電商特色小鎮發展的空間攀比與空間競爭效應分析

馬瀟野 博士 吳 俊 博士

（桂林電子科技大學商學院 廣西桂林 541004）

文獻綜述

隨著2016年我國特色小鎮試點名單被公布以來，各地方政府基于本地區實際發展需要，紛紛推出各類特色小鎮，其中不乏電商特色小鎮。事實上，特色小鎮的出現，不僅豐富了當前我國的城市化實踐，為城鄉協調發展開辟了一條新的道路，同時也對豐富區域經濟發展模式，提高城鄉發展活力創造了條件。方應波等（2019）在研究中指出，考慮到我國各地區歷史文化、自然地理特征等差異，因此特色小鎮應該堅持差異化發展。袁星（2019）認為，特色小鎮的發展能夠彌補城市快速擴張的不足，減輕過度城市化造成的諸多問題，例如物流小鎮通過布局在城市周圍，能夠提升區域物流效率，促進區域經濟的發展。謝宏等（2018）借助GIS工具，分析了浙江省特色小鎮的空間分布結構，研究表明浙江省特色小鎮在空間上具有一定的集聚現象。一些特色小鎮如歷史文化小鎮、旅游小鎮是以當地自然景色及歷史人文條件的獨特性而獲得這一稱號，各級政府可操作性不強。但由于電商小鎮大多以農業或者是制造業為依托，而這類小鎮的發展受政府影響較大，因此政府在申請電商小鎮的可操作性較強（李冬梅等，2018）。此外，當前各級政府官員，受到晉升激勵的影響，對申報電商小鎮的驅動性較強，因此電商小鎮的成立受政府影響較大。

攀比效應最初是用于研究消費者在消費過程中的不理性行為，消費者的消費選擇會受到周圍人群消費行為的影響。然而事實上除了居民消費，政府決策以及其它經濟行為也存在明顯的攀比效應。例如李尚蒲、羅必良（2015）認為地方政府官員為了發展本地經濟，與周邊區域經濟體進行競爭，擴大了財政支出的規模，這種攀比效應在空間上表現出一致性。白讓讓（2016）在研究我國產能擴張的過程中指出，發展經濟是地方官員的首要目標，由此加劇了地方經濟發展的競爭性，抑制落后產能擴張與這一目標相違背，由于地方經濟發展的空間競爭與攀比性的存在，使得各地區抑制產能擴張的效率并不明顯。周勇、湯娜（2019）也認為這種空間攀比效應存在于城市地價領域，綜合表現為城市地價的空間集聚性。

綜合學者已有的研究觀點可以發現，特色小鎮的成立為學術研究創造了新的研究話題。但是目前的研究大多是以定性研究為主，定量分析較少。并且已有研究對電商小鎮成立的原因分析不足，也未從空間上探討電商小鎮成立過程中的攀比效應與競爭效應，這也是本次研究的創新所在。

研究方案的設計

（一）變量選取

被解釋變量，是否成立電商小鎮（Dc）。2016年我國第一批特色小鎮名單公布以來，各省市也紛紛試點特色小鎮，本次采用住建部官網公布的小鎮數據，對涉農、工業等與電商有密切關系的小鎮統稱為“電商小鎮”，對有電商小鎮的市賦值為1，否則賦值為0。

解釋變量。本文將各地區經濟發展水平、財政自由度以及金融發展水平作為解釋變量。經濟發展水平（Pgdp），電商小鎮的成立仍然是以當地經濟發展水平為基礎，經濟發展水平越高的地區，對電商小鎮的產業支撐能力越強，因此，成立電商小鎮的概率越大。財政自由度（Fiscal），電商小鎮的成立之初需要大量的財政資源作為支撐，財政自由度越高的地區，政府更有財力及能力建設電商小鎮，因此財政自由度越高的地區成立電商小鎮的概率越大。金融發展水平（Finance），電商小鎮的發展需要資金作為保障，金融發展水平越高的地區，電商小鎮及其企業融資難度越低，因此成立電商小鎮的概率越大。

控制變量。考慮到電商小鎮的特征，本文將人口集聚程度（Pop）、投資水平（Invest）、醫療衛生程度（Hos）作為控制變量。變量的定義及表示具體如表1所示。

（二）模型的構建

空間Probit模型的構建。傳統的Probit模型并未考慮變量之間的空間交互項的影響，事實上，衡量各級政府在設立電商小鎮時，需要以變量的交互項來衡量這種空間攀比效應。而空間Probit模型是對傳統Probit模型的延伸，通過加入空間權重矩陣，使得估計樣本中產生的溢出效應成為可能，本文所設置的空間Probit模型表達式為：

可以發現，式（2）與式（1）的主要區別在于式（2）新增了對空間要素的考慮，W為空間權重矩陣，ρ為空間攀比效應的估計，在空間競爭與攀比的作用下，各級政府會加大成立電商小鎮的可能性，此時ρ應該顯著為正。空間權重矩陣的構建是空間計量模型的一個重要方面，現有的空間權重矩陣包括反距離空間權重矩陣、鄰近矩陣、經濟距離矩陣等。考慮到各個行政單位在決策過程中所受影響的范圍，本文采用行政相鄰矩陣，其具體表達為：

