王浩

中图分类号：F713 文献标识码：A

内容摘要：本文具体分析了互联网背景下，商品流通渠道影响内外贸一体化的机制，并提出了本文的基本假设。综合运用了差分矩估计、系统矩估计、混合回归以及固定效应模型对基本假设进行估计和检验。通过与混合回归和固定效应模型的估计结果进行对比发现，差分GMM的估计结果位于最小二乘估计和固定效应模型估计结果之间是最有效的。本文的研究结论证实了商品流通渠道的发展会对内外贸一体化的实现产生显著影响。

关键词：内外贸一体化 外贸转内销 商品流通渠道 互联网经济 差分GMM

研究假设

（一）以批发商为依托的纵向商品流通渠道与内外贸一体化

在订单驱动式的加工企业进入国内市场过程中，一方面由于国内市场地方保护、市场分割等因素的影响，其商品直接进入异地市场十分困难；另一方面，加工企业习惯于单一品种、大订单的供货模式，而零售企业则倾向于小批量、多品种的采购模式，供需之间存在错位和矛盾。而批发环节的发育则可以解决上述问题，一方面，批发商发挥自身的商品调节职能和跨区域流转职能解决外贸加工企业进入其他市场面临的空间障碍；另一方面，批发商利用自身资金实力从制造企业进行大批量进货，并批发给下游中小零售商，由此实现了对商品的集散，解决了内外贸一体化过程中商品的供给与需求在商品集散方面的矛盾。由此可见，在目前的商品流通渠道中，传统的制造商——批发商——零售商的纵向流通渠道是有助于内外贸一体化的实现的。而作为传统渠道模式中的渠道主导者和组织者，批发商的发育程度对内外贸一体化的实现起到积极的促进作用，由此，本文提出第一个假设：假设1：批发组织发育程度越高，即以批发商为依托的纵向商品流通渠道发育程度越高，越有利于内外贸一体化的实现。

（二）以大型连锁企业为依托的商品流通渠道与内外贸一体化

大型連锁经营的发展本身能够对内外贸一体化的实现起着重要的促进作用。一方面，大型连锁超市可以利用自身的规模优势直接向商品供应商进行大批量采购，这解决了大订单供应模式与小零售商小批量采购模式之间的矛盾，而大型连锁超市又可以利用自身的经营网络和统一配送解决供应商与各个零售门店之间存在的空间矛盾。因此，连锁经营模式可以利用自身高度的横向流通组织化水平解决外贸企业进入国内市场中遇到的供需矛盾和空间矛盾。而以大型连锁超市为主导的制造商——大型连锁超市——消费者这种渠道模式也会有利于内外贸一体化的实现。由此，本文提出第二个假设：假设2：连锁零售发育程度越高，即以大型连锁企业为依托的商品流通渠道发育程度越高，越有利于内外贸一体化的实现。

（三）B2B、B2C等电子商务模式为代表的新型流通渠道与内外贸一体化

在原有商品流通渠道格局中，由于我国零售环节自营能力弱化，外贸企业进入国内市场的市场进入成本往往很高，工业制成品或日用消费品在进入连锁超市等业态时要缴纳高昂的“入场费”，而百货、购物中心等业态采取“引厂进店”的经营模式，因此如果企业选择进百货、购物中心等业态，需要生产商投入巨大的资金成本、自建营销网络。电子商务的出现则极大降低了企业的内贸成本：以淘宝、京东为代表的平台型网站为生产商与消费者的直接接触提供了平台，且相比于自建营销网络和进入超市渠道，通过电子商务的平台进行B2C的交易模式成本和风险都更低；专业的B2B网站则聚集了大量生产商和需求商，这极大降低了供需双方信息搜寻的成本，生产商可以更加容易地找到关于新市场的信息并且可以同时对大量目标客户进行宣传和广告。因此，以互联网为依托的电子商务模式作为新兴的内贸流通渠道极大降低了企业在国内市场进行贸易的成本，从而有助于促进内外贸一体化的实现。为此，提出第三个假设：假设3：以互联网为依托的新型商品流通渠道的发展对于内外贸一体化的实现有积极的促进作用。

