馬竹 李漢

【摘 要】 本文立足于我國電子商務(wù)交易總額，基于2000-2014年的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件工具，通過實證分析研究對電子商務(wù)產(chǎn)生影響的定量因素，研究討論我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、網(wǎng)絡(luò)普及率、物流業(yè)增加值對我國電子商務(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)可以通過電子商務(wù)進行相互連接，進行數(shù)據(jù)傳輸，共享等節(jié)省大筆資金，而消費者也能從網(wǎng)購中，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。由于進行網(wǎng)購和電子商務(wù)的大多是處于經(jīng)濟較繁榮地區(qū)，所以本文采用了城鎮(zhèn)居民可支配收入而不是全國居民人均可支配收入來作為收入的定量分析因素。本文一共采用了三個因素來說明影響電子商務(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)的特點和多次實證實驗，選擇了以下的半對數(shù)模型。

三、模型檢驗：

（一）經(jīng)濟學(xué)檢驗

在假定說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)濟學(xué)意義，因為網(wǎng)絡(luò)普及率對電子商務(wù)的發(fā)展有促進意義，不可能因為網(wǎng)絡(luò)普及率的增加電子商務(wù)減少。

（二）統(tǒng)計學(xué)檢驗

（1）t 檢驗

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

（2）F檢驗

F=1267.450 > F（3，13）=3.41

F 檢驗符合

（3）擬合優(yōu)度

=0.997115 =0.996329

模型擬合好。

因為該模型=0.997115， =0.996329可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為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重的多重共線性。

（三）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗

3.3.1多重共線性檢驗及修正

由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，確實存在嚴重多重共線性.

② 修正多重共線性

采用Frisch法。對 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LNX1為基本回歸方程，順次加入。

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

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

由軟件分析得，當再加入X2時，X2的t值合格，但是符號相反。不符合經(jīng)濟學(xué)意義。當加入LNX3時，t值不合格，不符合統(tǒng)計學(xué)學(xué)意義，所以X2，LNX3引起的嚴重多重共線性，應(yīng)剔除。

得回歸結(jié)果：

3.3.2異方差檢驗及修正

用 WHITE 檢驗法檢驗。nR?=0.490048，由white檢驗知，在a=0.05下，查自相關(guān)檢驗分布表得臨界值 （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)檢驗及修正

①.自相關(guān)檢驗

先用圖示檢驗法檢驗。在eviews的處理下，進行和的散點圖分析。

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

DW檢驗用于檢驗一階序列相關(guān)，較圖示法更為精準。如果模型不存在一階序列相關(guān)，則認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數(shù)據(jù)，樣本容量減少了一個，為14個，DW=1.596866>du，說明模型中已無自相關(guān)。同時R?，t，F(xiàn)統(tǒng)計量均達到理想水平。

（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四個構(gòu)架組成，其中B2B還依然占了主要份額。而B2B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)增加值的影響會變大。

六、模型的評價與建議：

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。但是就目前來看，電子商務(wù)未來發(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。本文中的模型因為數(shù)據(jù)的短缺并沒有將其考慮入內(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)該加強基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)與完善，以推進網(wǎng)絡(luò)的普及、物流業(yè)的發(fā)展、支付平臺的多樣化。

【參考文獻】

國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒2014.[G].北京.2014

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