王 鵬，岑 聰

（暨南大學 經(jīng)濟學院，廣州 510632）

0 引言

建立國內(nèi)統(tǒng)一大市場對我國加快構建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局具有重要的積極作用。但是，長期以來中國市場一體化進程緩慢、地區(qū)間市場分割嚴重已成為共識[1—4]。因此，對于當前如何加快推動中國區(qū)域市場整合，降低地區(qū)間貿(mào)易壁壘，進一步降低全社會交易成本，從而實現(xiàn)國內(nèi)市場一體化成為學術界與實踐界廣泛關注的熱門話題。

當前，互聯(lián)網(wǎng)正不斷滲透、融合到經(jīng)濟社會的各個領域，深刻影響著國民經(jīng)濟產(chǎn)出活動。無疑，由于互聯(lián)網(wǎng)所具有的即時性、互動性以及共享性特征[5,6]，其快速發(fā)展對地區(qū)間市場活動邊界及關聯(lián)的影響無疑是深遠的。盡管現(xiàn)有學者對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的經(jīng)濟效應進行了廣泛的研究，但鮮有文獻關注互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化的影響。因此，在當前我國互聯(lián)網(wǎng)技術快速發(fā)展與普及的背景下，對于互聯(lián)網(wǎng)對市場一體化進程產(chǎn)生了怎樣的影響，并未有明確的結論，其作用機制與影響路徑亦缺乏應有的梳理與分析。而對這一問題的研究有助于進一步了解現(xiàn)階段中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化進程的影響機制與效果，為打破國內(nèi)市場分割、建立國內(nèi)統(tǒng)一大市場提供相應的理論依據(jù)與政策指導。

作為對現(xiàn)有文獻的有益補充，本文基于現(xiàn)有研究嘗試做以下幾個方面的拓展：（1）在機制分析中，基于現(xiàn)有文獻系統(tǒng)梳理與歸納互聯(lián)網(wǎng)對市場一體化的影響機制，解開互聯(lián)網(wǎng)對市場一體化影響的“黑箱之謎”；（2）在實證分析中，基于空間計量方法引入?yún)^(qū)際經(jīng)濟活動的空間相關性，剖析互聯(lián)網(wǎng)對區(qū)域市場一體化進程的影響效果，為我國統(tǒng)一大市場的構建提供經(jīng)驗證據(jù)；（3）在上述實證研究框架下，進一步探究互聯(lián)網(wǎng)在不同發(fā)展水平下對市場一體化的影響效果以及互聯(lián)網(wǎng)對市場一體化的影響路徑，從而為進一步完善我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展布局以提升其對區(qū)域市場整合的促進作用提供更全面的經(jīng)驗證據(jù)以及更具針對性的建議。

1 影響機制分析

以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新一代信息通信技術（ICT）被認為是世界經(jīng)濟第五次康德拉季耶夫周期（Kondratieff Cycle）的標志[7]，近年來互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對經(jīng)濟產(chǎn)出活動的積極影響也已被眾多研究所證實。許多學者的研究表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對經(jīng)濟增長與國際貿(mào)易具有積極影響[7—9]。盡管以Solow為代表的學者們通過實證發(fā)現(xiàn)計算機的使用以及大規(guī)模IT投資對生產(chǎn)率的影響并不顯著，即存在“生產(chǎn)率悖論”[10,11]，但隨著ICT 的革新以及互聯(lián)網(wǎng)與經(jīng)濟融合的深化，互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟效率和勞動生產(chǎn)率的提升作用得到越來越多實證研究的證實[12,13]。“生產(chǎn)率悖論”的誤判可能是因為沒有充分考慮互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟的影響存在“積累效應”與滯后效應[12]。與此同時，隨著互聯(lián)網(wǎng)的快速普及，國內(nèi)一些學者對互聯(lián)網(wǎng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟效應也進行了系列研究。學者們發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)普及以及電子商務平臺發(fā)展有助于降低出口企業(yè)的貿(mào)易成本，從而促進企業(yè)出口擴張[14—16]。黃群慧等（2019）[6]認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能通過減少資源錯配、降低交易成本、促進創(chuàng)新三條主要路徑提升制造業(yè)的產(chǎn)出效率。韓先鋒等（2019）[5]認為互聯(lián)網(wǎng)高速發(fā)展有力地推動了各地區(qū)創(chuàng)新效率，因而互聯(lián)網(wǎng)有望成為驅(qū)動創(chuàng)新效率提升的新動能。施炳展和李建桐（2020）[14]研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的快速普及降低了企業(yè)的搜尋成本，從而提升了企業(yè)的分工水平。安同良和楊晨（2020）[17]認為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平已成為一個地區(qū)競爭力的主要構成部分，這將成為吸引企業(yè)集聚的重要吸引力，因而互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟地理格局的重塑作用不可忽視。

