東北地區農產品電商產業集聚對經濟發展的溢出效應研究

佟 璐，彭銀春，慎 丹

引言

伴隨著“互聯網+”在農業領域的廣泛運用，農產品電子商務迎來新的機遇期，成為促進農產品產銷對接、鞏固脫貧成果、引導農業高質量發展、推動鄉村全面振興的重要力量。“2021 年全國農村網絡零售額達2.05 萬億元，同比增長11.3%，其中，農產品網絡零售額達4221 億元，同比增長2.8%。此外，生鮮電商交易規模達4658.1 億元，社區團購規模達1205.1 億元，農產品跨境電商額超300 億元。”①《農村電商新篇章解讀！2021 年全國農村網絡零售額達2.05 萬億元，社區團購占比1205 億》，澎湃政務，2022 年10月28日，https://m.thepaper.cn/baijiahao_20495994。各類農產品電商交易平臺近千家，包括淘寶、天貓、京東、拼多多等，借助眾多電商交易平臺，經營農產品的商家數量也在迅速增加，網絡營銷保持高速增長態勢。東北地區是我國重要的糧食主產區，但局限于傳統流通方式的限制，出現了傳統農產品積壓、農民增產不增收等現象，制約了當地經濟的發展。“從農產品上行看，農村電子商務通過搭建農產品產銷對接平臺，能夠提高農產品供需信息匹配效率，擴大農產品銷售市場，完善農產品供應鏈產銷對接機制。”①謝文帥、宋冬林、畢怡菲：《中國數字鄉村建設：內在機理、銜接機制與實踐路徑》，《蘇州大學學報（哲學社會科學版）》2022年第2期，第93—103頁。武榮偉、周亮、康江江等：《中國縣域電子商務發展空間格局及影響因素》，《干旱區資源與環境》，2018年第2期，第65—69頁。近年來，東北地區農產品電商產業發展速度加快，在線銷售農產品的網絡店鋪數量不斷增多，但與長三角、珠三角等電商產業發達地區相比仍存在一定差距。農產品電商作為一種新興產業，其發展受到區域自然稟賦、物流條件、技術支持等因素的影響，呈現一定的空間分布特征。②郭鴻鵬、于延良、趙楊：《電商平臺農產品經營主體空間分布格局及影響因素研究——基于阿里巴巴電商平臺數據》，《南京農業大學學報（社會科學版）》2016年第1期，第42—48+163頁。隨著生產要素的發展和產業空間結構的變遷，逐漸產生產業的集聚效應，不僅可以減少信息不對稱性、降低運輸成本、提升市場需求，還會促進經濟發展水平的提升，并且對經濟發展存在溢出效應。③陳路、孫博文、謝賢君：《產業集聚的經濟增長溢出效應——基于新經濟地理學視角》，《首都經濟貿易大學學報》2019年第4期，第42—52頁。因此，準確研判產業集聚與經濟發展之間的邏輯關系與作用機理，有助于促進東北地區農產品電商產業發展及區域綜合競爭實力的提升。

