其中包含了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的外溢效應(yīng)。

四、互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長影響的實證分析

（一）計量模型及數(shù)據(jù)說明

本文依據(jù)上述模型建立如下基本方程：

（二）模型回歸結(jié)果及分析

在對被解釋變量和各解釋變量進行ADF 檢驗發(fā)現(xiàn)，一階差分后，變量非平穩(wěn)，其余變量均平穩(wěn)；二階差分后，所有變量均平穩(wěn)。在此基礎(chǔ)上，我們進一步對上述變量做Johansen 協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示，各變量間存在協(xié)整關(guān)系。進一步地，我們采用最小二乘法進行回歸，回歸結(jié)果如下：

上述方程的擬合優(yōu)度R2達到0.76，說明回歸方程的擬合程度較為理想，F(xiàn) 統(tǒng)計量也顯示模型整體顯著。在此基礎(chǔ)上，我們計算出θ=0.268，從而I*t=0.268It+0.732I*t-1，由于θ 值度量的是當(dāng)期互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的外溢效應(yīng)在滯后各期的分布情況，因此，我們可計算出滯后各期的影響系數(shù)，見表1。

表1 滯后各期的影響系數(shù)

從滯后各期的影響系數(shù)來看，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟具有明顯的滯后效應(yīng)，其中，前三期的影響系數(shù)較大，第四期的影響系數(shù)較小，可以看出，當(dāng)期互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的期望外溢效應(yīng)主要受到當(dāng)期及滯后三個季度外溢效應(yīng)的影響。

根據(jù)系數(shù)關(guān)系式C4=θω，我們計算出ω=0.045，由于ω 表示的是互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的外溢效應(yīng)，因此，我們可看出，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門具有正的外溢效應(yīng)，即互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟每增加1 個單位，非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟將增加0.045 個單位，然而，這一數(shù)值相對較小，從t 統(tǒng)計量的概率值來看，此外溢效應(yīng)并不顯著，這可能與本文選取的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟規(guī)模的數(shù)據(jù)口徑有關(guān)，鑒于對外公布的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟數(shù)據(jù)相對缺失，本文從艾瑞咨詢獲取的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟規(guī)模數(shù)據(jù)沒有全面囊括互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的方方面面，比如，在線教育、在線醫(yī)療等并未統(tǒng)計在內(nèi)，因此可能對實證結(jié)果有一定影響。

為了檢驗?zāi)Ｐ偷目煽啃裕覀冞\用AR 模型再次對方程進行擬合，結(jié)論基本與上述無異，只是系數(shù)C2的符號變?yōu)樨?fù)，由于該系數(shù)值相對較小，考慮到本文的研究目的，我們認(rèn)為它并不影響本文的主要結(jié)論，因此，上述模型的可靠性相對較好。

五、結(jié)論與啟示

本文借助動態(tài)菲德模型分析了互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長的影響，測算結(jié)果顯示：（1）互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟具有正外溢效應(yīng)，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟每增加1 個單位，非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟將增加0.045 個單位，但整體來看這一外溢效應(yīng)并非十分顯著，這可能與本文選取的互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟規(guī)模的指標(biāo)口徑有關(guān)，在本文的指標(biāo)口徑下，我國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟占GDP 的比重相對較小。另外，外溢效應(yīng)不十分顯著的原因也可能是因為互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟會對非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟帶來一定的沖擊；（2）互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟具有明顯的滯后效應(yīng)，當(dāng)期互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的期望外溢效應(yīng)主要受到當(dāng)期及滯后三個季度外溢效應(yīng)的影響；（3）互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門的要素邊際收益并非顯著高于非互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟部門，這與人們的傳統(tǒng)觀念不同。

上述研究結(jié)論顯示，盡管近年來我國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟發(fā)展很快，互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟增長有一定的促進作用，但我國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟占GDP 的比重仍有待進一步提高。相比于傳統(tǒng)經(jīng)濟，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟有著交易成本低、資源流動性高等優(yōu)勢，在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的大背景下，一方面，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟催生出一批新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)和新商業(yè)模式，優(yōu)化了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，為經(jīng)濟提供了新動能，另一方面，互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟也對傳統(tǒng)經(jīng)濟造成了一定沖擊，尤其是在批發(fā)零售行業(yè)和公共服務(wù)行業(yè)，為此，我國在加快“互聯(lián)網(wǎng)＋”行動計劃的同時，一定要以互聯(lián)網(wǎng)帶動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級，推動互聯(lián)網(wǎng)與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的深度融合，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)和資源配置的功能，防止資源在互聯(lián)網(wǎng)領(lǐng)域循環(huán)空轉(zhuǎn)，減少互聯(lián)網(wǎng)對傳統(tǒng)經(jīng)濟的沖擊，強化網(wǎng)絡(luò)外部性作用，提高要素的邊際收益，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的可持續(xù)發(fā)展。