基于空間經(jīng)濟學理論并結合當前研究文獻，本文對互聯(lián)網(wǎng)對市場一體化的影響機制進行梳理與闡釋。第一，由于任何經(jīng)濟活動都需要以一定的空間范圍為依托，有空間就天然存在距離，因而經(jīng)濟主體要克服空間距離的限制就必須要支付距離成本[18]?；ヂ?lián)網(wǎng)應用使市場交易行為擺脫了空間距離的約束[17]，大幅擴寬了市場交易的時空范圍。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及不僅能加強已建立起貿(mào)易關系地區(qū)間的貿(mào)易活動，還能促進相距較遠的地區(qū)間建立貿(mào)易往來進而推動區(qū)域市場一體化。第二，盡管運輸成本在貿(mào)易成本中占了較大比例，但交易成本的大小同樣對地區(qū)間市場整合起著重要影響[19]。交易成本一般可分為信息搜尋成本、溝通成本、制度成本等[6]。而互聯(lián)網(wǎng)普及應用對降低交易成本中的信息搜尋成本、溝通成本發(fā)揮著重要的作用，具體體現(xiàn)在：一方面，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展使得市場信息變得更加公開、透明，大幅降低了交易的信息成本，有效改善交易雙方信息不對稱問題，為降低產(chǎn)品交易成本起到了巨大推動作用[20]；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)為交易雙方提供了一個便捷高效的交流平臺，尤其是近年來電子商務的快速發(fā)展簡化了產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)，降低了供需雙方的溝通成本[14]。

互聯(lián)網(wǎng)還可能通過強化地區(qū)間市場關聯(lián)推動區(qū)域市場一體化進程。第一，互聯(lián)網(wǎng)普及應用實現(xiàn)了各地區(qū)市場信息的即時共享，使不同地區(qū)市場價格信息變得更加透明與易于掌握，有效促進了各地區(qū)市場聯(lián)系。第二，基于互聯(lián)網(wǎng)的線上交易平臺使市場主體能更快速地獲取各地區(qū)產(chǎn)品價格的實時變動信息[15]，讓他們的空間套利行為更加迅速。這將有助于熨平不同地區(qū)市場價格的波動，打破不同地區(qū)市場間的藩籬。第三，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展也極大地催化了電子商務發(fā)展，這為各地區(qū)市場主體提供了一個統(tǒng)一、高效的線上銷售平臺，這不僅有效縮短了產(chǎn)品供應鏈的中間環(huán)節(jié)，甚至使產(chǎn)品供應的源頭與終端實現(xiàn)直接連通，也顯著提高了各地區(qū)市場主體之間溝通、聯(lián)系的頻率與效率，進而強化地區(qū)間貿(mào)易往來與聯(lián)系。

基于上述分析，本文繪制了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的主要影響路徑圖，如圖1所示。

圖1 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響路徑

2 實證研究方法

2.1 實證模型的構建

為檢驗現(xiàn)階段中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化的實際影響，本文建立如下基準計量模型：

其中，Integrationit為市場一體化水平，Internetit為互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，Xit代表系列控制變量，βi為待估計系數(shù)，下標i、t分別代表地區(qū)和年份，μi是表示各地區(qū)異質(zhì)性特征的虛擬變量，εit為隨機誤差項。

考慮到地區(qū)間經(jīng)濟活動往往存在相關性[21]，為考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在空間維度上對市場一體化的影響，本文基于空間計量經(jīng)濟學理論構建如下空間自相關模型（SAR）進行實證分析：

其中，wij為空間權重，反映兩個地區(qū)間的空間鄰近關系；δ為空間自相關系數(shù)，表征鄰近地區(qū)經(jīng)濟變量通過空間傳導機制對本地區(qū)市場一體化的影響。

