全国统一大市场背景下信息通...的影响——破解索洛悖论之谜_王钺.pdf
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1、中国流通经济(2023年4月,第37卷第4期)China Business And Market(April 2023,Vol.37,No.4)收稿日期:2023-03-17基金项目:国家自然科学基金项目“国内市场整合驱动企业技术升级的机理与效应研究:地区技术多样化的视角”(72203107)作者简介:王钺(1991),女,河南省南阳市人,中共中央党校(国家行政学院)经济学教研部教师,经济学博士,主要研究方向为习近平经济理论与实践、全国统一大市场建设。全国统一大市场背景下信息通信技术对城市生产率的影响破解索洛悖论之谜一、引言党的二十大报告提出,要增强国内大循环内生动力和可靠性,提升国际循环质量
2、和水平,加快建设现代化经济体系,着力提高全要素生产率。1 在构建双循环新发展格局、建设全国统一大市场的进程中,信息通信技术的快速发展与普及对人类生产生活产生了重要影响,推动世界经济进入第五轮康德拉季耶夫周期 2。信息通信技术高度嵌入经济活动,不仅有助于改变传统经济的价值创造方式,而且有助于扩大资源优化配置的地域范围。对城市间的要素流动而言,信息通信技术的发展可在一定程度上弱化地方保护主义下的行政性贸易壁垒,降低区际经济往来成本,方便资源自由流动,助力城市间市场整合,而市场整合有利于提高市场运行效率,增强知识和技术溢出效应,增加全社会技术存量,促进城市生产率增长。早在 20 世纪 80 年代,美
3、国经济学家索洛王钺(中共中央党校(国家行政学院)经济学教研部,北京市 100091)摘 要:建设全国统一大市场背景下,信息通信技术的发展与普及对提升市场整合水平与运行效率具有重要作用。基于20062020年我国236个地级及以上城市数据,利用面板计量模型和RIF分位数回归模型,实证检验信息通信技术发展对城市生产率增长的直接效应及其通过市场整合对城市生产率增长的中介效应。研究发现,信息通信技术发展既能直接促进城市生产率增长,也能通过市场整合间接促进城市生产率增长,且这种影响效应在人口规模较大的城市更显著;沿海城市与内陆城市间存在“数字鸿沟”,与内陆城市相比,沿海城市信息通信技术发展对城市生产率增
4、长的直接效应及其通过市场整合对城市生产率增长的中介效应更强;信息通信技术发展对城市生产率增长的直接效应会导致城市间生产率增长差距的扩大,其通过市场整合对城市生产率增长的中介效应会带来城市间生产率增长差距的缩小。为更好地促进城市生产率增长,各地应高度重视市场整合的中介效应,进一步推进固定互联网和移动互联网基础设施建设,着力加大对人口规模较大城市和内陆城市的政策扶持力度;积极贯彻实施网络强国战略,建立数字政府,借助信息通信技术增进与其他地区的交流与合作,提升国内市场整合水平。关键词:信息通信技术发展;城市生产率增长;市场整合;高质量发展中图分类号:F299.23文献标识码:A文章编号:1007-8
5、266(2023)04-0003-14doi:10.14089/11-3664/f.2023.04.001引用格式:王钺.全国统一大市场背景下信息通信技术对城市生产率的影响J.中国流通经济,2023(4):3-16.3(Solow)3 就注意到,美国产业生产中存在一种奇怪现象:美国在信息技术方面投入了大量的精力和资金,但这些投入对生产率的作用效果甚微。基于此,索洛提出了著名的索洛悖论:除了生产率领域,计算机所发挥的作用无处不在。此后,越来越多的学者开始关注以互联网为代表的信息技术与生产率的关系,并对索洛悖论的存在性进行了探究 4-5。绝大多数学者认为,索洛的观点过于草率,信息通信技术对生产率的
6、影响在长期是能够显现出来的 6,这与本研究观点相一致。从当前信息通信技术对经济发展的贡献以及各国对信息通信技术的重视程度看,索洛在提出索洛悖论时显然没有预见到基于信息通信技术的“连接经济”的能量 7。各地基于信息通信技术相互连接,不仅有助于重塑地理空间格局,加速地区间市场整合,构建一体化市场网络,形成规模经济,而且有助于打破信息不对称状况,降低交易成本,带动地区间交流与合作,促进资源自由流动,提高资源配置效率。更重要的是,随着信息通信技术的发展与普及,这种市场整合作用会出现边际递增趋势,成为推动我国经济增长特别是生产率增长的重要力量。现有关于信息通信技术与生产率关系的研究往往关注信息通信技术发