一、文獻綜述

馬歇爾最早闡述了產業集聚現象，并指出集聚的主要起源為自然稟賦和區域的市場需求。④Marshall A.,Principles of Economics,London:Macmillan Press,1890,pp.215-220.同時，馬歇爾還指出企業集聚的根本原因在于外部經濟效應。德國經濟學家韋伯主要從工業企業的區位布局來考察產業集聚現象，并在企業區位選擇的理論分析中引入集聚經濟。⑤Weber A.,Theory of the Location of Industries,Chicago:University of Chicago Press,1909,pp.85-96.近幾年，國內學者開始關注電子商務的集聚情況及影響因素。鐘海東、⑥鐘海東、張少中、華靈玲等：《中國C2C 電子商務賣家空間分布模式》，《經濟地理》，2014 年第4 期，第91—96 頁。丁疆輝⑦丁疆輝、吳建民、李冰潔：《天貓平臺入駐店鋪時空格局及變化特征》，《經濟地理》2017年第11期，第136—144頁。和杜傳忠⑧杜傳忠、陳維宣、胡俊：《信息技術、所有制結構與電子商務產業集聚——產業集聚力影響因素的實證檢驗》，《現代財經（天津財經大學學報）》2018年第12期，第82—95頁。等從省域和市域視角對電商產業集聚的空間格局及影響因素進行研究，發現電商產業呈現由東部沿海到內陸地區梯度降低的空間分布趨勢，并且區域經濟水平、人口受教育程度、物流業水平、信息技術應用水平等是影響電商產業分布的主要原因。在縣域電子商務的空間分布方面，浩飛龍、⑨浩飛龍、王彬燕、王士君：《東北地區縣域電子商務發展水平的空間差異及影響因素》，《地域研究與開發》2016 年第4期，第16—21頁。談璐、⑩談璐：《浙江省縣域電子商務發展水平時空差異格局分析》，《商業經濟研究》2018年第22期，第134—137頁。武榮偉○1謝文帥、宋冬林、畢怡菲：《中國數字鄉村建設：內在機理、銜接機制與實踐路徑》，《蘇州大學學報（哲學社會科學版）》2022年第2期，第93—103頁。武榮偉、周亮、康江江等：《中國縣域電子商務發展空間格局及影響因素》，《干旱區資源與環境》，2018年第2期，第65—69頁。等指出影響其分布的主要因素包括原有零售業基礎、經濟發展水平、人口規模、信息化程度等。朱邦耀、○12朱邦耀、宋玉祥、李國柱等：《C2C電子商務模式下中國“淘寶村”的空間聚集格局與影響因素》，《經濟地理》2016年第4期，第92—98頁。刁貝娣○13刁貝娣、陳昆侖、丁鐳等：《中國淘寶村的空間分布格局及其影響因素》，《熱帶地理》2017 年第1 期，第56—65 頁。和徐智邦○14徐智邦、王中輝、周亮等：《中國“淘寶村”的空間分布特征及驅動因素分析》，《經濟地理》2017 年第1 期，第107—114頁。等對淘寶村、淘寶鎮的集聚情況進行分析，發現影響農村電子商務發展的因素包括經濟發展水平、信息化水平和交通物流水平等。

對于電子商務和經濟發展的關系，國內外學者也進行了研究。高盛公司以美國、英國、德國、日本、法國為研究案例，發現電子商務發展對5個國家的宏觀經濟發展均呈現正相關關系，促進了5個國家的GDP 的正向增長。①Brookes H.,Martin W.E.,Zaki W., The Shocking Economic Effect of B2B,Goldman Sachs：Global Economics,2000,pp.3-13.2012 年思科公司的報告顯示，1995—2011 年美國電子商務發展對于提高生產率有積極作用，隨后又利用一般均衡模型分析歐盟電子商務發展與宏觀經濟之間的關系，結果表明2000—2011年電子商務發展對歐盟生產率增長具有促進作用。張紅歷②張紅歷、周勤、王成璋：《信息技術、網絡效應與區域經濟增長:基于空間視角的實證分析》，《中國軟科學》2010年第10期，第112—123+179頁。、楊堅爭③楊堅爭、周濤、李慶子：《電子商務對經濟增長作用的實證研究》，《世界經濟研究》2011 年第10 期，第40—43+88 頁。等人的研究均表明電子商務發展可以促進經濟結構調整和制造業升級改造，并促進創業與就業。范玉貞④范玉貞、卓德保：《我國電子商務對經濟增長作用的實證研究》，《工業技術經濟》2010年第8期，第40—44頁。通過實證研究來分析電子商務與經濟增長之間的關系，發現電子商務對經濟增長的彈性系數為正值，表明電子商務發展對經濟增長具有促進作用。黃睿君⑤黃睿君：《電子商務對經濟增長貢獻的實證研究》，《經濟視角（下）》2010年第6期，第31—32頁。發現電子商務交易額與國內生產總值之間存在均衡穩定的長期關系，進而說明電子商務對經濟增長具有積極影響。李瑤⑥李瑤：《電子商務對宏觀經濟增長的影響機制分析》，《商業經濟研究》2016年第10期，第121—122頁。的研究結果表明電子商務對于經濟增長的促進作用，主要是通過增加消費、投資、政府購買和凈出口等因素來實現的。