2.2 空間權重矩陣的構建

為更準確、全面地刻畫各地區(qū)經(jīng)濟活動的空間關系，本文構建了以下3種空間權重矩陣進行實證分析：

（1）地理距離權重矩陣W1，其元素wij表示：若兩個地區(qū)i、j的地理距離為dij，則所對應的元素取值為1/dij。

（2）經(jīng)濟距離權重矩陣W2，其元素wij表示：若研究期內(nèi)地區(qū)i與地區(qū)j的人均GDP 均值之差為yij，則所對應的元素取值為1/yij。

（3）引力距離權重矩陣W3，引入該矩陣是為了避免僅以地區(qū)間地理距離或經(jīng)濟距離作為衡量地區(qū)空間關聯(lián)程度的權重，其對應元素wij取值為研究期內(nèi)地區(qū)i與地區(qū)j人均GDP均值的乘積與其距離的平方之比。

2.3 變量界定與數(shù)據(jù)來源

2.3.1 市場一體化水平（Integration）

關于市場一體化水平的測度，目前尚未有較為統(tǒng)一、公認的方法?？紤]到現(xiàn)有方法均具有各自的優(yōu)點與局限，作為一種改進，本文在現(xiàn)有研究的基礎上[3,22,23]，構建由多個維度組成的綜合指標對市場一體化水平進行測度，具體如下頁表1所示。

表1 市場一體化水平評價指標體系

本文主要從市場整合度與區(qū)域聯(lián)系度兩大方面對市場一體化水平進行度量。二級變量中的商品市場、資本市場與勞動市場整合度采用相對價格指數(shù)法進行測算。與桂琦寒等（2006）[23]、范欣等（2017）[3]僅關注一個地區(qū)與其相鄰地區(qū)市場整合度不同，為了更準確、全面地考察各地區(qū)間市場整合度，本文將測算范圍從相鄰地區(qū)間的市場擴充至國內(nèi)所有地區(qū)的市場。另外，考慮到基于相對價格法測算得出的各地區(qū)市場相對價格方差的變化方向與市場一體化水平相反，對此本文取其倒數(shù)作為各地區(qū)市場整合度的衡量指標。其中，測算商品市場整合度采用的原始數(shù)據(jù)為食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器及音像器材、文化辦公用品、日用品、體育娛樂用品、交通通信用品、家具、化妝品、金銀飾品、中西藥品及醫(yī)用保健用品、書報雜志及電子出版物、燃料、建筑材料及五金電料16類零售商品價格指數(shù)；資本市場的原始數(shù)據(jù)是建筑安裝工程、設備工程和器具、其他資本品3 類投資價格指數(shù)；勞動市場的原始數(shù)據(jù)是國有單位職工平均工資、城鎮(zhèn)集體職工平均工資與其他單位職工平均工資①首先，以商品m 為例，地區(qū)i 與地區(qū)j 在t 年相對價格差異絕對值為|，采用去均值法剔除產(chǎn)品價格異質(zhì)性后，求取產(chǎn)品m 在地區(qū)i 與所有地區(qū)的相對價格方差Var(qimt)；其次，運用相同方法求取地區(qū)i 其他產(chǎn)品與所有地區(qū)相對價格方差，加總可得到地區(qū)i 產(chǎn)品市場與所有地區(qū)相對價格總方差Var(qit)；最后，取1/Var(qit)作為地區(qū)i 在t 年的產(chǎn)品市場整合度指數(shù)。資產(chǎn)市場整合指數(shù)與勞動市場指數(shù)測算原理相同。。

市場一體化進程除了體現(xiàn)在不同地區(qū)市場受到更為統(tǒng)一的供給關系調(diào)節(jié)，使地區(qū)間市場價格產(chǎn)生趨同外，還體現(xiàn)在地區(qū)邊界效應逐漸減弱甚至消除、要素跨地區(qū)流動與產(chǎn)品貿(mào)易往來越來越頻繁上。對此，本文從人流、物流與信息流三個維度來測算區(qū)域聯(lián)系度，所選取的衡量指標分別為各地區(qū)客運周轉(zhuǎn)總量與總?cè)丝谥取⒇涍\周轉(zhuǎn)總量與GDP 之比、郵電業(yè)務總量與總?cè)丝谥取？紤]到上述評價指標體系分項指標較少且每個分項指標均是反映市場一體化水平的重要層面，為得到較為穩(wěn)健的各地區(qū)市場一體化水平，本文對上述指標賦予相同權重。同時，為避免不同指標間量綱不同而不可比的問題，本文對上述各二級變量指標進行標準化處理，最后按所賦予的權重進行加總即可得到各地區(qū)市場一體化水平。

