馬竹 李漢

【摘 要】 本文立足于我國(guó)電子商務(wù)交易總額，基于2000-2014年的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件工具，通過(guò)實(shí)證分析研究對(duì)電子商務(wù)產(chǎn)生影響的定量因素，研究討論我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值對(duì)我國(guó)電子商務(wù)規(guī)模的影響。

【關(guān)鍵詞】 電子商務(wù) 人均可支配收入 網(wǎng)絡(luò)普及率 物流業(yè)增加值

一、電子商務(wù)理論分析

企業(yè)可以通過(guò)電子商務(wù)進(jìn)行相互連接，進(jìn)行數(shù)據(jù)傳輸，共享等節(jié)省大筆資金，而消費(fèi)者也能從網(wǎng)購(gòu)中，電子商務(wù)的各種方便中享受到便捷與迅速。

結(jié)合各位研究者的綜合概括，影響電子商務(wù)的因素主要有收入、網(wǎng)絡(luò)發(fā)展情況、安全情況、和物流發(fā)展情況。由于進(jìn)行網(wǎng)購(gòu)和電子商務(wù)的大多是處于經(jīng)濟(jì)較繁榮地區(qū)，所以本文采用了城鎮(zhèn)居民可支配收入而不是全國(guó)居民人均可支配收入來(lái)作為收入的定量分析因素。本文一共采用了三個(gè)因素來(lái)說(shuō)明影響電子商務(wù)的定量因素：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值。

二、實(shí)證分析：

（一）相關(guān)數(shù)據(jù)

（二）模型設(shè)定及回歸

根據(jù)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)和多次實(shí)證實(shí)驗(yàn)，選擇了以下的半對(duì)數(shù)模型。

三、模型檢驗(yàn)：

（一）經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

在假定說(shuō)明在假定其他條件不變的情況下，人均可支配收入增加1%，電子商務(wù)規(guī)模模增加3.096061%，在假定其他條件不變的情況下，網(wǎng)絡(luò)普及率增加1%，電子商務(wù)減少0.072355%。在假定說(shuō)明在假定其他條件不變的情況下，物流業(yè)增加值增加1%，電子商務(wù)規(guī)模模增加2.008889%。其中網(wǎng)絡(luò)普及率不符合符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)普及率對(duì)電子商務(wù)的發(fā)展有促進(jìn)意義，不可能因?yàn)榫W(wǎng)絡(luò)普及率的增加電子商務(wù)減少。

（二）統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)

（1）t 檢驗(yàn)

在置信水平為0.05的情況下。β1，β2，β3的t值的絕對(duì)值分別為2.973877，9.545169，2.511231。網(wǎng)絡(luò)普及率的t值不顯著。

（2）F檢驗(yàn)

F=1267.450 > F（3，13）=3.41

F 檢驗(yàn)符合

（3）擬合優(yōu)度

=0.997115 =0.996329

模型擬合好。

因?yàn)樵撃Ｐ?0.997115， =0.996329可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為1267.450，明顯顯著，而t值卻有部分不顯著。這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

3.3.1多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)及修正

由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線(xiàn)性.

② 修正多重共線(xiàn)性

采用Frisch法。對(duì) lnY 關(guān)于 lnX1，X2，lnX3 分別作作最小二乘回歸：其中加入LNX1的方程大，以L(fǎng)NX1為基本回歸方程，順次加入。

加入網(wǎng)絡(luò)普及率X2，對(duì)Y關(guān)于LNX1，X2作最小二乘回歸

加入物流業(yè)增加值X3，對(duì)Y關(guān)于LNX1，LNX3作最小二乘回歸

由軟件分析得，當(dāng)再加入X2時(shí)，X2的t值合格，但是符號(hào)相反。不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。當(dāng)加入LNX3時(shí)，t值不合格，不符合統(tǒng)計(jì)學(xué)學(xué)意義，所以X2，LNX3引起的嚴(yán)重多重共線(xiàn)性，應(yīng)剔除。

得回歸結(jié)果：

3.3.2異方差檢驗(yàn)及修正

用 WHITE 檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。nR?=0.490048，由white檢驗(yàn)知，在a=0.05下，查自相關(guān)檢驗(yàn)分布表得臨界值 （2）=5.9915， LNX1，LNX1^2的t值不顯著，nR?=0.490048< （2）=5.9915，

所以接受原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明模型不存在異方差。

3.3.3自相關(guān)檢驗(yàn)及修正

①.自相關(guān)檢驗(yàn)

先用圖示檢驗(yàn)法檢驗(yàn)。在eviews的處理下，進(jìn)行和的散點(diǎn)圖分析。

由于大部分的點(diǎn)都落在一、三象限，推測(cè)可能存在著正自相關(guān)。為了更準(zhǔn)確，再采用DW檢驗(yàn)。

DW檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)一階序列相關(guān)，較圖示法更為精準(zhǔn)。如果模型不存在一階序列相關(guān)，則認(rèn)為不存在高階序列相關(guān)。由回歸分析結(jié)果可知，該模型DW=0.380849在α=0.05水平下，由于n=15，k=3，查表得dL=0.814，dU=1.750。由于DW

②自相關(guān)的修正

為了解決自相關(guān)問(wèn)題，選用科克倫-奧克特迭代法。首先得出殘差序列回歸方程，由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了一個(gè)，為14個(gè)，DW=1.596866>du，說(shuō)明模型中已無(wú)自相關(guān)。同時(shí)R?，t，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量均達(dá)到理想水平。

（四）最終結(jié)果

五、結(jié)論與分析

從回歸函數(shù)可以看出我國(guó)電子商務(wù)交易額受人均可支配收入影響較大，受網(wǎng)絡(luò)普及率較小，受物流業(yè)增加值的影響小，所以如果想繼續(xù)擴(kuò)大電子商務(wù)規(guī)模，政府應(yīng)該努力提高人均可支配收入。

出現(xiàn)此結(jié)果的原因：電子商務(wù)規(guī)模一般是由B2B，B2C，C2C，O2O四個(gè)構(gòu)架組成，其中B2B還依然占了主要份額。而B(niǎo)2B是企業(yè)間的電子商務(wù)，一般不依靠第三方物流，也與網(wǎng)絡(luò)普及率的相關(guān)性很小，所以模型回歸的結(jié)果是電子商務(wù)的規(guī)模與城鎮(zhèn)人均可支配收入關(guān)系較為緊密，而與網(wǎng)絡(luò)普及率和物流業(yè)增加值相關(guān)性不大。但是現(xiàn)在的O2O發(fā)展的迅速，可以預(yù)想物流業(yè)增加值的影響會(huì)變大。

六、模型的評(píng)價(jià)與建議：

電子商務(wù)的發(fā)展是日新月異的，在本文中所建的模型只考慮了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值。但是就目前來(lái)看，電子商務(wù)未來(lái)發(fā)展的關(guān)鍵因素還有支付、數(shù)據(jù)，并且隨著O2O的發(fā)展，物流也必然成為重要因素之一。本文中的模型因?yàn)閿?shù)據(jù)的短缺并沒(méi)有將其考慮入內(nèi)，所以以后的分析中需全面些。

并且政府除了提高人均可支配收入，支持電子商務(wù)的發(fā)展，應(yīng)該加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善，以推進(jìn)網(wǎng)絡(luò)的普及、物流業(yè)的發(fā)展、支付平臺(tái)的多樣化。

【參考文獻(xiàn)】

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2014.[G].北京.2014

作者簡(jiǎn)介：馬竹（1994—）女，漢族，安徽宣城人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院，研究方向：稅收學(xué)。