綜上所述，國內外學術界在電子商務產業集聚和電子商務與經濟發展的關系方面已形成一定的理論體系，并開展了一些實證研究。但不論是國內還是國外，對于農產品電子商務的研究深度還有很大的拓展空間，很多理論和實踐還不夠全面。具體表現在：首先，大多數學者著眼于電子商務規模對于經濟發展的影響，而電商產業集聚作為獨立于規模以外的要素，其對于經濟發展的影響則很少涉及。其次，多數對于電子商務的研究集中于全商品，而對于農產品電子商務則關注較少。

雖然網絡店鋪為虛擬企業，但與傳統實體商鋪是類似的，其所在地的分布情況顯示出集聚效應，研究表明產業集聚與經濟增長高度相關，⑦Hohenberg P M,Lees L H, The Making of Urban Europe,1000-1950,Cambridge/London: Harvard University Press,1985,pp.45-56.并且隨著地區市場一體化程度的提升，產業集聚效應也會不斷增強，進而產生經濟增長溢出效應。⑧孫博文、雷明：《市場分割、降成本與高質量發展：一個拓展新經濟地理模型分析》，《改革》2018 年第7 期，第53—63 頁。因此，本文將從新經濟地理學的視角，構建空間面板計量模型，探索東北地區農產品電商產業集聚對經濟發展的溢出效應。

二、研究方法

（一）空間相關性檢驗

全局Moran’s I指數是研究空間相關性問題的常用指標，用于度量某一位置的觀測值與其他位置的觀測值之間的空間相關程度。其公式如下：

其中，xi和xj分別為地區i和地區j的觀測值，n為地區數，wij為空間權重矩陣為n個觀測值的平均值，S2是觀測值的方差。Moran’s I 的取值范圍為［-1,1］，Moran’s I 的值為正，表示存在空間正相關關系，值越大代表空間相關性越明顯；Moran’s I 的值為負，表示存在空間負相關關系，值越小代表空間差異越大；Moran’s I的值為零，表示不存在空間相關性。

（二）空間杜賓模型

隨著空間計量經濟學的發展，空間杜賓模型（SDM）的應用愈發廣泛，空間杜賓模型同時包含因變量和自變量的空間滯后項，不僅可以解釋變量在本區域所產生的影響，還能夠通過相鄰區域間的空間關系，解釋對相鄰區域所產生的的影響。模型可以表示為：

其中，yit表示被解釋變量在地區i的t時期的觀測值，yjt表示被解釋變量在地區j的t時期的觀測值，ρ表示回歸系數，wij為空間權重矩陣W 的元素，β為解釋變量的系數，xit表示解釋變量在地區i 的t 時期的觀測值，xjt表示解釋變量在地區j 的t 時期的觀測值，δ表示空間滯后解釋變量的系數，μi代表個體固定效應，λt代表時間固定效應，εit表示空間自相關誤差項。

（三）空間溢出效應

為彌補空間杜賓模型對于被解釋變量分析的不足，LeSage和Pace①LeSage J,Pace R K, Introduction to Spatial Econometric,New York: CRC Press Taylor &Francis Group,2009,pp.201-220.指出，采用回歸模型偏微分法將總效應分解為直接效應和間接效應，直接效應可以反映出本地區的解釋變量對本地區的被解釋變量產生的影響，間接效應可以反映本地區的解釋變量對其他地區的被解釋變量所產生的影響。具體如下：

整理得：

其中，Sr(W)=V(W)(In βr+Wθr)，V(W)=(In-ρW)-1，In為n階單位矩陣，xr為第r個解釋變量，βr為X中第r個解釋變量的系數，θr為WX中第r個解釋變量的系數。將（5）式轉換為矩陣形式為：