（三）數據來源

本次研究包含2014-2018年共5年1520個縣域單元的數據，總樣本量為7600個，需要構建1520*1520維度的權重矩陣。數據來源于《中國縣域統計年鑒》、各省市經濟統計年鑒及地方縣（市）情年鑒。受限于研究目的以及數據的可獲取性，本文刪除了累計三年以上數據缺失的縣域，最終確定1520個縣域單元。

實證分析

（一）空間相關性分析

局部空間相關性分析用于識別局部地域范圍內經濟指標高值或低值聚集分布。本文通過Geoda計算Local Moran’s I指數值測度研究指標的局部空間相關性。散點圖將縣域分為四個象限：第一象限為“高-高”聚集模式，第三象限為“低-低”聚集，處于第一象限、第三象限的縣域具有空間正相關的特征，某一縣與其相鄰縣的經濟指標值處在相同的水平；第二象限為“低-高”聚集，第四象限為“高-低”聚集，第二象限和第四象限所涵蓋的縣域存在負的空間相關性特征，縣域與鄰近縣之間的指標值的所處水平相異。局部空間性分析Local Moran’s I的定義為：

式（4）中：n為研究區域地區總數，當I值顯著為正時，意味著電商小鎮的成立在空間上具有明顯的相關性，即存在空間攀比性的可能，wij代表所選的空間權重，xi表示i區域和j區域 的經濟指標值，表示經濟指標的平均值，且

圖1為我國電商小鎮是否成立的局部空間自相關散點圖，可以發現，電商小鎮的成立存在明顯的空間正向相關性，可以認為電商小鎮的成立存在空間相關性。電商小鎮在空間上的相關性也表明，采用空間計量模型估計電商小鎮成立的空間攀比與競爭性是必須的。

（二）空間攀比性分析

基于式（1）及式（2），本文借助STATA軟件進行了一般probit模型以及空間Probit模型的估計，具體結果見表2。模型（1）是不添加控制變量的回歸結果，結果顯示，經濟水平以及財政自由度水平的提高有利于增加地區電商小鎮設立的概率。模型（2）新增了各個控制變量，可以發現，添加了控制變量以后，電商小鎮的設立與經濟發展水平、財政自由度、金融發展水平以及衛生水平呈現顯著正向相關關系，而與人口密度呈現顯著負向相關關系。模型（3）是空間Probit模型的估計結果，可以發現，ρ的估計量為0.87，且顯著為正，這說明電商小鎮的成立存在明顯的空間攀比效應，同一縣市其它地區電商小鎮的成立會刺激本地區電商小鎮的成立。在考慮到成立電商小鎮的空間攀比效應之后，電商小鎮的成立仍然與經濟發展水平、財政自由度、金融發展水平呈現顯著正向相關關系。

值得注意的是，Probit模型并非普通的線性模型，其系數估計量并不能用來表示邊際效應，。對于二元自變量而言，邊際效應需要能夠度量離散變化。在表2的第4-6列分別對于表2第1-3列的邊際效應估計結果。模型顯示，人均GDP每增加1個百分點，設立電商小鎮的概率會增加0.42個百分點；財政自由度每增加1個百分點，電商小鎮成立的概率會增加0.02個百分點；金融發展水平每增加1個百分點，電商小鎮成立的概率會增加0.12個百分點。空間攀比效應的邊際估計系數為0.22，且通過了1%的顯著性檢驗。

表1 變量的定義及表示

結論與啟示

在鄉村振興以及城鄉協調發展的大背景下，電商小鎮能夠為活躍農村地區發展活力，促進城鄉協調高效發展提供更多可能。本文選取了我國1520個縣級單位2014-2018年面板數據，運用空間Probit模型實證檢驗了電商小鎮在設立過程中的空間攀比效應。結果表明，我國電商小鎮的成立確實存在空間攀比效應，同時電商小鎮的成立還受到經濟發展水平、財政自由度以及金融發展水平的綜合影響。本次研究所得到的政策啟示如下：

首先，對于經濟發展水平較低的地區，設立電商小鎮應該量力而行。雖然我國各級政府推出電商小鎮的目的是為了促進城鄉協調發展，但回歸結果顯示，經濟發展水平高的地區成立電商小鎮的概率要高于經濟發展水平低的地區。電商小鎮的發展需要產業、人才等支撐，因此更適合在經濟發展水平高的地區進行試點建設。

圖1 電商小鎮是否成立的局部Moran’s I散點圖

表2 電商小鎮設立的空間攀比性

其次，電商小鎮的設立應該加強財政資源的傾斜。回歸結果顯示，財政自由度越高的地區，設立電商小鎮的傾向越大。這是因為電商小鎮需要經過申請、審批、考核等一系列流程，財政自由度越高的地區，地方政府對電商小鎮的投入力度越大，電商小鎮審核成功的概率越高。此外，電商小鎮的發展離不開地方財政的支撐，財政實力越強的地區能夠為電商小鎮的健康持續發展提供源源不斷的財政補貼。

最后，需要健全電商小鎮的融資渠道，發揮金融體系高效配置金融資源的作用。電商小鎮從建設到成熟需要大量的資金作為支撐。電商小鎮發展發展過程中的基礎設施建設、產業發展、人才培養對資金的需求量較大。因此需要創新電商小鎮融資渠道，通過發債、PPP融資等形式為電商小鎮的健康持續發展提供金融保障。