2.3.2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（Internet）

考慮到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展作為一項系統(tǒng)工程，涵蓋了多個維度的內(nèi)容，而現(xiàn)有文獻對互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的測算方法及指標選取尚未達成共識，因此，為避免采用單一衡量指標所存在的局限，本文在現(xiàn)有研究基礎上從互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的供需兩大維度對區(qū)域互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平進行測算，所構建的指標體系如表2所示。

表2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平指標體系

本文采用變異系數(shù)法對上述指標求取客觀權重，其思路是若某一分項指標在各地區(qū)差異越大，則表明該指標是越難以實現(xiàn)的指標，從而更能反映被評價單位的差距。同時，為消除指標量綱不同的影響并保證不同年份指標的統(tǒng)一性、可比性，本文在測算互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平時所采用的權重為利用初始年份截面數(shù)據(jù)基于變異系數(shù)法得出的權重，最后再將經(jīng)標準化后的各項指標按權重加權平均即可得到互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平。

2.3.3 控制變量的選擇

為提高實證結果可靠性與穩(wěn)健性，本文基于現(xiàn)有研究[1—4]對其他可能影響市場一體化水平的經(jīng)濟因素加以控制：（1）國有企業(yè)占比（State），采用國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與規(guī)模以上企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之比作為衡量指標。（2）對外開放度（Open），采用地區(qū)進出口總額與GDP 之比作為衡量指標。（3）財政收支情況（Fiscal），采用的衡量指標為一般財政預算支出與一般財政預算收入之比。（4）經(jīng)濟發(fā)展水平（lny），以消除價格影響后的人均實際GDP 作為經(jīng)濟發(fā)展水平的衡量指標。（5）產(chǎn)業(yè)結構（Industry），所選取的衡量指標為各省份第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比。（6）城市化水平（Urban），所選取的衡量指標為各省份城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

為保證實證結果的準確性并兼顧其時效性，本文選取2006—2018 年中國29 個省份（不含西藏、海南和港澳臺）作為研究樣本。實證數(shù)據(jù)源于各年份《中國統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》與各省份統(tǒng)計年鑒。

3 實證分析

3.1 模型估計結果與討論

基于模型（1）與模型（2）的估計結果如下頁表3 所示。觀察表3可知，不管是否考慮地區(qū)間經(jīng)濟變量的相關性，Internet的系數(shù)值均顯著為正，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化水平具有顯著正向影響。這反映出目前中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展與普及能顯著改善地區(qū)間信息網(wǎng)絡的連通性，拉近各市場的時空距離，有效地促進了國內(nèi)市場一體化。另外，綜合表3 中列（1）至列（4）的估計結果可以看到，Internet 系數(shù)估計值差異不大，在區(qū)間[0.572,0.791]波動，表明實證結果較為穩(wěn)健。

表3 模型估計結果

基于空間計量模型估計結果可知，w×Integration的系數(shù)值均在1%的顯著性水平上為正，一方面反映出各地區(qū)市場具有較強的互動與關聯(lián)，另一方面反映出鄰近地區(qū)經(jīng)濟變量對本地區(qū)市場一體化水平具有顯著的正向空間溢出效應。從w×Integration系數(shù)值可以看到，采用不同空間權重矩陣的模型估計結果差異不大，表明所選取的空間權重矩陣均能較好地反映各地區(qū)市場的空間關系。但從顯著性上看，采用距離倒數(shù)矩陣W1回歸效果更好，表明作為具有外生性特征的地理距離能更真實地反映各地區(qū)市場的互動關系，因而回歸結果更穩(wěn)健。

3.2 互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響效應分解

為進一步分析互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在空間維度上對市場一體化的影響，本文根據(jù)Elhorst的分解方法將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響分解為直接效應與溢出效應[21]。表4給出了分解結果。

表4 直接效應與溢出效應的分解結果

觀察表4 可知，基于3 種不同空間權重的分解結果均表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有顯著的直接效應，這與表3中Internet系數(shù)估計值相對應。但同時可發(fā)現(xiàn)，與表3中的回歸結果相比，分解得到的Internet 的直接效應及其系數(shù)值不相等。這是因為個體之間的經(jīng)濟活動存在相關性且存在反饋效應，即一個地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展可通過經(jīng)濟活動的關聯(lián)機制影響鄰近地區(qū)的市場一體化，同時受到影響的鄰近地區(qū)又會通過關聯(lián)效應對本地區(qū)施以影響。以表4 列（1）為例，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的直接效應為0.709，而所對應系數(shù)估計值為0.653，則可得反饋效應為0.056。而非空間計量模型因忽略經(jīng)濟活動的空間關聯(lián)與反饋效應而使得估計結果存在偏誤。