總效應（ATI）等于矩陣Sr(W)加總的平均值，直接效應（ADI）是Sr(W)中對角元素Sr(W)ii的平均值，間接效應（AII）是Sr(W)中非對角線元素的平均值，可以通過總效應減去直接效應得到。ATI、ADI 和AII計算公式如下：

三、變量選取與數據來源

（一）變量選取

1.被解釋變量

經濟發展水平（GDP）。為檢驗農產品產業集聚對區域經濟發展水平的影響，及對于周邊區域經濟發展的溢出效應，將經濟發展水平作為被解釋變量，用該地區人均GDP 來表示，并以2010 年為基期進行平減。

2.核心解釋變量

農產品電商產業集聚（AGG）。在關于產業集聚的實證研究中，較為常用的方法是區位熵法，主要應用產業的產值或就業人數來計算，但農產品電商屬于新經濟業態，產業產值和就業人數等相關數據沒有統一的口徑和平臺進行統計，因此，本文將農產品電商產業集聚度定義為某地區單位土地面積上銷售農產品的網絡店鋪數量。

3.控制變量

控制變量主要包括市場潛能、產業結構調整、政府干預和人力資本。

（1）市場潛能（MAK）

市場潛能是指受地理空間位置影響而產生區域間的對產品、服務需求的潛在能力，是從需求的角度出發，體現經濟體本身的空間聯系和對區域經濟增長的空間關系，①王雪輝、谷國鋒：《基于市場潛能的城市經濟增長空間格局及溢出效應》，《地理科學》2017 年第11 期，第1617—1623 頁。因此引入市場潛能變量來從需求角度衡量對區域經濟發展的影響。市場潛能的測度采用Harris（1954）②Harris C D,“The Market as a Factor in the Localization of Industry in the United States”,in Annals of the Association of American Geographers,1954,Vol.44,No.4,pp.315-348.基于引力模型提出的“市場潛能函數”，具體公式為：

其中dij為城市i與城市j的幾何中心的直線距離。

（2）產業結構調整（IND）

對在線銷售的農產品種類進行分析可知，大多數產品屬于加工類農產品，因此需要考慮農產品電商產業集聚帶來的產業結構調整效應，這里選用第二產業占GDP比重代表地區產業結構調整的指標。

（3）政府干預（GOV）

政府適度干預經濟有助于提升經濟發展水平、優化資源配置，但是過度干預會導致政府失靈，這里采用地區財政支出總額作為政府干預的衡量指標，并以2010年為基期進行平減。

（4）人力資本（EDU）

新經濟增長理論認識到人力資本和技術進步對經濟增長的作用，重視以教育為核心的人力資本問題，即勞動力質量。高等教育水平較高的城市的人力資本素質相對較高，因此用每萬人在校大學生數量作為衡量人力資本的指標。

（二）數據來源

本文選取東北地區36 個地市為研究區域，所使用的農產品電商產業數據來源于淘寶和天貓平臺上經營農產品的店鋪數據，利用爬蟲軟件獲取經營地為這36 個地市的店鋪信息，包括店鋪名稱、在線商品數量、月銷量及開店時間，并對數據進行處理。首先篩選出主營業務為食品的店鋪，接著去除在線商品數量為0 和月銷量為0 的店鋪，以保證每個店鋪都在持續運營中。2009 年，遼寧省阜新市、吉林省遼源市、黑龍江省鶴崗市和雙鴨山市出現第一家在線農產品店鋪，至此，東北三省36 個地市均有在線銷售農產品的店鋪，考慮數據的一致性和完整性，選取2010年至2018年作為研究區間。其他變量均來源于歷年《中國城市統計年鑒》、《黑龍江統計年鑒》、《吉林統計年鑒》和《遼寧統計年鑒》。以上變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果與分析