7、展对生产率增长的直接影响,尚未充分关注信息通信技术发展的市场整合效应及其对生产率增长的影响机制。作为一种高效的资源配置方式,信息通信技术发展的市场整合效应对建设全国统一大市场、推动生产率增长具有非常重要的作用。本研究从信息通信技术发展的国内市场整合效应入手,实证检验信息通信技术发展对我国城市生产率增长的直接效应及其通过市场整合对城市生产率增长的中介效应,以期为加快全国统一大市场建设、促进城市生产率增长提供参考。与已有研究相比,本研究的边际贡献主要有三:一是把信息通信技术发展、市场整合、城市生产率增长纳入统一框架,深入分析信息通信技术发展的市场整合效应及其对城市生产率增长的影响,可在一定程度上拓
8、展信息通信技术与生产率关系的研究,为破解索罗悖论提供新视角;二是从技术进步和效率改善两个维度分析信息通信技术发展对城市生产率增长的直接影响,继而深入分析信息通信技术发展通过市场整合对城市生产率增长的间接影响,发现了信息通信技术发展对城市生产率增长影响的内在机制;三是将对市场整合水平的测度拓展到城市层面,并在此基础上实证检验信息通信技术发展的市场整合效应对城市生产率增长的影响,可为政策制定提供有益参考。二、理论分析与研究假设(一)信息通信技术发展对城市生产率增长的直接影响信息通信技术发展可通过技术进步和效率改善两种途径促进城市生产率增长。从技术进步角度看,首先,信息通信技术作为一种通用技术,能加
9、快信息在地理空间范围内的扩散与整合,方便联网经济体共享、学习、理解、加工信息,促进社会知识存量的积累,推动技术进步 8。其次,信息通信技术能为各创新主体提供便利的零距离交流平台,帮助其规避或减少研发活动中出现偏误的可能性,加速技术进步。最后,信息通信技术能促使经济体转变思维模式,而开放、平等、协作、共享的思维模式有助于社会创新。由于创新活动具有高风险、长周期、高不确定性等特征,加之信息不足会导致风险评估不准确等,社会资本往往不愿意投资创新项目,而随着信息通信技术的发展和信息开放程度的提高,社会资本参与企业创新项目的意愿将变得更强,而这有助于缓解创新面临的资金约束,促进技术进步 9。从效率改善角
10、度看,首先,信息通信技术的应用和信息化水平的提高有助于促进虚拟经济与实体经济融合,突破要素利用刚性约束,降低信息传递成本,提升效率水平。比如,信息通信技术能为用人单位发布招聘信息、劳动力搜寻就业岗位提供方便,而这有助于降低劳动力机会成本,增强劳动力流动性,吸引更多闲置资源进入生产领域,缓解市场失衡矛盾,优化要素配置。其次,以知识和信息技术为核心要素的信息通信技术,能突破科斯(Coase)10 提出的自由市场体制下高昂的交易成本障碍,深刻改变经济和生产环境以及生产、交换、分配过程,大大提升生产效率。最后,信息通信技术能增强信息传递时效性,降低信息传输成本,缓解管理效率低下困境,提升经济运行效率。
11、4基于上述分析,本研究提出以下假设:H1:信息通信技术发展对城市生产率增长具有正向促进作用。(二)基于市场整合的间接影响信息通信技术的发展深刻改变了信息传播的方式,提高了资源配置的效率,对经济发展产生了重要影响。对于信息通信技术发展与生产率增长的关系,索洛 3 认为,计算机在很多领域都发挥了重要作用,却唯独没有对生产率增长产生显著影响,这就是索洛悖论。事实上,索洛悖论过于草率,忽略了计算机相互连接而形成的能量 7。信息通信技术的发展能够促进城市间市场整合,而作为一种重要的资源配置方式,市场整合能对城市生产率增长产生重要影响。与传统理论认为集聚经济、产业结构升级是城市生产率增长的基础不同,区域协
12、调发展理论认为,市场整合才是城市生产率增长的基础。在信息通信技术发展对城市生产率增长的影响中,市场整合发挥着非常重要的作用。信息通信技术能够促进空间联通,降低交易成本,加速城市间市场整合,加剧市场间竞争,方便技术溢出,优化资源配置 11-13,促进城市生产率增长。具体而言,首先,随着市场整合水平的提高,竞争会加剧,为在竞争中保证利润,生产者会不断围绕产品质量、产品种类等进行研发创新,而这有助于城市生产率的增长;其次,在市场整合水平高的地区,开放的市场可为技术溢出提供极大的便利,使之能够通过各种溢出路径直接或间接作用于本地技术进步和效率改善,促进城市生产率增长;最后,随着市场整合水平的提高与社会