（四）互联网发展对商品流通渠道与内外贸一体化关系的影响

互联网的特点在于开放、共享、交互，其以低廉的成本促进了信息在商业系统内各个主体之间的传播、存储以及使用。一方面，其诱发了新型流通组织模式和流通渠道，使得商品流通渠道得以创新和变革；另一方面，其作为外生变量参与到商业体系中，极大促进了商业系统内部社会分工的进一步深化。互联网的发展与连锁零售商的发展并不存在互斥的关系，且互联网的发展将提升大型连锁超市对内外贸一体化的正向促进作用。为此，提出第四、第五个假设：假设4：互联网的发展会负向调节以批发商为依托的纵向商品流通渠道对内外贸一体化的影响；假设5：互联网的发展会正向调节以大型连锁企业为依托的商品流通渠道对内外贸一体化的影响。

研究设计

（一）数据来源

本文选取我国30个省（直辖市）2005-2014年的10年面板数据对基本计量模型进行验证（由于部分数据缺失，香港、澳门、台湾以及西藏地区数据未被包含）。关于各省基本经济、社会发展指标（GDP、城镇居民人均消费水平、农村居民人均消费水平）以及批发、零售行业的相关指标均来源于《中华人民共和国国家统计年鉴》；各地区工业销售产值和出口交货值数据来源于《中国工业统计年鉴》规模以上工业企业主要经营指标；互联网发展水平的数据（互联网普及率）来源于CNNIC发布的《中国互联网络发展状况统计报告》。

表1给出了本文相关变量的基本统计描述、变量含义以及计算方法。由基本统计描述可见，在关键指标及控制变量上，地区之间的差异较大，区域发展不均衡的现象严重。

（二）变量解释

因变量：本研究试图分别构建两个指标来表示内外贸一体化的程度。指标1：根据张昊（2014）使用外贸倾向（用出口交货值在工业销售总产值中的占比来衡量）来表示制造业企业的出口倾向，用本年度出口倾向与上年度出口倾向的变动来衡量出口调整情况。本文认为，该指标在衡量内外贸一体化水平这一研究问题上也是合理的。在构建内外贸一体化的衡量指标时，考虑到内贸与外贸的分割本质上是发生在商品流通和贸易领域的问题，因此，其指标构建思路应该与测度国内市场分割的“贸易法”的思路一致，贸易流量应该成为测度内外贸一体化水平的关键。内贸企业的“走出去””是势不可挡的，这类企业进入国际市场是遵循着Melitz（2003）模型的结论；而我国内外贸一体化问题的关键在于原本进行外贸的企业转入国内市场的问题。当内外贸市场的分割状态越严重，原本从事外贸的企业将继续在国际市场从事生产经营活动，因此企业的外贸倾向会越大；而内外贸市场的分割程度越低、即一体化程度越高，原有从事外贸的企业将转向国内市场进行经营，因此，企业的内贸倾向应该越高。由此，笔者将Yexporttende作为内外贸一体化水平的衡量。具体的，Yexpnrttendency=各地区出口交货值与工业销售值之比*100。该指标将作为本研究主模型的因变量。指标2：笔者认为，内外贸一体化水平越高，则同时进行外贸和内贸的企业就越多，这类企业占企业总数的比重也就越高。基于这样的思考，本研究构建出第二个衡量内外贸一体化程度的指标：内外贸一体化水平=同时进行外贸和内贸企业的数量/企业总数。在该指标构建中，基本数据来源于中国工业企业数据库。该数据库的统计对象是规模以上工业法人企业，包括全部国有和主营业务收入500万元及以上的非国有工业企业，与《中国统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》的工业部分中覆盖范围一致。不同的是，“年鉴”内容是根据该数据按照不同维度的加总，而本数据是企业的原始数据。在具体的指标构建上，首先按照地区计算出每个地区每年的企业总数；之后，计算每年各个企业的外贸倾向率，外贸倾向率位于0至1期间的企业意味着该企业同时进行外贸和内贸，在此基础之上，按地区计算出同时进行外贸和内贸的企业数量；最后，计算得到内外贸一体化程度的指标：yintegration=Nin&er/Ntotal，Nin&ex表示某地区同时进行外贸和内贸企业的数量；Ntotal表示某地区工业企业总数。yintegration越高，表示内外贸一体化水平越高。该指标将在稳健性检验部分的模型中出现。endprint