（一）空間相關性分析

為驗證東北地區經濟發展水平與農產品電商產業集聚的空間相關性，采用全局Moran’s I指數進行檢驗。運用ArcGIS軟件計算2010—2018年東北地區36個地市的經濟發展水平和農產品電商產業集聚的全局空間自相關性，已有研究表明，選取合理的空間權重矩陣準確地反映研究對象之間的空間關系是，確保空間計量模型有效的前提，傳統的空間矩陣多選用二進制鄰接矩陣，但這種設置方式忽略了地理距離的影響，因此本文選用地理距離構造空間權重矩陣，其元素(wij)取值為：

其中dij為城市i與城市j的幾何中心的直線距離，具體數值通過計算國家基礎地理信息系統提供的經緯度數據計算得到。

由此得到的空間相關性結果如表2 所示（見下頁）。結果顯示2010—2018 年的全局Moran’s I指數均顯著，且為整數，總體呈增長趨勢，表明這兩個指標都具有顯著的空間正相關性，即呈現空間集聚特征，并且總體上聚集程度逐年增強。

表2 2010—2018年東北地區經濟發展水平及農產品電商產業集聚的Moran’s I表

（二）空間計量模型的選擇

東北地區經濟發展水平和農產品電商產業集聚存在正向的空間相關性，因此可以選擇相應的空間計量模型進行回歸分析。為了判斷空間模型的具體形式，需要進行前期檢驗。首先，進行LM 檢驗（LM-Error 和LM-Lag）和穩健LM 檢驗（Robust LM-Error 和Robust LM-Lag），LM-Error 檢驗和Robust LM-Error 檢驗為針對空間誤差的檢驗，原假設為模型沒有自相關誤差項，LM-Lag 檢驗和Robust LMLag 檢驗為針對空間滯后的檢驗，原假設為模型沒有滯后被解釋變量，如果檢驗結果拒絕原假設，則認為模型存在顯著的空間自相關性。接著，通過LR 檢驗和Wald 檢驗來識別空間面板模型的最優形式，檢驗的目的在于判斷空間杜賓模型（SDM）是否可以簡化為空間滯后模型（SLM）或空間誤差模型（SEM）。

從表3的檢驗結果中可以看出，LM 檢驗和穩健LM 檢驗均通過顯著性檢驗，拒絕了原假設，即模型存在空間效應，選擇SLM 模型和SEM 模型都合適，因此考慮選擇SDM 進行回歸分析更加穩健有效。①Elhorst J P,“Matlab Software for Spatial Panels”,in International Regional Science Review,2014,Vol.37,No.3,pp.389-405.接著進一步進行LR檢驗和Wald檢驗，表4的檢驗結果表明LR檢驗和Wald檢驗通過1%水平顯著性檢驗，拒絕原假設，說明SDM 不能退化為SLM 或SEM，因此應選擇SDM 作為最優模型。Hausman 檢驗結果顯示，在1%顯著性水平下拒絕了原假設，說明應選擇固定效應的SDM模型。

表3 LM檢驗結果

表4 LR、Wald和Hausman檢驗結果

最后，綜合分析時間固定效應、空間固定效應和時空雙固定效應模型的空間效應參數ρ、調整的擬合優度和對數似然值特征，發現時間固定效應下的SDM 模型更優。各個模型的檢驗結果如表5 所示（見下頁）。

表5 SDM模型估計結果

（三）空間杜賓模型的估計結果分析

由于解釋變量的系數估計值是有偏誤的，需要利用求偏微分的方法將其系數分解為直接效應和間接效應，估計結果如表6所示。

表6 SDM模型的效應分解結果

產業集聚的總效應通過5%水平的顯著性檢驗，且系數為正，說明農產品電商產業集聚對經濟發展具有正向影響，是提升區域經濟發展水平的重要驅動力。間接效應通過5%水平的顯著性檢驗，并且系數為正，表明本地區農產品電商產業集聚可以提升周邊區域的經濟發展水平，證實了農產品電商產業集聚對于經濟發展具有溢出效應。因此，應繼續加強區域之間的協同關系，發揮產業發達地區的帶動作用，通過加強農產品電商產業集聚帶動周邊區域的經濟發展，進而提高區域整體的經濟發展水平。