13、分工的深化,低效率的企业和要素不断被淘汰,资源的流动范围不断扩大,生产部门中各种要素的配置比例不断优化,而这有助于城市生产率的增长。基于上述分析,本研究提出以下假设:H2:信息通信技术发展能通过加快城市间市场整合促进城市生产率增长。三、计量模型、变量与数据(一)计量模型构建根据前面的理论分析,为检验信息通信技术发展对城市生产率增长的影响,本研究建立如下面板计量模型:TFPi,t+1=+1Intit+2Xit+vi+t+it(1)在式(1)中,i表示城市,t表示时间;表示常数项,表示回归系数;TFP表示城市生产率增长,考虑到信息通信技术发展对城市生产率增长产生影响需要一定的时间,对城市生产率增长
14、变量做前置一期(t+1)处理;Int表示信息通信技术发展(包括固定互联网普及率和移动互联网普及率);X表示控制变量;v表示地区固定效应;表示时间固定效应;表示随机误差项。(二)变量说明1.被解释变量本研究的被解释变量为城市生产率增长(TFP)。数据包络分析(Data Envelopment Analysis,DEA)法不需要预先设定函数的具体形式,测算结果比较客观。本研究主要使用基于数据包络分析法的曼奎斯特(DEA-Malmquist)指数法测度城市生产率增长率,并以此衡量被解释变量城市生产率增长(TFP)。为测度城市生产率增长率,首先,用m和n分别表示决策单元(Decision Making
15、 Unit,DMU)的投入和产出,利用DEA-Malmquist指数法测度产出导向下以第 t 期生产水平为基准的城市生产率变动Ft0:Ft0=dt0(mt+1,nt+1)/dt0(mt,nt)(2)在式(2)中,(mt,nt)和(mt+1,nt+1)分别表示第t期和第t+1期的投入产出变量组,dt0表示以第t期生产水平为参照的距离函数。同理,求得以第t+1期生产水平为基准的城市生产率变动Ft+10:Ft+10=dt+10(mt+1,nt+1)/dt+10(mt,nt)(3)其次,为避免在数值上产生误差,参考法尔(Fre)等 14 的做法,计算Ft0和Ft+10的几何平均值F0,即城市生产率增长
16、率。计算公式如下:F0=dt0(mt+1,nt+1)dt0(mt,nt)dt+10(mt+1,nt+1)dt+10(mt,nt)12(4)将式(4)分解为:F0=dt+10(mt+1,nt+1)dt0(mt,nt)dt0(mt+1,nt+1)dt+10(mt+1,nt+1)dt0(mt,nt)dt+10(mt,nt)12(5)5在式(5)中,等号右侧中括号外的部分代表技术效率的变化,中括号内的部分代表技术进步,中括号内外两个部分的乘积代表城市生产率增长率。在利用DEA-Malmquist指数法测算城市生产率增长率的过程中需要计算相关的距离函数。下面以距离函数dt0(mt,nt)为例,给出其线性
17、规划求解模型:dt0(mit,nit)-1=maxis.t.timtijmtij,tintijntij,ti1(6)在式(6)中,表示达到生产前沿面时产出要素增加的比率,参数1。这里的投入变量包括劳动力投入量和资本投入量,分别用就业人数和固定资产投资额(采用永续盘存法核算成存量形式)衡量,产出变量用地区实际生产总值衡量。2.解释变量本研究解释变量为信息通信技术发展(Int)。目前,学界关于信息通信技术发展水平的测度方法主要有单一指标法、综合指标体系法两种。考虑到综合指标体系法在指标合成过程中可能会弱化一些主要指标的影响,经济学领域的多数研究倾向于采用单一指标法测度信息通信技术发展水平,如用互联
18、网普及率或互联网宽带接入用户数量作为衡量信息通信技术发展水平的代理变量。互联网普及率作为最直观、最成熟的衡量信息通信技术发展水平的指标,能在一定程度上综合反映信息通信技术基础设施建设水平和信息通信技术应用水平,因此本研究用互联网普及率表征信息通信技术发展水平,以此衡量解释变量信息通信技术发展(Int)。互联网普及率表现为固定互联网 普 及 率(Int_tradition)、移 动 互 联 网 普 及 率(Int_mobile)两种形式。其中,固定互联网普及率用城市人均互联网宽带接入用户数量衡量,移动互联网普及率用城市人均移动电话台数衡量。3.中介变量本研究中介变量为市场整合(Seg)。相对价格
19、法是目前市场整合研究中最为常用的方法,相对价格不仅能反映市场供求关系,而且能反映整体的市场整合水平 15-16。本研究采用相对价格法测算城市间市场整合水平,以此衡量中介变量市场整合(Seg)。首先,计算商品相对价格的一阶差分Qkijt:Qkijt=ln(Pkit/Pki,t-1)-ln(Pkjt/Pkj,t-1)(7)其中,i、j表示城市,k表示商品类别,P表示商品价格。接下来,对Qkijt取绝对值,得到|Qkijt,以避免因i、j两个城市商品价格分子分母位置的变换而导致取对数后Qkijt的符号发生变化。继而,采用去均值法消除相对价格中某些与商品异质性有关的固定效应所带来的系统偏差,得到i、j
