马琦

中图分类号：F713   文献标识码：A

内容摘要：要分析导致我国商品市场产生分割的原因，就要分析我国电子商务的发展水平。因此，本文从静态和动态角度分析了电子商务对商品市场的分割作用。结果表明：提升电子商务水平能够促进商品市场的整合;提高对外开放水平能够促进商品市场的整合;提升国有化程度能够促进商品市场的分割;加强财政分权能够促进商品市场的分割;加强基础设施建设能够促进商品市场的分割;加强政府规模能够促进商品市场的整合;东部和西部地区电子商务水平的提升能促进地区商品市场的整合，而中部地区电子商务水平的提升容易导致商品市场的分割。

关键词：商品市场分割   电子商务   财政分权   对外开放

模型构建、变量选取与样本说明

（一）模型构建

本文对商品市场的影响建立相关面板模型公式如下：

式中，yit：被解释变量，Xit：解释变量、控制变量，μi：个体效应，εit：残差项。基于上述建立影响商品市场因素中的解释变量较为单一，而电子商务对商品市场是多方面、复杂的影响，所以需要对上述公式进行详细描述，建立公式如下：

式中：i：地区，t：年份，SEGM—商品市场分割指数（被解释变量），EC—电子商务发展水平（核心解释变量），OPEN：对外开放水平，SOE：国有化程度，FD：财政分权度，INF：基础设施水平，GC：政府规模，μi：地区固定效应，εi：误差项。上述公式能够较为全面系统地分析电子商务对商品市场分割产生的影响，上述公式是在商品市场分割不存在滞后性的基础上建立的，但本文需要将商品市场分割的滞后性进行分析，故建立相关公式：

式中SEGMi，t-1为商品市场分割指数的滞后项，而α为商品市场分割指数的滞后相关性。此外，将对外开放水平和基础设施水平分别与电子商务进行交互，并加入到上述滞后性公式中得到：

（二）变量选取与样本说明

被解释变量。SEGM：本文选取指定的16种商品，通过这些商品零售价格计算出商品市场分割指数，并比较这些指数的大小。

指数变量。EC：本文通过对电子商务的发展指标进行分析计算得到的电子商务发展水平指数，同样对计算得到的指数进行比较大小。OPEN：本文通过《中国统计年鉴》所记录的我国近几年进出口贸易额与国内生产总值，将两者之比进行比较，得出我国对外开放水平。SOE：国有化程度是指国有企业中的职工人数占职工总数的比值，如果SOE的指数越大，则说明越容易分割商品市场。FD：本文通过《中国统计年鉴》所记录的各省市地区的人均财政支出与全国人均财政支出，将两者之比进行比较，得到的结果即为财政分权指数，如果指数越大则说明越容易分割商品市场。INF：本文通过《中国统计年鉴》所记录的我国公路、铁路及航运占我国土地面积的比值得到的基础设施指数，指数越大则说明容易使商品市场整合。GC：本文通过《中国统计年鉴》所记录的各省市地区的一般性财政支出与该地区的生产总值，将两者之比进行比较，得到的结果即为政府规模指数。

本文选择《中国统计年鉴》中所记录的2007-2017年我国各省市地区的16种商品零售价指数作为本文的数据变量分析样本，将数据变量通过计算得到商品市场分割指数。为了能够便于对结果的分析，本文将商品市场分割指数同时扩大1000倍进行计算。

实证检验

（一）变量的统计特征及相关检验

变量描述性统计。本文在对数据变量进行分析之前，要对这些变量进行描述性统计，其分析结果如表1所示。由表1可知，商品市场分割指数的平均值为0.3477，标准差为0.2372，与其它数据变量相比，其值较小，这说明商品市场分割的水平变化幅度较其它变量的变化幅度小。此外，电子商务指数的平均值最小为0.0000，而标准差最大为1.7152，这说明电子商务指数的变化幅度大。

变量相关性检验。通过上述对变量的描述性统计，需要进一步进行对变量的相关性分析，以分析商品市场分割指数与其它变量的关系，其分析结果如表2所示。由表2可知，电子商务水平、基础设施水平与商品市场分割指数之间的关系值均为负数，其值分别为-0.3577和-0.0714，这说明两者与商品市场分割指数均呈负相关，其中电子商务水平的负相关程度最大。此外，其它数据变量与商品市场分割指数之间的关系均为正值，说明这些变量与商品市场分割指数呈正相关，其中财政分权与商品市场分割指数的关系值最大，为0.4771，表明该变量与商品市场分割指数正相关水平最大。