市場潛能的總效應通過5%水平的顯著性檢驗，系數為負值，說明市場潛能上升對于區域整體的經濟發展水平產生負向影響。間接效應通過1%水平的顯著性檢驗，系數為負值，說明市場潛能具有負向溢出效應，即本地區市場潛能上升會阻礙其他地區的經濟發展，這與王周偉（2015）①王周偉、王衡：《新常態下中國省域潛在經濟增長的市場潛能拉動研究——基于空間面板杜賓誤差模型的經驗分析》，《經濟問題探索》2015年第8期，第8—13頁。的研究結果類似，即市場潛能對于周邊區域的經濟發展具有抑制作用，分析其原因，可能是由于市場潛能高的地區對于資本、創新技術、優質資源等要素的吸引力較強，即資源要素的集聚能力強，進而產生“虹吸效應”，導致周邊區域容易失去資源要素吸引力，抑制經濟發展。因此，在農產品電商產業發展過程中，應從區域整體發展的角度出發，合理引導各地區均衡發展，規避其他因素對經濟發展帶來的不利影響。

產業結構調整的直接效應、間接效應和總體效應均通過顯著性檢驗，且系數為正，表明產業結構調整有助于農產品的加工與生產，為農產品在線銷售提供了保障，不僅對本區域經濟發展具有重要影響，而且具有正向溢出效應，帶動周邊區域的經濟發展，并對提升區域整體經濟發展水平具有積極作用。

政府干預的直接效應、間接效應和總體效應均通過顯著性檢驗，直接效應的系數為正，間接效應和總體效應的系數為負，說明政府干預對本區域經濟發展具有促進作用，但是具有負向溢出效應，即對于周邊區域的經濟發展產生抑制作用，對于區域整體發展具有不利影響。可能的原因在于本地區政府財政投入多，會吸引優質資源集中到本區域，造成周邊區域資源流出，影響經濟發展。因此，應從區域協調發展角度，切實落實相關政策和措施，促進區域經濟整體發展。

人力資本的間接效應和總體效應通過1%水平的顯著性檢驗，系數為正。這表明人力資本具有正向溢出作用，本地人力資本水平的提高可以促進周邊區域的經濟發展，這是由于知識具有流動性，通過人才流動和技術交流可以擴大產業集聚對于經濟發展的促進作用，帶動周邊區域的經濟發展水平，進而提升區域整體的經濟發展水平。

五、結論與建議

本文從新經濟地理學視角出發，以東北地區的36 個地市為研究對象，探索農產品電商產業集聚對區域經濟發展的影響及溢出效應。結果發現：（1）2010—2018 年東北地區經濟發展水平和農產品電商產業集聚均具有顯著的空間相關性，且相關性逐年增強，區域間呈現非均衡分布。（2）農產品電商產業集聚對經濟發展具有空間溢出效應，即本區域產業集聚增強會帶動周邊區域經濟發展水平提升。（3）產業結構調整和人力資本對于提升區域整體經濟發展水平有積極影響，并且具有正向的溢出效應；市場潛能和政府干預對于區域整體經濟發展具有抑制作用，并且呈現負向溢出效應。

當前，東北地區的農產品電商產業仍以本地特色農產品為主要銷售產品，依靠當地自然資源條件進行發展，產業集聚水平有待進一步提高。因此，為進一步提升東北地區經濟的整體水平，促進區域協調均衡發展，就需要優化農產品電商產業結構與空間布局，加快建設“淘寶鎮”“淘寶村”和電商產業園區，強化產業優勢地區領先發展的輻射帶動作用，構建大中小城市協調發展的城市格局，以中心城市帶動周邊城市發展，將中心城市的農產業加工業和周邊城市的特色農產品相結合，推動東北地區農產品電商產業的健康發展，促進地區經濟發展水平的整體提高。