20、两个城市间的市场分割水平qkijt:qkijt=|Qkijt-|Qkt(8)进一步,计算qkijt的方差Var(qkijt),求取组内均值,得到各城市与其他城市间市场分割水平,对其开方后取倒数,即可得到各城市与其他城市间的市场整合水平。本研究同时考虑各城市与相邻城市间的市场整合(以下简称“相邻城市间市场整合”,用Seg1表示)及其与所有其他城市间的市场整合(以下简称“所有城市间市场整合”,用Seg2表示)。其中,前者参考桂琦寒等 15 的方法测算,式(7)、式(8)中的i和j代表相邻的城市;后者参考范爱军等 16 的方法测算,式(7)、式(8)中的i和j既可以是相邻的城市,也可以是不相邻的城市
21、。4.控制变量本研究设置了七个控制变量,分别是政府干预程度(Government)、对外开放程度(Open)、金融发展水平(Finance)、创新能力(Innovation)、城镇化水平(Urban)、产业结构(Structure)、人力资本水平(Human)。其中,政府干预程度用各城市预算内与预算外财政支出之和占GDP的比重衡量;对外开放程度用各城市货物进出口总额占GDP的比重衡量;金融发展水平用各城市金融机构存贷款余额与GDP的比值衡量;创新能力用专利授权数量加权平均值(0.5发明专利数+0.3实用新型专利数+0.2外观设计专利数)的对数衡量;城镇化水平用城镇人口占总人口的比重衡量;产业结
22、构用第二产业增加值占地区生产总值的比重衡量;人力资本水平用平均受教育年限衡量。变量描述性统计结果见表1。(三)数据来源城市层面居民消费价格指数的收集和整理难6度较大,因此现有关于国内市场整合的研究大多集中于省级层面。然而,需要注意的是,即使在同一省份的城市之间,也存在竞争和地方保护主义,由此造成的市场分割也不容忽视。鉴于此,本研究手工整理了20062020年我国236个地级及以上城市(未包含香港、澳门、台湾、西藏地区的城市)的消费价格指数,将研究拓展到城市层面。之所以选择2006年为研究起点,是因为自2006年以来,固定互联网和移动互联网发展的相关统计数据比较完备。另外,由于2016年居民消费
23、价格指数的统计口径发生了变更,为在一定程度上保证数据的一致性和连续性,本研究通过手工整理,将2016 年之前的“食品”“烟酒”类目合并,以匹配2016年及以后的“食品烟酒”类目,合并后“食品烟酒”类目的价格指数为两个合并前类目价格指数的均值;将2016年之前“医疗保健和个人用品”类目中的“医疗保健”项目单列,以匹配2016年及以后的“医疗保健”类目,将“个人用品及服务”项目并入“家庭设备用品及维修服务”类目,以匹配2016年及以后的“生活用品及服务”类目;对于“其他用品和服务”类目,不再予以考虑。经过这样处理的数据尽管会存在一定误差,但整体变动较小,相比于任由数据在时间维度上大量缺失的做法,这
24、样处理显然更加合理。此外,原始数据主要来自历年各城市统计年鉴及国民经济和社会发展统计公报、中国城市统计年鉴、中国价格信息网、EPS数据平台、中经网统计数据库、CEIC中国经济数据库等。四、实证结果与分析(一)基准回归分析信息通信技术发展对城市生产率增长影响的基准回归结果见表2。其中,列(1)和列(2)显示了未控制城市和时间固定效应时的结果,列(3)和列(4)显示了控制城市和时间固定效应时的结果。可以发现,在控制城市和时间固定效应后,模型拟合效果更好,因此最终选用控制城市和时间固定效应的模型进行回归。由列(4)的结果可知,固定互联网普及率和移动互联网普及率的提升均有助于城市生产率增长。固定互联网
25、普及率每提升1%,会促进城市生产率增长1.249%,移动互联网普 及 率 每 提 升 1%,会 促 进 城 市 生 产 率 增 长1.393%。由此可见,信息通信技术发展作为技术进步的一种方式,可以直接促进城市生产率增长。从控制变量看,对外开放程度、金融发展水平、创新能力、城镇化水平、产业结构、人力资本水平的系数显著为正,说明这些因素能显著促进城市生产率增长;政府干预程度的系数不显著,说明随着信息化和市场化水平的提升,市场在资源配置中的作用越来越大,生产部门对政府的依赖度逐渐降低。(二)机制分析表2基准回归结果显示的是信息通信技术发展对城市生产率增长的总效应。接下来,本研究进行机制分析,进一步
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