多重共线性检验。通过上述的变量相关性检验可以看出，众多解释变量之间存在相关关系，这会容易导致各数据变量之间相互混淆，故还需进行多重共线性检验，检验结果如表3所示。由表3可知，SOE的VIF值最大，即国有化程度的膨胀因子最大为5.32，而EC（电子商务指数）的VIF的值最小为3.65，其变量的VIF值均小于10，则说明各数据变量之间不存在多重共线。

（二）静态影响估计

混合回归模型。由表4可知，EC（电子商务发展水平）的系数为-0.3387，当数据变量为五个时，其系数为-0.03359，这表明电务商务发展水平对商品市场分割指数具有负的影响。此外，还有GC（政府规模）的系数为-0.22813，表明政府规模对商品市场分割指数同样具有负的影响;而其余数据变量的系数均为正，表明本文建立的数据模型变量之间的拟合程度较好。

固定效应与随机效应模型。我国不同地区商品市场的发展情况有所不同，所以对数据变量需要通过固定效应模型与随机效应模型进行分析，其分析结果如表5所示。由表5可知，其表中（1）、（2）为固定效应模型，EC（电子商务发展水平）的系数为-0.05569，当数据变量增加时，其系数为-0.04524，这表明电务商务发展水平对商品市场分割指数具有负的影响，并且负向影响加强;而表5（3）、（4）为随机效应模型，EC（电子商务发展水平）的系数为-0.03969，当数据变量增加时，其系数为-0.02663，其变量仍具有负影响，这与表4混合回归模型分析结果一致。将表5（2）与表5（4）的电子商务发展水平进行比较可知，通过固定效应模型计算的EC系数值比通过混合效应模型计算的EC系数值要低，说明采用固定效应模型计算的结果更好。此外，通过表5（5）检验结果可知，其Hausman检验的P值为0.0000，则說明本文建立的模型应选择固定效应模型。

工具变量法。在上述固定效应与随机效应模型基础上还要考虑数据变量的滞后性，所以要对固定效应模型与随机效应模型利用工具变量法进行检验，结果如表6所示。由表6可知，其表中（1）、（2）为将固定效应模型利用工具变量法进行分析，EC（电子商务发展水平）的系数为-0.05715，当数据变量增加时，其系数为-0.05824，这表明电子商务发展水平对商品市场分割指数具有负的影响，而其它数据变量在1%水平下均为显著。而表6（3）、（4）为将随机效应模型利用工具变量法进行分析，EC（电子商务发展水平）的系数为-0.04777，当数据变量增加时，其系数为-0.02778，其变量仍具有负影响。将表6与表5进行比较可知，利用工具变量法分析的结果比不用工具变量法分析的结果要小，说明采用工具变量法要优于不采用工具变量法。此外，通过表6（5）检验结果可知，其Hausman检验的P值为0.0000，则说明应选择利用工具变量法分析固定效应模型。

（三）动态影响估计

1.系统广义矩估计。通过静态影响估计分析了各数据变量中的滞后性分析结果，并将其与建立的公式相结合，以系统GMM估计进行动态估计，其分析结果如表7所示。由表7可知，通过普通OLS计算的电子商务发展水平（EC）系数与通过系统GMM计算的电子商务发展水平系数均为负数，说明电子商务发展水平不利于商品市场分割，这与之前的分析结果一致。此外，通过系统GMM计算的结果比通过普通OLS计算的值要大，说明通过系统GMM计算的电子商务发展水平对商品市场分割的负向作用较弱，也表明了系统GMM的计算结果更稳健、更真实。

对电子商务发展水平而言，通过系统GMM计算得到的电子商务发展水平系数为-0.02315，这说明提升电子商务水平能够促进商品市场的整合。这是由于网络平台的区域界线较小，运营的成本低，导致商品市场之间的分割作用逐渐减弱，促进资源和商品的整合。

对对外开放水平而言，通过系统GMM计算得到的对外开放水平系数为-0.02315，表明提升对外开放水平能够促进商品市场的整合。这是由于随着进一步推动改革开放，我国与世界的联系越来越密切，为了提高自身的竞争力，加强自身与外界的贸易关系，这就使得当地政府逐渐放弃了对商品市场的分割，加强了对商品市场和资源的整合。

对国有化程度而言，通过系统GMM计算得到的国有化程度系数为0.83873，表明提升国有化程度能够促进商品市场的分割。这是由于国有化程度代表了当地国企员工的占比，国企员工的人数越多越容易导致当地政府实施对国有企业的保护，这就容易导致贸易保护作用和商品市场的分割作用加强。

对财政分权度而言，通过系统GMM计算得到的财政分权度系数为0.23158，表明加强财政分权能够促进商品市场的分割。这是由于随着财政分权的加强，各地区政府为了各自地区的经济发展，更容易促使地区与周围地区形成竞争关系，导致政府容易实行贸易保护政策，从而产生了市场的分割作用。