自变量：本文在定义商品流通渠道中强调三个特征：立足于流通视角、伴随所有权转移、强调渠道成员关系。而在强调渠道成员关系这一问题时，前文指出，渠道成员关系的有序、一致归因于商品流通渠道中主要成员和关键环节发挥的作用。在纵向商品流通渠道中，批发商是该渠道的主要角色，因此其发育水平会直接影响整体纵向商品流通渠道的发展。由此，本研究用批发组织的发育程度来表示以批发商为依托的传统纵向商品流通渠道的发展水平。具体的，由于批发组织的发育程度直接体现在其批发规模上，因此，用《中华人民共和国统计年鉴》中分地区批发业商品销售总额作为这一指标的衡量。同理，在生产商——大型连锁企业——消费者这一商品流通渠道下，连锁企业是唯一流通过程的中间商，负责组织起整个商品流通环节，因此其发展水平直接影响该渠道的发展。由于目前缺乏分地区的电子商务发展水平的具体数据，因此，在本研究中用互联网的发展水平来表示以电子商务为代表的新兴商品流通渠道模式。具体的，本研究用网络普及率对其进行衡量。

控制变量：由于地区经济发展水平、劳动力资源、市场需求水平等均会对企业的出口行为和进入国内市场的选择产生影响（张昊，2014），因此选取地区经济发展水平（GDP）、城镇居民人均消费水平和农村居民人均消费水平等指标作为本研究的控制变量。

（三）估计模型及估计方法

考虑到模型中现有解释变量无法将影响企业外贸倾向的全部因素涵盖，且地区当期的外貿倾向很大程度上受到以往外贸倾向性的影响，因此，本研究将被解释变量的一期滞后项引入方程右边作为被解释变量出现，由此构建动态面板模型。此时，一阶滞后项前的系数可以表示经济发展中对外贸易的“路径依赖”产生的影响——即不受其他情况影响下，前一期的外贸倾向对当期外贸倾向的影响；如果不考虑任何外界冲击和干扰，那么前一期的外贸倾向对当期外贸倾向的影响应该是1，但是在受到其他外界因素影响后，一阶滞后项前的系数就会降低。而当期外贸倾向与前一期外贸倾向的差即可以表示出口企业受到外生冲击后进行的外贸调整，这与张昊（2014）的思路是一致的。此外，时间虚拟变量也被加入模型作为控制变量。基于上述分析，给出本文的基本估计模型：模型（Ⅰ）用来检验商品流通渠道对内外贸一体化的影响，模型（Ⅱ）用来检验互联网的发展对商品流通渠道与内外贸一体化关系的影响。

模型（Ⅰ）：

模型（Ⅱ）：

由于动态模型（Ⅰ）（Ⅱ）中引入因变量的滞后项作为自变量，导致模型在进行一阶差分去除个体效应， 依然与相关，因此，△Yexporttendencyi（t-1）为内生变量。根据Arellano和Bond（1991）， 采取差分GMM（Difference Generalized Method of Moments）对模型进行估计，即利用滞后两阶及更高阶的滞后变量作为工具变量。但差分GMM无法估计不随时间变化的固定效应的系数，且差分GMM可能存在弱工具变量的问题，因此本文进一步采取Blundell和Bond（1998）提出的系统GMM（System GMM）方法对模型再次进行检验。除此之外，基本的混合估计与固定效应模型的估计结果也会在实证检验部分展现。

实证分析结果

表2、表3分别列出了采用不同的估计方法对模型（Ⅰ）、 （Ⅱ）的估计结果。在运用差分GMM和系统GMM对模型进行估计的过程中，设定全部解释变量与除时间以外的控制变量为内生变量。在该动态面板模型中用外贸倾向性表示内外贸一体化程度，外贸倾向性越低，表示内外贸一体化程度越高。作为一致估计，差分GMM能够成立的前提是扰动项不存在自相关（陈强，2010），模型（Ⅰ）和模型（Ⅱ）的Arellano-Bond检验的结果表明扰动项的差分存在一阶自相关但不存在二阶自相关，故接受扰动项不存在自相关的原假设，运用差分GMM进行估计是合理的。此外，对差分GMM估计中的工具变量进行过度识别检验，Hansen检验的结果接受了“所有工具变量均有效”的原假设。而系统GMM估计检验也都接受了扰动项不存在自相关的原假设，对过度识别进行的Sargan检验Hansen检验都接受原假设，即工具变量对方程均有效。