另外，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化具有顯著的正向空間溢出效應，表明鄰近地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對本地區(qū)市場一體化同樣具有顯著影響。同樣以表4 列（1）為例，分解得到的空間溢出效應為1.824，是其直接效應的2.57 倍。這在某種程度上反映出具有強外部性與網(wǎng)絡效應的互聯(lián)網(wǎng)所發(fā)揮出的“效能”：各地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展將成倍提升地區(qū)間信息可達性，從而能顯著強化各地區(qū)市場關聯(lián)性以及價格信號傳導，進而大幅提升國內(nèi)地區(qū)市場一體化水平。因此，作為一種便捷、高效的信息傳播載體，互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展對推動區(qū)域市場一體化進程具有重要影響。

3.3 門檻效應分析

由于互聯(lián)網(wǎng)的網(wǎng)絡外部性需要發(fā)展到一定規(guī)模與程度時才會充分顯現(xiàn)[5]，因而一個值得分析的問題是：互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響情況是否會因不同地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平的差異而產(chǎn)生顯著的差異？對此，本文采用門檻效應分析方法對這一問題進行考察，表5給出了模型估計結果。

表5 門檻效應分析結果

由表5 可知，Internet 的門檻效應檢驗結果顯示在5%顯著性水平上存在單一門檻，但雙門檻檢驗結果不顯著，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響存在顯著的單一門檻效應。這一檢驗結果也較為符合對現(xiàn)實的預期：當?shù)貐^(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及度較低時，信息基礎設施供給不足使得網(wǎng)絡連通性較差，因而互聯(lián)網(wǎng)難以對市場的互通提供有力的支撐；而隨著互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平提升，信息基礎設施所具有的規(guī)模效應不僅能大幅提升網(wǎng)絡連接的便利性，還能降低網(wǎng)絡節(jié)點建設的邊際成本，使得網(wǎng)絡節(jié)點會呈現(xiàn)幾何級增長，從而迅速提升各地區(qū)間市場信息的流動。

另外，當一個地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平低于0.239時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有負面影響；當高于0.239時，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有促進作用。因此，由于這種門檻效應的存在，要想充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化的網(wǎng)絡效應必須進一步加強互聯(lián)網(wǎng)待發(fā)展地區(qū)的信息基礎設施建設，并推動互聯(lián)網(wǎng)相關技術與應用的人才培養(yǎng)，以有效避免區(qū)際數(shù)字鴻溝的形成。

3.4 影響路徑分析

為進一步考察互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化的影響路徑，本文以表1 中所測算的市場整合度指數(shù)與區(qū)域聯(lián)系度指數(shù)為被解釋變量進行實證估計。表6 給出了對應的估計結果。首先，由列（1）至列（3）可知，Internet系數(shù)值均在1%顯著性水平上為正，表明當前互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有效促進了各地區(qū)市場整合；類似地，由列（4）至列（6）可知，Internet系數(shù)值顯著為正，亦反映出互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展有助于強化區(qū)域間聯(lián)系，從而有助于推動區(qū)域市場一體化。其次，市場整合度的空間交互項與區(qū)域聯(lián)系度的空間交互項均顯著為正，同樣反映出我國各地區(qū)市場整合度與區(qū)域聯(lián)系度存在顯著空間相關性。最后，通過將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合度與區(qū)域聯(lián)系度的影響效應分解可知，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場整合的影響具有顯著的直接效應與溢出效應，表明我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能有效降低國內(nèi)各地區(qū)產(chǎn)品、要素價格差異與分割程度，促進地區(qū)間市場整合；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域聯(lián)系度的影響存在明顯的直接效應與溢出效應，表明互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展同樣能通過強化區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系這一路徑影響國內(nèi)市場一體化進程。因此，由上述結果可知，我國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展能通過促進市場整合與強化區(qū)域聯(lián)系這兩條路徑推動我國區(qū)域市場一體化進程。