对基础设施而言，通过系统GMM计算得到的基础设施系数为0.34713，表明加强基础设施建设能够促进商品市场的分割。从通常角度来说，基础设施的加强有助于加强地区之间的联系，更容易促进商品市场的整合，而本文与此结论相反。产生这种现象的原因主要由于虽然各地区加强了基础设施建设，但政府盲目地加强对基础设施的建设，容易造成财政赤字，更容易使政府实施贸易保护政策，从而产生了市场的分割作用。

对政府规模而言，通过系统GMM计算得到的政府规模系数为-0.52774，表明提高政府规模能够促进商品市场的整合。这是由于地区经济的发展离不开政府的参与，政府规模的扩大对地区的经济发展起到了指导作用，不同地区之间的经济贸易与交流也需要有政府的推动，从而促进商品市场的整合。

2.稳健性检验。采用工具变量法-分区域回归，通过上述GMM结果分析了各数据变量对商品市场的影响，本文需要对上述的结果进行稳健性检验，本文利用工具变量法分析不同区域的电子商务水平对商品市场影响，结果如表8所示。由表8可知，我国整体电子商务发展水平系数为-0.03522，小于东部地区的电子商务发展水平系数-0.03626，表明提升东部地区的电子商务水平能促进东部地区商品市场的整合。这是由于东部地区具有较好的经济基础，发展电子商务更具有优势，更能够促进商品市场整体发展。对中部地区而言，中部地区的电子商务发展水平系数0.00248，表明提升中部地区的电子商务水平容易导致商品市场的分割，但分割的作用并不明显，这与选取的样本数量有关。对西部地区而言，西部地区的电子商务发展水平系数-0.08415，表明提升西部地区电子商务水平比东部和中部地区更能够促进商品市场的整合，这是由于西部地区的电子商务水平较低，所以提高电子商务对商品市场的作用更明显。总的来说，发展电子商务能够促进商品市场的整合，减小各区域间的差距，能够促进我国市场的整体发展。

结论与建议

本文通过实证模型从静态和动态角度分析了电子商务对商品市场的分割作用。可以得到以下结论：对电子商务发展水平而言，通过系统GMM计算得到的电子商务发展水平系数为-0.02315，说明电子商务的发展能够促进商品市场的整合;对对外开放水平而言，通过系统GMM计算得到的对外开放水平系数为-0.02315，表明提高对外开放水平能够促进商品市场的整合;对国有化程度而言，通过系统GMM计算得到的国有化程度系数为0.83873，表明提升国有化程度将导致商品市场的分割;对财政分权度而言，通过系统GMM计算得到的财政分权度系数为0.23158，表明加强财政分权能够促进商品市场的分割;对基础设施而言，通过系统GMM计算得到的基础设施系数为0.34713，表明加强基础设施建设将导致商品市场的分割;对政府规模而言，通过系统GMM计算得到的政府规模系数为-0.52774，表明提高政府规模将导致商品市场的整合;东部地区的电子商务发展水平系数为-0.03626，表明提升东部地区的电子商务水平能促进东部地区商品市场的整合，中部地区的电子商务发展水平系数为0.00248，表明提升中部地区的电子商务水平容易导致商品市场的分割，但分割的作用并不明显，西部地区的电子商务发展水平系数为-0.08415，表明提升西部地区电子商务水平比东部和中部地区更能够促进商品市场的整合。

对此，提出政策建议如下：首先，应继续加强我国对电子商务的投入，将电子商务与企业相互结合，进一步促进商品市场的科学发展;其次，各地区政府要避免贸易保护将商品市场分割，不同地区之间应该加强贸易互信，实现资源互补，促进经济的整体发展;最后，提升对电子商务的管理水平，引进相关人才，激发创造力。同时，也要与国外的电子商品平台加强合作，实现我国商品“走出去”，使我国电子商务实现健康协调发展。

参考文献：

1.宋书杰.对外开放与市场分割是倒U型关系吗？[J].当代财经，2016（6）

2.屈小静，何辉.我国商贸流通中市场分割的非政府因素及统一对策分析[J].商业经济研究，2016（22）

3.王红娟.电子商务交易成本对数字商品的市场供求与定价策略影响[J].商业经济研究，2017（8）

4.于斌斌，陆立军.专业市场与电子商务双渠道融合的微观机理与实证分析[J].研究与发展管理，2017，29（3）

5.程财军.B2B电子商务模式下专业市场产业升级研究[J].商业经济研究，2018（4）

6.肖飞.电子商务市场特征对产品創新的影响[J].商业经济研究，2016（8）