计量结果显示，利用差分GMM对模型（Ⅰ）进行估计，批发规模、零售连锁经营规模、互联网普及率均对外贸倾向产生负向的影响，且都是显著的。这说明，批发规模、零售连锁经营规模越大以及互联网普及率越高，外贸倾向性越低，即企业外贸转内贸的水平越高，内外贸一体化的程度就越高。假设1、假设2和假设3均被验证。同时，计量结果可见，相比于批发规模、零售连锁规模对内外贸一体化的影响，互联网的普及率对内外贸一体化产生的影响更大：批发规模每增加1，外贸倾向性降低0.0001%；零售连锁规模每增加1，外贸倾向性降低0.001%；而互联网普及率每提高1%，外贸倾向性降低0.17%。由此可见，在目前商品流通组织体系中，以互联网为依托的新型商品流通组织模式对内外贸一体化有着十分巨大的带动作用。但在运用系统GMM进行估计时，仅批发规模对外贸倾向的负向影响是显著，且估计系数相同；而连锁规模与互联网普及率对外贸倾向的影响都是不显著的。但通过与OLS（Ordinary Least Square）和固定效应模型（（FE，Fixed effects）的估计结果进行对比发现，系统GMM的估计结果与最小二乘法的估计结果是几乎一致的，但OLS的估计结果是上偏于真实值的，因此本研究中运用系统GMM的估计结果是无效的，这可能是由于系统GMM构造的工具变量过多、接近观测值所致。而差分GMM的估计结果是位于最小二乘估计和固定效应模型估计结果之间的，是合理的，因此本研究中以差分GMM的估计结果为准。

在对模型（Ⅰ）估计的基础之上，进一步加入交互项，并对模型（Ⅱ）进行估计。为降低交互项与自变量产生的多重共线性影响估计结果的显著性水平，这里采用中心化的方法对交互项进行处理。差分GMM的估计结果显示互联网普及率与连锁规模的交互项估计结果显著为正，且系数位于最小二乘估计与固定效应模型估计结果之间，因此估计结果是合理的。这表明互联网普及率会提高连锁经营规模对内外贸一体化的影响，假设3被证实。但假设4并没有得到支持。endprint

研究结论

本文实证结果证实了商品流通渠道的发展会对内外贸一体化的实现产生显著影响：批发组织的发育程度越高（即传统以批发商为依托的纵向商品流通渠道，生產商-批发商-零售商-消费者发育程度越高），外贸倾向越小，越有利于内外贸一体化的实现；连锁经营的规模越大（即生产商-连锁零售商-消费者，在流通领域形成横向网络的渠道模式规模越大），越有利于促进内外贸一体化的发展；以互联网为依托的电子商务（扁平化渠道模式，生产商-消费者）的发展也会显著促进内外贸一体化的发展；此外，以互联网为依托的新型商品流通渠道对内外贸一体化实现的拉动作用要远远大于前两种传统商品流通渠道模式。

综上所述，企业经营层面内外贸一体化的实现必须以国内商品流通渠道中组织化流通渠道的提高和完善为依托。一方面，这种组织化流通渠道的发展可以依托批发环节的发育来带动纵向流通体系组织化（供应商-批发商-零售商-消费者的传统模式）的发展，这是通过对商品流通关键环节的组织和优化来提高关键渠道成员对渠道的整体组织能力和影响能力，从而保证最终实现供需耦合；另一方面，可以通过零售连锁组织的发育提高流通渠道中流通领域的横向组织化水平（供应商—连锁零售商—消费者的渠道模式），这是进一步扩大终端渠道组织对上下游的影响力来实现供需的对接：上述两种渠道模式组织化程度的提高都为外贸企业间接进入国内市场提供了基础。此外，要充分利用互联网构建的平台来实现供需的直接匹配和对接，这是利用双边市场的特点同时将大量卖方和大量买方组织于同一平台内部，打破商品交易的时空界限，并利用互联网辐射范围的扩大使分散的消费聚集成规模的消费，从而直接与规模化大生产对接，这是通过降低国内市场的进入成本来促进外贸企业直接进入国内市场。而相比于前两种传统的渠道模式，电子商务这一新型的渠道模式对于内外贸一体化的实现具有更强的拉动效应。

参考文献：

1.余东华，刘运.“互联网+”对内外贸市场一体化的影响与对策[J]. 国际贸易. 2015（12）

2.周英芬，朱瑞庭.我国零售业“走出去”背景下内外贸一体化发展的路径及对策研究[J].江苏商论，2015（7）

3.张昊.新形势下加快内外贸一体化进程的思考与对策[J].国际商务财会，2014（4）

4.冯明.内外贸一体化的内涵及发展思路探讨[J].商业时代，2013（23）

5.陆建兵.“互联网+”对内外贸市场一体化的影响分析[J].商业经济研究，2016（16）endprint