表6 影響路徑估計結果

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為進一步增強實證結果的可靠性，本文進行以下穩(wěn)健性檢驗：第一，考慮到地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率能較好地反映其互聯(lián)網(wǎng)接入情況，對此本文選用該指標替換原衡量指標進行實證估計（檢驗1）；第二，由于互聯(lián)網(wǎng)普及率作為抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)可能存在一定的抽樣誤差，而一個地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平與其所鋪設光纜線路的密度密切相關，因此本文還采用鋪設光纜線路密度作為衡量指標進行估計（檢驗2）；第三，采用變異系數(shù)法對市場一體化水平進行測算并作為變量Integration 的衡量指標進行實證估計（檢驗3）。表7列出了上述實證估計的結果。

表7 穩(wěn)健性檢驗

結合檢驗1 與檢驗2 可以看到，替換衡量指標后的核心解釋變量Internet系數(shù)值及其顯著性水平與原結果差別不大，均顯示出互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有顯著促進作用。w×Integration系數(shù)值均在1%水平上顯著為正，表明鄰近地區(qū)市場一體化對本地區(qū)市場一體化具有顯著的正向影響，反映出鄰近地區(qū)的相關經(jīng)濟活動對本地區(qū)市場一體化具有顯著的正向空間溢出效應。另外，采用距離倒數(shù)矩陣W1的w×Integration 系數(shù)值顯著程度更高，同樣反映出作為具有外生性特征的地理距離能更真實地反映各地區(qū)市場的互動關系。

由檢驗3 可以看到，Internet 系數(shù)值顯著為正，再次證實了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有積極影響的結論；另外，w×Integration 系數(shù)值均為正，其中基于W1和W2得到的結果顯著為正而基于W3得到的結果未通過顯著性檢驗。盡管上述結果存在一定差異，但總體上均與前文結果保持一致，表明不管是采用等權重法還是變異系數(shù)法，得到的估計結果差異性均不大。綜上，根據(jù)上述的檢驗結果可以認為本文的實證結果是穩(wěn)健的。

4 研究結論與對策建議

4.1 研究結論

為研究當前中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對國內(nèi)區(qū)域市場一體化進程的影響效應，本文在梳理與闡釋互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化影響機理的基礎上，實證研究了互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對區(qū)域市場一體化的影響。研究結論主要如下：

（1）實證結果表明，中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化具有顯著的直接促進效應與正向的空間溢出效應，且空間溢出效應要顯著大于直接效應。

（2）門檻效應模型回歸結果表明，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對市場一體化的影響效果存在明顯的門檻效應。

（3）影響路徑分析結果表明，總體上現(xiàn)階段中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展均能通過促進市場整合與強化區(qū)域聯(lián)系這兩條路徑推動國內(nèi)市場一體化，但在影響效果上具有前者要大于后者的異質(zhì)性特征。

4.2 對策建議

（1）穩(wěn)步推進信息基礎設施建設，補齊信息基礎設施供給短板，促進地區(qū)間市場信息的充分流動與共享。應繼續(xù)推動信息基礎設施建設，對于東部沿海地區(qū)，信息基礎設施供給在注重量的增長的同時還應注重質(zhì)的提升，從而更好地支撐數(shù)字經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；對于中西部地區(qū)，應著力補齊互聯(lián)網(wǎng)后發(fā)地區(qū)的信息基礎設施供給短板，提高人均信息基礎設施擁有量，縮小區(qū)際數(shù)字鴻溝，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在信息傳播上的優(yōu)勢，促進各區(qū)域市場信息的充分流動與交互。

（2）加強數(shù)字技術創(chuàng)新應用，推動互聯(lián)網(wǎng)的深度融合。加快完善“互聯(lián)網(wǎng)+”頂層設計與規(guī)劃，制定相關支持互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展政策，促進“互聯(lián)網(wǎng)+”在各行業(yè)領域的應用；注重互聯(lián)網(wǎng)相關領域?qū)I(yè)人才的培養(yǎng)，提升國內(nèi)數(shù)字創(chuàng)新能力，基于“互聯(lián)網(wǎng)+”構建更加高效的市場交易平臺，為統(tǒng)一大市場的構建提供堅實的技術支撐。

（3）優(yōu)化制度環(huán)境，加強法制文化建設，減少市場一體化進程的制度性障礙。繼續(xù)深化行政體制改革，積極轉(zhuǎn)變、優(yōu)化政府職能，減少政府對資源要素配置與價格形成的直接干預。加強法制建設與司法監(jiān)督，遏制不正當競爭行為，掃清市場一體化進程的制度性障礙，更好地發(fā)揮非制度性因素對市場一體化的推動作用。